董直慶，焦翠紅，王芳玲

（1.吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心，吉林長春130012；2.華東師范大學商學院，上海200241）

環(huán)境規(guī)制陷阱與技術進步方向轉變效應檢驗

董直慶1，2，焦翠紅1，王芳玲1

（1.吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心，吉林長春130012；2.華東師范大學商學院，上海200241）

前沿研究關注環(huán)境規(guī)制對技術進步的激勵作用，卻普遍忽視環(huán)境規(guī)制與技術進步方向轉變的非一致性。文章構建二階段模型演繹環(huán)境規(guī)制與技術進步方向的作用機制，檢驗我國環(huán)境規(guī)制與技術進步方向關系、環(huán)境規(guī)制陷阱的存在性及技術進步方向轉變的效果。研究表明：（1）環(huán)境規(guī)制存在陷阱，環(huán)境規(guī)制強度和清潔技術研發(fā)并非同向變化，僅當清潔技術創(chuàng)新滿足激勵相容約束時環(huán)境政策才能有效激發(fā)清潔技術研發(fā)。（2）環(huán)境規(guī)制與清潔技術吻合厚左U形關系，出現(xiàn)非同步性效應且多數(shù)地區(qū)處于U形左側階段。而這類環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新的非同步性源于技術進步方向轉變的門檻效應，只有當經(jīng)濟發(fā)展水平達到臨界狀態(tài)時，政策管制才可能轉變技術進步方向，提升環(huán)境質量。

環(huán)境規(guī)制；技術進步方向；清潔技術

一、前 言

社會經(jīng)濟快速發(fā)展伴隨著環(huán)境問題日益嚴重，環(huán)境污染對人類的生產(chǎn)和生活破壞力不斷加大。聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會（IPCC）第四次評估報告發(fā)現(xiàn)，全球平均氣溫每變暖4℃，全球國內生產(chǎn)總值平均損失將達1%－5%。①IPCC：《氣候變化2007：綜合報告》［R］，2008：5－22。雖然不少短期措施可以抑制環(huán)境惡化，但從長期上看環(huán)境治理還主要依靠技術進步，清潔技術創(chuàng)新更是成為實現(xiàn)環(huán)境保護和經(jīng)濟增長雙贏的有效途徑。然而，在自由市場環(huán)境下清潔技術創(chuàng)新往往不足，非清潔技術領域由于資源和利潤優(yōu)勢往往吸引更多的資源投入，如何激勵清潔技術的研發(fā)引發(fā)關注。

學術界就環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新關系的探討，主要觀點有三：第一種觀點認為環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新沒有明顯的相關性，環(huán)境政策管制并不會促進技術創(chuàng)新。Cesaroni和Arduini（2001）使用專利申請數(shù)表示技術創(chuàng)新對歐洲化工業(yè)進行研究，結果表明嚴厲的環(huán)境政策管制與技術創(chuàng)新之間并不存在明顯的相關性。Aiken等（2009）以治污成本支出表征環(huán)境規(guī)制和Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)表示技術創(chuàng)新水平，利用美國、德國、日本及荷蘭四國制造業(yè)部門數(shù)據(jù)進行考察，發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)和國家環(huán)境規(guī)制變化并未降低技術創(chuàng)新水平。第二種觀點認為環(huán)境規(guī)制將增加企業(yè)成本支出負擔，不僅無法激勵技術創(chuàng)新，反而可能降低企業(yè)的技術創(chuàng)新和市場競爭力。因為在給定的生產(chǎn)技術、資源配置水平和特定需求水平環(huán)境中，企業(yè)已經(jīng)依據(jù)生產(chǎn)約束條件做出最優(yōu)選擇，額外的環(huán)境規(guī)制只能增加企業(yè)的成本支出，尤其是對那些環(huán)境成本占生產(chǎn)成本比例較高的行業(yè)和產(chǎn)業(yè)，環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的負外部性效果更明顯（Gollop和Roberts，1983；Conrad和Wastl，1995）。第三種觀點認為在環(huán)境規(guī)制措施設計合理的前提下，恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激勵被規(guī)制企業(yè)進行技術革新從而提高生產(chǎn)效率，通過技術創(chuàng)新收益抵減環(huán)境規(guī)制成本進而提高企業(yè)動態(tài)競爭優(yōu)勢。這種觀點最早由Porter（1991）提出，隨后眾多學者就環(huán)境規(guī)制如何通過技術創(chuàng)新的補償效應實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟的雙贏機制進行了更為深入的探討。Ambec和Barla（2002，2006）基于組織失靈視角提出，政府實行環(huán)境規(guī)制可以有效限制企業(yè)在提高生產(chǎn)率過程中的租金抽取和延遲創(chuàng)新投資行為，降低企業(yè)技術創(chuàng)新的組織成本，激發(fā)企業(yè)經(jīng)理及時進行創(chuàng)新投資。Popp等（2009）和張成等（2011）從短期和長期角度分析了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，指出短期企業(yè)難以通過改變自身的生產(chǎn)決策以滿足環(huán)境規(guī)制的要求，這通常會降低企業(yè)產(chǎn)量并壓縮企業(yè)的利潤空間。但在長期中基于動態(tài)決策，環(huán)境規(guī)制能夠激發(fā)企業(yè)開展新的污染控制設備、清潔的生產(chǎn)方法、環(huán)境友好型替代產(chǎn)品的創(chuàng)新與應用，使創(chuàng)新效應產(chǎn)生收益以彌補企業(yè)“遵循成本”的負面效應，進而有助于環(huán)境質量的提升。

