沈 能，劉鳳朝

(1.蘇州大學(xué)商學(xué)院，江蘇蘇州215021;2.大連理工大學(xué)管理學(xué)院，遼寧大連116024)

一、引言

經(jīng)濟(jì)快速的增長(zhǎng)伴隨著持續(xù)下降的環(huán)境質(zhì)量、較低的自然資源利用效率以及不斷增加的環(huán)境健康損失等問(wèn)題。由于技術(shù)創(chuàng)新在各國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展中起到了重要作用，企業(yè)的環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新將成為環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本有效途徑。環(huán)境規(guī)制政策一方面解決環(huán)境污染問(wèn)題，同時(shí)也影響到企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性及技術(shù)的擴(kuò)散速度和深度，各國(guó)政府在制定環(huán)境規(guī)制中，逐漸開始重視生態(tài)環(huán)境與技術(shù)創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)關(guān)系。由于制度、歷史、區(qū)位環(huán)境和資源稟賦的差異，我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展表現(xiàn)出明顯的空間特征，特別是環(huán)境規(guī)制與科技進(jìn)步的關(guān)系呈現(xiàn)出不同的模式。因此，考察我國(guó)不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，降低環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的不利影響，實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“雙贏”格局，對(duì)于提高我國(guó)自主創(chuàng)新能力，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)綠色核心競(jìng)爭(zhēng)力等方面具有重要的戰(zhàn)略意義。

二、文獻(xiàn)回顧

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是相互抑制的，這種抵消關(guān)系會(huì)對(duì)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)負(fù)面影響，即加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)必然會(huì)增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，過(guò)高的經(jīng)濟(jì)成本將妨礙企業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)，最終影響一國(guó)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。但是波特(Michael Porter)在1991年向傳統(tǒng)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于環(huán)境保護(hù)問(wèn)題的理論框架提出了挑戰(zhàn)，提出了波特假說(shuō)(Porter hypothesis)［1］。該假說(shuō)認(rèn)為，真正意義上的環(huán)境保護(hù)政策不但不會(huì)增加企業(yè)成本，反而能夠引發(fā)創(chuàng)新，產(chǎn)生凈收益，進(jìn)而提高企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。1995年，波特與范德林德(Class Van der Linde)［2］對(duì)此假說(shuō)進(jìn)行完善，進(jìn)一步解釋了環(huán)境保護(hù)經(jīng)由創(chuàng)新而提升競(jìng)爭(zhēng)力的機(jī)理。那么，在環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新之間能實(shí)現(xiàn)“雙贏”嗎?學(xué)者們基于不同的前提假設(shè)、研究樣本、分析方法和變量設(shè)計(jì)得出不同的結(jié)論，實(shí)證研究結(jié)論大致可分為三種情況:

第一，“波特假說(shuō)”不成立，即環(huán)境規(guī)制一定程度上導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)(產(chǎn)業(yè))績(jī)效下降。Denison(1981)［3］考察了美國(guó)1972 －1975年生產(chǎn)率的變化，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策導(dǎo)致美國(guó)生產(chǎn)率下降了16%。Gollop和 Robert(1983)［4］對(duì)美國(guó) 1973 －1979期間的二氧化硫排放限制政策效果進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的實(shí)施，使得電力企業(yè)轉(zhuǎn)而使用部分低硫煤作為替代能源，導(dǎo)致電力產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)下降0.59%。Gray(1987)［5］分析了美國(guó)1958－1980關(guān)于對(duì)制造業(yè)環(huán)境和健康安全規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)兩種規(guī)制導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率每年平均降低 0.57%。Jorgenson和 Wilcoxen(1990)［6］分別比較了沒(méi)有環(huán)境規(guī)制與實(shí)施規(guī)制時(shí)對(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制政策使得GNP下降2.59%，受影響最大的是石油化工、黑色金屬以及紙漿和造紙產(chǎn)業(yè)。Barbera和McConnell(1990)［7］研究發(fā)現(xiàn)，1960 －1980 年美國(guó)鋼鐵、化工、造紙、有色金屬等產(chǎn)業(yè)10% －30% 的生產(chǎn)率下降可歸于污染治理投資。上述實(shí)證研究結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)(產(chǎn)業(yè))績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，傳統(tǒng)觀點(diǎn)得到部分證實(shí)。

