可持續貿易、綠色技術進步與全球創新鏈升級的交互作用
——碳中和背景下跨國多行業的數據實證

萬 璐，郭麗莎，康嘉玲

(北京林業大學經濟管理學院)

目前，全球新型冠狀病毒肺炎疫情仍具有不確定性且存在威脅，國際貿易保護主義愈演愈烈。同時，近年來極端天氣出現的頻率也在增加，全球氣候變化帶來的風險已逐步從偶發性的“黑天鵝”轉化為長期蟄伏的“灰犀?！?。鑒于此，2020年，中國在第七十五屆聯合國大會上提出了“雙碳目標”。強化綠色環境治理逐漸成為全球性趨勢，盡管貿易保護主義尚存，但綠色化仍是世界各國少有的達成共識的領域，這將促進全球創新鏈和世界貿易在綠色層面上的結構性調整。

在這種背景下，中國經濟要想繼續高質量發展，必須要轉變參與、引領經濟全球化的方式和路徑，從之前利用低成本優勢參與全球產業鏈分工轉變為高水平參與全球創新鏈的新格局，以此獲取動態比較優勢。全球創新鏈是創新的新發展，關于全球創新鏈的理論內涵，現有文獻基本都做出了具體的解釋。在開放創新體系的理論基礎上對全球創新鏈進行界定，一般認為全球創新鏈是指跨國公司利用全球知識網絡和比較優勢構建具備高度開放性的價值創新網絡體系[1-2]。林學軍在對全球創新鏈的理論內涵進行研究時指出，開放創新可以提升一個國家的創新績效，進而推動創新效率的增長[3]?；诖?，本文選取創新效率作為全球創新鏈的表征。

貿易是宏觀經濟活動的重要組成部分，上游生產和下游消費環節都受到貿易的導向作用的影響；同時，人類經濟活動所帶來的環境影響也和貿易相互作用，二者聯系密切。因此，在國際能源署和聯合國秘書長提出的2050年全球實現碳中和這一迫切使命的帶動下，國際貿易如何擺脫貿易保護主義、環境成本增加等困境，向可持續貿易發展，日益成為學者們關注的話題。

綠色技術進步是促進貿易可持續發展的重要一環?？沙掷m發展戰略的重要組成之一即為環境產品和服務（Environmental Goods and Services，簡稱為EGS）的貿易自由化及市場擴展，其為實現可持續貿易的具體形式。且自2010年開始，世貿組織秘書處陸續匯集整理成員國提交的EGS產品清單，并將產品分為6大類，環保技術是其中一類?？沙掷m貿易概念成熟較晚，且國內對綠色技術進步的研究較為滯后，學者們對可持續貿易與綠色技術進步之間的關系研究比較欠缺，但綠色技術進步對可持續貿易有正向推動作用已得到學者們的普遍認可。其中，彭靜等[4]指出在外貿生產中要鼓勵綠色創新，從而使貿易走上低能耗、低污染、低排放、高效率的發展模式，實現長期可持續發展。Shahbaz等[5]利用國際貿易中隱含著的碳排放問題來評價可持續貿易，發現能源技術創新對法國碳排放有顯著抑制作用，有利于可持續貿易發展。

對可持續貿易與創新效率之間的關系，目前尚未達成一致結論。一種普遍的觀點認為創新效率與可持續貿易的關系正相關：如張軍[6]把促進科技進步和創新作為對外貿易可持續發展的關鍵環節；邢孝兵等[7]實證發現，影響全球技術創新活動空間分布差異的重要因素之一是出口商品結構，要想顯著促進技術創新，就要出口技術水平較高的產品。另一類觀點認為創新效率推動可持續貿易的作用并不顯著，可能存在一定局限：如Walz等[8]考察了各國創新動力的差異，研究結果表明科技進步對國家綜合實力有相對較高的要求，新興工業化國家由于較低的綜合國力，難以投入大量資金和人才進行深層、高效的科技創新。但這種局限性并不絕對，新興工業化國家正在研創的包括金融技術和金融科技在內的新技術，如區塊鏈等已經開始作用于國際貿易可持續供應鏈的轉型[9]。