通常，技術創(chuàng)新可分為非清潔技術創(chuàng)新（污染型的技術創(chuàng)新）和清潔技術創(chuàng)新兩類，環(huán)境管制對技術創(chuàng)新的作用方向并不確定。Acemoglu等（2012）將中間產(chǎn)品和技術分成清潔和非清潔兩類，構建出技術進步方向的內生化框架，分析環(huán)境政策對技術創(chuàng)新的影響，通過數(shù)值模擬方式發(fā)現(xiàn)最佳的環(huán)境政策應為稅收和補貼的組合而非單一政策，如果政府干預得當可以在短期內就實現(xiàn)經(jīng)濟增長和環(huán)境質量改善的雙贏目標。董直慶等（2014）基于內生經(jīng)濟增長模型，結合我國經(jīng)濟數(shù)據(jù)就不同技術進步方向對環(huán)境質量、城市用地和經(jīng)濟產(chǎn)出的影響進行了數(shù)值模擬，發(fā)現(xiàn)只有轉變技術進步方向使清潔技術足夠大時，環(huán)境質量與經(jīng)濟增長才可以實現(xiàn)共生發(fā)展。李斌等（2011，2013）選用工業(yè)二氧化硫最終污染排放水平衡量治污技術，發(fā)現(xiàn)我國環(huán)境規(guī)制強度與治污技術呈U形特征，通過面板門檻模型分析發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對清潔技術的作用存在雙重門檻效應，當環(huán)境規(guī)制強度處于不同門檻值時，環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新水平關系的差異性明顯。這表明環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用也并不一定正向。

為什么環(huán)境規(guī)制技術創(chuàng)新效應結果不同？不僅技術創(chuàng)新的投資回報存在不確定性，而且技術創(chuàng)新方向本身也具有不確定性。Acemoglu等（2012）系統(tǒng)演繹了技術進步方向的內生化過程，發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新方向受制于要素稟賦和相對增進型技術效率，市場最終選擇何種類型技術取決于技術創(chuàng)新的相對利潤。一些研究提出利用與環(huán)境相關的專利申請數(shù)量表征清潔技術創(chuàng)新水平，由于目前尚未形成明確關于環(huán)境專利的分類標準，清潔技術創(chuàng)新涵蓋范圍廣且難以準確度量，受數(shù)據(jù)限制，大量研究集中于環(huán)境規(guī)制對總體技術創(chuàng)新的影響分析，缺乏環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用效應考察?；诖?，本文通過數(shù)理模型判定環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新的作用機理，利用我國省際面板數(shù)據(jù)檢驗環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新關系，結合非線性門檻面板模型考察環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新非同步的成因。本文創(chuàng)新性工作在于：一是將技術進步區(qū)分為清潔和非清潔兩類，結合Johnstone（2010）可再生能源相關專利所對應的國際專利分類準則，利用我國專利公布公告系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫搜索可再生能源的相關專利集，統(tǒng)計不同時期省際可再生能源專利數(shù)據(jù)，分地區(qū)考察環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新方向轉變的關聯(lián)性。二是檢驗環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的非同步成因及技術創(chuàng)新的路徑依賴特征。李斌等（2013）認為環(huán)境規(guī)制強度存在門檻效應，不同環(huán)境規(guī)制強度導致了技術創(chuàng)新方向變化。但我們認為，技術創(chuàng)新的非線性效應并非來自環(huán)境規(guī)制本身，更多是源于技術創(chuàng)新方向本身的路徑依賴性，尤其是資源稟賦控制了技術創(chuàng)新的方向，當經(jīng)濟發(fā)展水平未達到臨界點時環(huán)境規(guī)制可能出現(xiàn)反向效果。本文從經(jīng)濟發(fā)展階段視角考察技術創(chuàng)新方向轉變的門檻特征，強調當經(jīng)濟發(fā)展水平跨越清潔技術創(chuàng)新門檻的臨界值時，環(huán)境規(guī)制比政府直接出資對清潔技術創(chuàng)新的激勵效用更強。