第二，“波特假說(shuō)”成立，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新或(企業(yè))產(chǎn)業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極效應(yīng)。Lanjouw和Mody(1996)［8］考察了美國(guó)、日本和德國(guó)20世紀(jì)七八十年代環(huán)境規(guī)制與環(huán)境技術(shù)的發(fā)明和擴(kuò)散關(guān)系，研究結(jié)果顯示，污染治理支出與環(huán)境專利數(shù)量呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，環(huán)境專利數(shù)量隨著污染治理支出的增加而增長(zhǎng)，但環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)有1－2年的滯后期。Jaffe和 Palmer(1997)［9］使用美國(guó)制造業(yè)1975－1991年的有關(guān)數(shù)據(jù)，考察了環(huán)境規(guī)制對(duì)R＆D支出和專利申請(qǐng)數(shù)量的影響。結(jié)果顯示，污染治理成本與R＆D支出存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但是污染治理成本與專利申請(qǐng)數(shù)量關(guān)系不顯著。Brunner Meier和 Cohen(2003)［10］運(yùn)用面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了美國(guó)146個(gè)制造業(yè)1983－1992年環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。結(jié)果表明，污染治理成本與環(huán)境專利間存在較小但統(tǒng)計(jì)顯著的正相關(guān)關(guān)系。Berman和Bui(2001)［11］考察了1982－1992年空氣質(zhì)量規(guī)制對(duì)洛杉磯地區(qū)石油冶煉業(yè)生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)，受規(guī)制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率在樣本期間有較大的升幅，但同期沒(méi)有受規(guī)制企業(yè)的生產(chǎn)率是趨于下降的。Domazlicky 和 Weber(2004)［12］實(shí)證分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)美國(guó)1988－1993年化工產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的影響，結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制并不必然導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率的下降，在滿足一定的條件下，也可能成為企業(yè)生產(chǎn)率提升的誘因。

第三，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)(產(chǎn)業(yè))績(jī)效影響具有不確定性。Conrad和Wast(1995)［13］考察了德國(guó)1975－1991年環(huán)境規(guī)制對(duì)10個(gè)重污染產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的影響，研發(fā)發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制政策對(duì)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的正面效應(yīng)很小，其中一部分產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率降低。Boyd和 McClelland(1999)［14］對(duì)美國(guó)1988－1992環(huán)境規(guī)制對(duì)紙漿和造紙業(yè)生產(chǎn)率的影響。結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制政策的產(chǎn)出增加和產(chǎn)出損失效應(yīng)并存。Lanoie、Patry和 Lajeunesse(2001)［15］實(shí)證分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)加拿大魁北克地區(qū)17個(gè)制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，短期來(lái)看，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率有負(fù)面作用，但長(zhǎng)期來(lái)看，影 響 為 正。Alpay、Buccola 和 Kerkvliet(2002)［16］考察了1971－1994年環(huán)境規(guī)制對(duì)美國(guó)和墨西哥食品加工業(yè)生產(chǎn)率和利潤(rùn)率的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)墨西哥食品加工業(yè)的生產(chǎn)率的影響為正，對(duì)利潤(rùn)率影響為負(fù)，但是環(huán)境規(guī)制對(duì)美國(guó)食加工業(yè)的生產(chǎn)率有負(fù)的影響，利潤(rùn)率影響不顯著。

國(guó)內(nèi)學(xué)者開展此項(xiàng)研究相對(duì)較晚，大多數(shù)文獻(xiàn)是關(guān)于環(huán)境規(guī)制政策與技術(shù)創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究?？偟膩?lái)看，關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響研究的結(jié)論，多數(shù)文獻(xiàn)是支持“波特假說(shuō)”的;而關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)績(jī)效的影響存在不確定性。許慶瑞(1995)［17］通過(guò)對(duì)江浙50余家企業(yè)環(huán)境政策進(jìn)行調(diào)研，發(fā)現(xiàn)嚴(yán)格執(zhí)法的環(huán)境政策是企業(yè)環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新最重要的外部推動(dòng)力。黃德春和劉志彪(2006)［18］在Robert模型中引入技術(shù)系數(shù)考察環(huán)境治理與生產(chǎn)效率的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制在提高企業(yè)成本費(fèi)用的同時(shí)也一定程度上激勵(lì)了技術(shù)創(chuàng)新。趙紅(2008)［19］研究發(fā)現(xiàn)，在中長(zhǎng)期下，環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有一定的刺激效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制對(duì)滯后1或2期的專利授權(quán)數(shù)量和R＆D投入強(qiáng)度有顯著促進(jìn)作用。李強(qiáng)和聶銳(2009)［20］的研究結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制對(duì)核心創(chuàng)新指標(biāo)產(chǎn)生了顯著的正向效應(yīng)。黃平和胡日東(2010)［21］對(duì)環(huán)境規(guī)制與造紙及紙制品企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)相互協(xié)調(diào)的促進(jìn)關(guān)系。許冬蘭和董博(2009)［22］分析了1996－2005年期間我國(guó)受環(huán)境規(guī)制影響的技術(shù)效率變化和生產(chǎn)力損失。研究結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制提高了我國(guó)區(qū)域技術(shù)效率。白雪潔(2009)［23］考察了環(huán)境規(guī)制程度與中國(guó)火電行業(yè)效率的關(guān)系，結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制提高了中國(guó)火電行業(yè)的效率水平，但并非適用所有地區(qū)。王國(guó)印(2011)［24］的實(shí)證分析表明，我國(guó)東部地區(qū)支持“波特假說(shuō)”，而在較落后的中部地區(qū)得不到支持。張成(2011)［25］構(gòu)建了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度影響企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步的數(shù)理模型，并檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系。