綠色技術的進步是科技創新的一個方向，關于二者之間的交互作用尚未有直接定論。一些學者曾在研究中間接提及，如黃小敬等[10]通過分析我國30個省份的專利面板數據，認為我國大部分省份創新水平偏低，但能有效促進當地綠色增長。高質量創新水平可以帶來創新效率的提升，進而獲得可持續的包含綠色技術進步等高質量的綠色增長。宋曉玲等[11]分析認為技術創新對雙向外國直接投資的綠色經濟效應有調節作用，這種技術創新包含自身綠色生產技術和清潔工藝的進步。

綜上所述，學者們從各種角度對可持續貿易、綠色技術進步和創新效率之間的關系做了探討，為本文的研究提供了借鑒與參考。然而由于可持續貿易概念成熟較晚、數據難以收集、變量選取復雜等，學界仍然缺乏全面的探討，且已有成果大多忽略了空間溢出效應。由于存在技術要素的流動，綠色技術進步和創新的影響并不會僅限于一個地區，而是會擴散到其他地區，即產生空間溢出效應。若忽視這種影響，必定會造成綠色技術進步和創新的估計效應與實際效應不匹配，對可持續貿易影響的不確定性增強。

因此，本文通過空間杜賓模型探究綠色技術進步、可持續貿易與全球創新鏈升級的交互作用。本文在測算綠色技術進步和創新效率的基礎上，強調了經濟活動的空間關聯性，彌補了傳統研究僅重視時間因素而忽略空間因素的不足，既從地理空間的開放層面，又從綠色視角剖析、考量技術進步與創新溢出的影響和可持續貿易的空間相關性及交互作用機制，為探索可持續貿易發展路徑提供了一定的科學參考。同時，在新型冠狀病毒肺炎疫情反復，全球供應鏈受阻及國際形勢發生深刻變化的背景下，本文結論也為諸如中國等廣大發展中國家提供一種“破局”思路，找到在未來經濟全球化發展中避免落入利益陷阱的一條可能路徑。

一、研究框架

（一）創新效率測算

1. 效率量化方式

創新效率是指在一定環境和資源配置下單位創新投入獲得的產出[12]，或單位創新產出所需要的投入。本文為了剔除管理無效率、環境因素和隨機擾動3種因素的影響，兼顧面板數據特點與研究需要，采用 Fic提出的三階段 SBM-DEA（Slack Based Measure-Data Envelopment Analysis）模型，同時加入Malmquist指數，計算每個決策單元在原始輸入和輸出情況下的初始階段效率及松弛變量，得到相對真實的創新效率。

第一階段：傳統DEA模型只能根據截面數據建立生產前沿面，這意味著所有的國家每年都將有一個生產前沿面，無法進行縱向歷史數據對比。而通過全局DEA模型計算的Malmquist指數能夠對面板數據進行橫向、縱向對比，有效解決了這個問題[13]。同時，因為不同國家的投入產出變動比例很難保持一致，規模報酬不變的假設不適用，因此采用規模報酬可變假設更貼近真實水平。

第二階段：對研發投入、研發人員全時當量分別進行隨機前沿回歸分析，可得似然比值分別為262.23、214.90，在臨界值為8.76（5%的顯著性水平）的情況下顯然拒絕不存在無效率項的原假設，表明投入要素松弛變量和所選擇的環境要素之間存在顯著的關系，存在無效率項[14]，使用三階段DEA模型可行。因此，建立SFA回歸方程如下：

式中，k=1，2，…，n表示決策單元，i表示第i項投入，則Sik表示第k個決策單元第i項投入的松弛變量值，Z為環境變量，β是相應環境變量的系數，為環境變量對松弛變量值Sik的影響，（Vik+Uik）為聯合誤差項，Vik為隨機誤差，Uik為管理無效率值，即管理因素對投入松弛變量的影響。

第三階段：將調整后的新的投入和產出值重新代入模型，得到修正后的SBM-DEA效率值。

2. 創新效率評價指標

學界在衡量創新投入時，大多采用國內研發支出總額和研發人員全時當量指標[15]。針對國家創新產出的評價，本質上即為評估其在基礎研究、應用研究和研究成果商業化方面的產出能力，結合既有研究的做法，在基礎研究產出方面，利用科技論文發表數量進行衡量[16]；在應用研究成果方面，專利是普遍采用的標準，本文選取居民專利授權量作為主要衡量指標[17]；在創新成果轉化方面，采用知識產權使用費，其經常被用于衡量專利貿易水平，更適用于反映創新活動在國際商業競爭中的成果[12]。測度創新效率的環境指標則選取互聯網使用率、人均國民總收入（按購買力平價衡量）、高等院校入學率、高科技進口值（見表1）。