二、理論模型

假定整個生產(chǎn)過程分為兩個階段：第一個階段生產(chǎn)中間品，第二個階段利用中間品合成最終產(chǎn)品。中間品又分為清潔品和普通品兩類，其中清潔型中間品（q）通過清潔技術生產(chǎn)，且不會影響環(huán)境質量，而普通型中間品（p）所利用的生產(chǎn)技術僅能提高生產(chǎn)效率，并不改變單位產(chǎn)量的污染數(shù)量，因而普通型中間品的生產(chǎn)將會對環(huán)境質量產(chǎn)生負向影響。所有中間品全部用于最終品的生產(chǎn)而不進入消費領域，最終品由清潔型中間品和普通型中間品生產(chǎn)，并最終以資本品和消費品兩種形態(tài)出現(xiàn)。

假定清潔型中間品和普通型中間品的生產(chǎn)采用C－D生產(chǎn)函數(shù)形式：， j∈｛q，p｝。其中，α∈（0，1），Xjt代表j部門中間品產(chǎn)出規(guī)模，Ljt代表生產(chǎn)中間品j使用的勞動力數(shù)量，將勞動力總供給標準化為1，并在生產(chǎn)清潔型中間品和普通型中間品之間進行分配；Kjit代表生產(chǎn)中間品j使用的第i種資本品數(shù)量，這種資本品可以理解為生產(chǎn)過程中使用的機器設備；Ajit是與資本Kjit相對應的技術水平，這類技術進步既不偏向資本也不偏向勞動。

根據(jù)技術是否會產(chǎn)生污染分為清潔技術和普通型技術，清潔技術用于清潔型中間品的生產(chǎn)，普通型技術創(chuàng)新用于生產(chǎn)普通型中間品，一國技術進步設為各類技術的加總形式：Ajt＝，j∈｛q，p｝。

技術創(chuàng)新過程滿足：

其中，Aqt代表清潔技術創(chuàng)新，Apt代表普通型生產(chǎn)技術，γt表示技術進步率，ηj代表j部門技術研發(fā)成功率，sjt代表對技術j進行研發(fā)的勞動力規(guī)模，并將其標準化為1，即sqt＋sqt≤1，且研發(fā)人員通常選擇利潤較高的技術進行研發(fā)。

企業(yè)依據(jù)利潤最大化進行普通型技術創(chuàng)新，而不會為保護環(huán)境進行清潔技術創(chuàng)新。因此，初始時刻清潔技術創(chuàng)新落后于普通型生產(chǎn)技術創(chuàng)新，即滿足如下條件：。其中，rq/rp為兩類中間產(chǎn)品生產(chǎn)過程中使用的資本品如機器設備的相對成本。

假定污染只在普通型中間品的生產(chǎn)過程中產(chǎn)生，其他生產(chǎn)過程不會產(chǎn)生污染，普通型中間品生產(chǎn)越多對環(huán)境的負外部性越大，環(huán)境質量越差。為提高環(huán)境質量對普通型中間品征收價內稅（稅率為τt），則普通型中間品生產(chǎn)商利潤最大化問題：。其中，ppt為產(chǎn)品Xpt的價格，ppit為資本品如機器Kpit的價格，wpt為普通型生產(chǎn)部門的勞動力價格。依據(jù)利潤最大化原則，上式對Kpit和Lpt求偏導，一階條件滿足：

資本品Kpit由壟斷競爭廠商生產(chǎn)，生產(chǎn)成本和使用價格分別為和ppit，則為普通型中間品的生產(chǎn)提供物質資本的生產(chǎn)商，其利潤最大化問題為：｝。