以往研究不論是否支持“波特假說(shuō)”，但一個(gè)政策共識(shí)都是需要加大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，以此促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。但是，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與技術(shù)創(chuàng)新之間真是線性關(guān)系嗎?以往文獻(xiàn)使用的都是線性模型就環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響進(jìn)行估計(jì)。事實(shí)上，如果所研究的對(duì)象具有非線性特征，線性模型估計(jì)將是有偏的。如果環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與技術(shù)創(chuàng)新之間是非線性關(guān)系，那么這樣的政策意圖也許是南轅北轍了?？紤]到中國(guó)各地區(qū)的巨大差異性，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新存在非線性關(guān)系是很有可能的。另外，雖然有學(xué)者認(rèn)為波特假說(shuō)成立需要一定的前提假設(shè)，如:環(huán)境規(guī)制政策的嚴(yán)格執(zhí)行，以市場(chǎng)機(jī)制為基礎(chǔ)且恰當(dāng)設(shè)計(jì)的環(huán)境政策，以及企業(yè)對(duì)待環(huán)境規(guī)制的積極策略，但對(duì)波特假說(shuō)成立的條件并未實(shí)證分析。實(shí)際上，環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮會(huì)受多種條件因素的影響制約，面臨著諸多“門檻”。所謂“門檻效應(yīng)”，是指環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)中存在一個(gè)或幾個(gè)關(guān)鍵點(diǎn)，若該國(guó)(地區(qū))相關(guān)的經(jīng)濟(jì)初始條件位居這些關(guān)鍵點(diǎn)之下，那么這種效應(yīng)就難以實(shí)現(xiàn)。比如，當(dāng)?shù)貐^(qū)人力資本貧乏時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響可能相對(duì)有限;而當(dāng)該地區(qū)跨越一定人力資本門檻后，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的效應(yīng)就更為顯著。由于環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)不可避免地受特定經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，即地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本等因素將會(huì)導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系存在一定的非線性關(guān)系。因此，本文將結(jié)合這些變量因素分析環(huán)境規(guī)制促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的“門檻效應(yīng)”，首先利用面板數(shù)據(jù)從全國(guó)及地區(qū)來(lái)判斷我國(guó)環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新“波特假說(shuō)”是否成立，進(jìn)而利用非線性門檻面板模型實(shí)證研究我國(guó)環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的“門檻效應(yīng)”，并給出相應(yīng)建議。

三、環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的地區(qū)差異

(一)研究模型的建立

根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，技術(shù)創(chuàng)新是一種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，其表現(xiàn)形式是一種產(chǎn)出。技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程的生產(chǎn)函數(shù)可以用式(1)來(lái)表示:

式(1)中，I表示技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出;H表示技術(shù)創(chuàng)新的人力資本投入;M表示技術(shù)創(chuàng)新的資金投入;A表示影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的其他因素。環(huán)境規(guī)制變量是本文考察的重點(diǎn)，所以將環(huán)境規(guī)制這一變量納入技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)中。另外，考慮到我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，經(jīng)濟(jì)資源的稟賦條件必然對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，因此也將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平這一因素納入模型中。因此，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的擴(kuò)展函數(shù)如(2)所示:

式(2)中，S表示各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度;GDP表示各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

由于C－D函數(shù)及其擴(kuò)展形式被認(rèn)為是一種很實(shí)用的生產(chǎn)函數(shù)，在經(jīng)濟(jì)理論和實(shí)證研究中具有重要意義。技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程是一種特殊的生產(chǎn)，因此，本文假設(shè)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)與傳統(tǒng)的物質(zhì)產(chǎn)品產(chǎn)出函數(shù)類似，是傳統(tǒng)物質(zhì)產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)在知識(shí)生產(chǎn)領(lǐng)域的擴(kuò)展。因此，我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)形式如式(3):

為了剔除異常項(xiàng)和異方差對(duì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的影響，本文對(duì)模型(3)取對(duì)數(shù)，得到:

其中，i代表地區(qū)，t代表年份。δ、α、β、γ、φ均為待估參數(shù)，ε表示影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的其它因素。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平地區(qū)空間差異較大，地區(qū)之間在環(huán)境規(guī)制、政策執(zhí)行、技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等方面存在明顯差距，因此，本文將29個(gè)省(市)分為東、中、西部三大區(qū)域，其中東部包括北京、上海、天津、黑龍江、吉林、遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南;中部地區(qū)包括湖北、湖南、安徽、河南、江西、山西;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、甘肅、云南、廣西、貴州、青海、四川、陜西、寧夏、新疆(由于西藏部分年份的數(shù)據(jù)缺失，考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性，在計(jì)量過(guò)程中將其刪除;重慶于1996年從四川分出，可以將其并入四川一起統(tǒng)計(jì))。樣本期為1992－2009年。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及高校財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(1)技術(shù)創(chuàng)新(I)