表1 創新效率評價指標

（二）計量模型設定

本文構建空間計量模型研究綠色技術進步和創新效率對可持續貿易的影響?；灸Ｐ褪顷P于各解釋變量對各地區可持續貿易發展的線性方程，在此基礎上引入空間影響因素。方程設定為：

其中，i和t分別代表國家（地區）和年份，則 S Tit表示第i個國家或地區在第t年的可持續貿易水平；空間矩陣Wij的構建結合了目的國家或地區主要聚集區的緯度、經度和人口等因素，數據由相關公式計算得到[18]，j表示空間單元；WijSTit為可持續貿易的空間溢出項；Xit為解釋變量集合； α 為Xit對應的系數向量，ρ表示被解釋變量的空間溢出，δ為解釋變量的空間影響， μi和 λt分別是地區和時間效應， εit為隨機擾動項，Zit為不同國家或地區的控制變量，其空間影響由系數 γ表示。

同時，為了探究創新效率和綠色技術進步在可持續貿易發展過程中的交互作用，在模型（1）的基礎上，引入創新效率和綠色技術進步的交互項，構建模型（2）：

其中，X1為綠色技術進步，X2為創新效率， β1則是X1和X2空間交互項的彈性系數。

二、樣本選取與數據說明

（一）樣本選取與數據來源

本研究遵循指標選取的可比性、可得性、科學性原則，剔除數據缺失的對象，選取覆蓋各個洲際的32個國家和地區作為考察對象(包括中國、美國、日本、南非等)，測算這些國家或地區在1995?2018年的創新效率。同時，將普通最小二乘法模型、空間自回歸模型和空間杜賓模型的實證結果進行對比研究。樣本數據中綠色專利數據由世界知識產權組織統計數據中心提供，其余數據來自世界銀行數據庫。

（二）指標體系

1. 被解釋變量

可持續貿易（ST）?？沙掷m貿易近年來已經成為人類命運共同體選擇的一種發展方式，其評估可以從多個角度入手[9]。而隨著全國碳排放權交易市場的進一步發展及全球對碳減排重視程度的進一步提高，同時國際貿易本身在標的商品生產過程中就存在碳排放問題，因此，從碳排放角度衡量可持續貿易有助于探索促進節能減排的有效機制，研究其與綠色技術進步、創新效率的關系。本文借鑒Atkinson等的做法，選取調整后的國民凈儲蓄，即凈國民儲蓄與教育支出之和減去能源、礦產、森林等資源消耗及二氧化碳和顆粒物排放損害后的值，表征可持續貿易[19]，并進行對數處理。

2. 解釋變量

①綠色技術進步（GTP）。為降低因投入-產出難以區分而帶來的偏誤，本文選取綠色技術發明專利授權數衡量綠色技術進步[20]。根據世界知識產權組織統計數據中心提供的綠色專利清單中列示的綠色專利國際專利分類編碼，匯總得出每萬名研發人員的綠色技術專利產出數量，并進行對數處理。②創新效率（IE）。創新效率由前文所構建的創新效率評價指標測算得到。

3. 控制變量

①產業結構合理化（SR）。產業結構的合理化程度有助于反映產業之間協調程度及資源有效利用程度[21]。近年來，學者多用泰爾熵指數來衡量樣本之間的差異，該指數由泰爾提出，通常用來衡量個人之間或者地區間收入的差距，該指標最大的優勢是能衡量組內及組間差距對總差距的貢獻，并避免了對絕對值的計算。因此，本文將其引入產業結構合理化的測度過程中，其中泰爾指數偏離0的程度即可說明產業結構的不合理程度[22]。②貿易開放度（TO）。貿易開放度對貿易的可持續性也存在著影響，貿易開放效應通過降低二氧化碳排放而引起復合效應，進而改善環境質量，促進可持續發展[23]。本文利用進出口貿易總額與GDP的比值來衡量貿易開放度[24]。③區域經濟增長（REG）。區域經濟增長用該國GDP的對數來測度。④金融服務進口（FS）。金融服務可在一定程度上影響可持續貿易發展[9]，本文用金融服務進口量占GDP的比值來衡量。⑤溫室氣體排放（EOG）。溫室氣體的多少會直接影響貿易的可持續性，需要加以控制，并進行對數處理。