結合（2）式并利用利潤最大化條件，可得第i種資本品的價格為ppit＝αrp，進而普通型中間品的生產(chǎn)提供資本品的生產(chǎn)商利潤為：。

那么，為普通型和清潔型中間品的生產(chǎn)提供資本品的所有生產(chǎn)商利潤總和分別為：

可知，清潔型產(chǎn)品部門與普通型產(chǎn)品部門的相對利潤和稅率與資本品成本呈反向關系，與中間品相對價格、相對技術創(chuàng)新水平及相對勞動力供給規(guī)模同向變化。為考察技術創(chuàng)新對企業(yè)利潤的影響，將中間產(chǎn)品相對價格和勞動力相對供給轉換成技術創(chuàng)新的函數(shù)形式。結合資本量與其價格計算可得兩部門勞動力價格：。

若勞動力市場滿足完全競爭假定，部門間勞動工資無差異，則兩部門中間產(chǎn)品相對價格：

那么，均衡狀態(tài)下最終品生產(chǎn)的利潤最大化一階條件為pjt＝pt×?Yt/Yjt，j∈（q，p），其中，pjt為j部門產(chǎn)品Xjt的價格，pt為最終品Yt的價格。將最終產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)代入得到清潔與非清潔兩部門價格關系pqt/ppt＝（Xqt/Xpt）－1/σ，得到普通型及清潔型中間品的產(chǎn)出：

整理計算可得清潔型產(chǎn)品與普通型產(chǎn)品部門的相對利潤為：

由模型可知，研發(fā)人員根據(jù)清潔產(chǎn)品和普通產(chǎn)品部門的相對利潤來決定投入哪一類技術創(chuàng)新。也就是說，當清潔型產(chǎn)品部門相對利潤較高時，研發(fā)人員只進行清潔技術創(chuàng)新；當普通型產(chǎn)品部門的相對利潤較高時，研發(fā)人員只進行普通型技術創(chuàng)新；當兩部門利潤相等時，不同類型技術創(chuàng)新無差異。令sqt＋spt＝1，設sqt＝s，則spt＝1－s，（6）式可改寫為：

由于σ＞1，則－（1－σ）＞0，f（s）是s的嚴格增函數(shù)。

（1）技術進步率γ為常數(shù)。當τt＝0即無環(huán)境規(guī)制時，由于初始時刻相對技術創(chuàng)新滿足，有f（0）＜f（1）＜1，此時清潔型產(chǎn)品部門生產(chǎn)的利潤小于普通型產(chǎn)品部門，研發(fā)人員一致選擇普通型生產(chǎn)技術創(chuàng)新研發(fā)。則當sq0＝0，sp0＝1，Aq，t＝Aq，t－1，Ap，t＝（1＋γηp）Ap，t－1，生產(chǎn)技術創(chuàng)新以γηp速率增長，市場無清潔技術創(chuàng)新。這表明在無政策管制如環(huán)境污染稅時，技術創(chuàng)新只發(fā)生在普通型生產(chǎn)技術方向，結果是生產(chǎn)技術水平不斷提高而清潔技術水平不變；在無政府管制即市場自發(fā)環(huán)境下，清潔技術往往研發(fā)不足。

當τt＞0時，由于σ＞1，隨著稅率的增加，f（s）的值逐漸增大，當f（s）＝1，稅率提高，使清潔型產(chǎn)品部門的技術創(chuàng)新利潤與普通型產(chǎn)品部門相等，市場對清潔技術與生產(chǎn)技術創(chuàng)新無差異。此時，稅率滿足：，其中，τt∈（0，1）。這時研發(fā)人員進入兩類技術領域研發(fā)所得的收益相同，自由選擇在清潔型產(chǎn)品部門或者是普通型產(chǎn)品部門進行研發(fā)，并且技術創(chuàng)新水平由式（1）決定。

如果想要得到清潔技術創(chuàng)新的絕對發(fā)展，則稅率強度應使得無論科學家如何分配、相對技術水平為何種程度，都能實現(xiàn)創(chuàng)新只發(fā)生在清潔技術方向，則有f（0）＞1，稅率需滿足：