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的代理指標(biāo)目前還未有統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)，專利是否適合于衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，目前學(xué)術(shù)界也存在分歧。一是由于部分發(fā)明并不申請(qǐng)專利，因此專利難以全面反映創(chuàng)新成果;二是專利不同，導(dǎo)致創(chuàng)新成果的經(jīng)濟(jì)價(jià)值存在差異。盡管存在上述缺陷，但由于難以找到更好的替代指標(biāo)，目前研究中依然被廣泛使用專利指標(biāo)。在我國(guó)，專利包括發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)三種形式。其中，發(fā)明專利能客觀地反映出一國(guó)(地區(qū))的原始創(chuàng)新能力與科技綜合競(jìng)爭(zhēng)力［26］。因此，本文選用發(fā)明專利授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的代理指標(biāo)。

(2)技術(shù)創(chuàng)新投入(M和H)

選取研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)從事科技活動(dòng)人員數(shù)作為創(chuàng)新人員投入(H)的替代變量;選取研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額作為技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)資金投入(M)的替代變量?？紤]到數(shù)據(jù)的可比性，筆者以1999年為基期，用商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額進(jìn)行平減。

(3)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)

用人均GDP反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)。同樣為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的可比，以每年GDP的名義值和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的GDP增長(zhǎng)速度為基礎(chǔ)，折算出一個(gè)以1999年為基期的GDP平減指數(shù)對(duì)人均GDP進(jìn)行平減。

(4)環(huán)境規(guī)制(Sit*)

關(guān)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的度量，學(xué)者們采用了不同的指標(biāo)。如排污稅額及比率、環(huán)境污染治理投資額、污染排放情況以及能源強(qiáng)度(GDP/Energy)等。以上環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代理指標(biāo)均存在一定程度的缺陷。為此，本文采用Levinson(1999)的方法設(shè)計(jì)環(huán)境規(guī)制評(píng)價(jià)指數(shù)，測(cè)算出各省份歷年的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。該指標(biāo)的優(yōu)點(diǎn)在于既包含各省份的實(shí)際工業(yè)污染治理投資額，又能避免因?yàn)榈貐^(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度評(píng)價(jià)造成的誤差。各省份的單位工業(yè)產(chǎn)值污染治理成本(Sit)表示式(4):

其中，Pit表示i省份t年的工業(yè)污染治理投資完成額，Yit表示i省份t年的工業(yè)產(chǎn)值。由于沒(méi)有考慮各省份工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的差異，單位工業(yè)產(chǎn)值污染治理成本會(huì)低估清潔產(chǎn)業(yè)密集省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，高估污染產(chǎn)業(yè)密集省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，所以需要使用各省份歷年的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，即工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比例St對(duì)其進(jìn)行修正。Sit*表示為式(5):

Sit*越大，表明環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度越大。

(三)實(shí)證檢驗(yàn)及分析

由于面板數(shù)據(jù)具有截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列的優(yōu)點(diǎn)，同時(shí)可以解決不可觀測(cè)的個(gè)體差異造成的遺漏變量偏差問(wèn)題，所以，本文以東、中、西部地區(qū)的29個(gè)省(市)為研究對(duì)象，采用面板變系數(shù)模型，考察環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用程度是否存在地區(qū)空間差異。考慮到面板數(shù)據(jù)中截面相關(guān)和異方差可能對(duì)模型估計(jì)的影響。本文采用Stata10.0計(jì)量軟件，利用截面相關(guān)穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差和異方差方法對(duì)面板變系數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表1所示。從回歸結(jié)果來(lái)看，R2為0.94，總體模型擬合度較高，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)每增加1%，專利授權(quán)總量將增加0.42%;但是科技人員數(shù)對(duì)專利授權(quán)數(shù)量影響不明顯，表明我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出在很大程度上靠的是科研經(jīng)費(fèi)的大量投入，科研人員的科研效率普遍不高的現(xiàn)象值得關(guān)注。同時(shí)，各地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)密切相關(guān)，人均GDP每增加1%，發(fā)明專利授權(quán)量就會(huì)分別增加1.17%。可以看出，我國(guó)各地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍然是技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)最主要的影響因素。

分別按東、中、西部三大地區(qū)分組進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在顯著的地區(qū)差距。東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的系數(shù)顯著為正，尤其是上海、浙江、福建等沿海省份，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)較發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新具有正的影響作用，一定程度上支持了“波特假說(shuō)”的成立。相比之下，在較落后的中西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有擠出效應(yīng)，而有些影響還帶有不確定性。其中，中部地區(qū)的山西、江西等省份環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng);西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用最不明顯，大部分省份環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新甚至起到負(fù)面作用。以上情況表明，中西部地區(qū)的情況不支持“波特假說(shuō)”成立。