4. 描述性統計

對目的國家的可持續貿易、綠色技術進步等變量進行描述性統計，由前文可知，32個國家或地區24年的總樣本量為768：可持續貿易（ln ST）均值為24.10，標準差為2.08，最大值和最小值分別為28.89和17.44，說明不同國家間的可持續貿易指數存在一定的差異；綠色技術進步（ln GTP）均值為4.69，最小值為0，最大值可達10.25，標準差為2.83，表明不同國家的綠色技術進步水平具有顯著性差異；創新效率（IE）均值為0.66，最大值、最小值分別為1.00和0.55，方差為0.05，差異較??；產業結構合理化（SR）最小值為?8.47，最大值可達102.30，標準差也達到了17.06，可見不同國家的產業合理化程度差距較大；貿易開放度（TO）均值為72.68，最大值、最小值分別為437.30、16.44，說明不同國家的貿易開放程度存在極其顯著的差異；區域經濟增長（ln REG）最大值為30.66，最小值為22.20，表明國家不同，區域經濟增長存在一定的差異；金融服務進口（FS）的最大值、最小值分別為0.10、0，平均值為0.01，方差為0.01，可見不同國家間的金融服務進口存在一定的差異；溫室氣體排放（ln EOG）的最小值為9.20，最大值為16.33，標準差為1.59，說明不同國家溫室氣體排放量有所不同，差異較大。變量描述性統計結果見表2。

表2 相關變量的描述性統計

三、實證分析

（一）空間自相關檢驗

由Stata計算得出1995年至2018年全球部分國家可持續貿易Moran's指數（如表3所示）。由表3可知，在使用標準化后的0-1空間權重矩陣條件下，所研究國家各年份Moran's指數均小于0，且在2008年之后（不含2008年）呈現出在5%的水平下顯著，表明全球可持續貿易從2008年（不含）之后存在顯著的負的空間相關性。結合2008年全球金融危機的時間節點可知，后金融危機時代世界市場需求持續銳減，發達國家經濟有所衰退，發展中國家經濟增速明顯放緩，從而導致了商品需求大幅減少，產品價格下跌嚴重[25]，降低了企業和國家的出口能力，因此可持續貿易空間相關性越來越強。

表3 面板自相關檢驗

進一步繪制1995年、2004年、2014年和2018年的Moran散點圖可知：從數量上來看，過半數國家地區的Moran's指數位于第二和第四象限，具有明顯的低-高聚集和高-低聚集（見圖1 ～4）?？沙掷m貿易愈發達的地區呈現低聚集，而愈不發達的地區呈現高聚集，即全球可持續貿易在空間上存在一定的區域可持續貿易的極化?？沙掷m貿易帶來的技術進步，如交通進步，促進了相關國家的經濟增長，卻抑制了周圍地區的經濟增長，從而助長這種極化經濟的產生。從時間上來看，自1995年以來，全球尺度的Moran's指數一直從聚集向著離散方向變化，表現為一、三象限的散點增多，整體聚集情況下降，這表明全球經濟格局伴隨著全球化而不斷改變。

圖1 1995年Moran散點圖

圖2 2004年Moran散點圖

圖3 2014年Moran散點圖

圖4 2018年Moran散點圖

（二）空間杜賓模型估計結果與分析

1. 計量模型檢驗

空間杜賓面板模型考慮了空間滯后被解釋變量和空間滯后解釋變量對被解釋變量的影響，具有比空間滯后和空間誤差模型更一般的形式，因而能夠有效捕捉其他地區傳導作用的外部性和管制政策的外溢性?；谇拔拇_定的該空間計量模型，下面我們將對國家層面的可持續貿易及影響因素進行空間面板模型分析，由于2008年之后空間相關性比較顯著，所以需對2008年空間面板模型的最優選擇進行檢驗。

Hausman檢驗的結果為31.82，且在1%的水平下顯著，拒絕了隨機效應優于固定效應的原假設，因此后續模型檢驗均為基于2008年之后的固定效應進行分析。根據在空間固定、時間固定以及時空雙固定條件下空間杜賓模型估計結果[26]，我們發現時空雙固定效應中的系數較大，且由似然比檢驗結果可知，在1%的顯著性水平下認為時空雙固定是最優選擇，因此后續模型分析均采用時空雙固定效應來進行。此外，似然比檢驗、拉格朗日乘子檢驗、沃爾德檢驗結果均在5%的顯著性水平下拒絕了空間杜賓模型會退化為空間誤差模型與空間自回歸模型的假設，這說明本文選取空間杜賓模型具有一定的合理性。