（2）若技術進步率γ可變。一般地，若從技術研發(fā)的角度講，人力資本和研發(fā)投入水平直接決定技術進步率。然而，Aghion等（2001）發(fā)現(xiàn)，技術進步存在路徑依賴特征，特定時期要素稟賦和經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定技術創(chuàng)新速度和方向。假定技術進步γt與R＆D研發(fā)投入正相關，并且γt的 R＆D支出關系滿足，而張海洋（2005）利用中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，技術進步率與R＆D支出之間滿足γt＝λtRρt，其中λt表示影響技術進步的其他因素。

假定研發(fā)投入Rt＝μtYt，μt為產(chǎn)出用于R＆D支出的比例，由γt＝λt（μtYt）ρ則有：

考慮經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應，（9）式對τ求一階偏導：

可知，經(jīng)濟產(chǎn)出Yt會通過影響清潔與非清潔部門的研發(fā)人員數(shù)量分配改變環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用的臨界值，也就是通過臨界值變化轉變技術進步方向，那么：

因此，若環(huán)境規(guī)制并未使經(jīng)濟產(chǎn)出達到臨界值，則技術進步方向不變。

三、模型選擇、指標設計和數(shù)據(jù)來源說明

數(shù)理模型推導表明，環(huán)境規(guī)制并不一定能夠誘發(fā)技術創(chuàng)新方向轉變，當環(huán)境規(guī)制強度處于某臨界值時，才可能會顯著促進或抑制清潔技術發(fā)展，二者可能表現(xiàn)出U形關系。為了證實環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新方向效應，本文借鑒庫茲涅茨對經(jīng)濟增長和環(huán)境污染關聯(lián)性二次曲線特征假定，引入環(huán)境規(guī)制的一次項及平方項。由于清潔技術創(chuàng)新并非僅限于環(huán)境規(guī)制的作用結果，還受經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資和所有制結構的影響，為此，模型設定如下：

其中，QJit表示第i個省份在t年的清潔技術創(chuàng)新水平；HGit、lnEDit、FDIit和OSit依次表示第i個省份在t年的環(huán)境規(guī)制強度、經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資水平和所有制結構，c是不隨個體變化的截距，Vi為個體效應，β為待估參數(shù)，εit為隨機誤差項。

被解釋變量清潔技術創(chuàng)新，本文依據(jù)Johnstone歸納出的可再生能源相關專利所對應的國際專利分類（IPC）編碼，利用我國專利數(shù)據(jù)庫，通過設置日期、IPC分類編碼及地址搜索與某一類可再生能源相關專利集，統(tǒng)計出不同時期我國30個省份的可再生能源專利數(shù)據(jù)。

環(huán)境規(guī)制作為一項社會管制，依據(jù)不同規(guī)制手段可具體分為命令型環(huán)境規(guī)制、激勵型環(huán)境規(guī)制和信息披露型環(huán)境規(guī)制（許慧，2014）。其中，激勵型環(huán)境規(guī)制強調以市場為導向利用排污費征收、排放權交易及補貼等經(jīng)濟手段來規(guī)范排污者行為，進而實現(xiàn)將污染外部成本內部化并鼓勵企業(yè)清潔技術創(chuàng)新，避免了命令型環(huán)境規(guī)制中政府制定命令所付出的行政成本和信息搜集成本，而且對企業(yè)激勵作用效果更佳，同時比建立在自愿參與基礎上的信息披露型環(huán)境規(guī)制更易于實施，是本文主要考察對象。環(huán)境規(guī)制（HG）從兩方面進行衡量：一是選擇地區(qū)排污費收入占GDP比重（HG1），來衡量政府施加在企業(yè)上的環(huán)境規(guī)制強度，一般地，政府排污費收入可以有效衡量企業(yè)的治污成本支出，該比重越大，表明環(huán)境規(guī)制強度越高；二是用工業(yè)污染治理項目完成投資額占GDP比重（HG2），來反映政府在環(huán)境規(guī)制方面所付出的努力，該指標值越大，環(huán)境規(guī)制水平越高。