由此可見(jiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用具有明顯的地區(qū)差異。改革開放以來(lái)，相對(duì)于中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)市場(chǎng)化水平較高，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)東部的企業(yè)不斷創(chuàng)新。此外，東部地區(qū)憑借良好的區(qū)位優(yōu)勢(shì)及人才發(fā)展環(huán)境，吸引著優(yōu)秀人才源源不斷地流入，從而提高了東部的人力資本水平，為技術(shù)創(chuàng)新提供了人力資本保障。中西部地區(qū)雖然在西部大開發(fā)、東北振興與中部崛起、建設(shè)兩型社會(huì)的國(guó)家區(qū)域政策傾斜下，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用有了一定的成效，但仍然受制于軟硬件條件的制約，基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本、資本投入、技術(shù)水平等要素都比較匱乏，導(dǎo)致對(duì)國(guó)內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)的吸收能力不足，創(chuàng)新能力薄弱，同時(shí)環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)也很難實(shí)現(xiàn)。

表1 環(huán)境規(guī)制變系數(shù)模型結(jié)果

四、環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的“門檻效應(yīng)”

面板數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用具有明顯的地區(qū)差異。究其原因，一方面與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的地區(qū)差異有關(guān)，另一方面還和其它因素，特別是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)。為此，本文建立門檻面板數(shù)據(jù)模型來(lái)測(cè)度環(huán)境規(guī)制程度及其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素的門檻值。

(一)門檻面板模型

以往文獻(xiàn)不考慮環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)存在“門檻效應(yīng)”。關(guān)于“門檻效應(yīng)”的檢驗(yàn)，常用兩種方法:一是分組檢驗(yàn)(Girma，Greenaway和Wakelin，2001［27］;Chen，2003［28］)。先驗(yàn)地選擇割點(diǎn)將樣本分為若干組。但是該方法對(duì)樣本進(jìn)行分組難以提供客觀的標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)也無(wú)法對(duì)回歸結(jié)果的差異性進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。另一方法是交叉項(xiàng)模型(Kinoshi－ ta，2001［29］)。建立包含交叉項(xiàng)的線性模型，考察變量之間的相互作用。雖然該方法能估計(jì)出具體門檻值，但難以確定合適的交叉項(xiàng)形式，同樣也無(wú)法對(duì)“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性驗(yàn)證。為此，本文采用Hansen(1999)［30］提出的面板門檻回歸模型。它的優(yōu)點(diǎn)在于一方面能估計(jì)出門檻值，同時(shí)也能對(duì)內(nèi)生的“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。其思想是將某門檻值作為一個(gè)未知變量納入回歸模型中，構(gòu)建分段函數(shù)，并對(duì)該“門檻效應(yīng)”及相應(yīng)門檻值進(jìn)行實(shí)證估計(jì)和檢驗(yàn)。

除了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(Sit*)的門檻值，本文還選取了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)作為門檻測(cè)定的對(duì)象?？紤]到門檻變量可能會(huì)存在多個(gè)門檻值，因此分別建立如下以Sit*和GDP作為門檻變量的門檻面板數(shù)據(jù)模型，如式(6)和式(7):

其中，λ1，λ2，…，λn為待估算的門檻值，I(g)為指標(biāo)函數(shù)。

(二)模型估計(jì)及檢驗(yàn)方法

進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)需要解決兩方面的問(wèn)題:一是估計(jì)門檻值及其系數(shù);二是對(duì)門檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。門檻值的估計(jì)可以通過(guò)格柵搜索法(Grid Search)得到，但是工作量大，需要運(yùn)行大量的回歸。Bai和 Hansen［31］指出，以雙門檻為例，門檻值可以通過(guò)如下步驟計(jì)算:第一，先通過(guò)單門檻模型獲取臨時(shí)門檻值(λ*)，實(shí)際上，門檻值λ*可以在門檻變量λ取值范圍取任意值。如果任意選定一個(gè)初始值賦值λ0，然后可以采用OLS法估計(jì)，則可以求出對(duì)應(yīng)的殘差平方和S1(λ)。當(dāng)λ依次從小到大取值，就可以得到不同的S1(λ)，門檻值λ*就是使得殘差平方和S1(λ))最小，即λ*=argminS1(λ)。在實(shí)際運(yùn)行中，通常采用格柵搜索法，加快計(jì)算速度。門檻值一旦確定，就可以采用OLS法估計(jì)出斜率η(λ*)，第二，將得到的臨時(shí)臨界值λ*代回，同樣采用格柵搜索法搜索門檻λ2的值，使得殘差平方和 S2(λ2)達(dá)到最小，即:λ2=argminS2(λ*，λ2)，此時(shí)的 λ2是漸進(jìn)有效的。第三，將得到的λ2重新代回，得到最終的門檻值λ1，即λ1=argminS3(λ，λ2)。在得到參數(shù)的估計(jì)值之后，我們還要進(jìn)行模型的檢驗(yàn)。一個(gè)方面要檢驗(yàn)門檻值的統(tǒng)計(jì)顯著性。其原假設(shè)為:H0:β1=β2，同時(shí)構(gòu)造LM統(tǒng)計(jì)量:

其中，S0為在原假設(shè)下得到的殘差平方和。Hansen(1996)建議采用bootstrap方法(即自舉法)來(lái)獲得其漸近分布，進(jìn)而構(gòu)造出p值。另一個(gè)方面要進(jìn)一步確定門檻值的置信區(qū)間，檢驗(yàn)其真實(shí)性。其原假設(shè)為:H0:γ=γ0，檢驗(yàn)似然比統(tǒng)計(jì)量為:

LR1(γ)同樣是“非標(biāo)準(zhǔn)”分布。Hansen提供了在顯著性水平為a時(shí)，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量LR1(γ)≤c(a)，不能拒絕原假設(shè)的拒絕域的計(jì)算方法。同時(shí)，Hansen還給出常用的臨界值，見(jiàn)表2。

(三)環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)結(jié)果

根據(jù)前面介紹的模型估計(jì)及檢驗(yàn)方法，本文利用Stata 10.0統(tǒng)計(jì)軟件穩(wěn)健的估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析。對(duì)于門檻模型，首先應(yīng)先確定門檻的個(gè)數(shù)。我們分別按照不存在門檻值(原假設(shè))或存在一個(gè)門檻值(備選假設(shè))，只存在一個(gè)門檻值(原假設(shè))或存在兩個(gè)門檻值(備選假設(shè))和只存在兩個(gè)門檻值(原假設(shè))或存在三個(gè)門檻值(備選假設(shè))三種條件下進(jìn)行檢驗(yàn)，采用Hansen(1996，1999)建議使用的bootstrap方法估計(jì)出p值，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3中LM統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平表明，門檻變量Sit*存在單一門檻值，GDP則存在2個(gè)門檻值。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)過(guò)后，其次利用上述提到的三步法確定門檻值。三步法各自得到的結(jié)果及參數(shù)估計(jì)如表4所示。

表2 判定門檻效應(yīng)顯著性的臨界值(Hansen，2001)

表3 門檻效應(yīng)估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

表4 門檻值及參數(shù)估計(jì)

對(duì)于環(huán)境規(guī)制而言，是不是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大越能促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新行為呢?或者是否存在“拐點(diǎn)”，既然提到“拐點(diǎn)”，就自然引出一個(gè)問(wèn)題，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系是否線性關(guān)系。目前多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為兩者是線性的，環(huán)境規(guī)制要么促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新或抑制，由此給出相應(yīng)的政策建議。但是，從表4結(jié)果不難看出，當(dāng)Sit*低于門檻0.4274時(shí)，系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)(－0.015)，環(huán)境規(guī)制會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新;當(dāng)Sit*跨越門檻值時(shí)，系數(shù)估計(jì)值顯著為正(0.022)，環(huán)境規(guī)制促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。也就意味著，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響并非單調(diào)遞增(遞減)的，而是存在一個(gè)“拐點(diǎn)”或“門檻”。即在時(shí)間維度上，特定的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和技術(shù)創(chuàng)新之間符合“U”型曲線關(guān)系。

為什么環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和技術(shù)創(chuàng)新之間符合“U”型曲線關(guān)系呢。為了滿足政府環(huán)境規(guī)制的要求，企業(yè)通常會(huì)采取以下兩種方式使自身的污染排放水平控制在環(huán)境規(guī)制以內(nèi)。一是企業(yè)通過(guò)治污開支實(shí)現(xiàn)末端治理，即企業(yè)的“治污技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)”;二是通過(guò)加大技術(shù)創(chuàng)新，提高產(chǎn)出水平和利潤(rùn)，最終用更多的治污支出來(lái)治理污染水平，即企業(yè)的“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”。當(dāng)政府對(duì)環(huán)境規(guī)制的力度較弱時(shí)，為了獲取高額利潤(rùn)，企業(yè)通常會(huì)抽離部分利潤(rùn)或技術(shù)創(chuàng)新支出經(jīng)費(fèi)去治理污染，短期來(lái)看，如果為治理污染而減少生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新投入，則會(huì)降低當(dāng)期企業(yè)的研發(fā)力度。從長(zhǎng)期來(lái)看，如果企業(yè)發(fā)現(xiàn)這種被動(dòng)的末端治理污染效果不理想時(shí)，為了增強(qiáng)單位治污支出的治理效果，自然會(huì)嘗試加大治污技術(shù)創(chuàng)新，這樣只能通過(guò)降低生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新投入來(lái)滿足治污技術(shù)創(chuàng)新的資金需求，從而降低了企業(yè)長(zhǎng)期的研發(fā)力度。如果環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度逐步加大達(dá)到“門檻”值后，部分高耗能企業(yè)由于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制逐步退出市場(chǎng)，市場(chǎng)集中度進(jìn)一步提高，留下來(lái)的企業(yè)更加重視技術(shù)創(chuàng)新提高其核心競(jìng)爭(zhēng)力。面對(duì)邊際績(jī)效遞減的末端治污以及政府較高的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，企業(yè)將逐步加大技術(shù)研發(fā)強(qiáng)度，以期提高企業(yè)產(chǎn)量和利潤(rùn)，再?gòu)睦麧?rùn)中拿出更多的資金用于治理污染。