2. 計量模型結果分析

Anselin[27]認為，由于空間杜賓模型所得的結果中加入了自變量與因變量的空間滯后項，如只考慮直接的回歸結果會忽視自變量對因變量帶來的邊際影響，從而導致估計結果存在偏差。Lesage等[28]針對空間效應作用范圍與對象的差異性，將空間杜賓模型中自變量對因變量的影響效應分為直接、間接與總效應。本文空間杜賓模型效應的估計結果如表4所示。

表4 空間杜賓模型效應估計結果分析

從表4可知，可持續貿易具有顯著的溢出效應，本地區可持續貿易的提升會對鄰近地區的可持續貿易有顯著促進作用，忽略溢出效應的存在會使得估計結果有偏差[29]。而其中，綠色技術進步對可持續貿易的影響在5%的水平下顯著為正，說明綠色技術進步介入后原本高能源消耗、高污染排放的生產方式得以改變，而這種正空間相關性具有逐年遞增趨勢；創新效率對可持續貿易影響為正，但顯著性不強，說明創新確實能夠提升可持續貿易，但投資回報受到多方面影響而不具備典型性；溫室氣體排放、金融服務進口對可持續貿易影響為負，但并不顯著。

（三）分解效應分析

由表5可知，從直接效應的回歸結果來看，綠色技術進步、創新效率、溫室氣體排放對可持續貿易有一定抑制作用，但作用不明顯，這說明從促進可持續貿易發展來看，綠色創新等傳統理念并不能直接發揮作用；由于綠色創新、節能減排等需要資金的投入，在發展初級階段勢必會因資金的大量投入而導致貿易競爭力下降，從而不利于短期的貿易可持續。產業結構合理化在5%的水平下顯著為負，影響系數?0.008，結合產業結構合理化指數越接近于0則合理化程度越高的情況，這表明可持續貿易受產業結構合理化影響，且產業結構越合理，貿易可持續性越高。貿易開放度在1%的水平下正顯著，系數為0.017，這表明依賴外資外貿的程度越高，產業鏈條關系愈發緊密，從而貿易愈發可持續；同時持續開放貿易有利于發揮外來資本對市場和生產的調控作用，從而正反饋于可持續貿易。區域經濟增長在1%的顯著性水平下正顯著，系數為2.058，這說明隨著國民收入水平提高，對貿易的接受程度和依賴程度愈高，居民對生活質量愈發重視，導致大量外來商品流入本地市場。

表5 空間杜賓模型分解效應估計結果分析

從間接效應的回歸結果來看，周邊地區的綠色技術進步在5%的顯著性水平下正向促進可持續貿易，系數為0.800。隨著各地區綠色技術的進步，綠色高新產業得到發展，從而有更多核心競爭品參與到全球貿易中，對可持續貿易的促進作用愈強；相鄰地區間的創新效率提升也對可持續貿易有一定的促進作用。此外，貿易開放度在10%的顯著性水平上正向促進可持續貿易發展，系數為0.036。且區域經濟增長、溫室氣體排放量增加對可持續貿易均有負向作用，但結果不夠顯著。當區域經濟顯著增長時，側面反映本地區生產力提高，則該地區生產產品愈發多元和高質量，從而對周邊地區的貿易依賴度降低，對貿易的發展產生一定的負效應；而排放溫室氣體越多代表需支付的碳成本愈多，一定程度上不利于全球貿易博弈。

（四）穩健性檢驗

為驗證結論的可靠性，本文從以下3個方面進行穩健性檢驗：一，由于基準回歸可能存在數據依賴性問題，采用還原變量金融服務進口的方法，使其不再為對數形式，進而檢驗其穩健性；二，對模型可能存在的內生性問題，即可持續貿易與綠色技術進步、創新效率可能存在雙向的因果關系，借鑒楊世迪等[30]、聶名華等[31]的做法，把核心解釋變量進行滯后化處理；三，考慮到可能存在的遺漏變量和反向因果關系而造成的內生性問題，采用廣義空間兩階段最小二乘法對基準方程重新進行參數估計，以削弱內生性對估計結果造成的偏誤[32]。穩健性檢驗結果顯示以上檢驗方法所得與基準模型近似，這充分說明了計量結果的穩定性和可靠性。