控制變量測度如下：經(jīng)濟發(fā)展水平采用實際人均GDP來反映；外商直接投資指標選用FDI占GDP比值衡量，雖然FDI對技術進步的作用方向并不確定，但眾多學者認為FDI是影響技術進步和環(huán)境效率的重要因素，如李斌等（2011）通過將FDI引進研發(fā)模型發(fā)現(xiàn)其有利于提高清潔技術創(chuàng)新水平，宋馬林和王舒鴻（2013）指出FDI對環(huán)境效率會產(chǎn)生顯著影響；所有制結構選擇規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國有及國有控股工業(yè)資產(chǎn)所占比重來表示，考慮到我國轉軌經(jīng)濟體內存在行政管制，不同所有制企業(yè)在經(jīng)營管理、稅收負擔和投融資等方面都存在差異進而影響其技術效率。在此，選取2003－2011年除西藏以外的30個省份數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、CHNS數(shù)據(jù)庫以及知識產(chǎn)權專利網(wǎng)站。

為直觀了解清潔技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制強度的作用關系，我們分別畫出清潔技術創(chuàng)新水平QJ與HG1、HG2兩種環(huán)境規(guī)制強度變化的散點圖（見圖1和圖2）。

圖1 QJ與HG1散點圖

圖2 QJ與HG2散點圖

圖1和圖2的散點圖及相應擬合線表明，清潔技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制強度表現(xiàn)為明顯的左厚U形關系，與我們上節(jié)的理論預期一致，間接驗證了計量模型設定形式的合理性。絕大部分數(shù)值處于拐點值左邊，表明環(huán)境規(guī)制強度增加時清潔技術創(chuàng)新處于下降階段，環(huán)境規(guī)制尚未有效激勵清潔技術研發(fā)。比較兩圖可以看出，以向企業(yè)征收排污費表征的環(huán)境規(guī)制，清潔技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制表現(xiàn)出更為明顯的U形曲線特征，且拐點出現(xiàn)的時間更早。

四、實證檢驗結果與評價

為了考察環(huán)境規(guī)制強度并非越高越有利于清潔技術研發(fā)，首先通過環(huán)境規(guī)制變量HG1考察環(huán)境規(guī)制強度對清潔技術創(chuàng)新水平的影響（表1中模型1），考慮到環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)技術進步的影響可能存在一定時滯，引入一期滯后回歸模型（表1中模型2）。同時，以HG2來衡量環(huán)境規(guī)制強度進行類似回歸進行穩(wěn)健性檢驗（表1中模型3和模型4）。本文所采用的面板數(shù)據(jù)時間跨度較短且時間維度遠小于橫截面維度，單位根過程的影響很小，因而基本可以不用考慮時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性問題。通常對于短面板數(shù)據(jù)由于每個個體信息量有限，一般假定隨機擾動項滿足獨立同分布且不存在自相關。表1給出了各模型的檢驗結果和回歸結果。

F檢驗和Hausman檢驗結果支持四個模型均采用個體固定效應模型，表1的回歸結果顯示，模型1中環(huán)境規(guī)制變量HG1的一次項系數(shù)和二次項系數(shù)符號分別為負和正，驗證了我國清潔技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制之間呈現(xiàn)U形關系，也就是清潔技術創(chuàng)新水平先隨環(huán)境規(guī)制強度的增加而降低，當環(huán)境規(guī)制達到一定強度后，環(huán)境規(guī)制越強則清潔技術創(chuàng)新水平越高，其拐點約在0.3220%，即對企業(yè)征收排污費收入占GDP比值為0.3220%時，將激勵企業(yè)從傳統(tǒng)普通型技術轉向清潔技術創(chuàng)新領域。不過，應該看到，當前全國平均環(huán)境規(guī)制強度為0.0616%，遠低于拐點水平，意味著當前實施過強的環(huán)境規(guī)制可能產(chǎn)生反向效果。滯后一期的模型2中，回歸系數(shù)在統(tǒng)計意義上并不顯著，表明企業(yè)清潔技術創(chuàng)新對政府環(huán)境規(guī)制的反應可能不存在一期滯后效應，我們也對滯后兩期進行擬合，發(fā)現(xiàn)U形關系在統(tǒng)計意義上仍不顯著，表明規(guī)制效果更多反映在當期中。模型3和模型4中穩(wěn)健性檢驗結果與模型1和模型2相吻合，環(huán)境規(guī)制拐點水平約為0.6693%。另外，對比HG1和HG2的系數(shù)及拐點值可以看出，前者一次項系數(shù)和二次項系數(shù)的絕對值均顯著大于后者，且拐點值更小，說明相對于政府通過規(guī)制措施激發(fā)企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新而言，政府直接出資治理污染的環(huán)境規(guī)制方式抑制了清潔技術快速向U形右側轉變。由此可見，通過政府政策而非直接介入對企業(yè)清潔技術創(chuàng)新的影響更有效，即環(huán)境規(guī)制方式不同效果差異明顯。當然，各模型的回歸結果與本文預期相同，驗證了理論模型結論。