正是在嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，迅速提升了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。因此，在不同的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度約束下，企業(yè)在末端治污技術(shù)創(chuàng)新投入和生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新投入上的均衡比較結(jié)果，導(dǎo)致了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和技術(shù)創(chuàng)新在時(shí)間維度上呈現(xiàn)的“U”型軌跡關(guān)系。但是，提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度并不是唯一手段，產(chǎn)業(yè)或企業(yè)對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的承受能力是有限的。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度操作空間受限時(shí)，環(huán)境政策的效果就取決于環(huán)境規(guī)制的手段和形式。如果環(huán)境規(guī)制手段單一或不合理，即使提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度也可能達(dá)不到預(yù)期的效果，在推遲“U”型曲線拐點(diǎn)出現(xiàn)的同時(shí)還會(huì)降低“U”型曲線上升趨勢(shì)的顯著性。

表5 門檻值及數(shù)據(jù)分布

根據(jù)各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與門檻值大小關(guān)系，本文將各省市劃分為低區(qū)制(即Sit*低于門檻值)和高區(qū)制(即Sit*高于門檻值)兩組。從表5可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)大部分省份都處于低區(qū)制，由此，這些省份的環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)相對(duì)較低，甚至部分省份處于環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的遞減階段。在2009年，全國(guó)僅有7個(gè)省份位于高區(qū)制，分別為上海、北京、江蘇、浙江、山東、廣東、福建，這些省份中，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的積極影響較大，處于環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的遞增階段。

既然環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系存在“門檻效應(yīng)”，是否意味著只要加大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度就一定能促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新呢?實(shí)際上，環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)還受到諸多因素的影響，面臨其它方面的“門檻”。一個(gè)重要的“門檻”是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(從表5中處于遞增階段的都是東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)也可以看出)。接下來(lái)，我們重點(diǎn)關(guān)注的是在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的差異性。與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度門檻有所不同的是，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響不僅僅表現(xiàn)出單一門檻特征，而是呈現(xiàn)出相對(duì)復(fù)雜的雙重門檻特征(見(jiàn)表4)。具體而言，當(dāng)一個(gè)地區(qū)的人均GDP低于第一門檻值(11505元)時(shí)，環(huán)境規(guī)制的邊際影響系數(shù)為 －0.005;當(dāng)一個(gè)地區(qū)的人均 GDP介于11505－17979元之間，環(huán)境規(guī)制的邊際影響系數(shù)開始上升，為0.018;而當(dāng)一個(gè)地區(qū)的人均GDP跨越17979這一門檻時(shí)，環(huán)境規(guī)制的邊際影響系數(shù)最大，為 0.025。

同樣按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與其門檻值的大小關(guān)系，將我國(guó)各省份劃分三組。從表5可以看出，有10個(gè)省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平介于第一個(gè)門檻和第二門檻之間，共有13個(gè)省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于第一個(gè)門檻值2，僅有6個(gè)省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平跨越第二個(gè)門檻值。與直觀判斷一致，跨越第二個(gè)門檻的省份均位于東部沿海地區(qū)。顯然，東部發(fā)達(dá)地區(qū)較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮創(chuàng)造了良好的外部條件。

(四)理論解釋與啟示

以上實(shí)證表明，“波特假說(shuō)”支持存在地區(qū)差異。一般來(lái)說(shuō)，我國(guó)東部等發(fā)達(dá)省份支持了“波特假說(shuō)”的成立，而中西部欠發(fā)達(dá)省份不支持“波特假說(shuō)”。這一結(jié)論引發(fā)我們的思考:“波特假說(shuō)”與“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)”之間是否存在著某種內(nèi)在的聯(lián)系，是否可以借用“波特假說(shuō)”來(lái)分析環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線U型走勢(shì)的原因，同時(shí)用“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)”對(duì)“波特假說(shuō)”在不同地區(qū)獲得支持的差異性做出合理的解釋。1991年Grossman和Krueger提出了刻畫經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(Environmental Kuznets Curve，EKC)(圖1)。在一國(guó)(地區(qū))經(jīng)濟(jì)處于起飛階段，環(huán)境污染隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)日趨嚴(yán)重，并達(dá)到峰值(a點(diǎn));隨后，環(huán)境污染隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展而得到改善。