（五）交互作用分析

1. 空間計量分析

為了探究綠色技術進步、創新效率對可持續貿易影響的交互性，在模型（1）中加入二者的交互項得到模型（2），進行實證分析。結果發現拉格朗日乘數檢驗不顯著，即空間杜賓模型失效，因此本文采用空間誤差模型進行分析，實證結果見表6。由表6可得交互項P值為0.680，說明綠色技術進步與創新效率的交互項對可持續貿易的影響不具有顯著的空間效應，無法用空間計量模型進行分析。

表6 空間誤差模型效應估計結果分析

2. 中介效應分析

根據模型（1）所得結論，綠色技術進步對可持續貿易影響顯著，而創新效率對其沒有顯著影響，借鑒黃小敬等[10]的研究，推斷創新效率可能對綠色技術進步和可持續貿易之間的作用發揮中介效應。所謂中介效應，即當變量X和Y間的關系不是直接的因果關系，而是通過一個或一個以上的變量M間接產生影響，此時我們稱M為中介變量，X通過M對Y產生的間接影響為中介效應。因目前國內廣泛應用的Baron和Kenny提出的中介效應檢驗模型受到了越來越多的學者質疑，本文采用Bootstrap法對中介效應進行考察。該方法由Preacher和Hayes首次提出，其估計結果包括直接效應、間接效應、總效應，本文在采用Bootstrap抽樣1 000次后，得到結果如表7所示。

表7 中介效應分析

由表7可得，間接效應在1%的顯著性水平上拒絕原假設，且置信區間不包含0，即說明間接效應顯著。由此可得，綠色技術進步對可持續貿易的作用會受到創新效率的正向影響，中介效應顯著。

四、結論及啟示

本文基于1995?2018年32個具有代表性的國家和地區的相關面板數據，構建以可持續貿易為被解釋變量，綠色技術進步和創新效率為解釋變量，溫室氣體排放、產業結構合理化、貿易開放度、區域經濟增長、金融服務進口為控制變量的空間杜賓模型。實證研究結果表明：第一，總體上而言，綠色技術進步顯著促進可持續貿易的發展，對周邊地區或經濟發展水平相近的地區具有積極的正向溢出效應，本地區則可以從其他地區的綠色技術進步中獲得“搭車”的好處。第二，在綠色技術進步正向推動可持續貿易發展的過程中，表征全球創新鏈的創新效率提升是一個關鍵性的同向中介因素。第三，區域經濟增長和產業結構合理化對可持續貿易均有顯著的促進作用；貿易開放度不僅可以帶動本地區的貿易可持續，還可以通過輻射效應為周邊地區帶來正的外部溢出效應；外來資本對地區環境具有雙面作用；而溫室氣體排放、金融服務進口的提升不僅會降低本地區可持續貿易程度，還會通過溢出作用對鄰近地區的可持續貿易產生較強的抑制作用，這說明構建周邊地區良好的經濟環境對本地區的可持續貿易具有重要意義。

根據以上研究結果，本文提出以下建議：第一，總體上仍然提倡綠色技術進步，鼓勵企業走節能且環保的綠色技術進步發展道路。對在科技創新和節能降耗方面表現突出的工業企業，可以給予多種激勵政策如稅收減免等；政府需要向社會強調綠色技術進步的重要性與必要性，為綠色技術進步創造良好環境。在優化綠色技術創新體系方面，需重點完善兩方面：一是讓綠色技術專利保護制度日趨成熟，促進綠色技術市場化；二是加強產學研的協同創新合作，推動綠色技術進步及其產業化的進程。第二，要積極推動國家、地區、區域間的綠色技術合作互助，強化正向溢出效應給可持續貿易帶來的優化作用。雖然我國企業已掌握了一定程度的技術，也有較為雄厚的資金實力，但原始性的綠色技術創新能力不足，需要積極學習國外先進的綠色創新技術。發達國家的綠色技術具有國際技術溢出效應，能夠對發展中國家自主研發提供研究參考，形成示范效應，同時還能減少創新中的資源損耗，發展中國家以此搭上“便車”。第三，我國在提倡綠色技術進步、發展可持續貿易的過程中，必須提高創新的規劃性，除了對應的創新研發政策外，還應加強政府在創新中的作用，加大政府創新研發資金在綠色技術層面上的投入，強化政府創新研發資金對綠色技術進步的引導作用，發揮好創新效率在綠色技術進步對可持續貿易作用上的中介效應，實現可持續貿易驅動。