理論解釋:當(dāng)一國(guó)(地區(qū))經(jīng)濟(jì)處于起飛階段，發(fā)展經(jīng)濟(jì)、提高收入是各級(jí)政府面對(duì)的首要任務(wù)，且較低的收入水平?jīng)Q定了此時(shí)人們對(duì)高質(zhì)量的環(huán)境需求相對(duì)較小，即使面對(duì)嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，也難以激勵(lì)企業(yè)實(shí)施清潔生產(chǎn)，這也就解釋了環(huán)境庫(kù)茲涅茨左側(cè)曲線所描述的環(huán)境污染遞增的走勢(shì)。當(dāng)一國(guó)(地區(qū))經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段后，前一階段粗放型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式使得環(huán)境污染也達(dá)到空前嚴(yán)重的峰值(a點(diǎn))，生態(tài)惡化破壞了經(jīng)濟(jì)環(huán)境的協(xié)調(diào)，且較高的收入水平提出了對(duì)高質(zhì)量環(huán)境的需求。對(duì)企業(yè)實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策已經(jīng)勢(shì)在必行，嚴(yán)格而合理的環(huán)境規(guī)制“迫使”企業(yè)加大對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投入，加快末端治理模式向清潔生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)變。一方面能滿足嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制要求，另一方面又能通過(guò)“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)提高企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。這也就解釋了環(huán)境庫(kù)茲涅茨右側(cè)曲線所描述的環(huán)境污染遞減的走勢(shì)。

圖1 環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線

環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響具有空間異質(zhì)性，有的地區(qū)促進(jìn)作用明顯，有的地區(qū)暫時(shí)不甚明顯，甚至是負(fù)面影響。因此，政府應(yīng)針對(duì)不同的區(qū)域稟賦特征，在環(huán)境規(guī)制政策中體現(xiàn)出差異化特征，只有提高環(huán)境規(guī)制政策的科學(xué)性和合理性，才能改善技術(shù)創(chuàng)新的非對(duì)稱性，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)績(jī)效提升與生態(tài)環(huán)境改善的“雙贏”局面。

五、結(jié)論

本文利用我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建門檻回歸模型，實(shí)證研究我國(guó)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的“門檻效應(yīng)”，得出以下結(jié)論和啟示。環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用具有明顯的地區(qū)差異。我國(guó)較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)基本上支持“波特假說(shuō)”，而較為落后的中西部地區(qū)不支持“波特假說(shuō)”。由于環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)需要跨越一定的“門檻”，從而產(chǎn)生了“波特假說(shuō)”支持的區(qū)域差異。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是重要的門檻變量，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處在不同水平時(shí)，環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)呈現(xiàn)出較大的不同。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，只有環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨越特定門檻值時(shí)，“波特假說(shuō)”才能實(shí)現(xiàn)。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則存在雙重門檻，GDP跨越的門檻值越高，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用越顯著。

本文政策涵義明顯:我們必須清晰地認(rèn)識(shí)到，提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不能自動(dòng)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，政府應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)的實(shí)際情況，環(huán)境規(guī)制體現(xiàn)差異化的特征，不能走入盲目提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的誤區(qū)。從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍然是影響各地技術(shù)創(chuàng)新的主要因素，從門檻效應(yīng)檢驗(yàn)來(lái)看，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)只有達(dá)到一定的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制才是有效的，這也是“波特假說(shuō)”成立的必要條件。需要注意的是，達(dá)到經(jīng)濟(jì)規(guī)模門檻并非通過(guò)粗放型增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)的，應(yīng)通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新走新型工業(yè)化發(fā)展道路，注意經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。而這又需要改革原有的環(huán)境政策，創(chuàng)新環(huán)境規(guī)制體系。為了持續(xù)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，要避免原有環(huán)境政策單一、固定的靜態(tài)標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)根據(jù)區(qū)域發(fā)展情況滾動(dòng)修訂，及時(shí)調(diào)整至合理水平。同時(shí)環(huán)境規(guī)制應(yīng)適度地超前于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，不應(yīng)以經(jīng)濟(jì)落后為借口，忽視環(huán)境規(guī)制政策的積極作用。中西部地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過(guò)程中，尤其要注意環(huán)境保護(hù)，強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的甄別機(jī)制，防止污染型產(chǎn)業(yè)或企業(yè)的過(guò)度轉(zhuǎn)移。對(duì)于中西部等欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言，盡管實(shí)證結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用不甚明顯，但并不能否認(rèn)這種積極作用的存在。實(shí)際上，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用始終是存在的，并隨著這些地區(qū)社會(huì)環(huán)保意識(shí)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增強(qiáng)，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的刺激作用及其效果終會(huì)得到顯現(xiàn)。所以，這些地區(qū)在抓經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也應(yīng)逐步提高環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)和強(qiáng)度，決不能等到經(jīng)濟(jì)發(fā)展后再重視環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施。

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