表1 環(huán)境規(guī)制轉變技術進步方向效應的檢驗結果

經(jīng)濟發(fā)展水平lnED對清潔技術創(chuàng)新正向作用顯著，暗示地區(qū)人均收入水平越高且經(jīng)濟增長越快，企業(yè)和居民環(huán)保意識越強，越易于激發(fā)清潔技術創(chuàng)新水平的提高。所有制結構OS和清潔技術創(chuàng)新水平正相關顯著，說明國有及國有控股企業(yè)更容易進行清潔技術研發(fā)，原因可能是國有企業(yè)具有較強的規(guī)模效應，具備強大的資金和人才實力，在大型的科研開發(fā)和前沿清潔技術攻關中具有優(yōu)勢，而且更易得到政府政策支持和資金補貼，因而在政府環(huán)境規(guī)制下具有更強的清潔技術創(chuàng)新動力。外商直接投資FDI對清潔技術創(chuàng)新的影響顯著為負，說明投入到中國的大部分FDI可能是在加工貿易領域，對環(huán)境質量提升作用并不高，甚至可能是將過時和污染程度高的技術轉移到中國。

由于中國區(qū)域間在經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境規(guī)制政策多方面差異，按照統(tǒng)計局網(wǎng)站上的劃分標準，將30個省份分為東部、中部和西部三大經(jīng)濟地區(qū)，進一步考察區(qū)域環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新水平的影響，回歸結果如表2所示。

表2 環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用的分地區(qū)回歸結果

回歸結果顯示，東、中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度與清潔技術存在顯著U形關系，從HG1的一次項和二次項系數(shù)值可以看出，東部地區(qū)U形曲線更加陡峭，即同等環(huán)境規(guī)制強度對東部地區(qū)清潔技術進步的影響更大。另外，東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制拐點值（0.1456%）相對于全國水平（0.3220%）來得更早，中部地區(qū)拐點值（0.3399%）則遲于全國的拐點值水平。同時，從數(shù)據(jù)中不難發(fā)現(xiàn)，2011年東中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度分別為0.0289%和0.0563%，距離拐點還有很大距離。西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制HG1和HG21系數(shù)符號分別為負和正，但二次項并未通過顯著性檢驗，說明西部地區(qū)清潔技術進步并未隨著環(huán)境規(guī)制的增強呈現(xiàn)先下降后上升的U形變化趨勢，一次項系數(shù)顯著為負意味著環(huán)境規(guī)制對西部地區(qū)清潔技術進步存在明顯的抑制作用，這可能源于相對落后的經(jīng)濟發(fā)展水平和較低的環(huán)境效率，低收入生活水平?jīng)Q定了人們對環(huán)境質量需求較低，即使實施嚴格的環(huán)境規(guī)制也難以激勵企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新?？梢钥闯?，在東部、中部和西部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平lnED仍是影響清潔技術創(chuàng)新的重要因素。所有制結構OS對東部和中部地區(qū)的清潔技術創(chuàng)新有顯著正向影響，同表2中回歸結果一致，而對西部地區(qū)清潔技術進步產(chǎn)生負向影響但并不顯著。外商直接投資FDI和東西部地區(qū)清潔技術創(chuàng)新負相關卻與中部地區(qū)正相關，說明外商直接投資的清潔技術創(chuàng)新存在地區(qū)效應。

五、環(huán)境規(guī)制陷阱和門檻值估計

那么，為什么不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制轉變技術創(chuàng)新方向會存在差異呢？我們發(fā)現(xiàn)，這種差異性可能和區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境有關，只有越過一定的經(jīng)濟發(fā)展階段，環(huán)境規(guī)制才可能發(fā)揮清潔技術創(chuàng)新轉變效果，也就是環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用存在“門檻”效應。利用Hansen（1999）的面板門檻模型引入交互項來驗證我國環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新是否存在陷阱。

其中，經(jīng)濟發(fā)展水平lnEDit為門檻變量，lnEDit為特定門檻值，φ為指標函數(shù)，I（·）反映個體效應，uit為隨機干擾項。門檻模型的思想在于，首先使每一個觀測值減去其組內平均值來消除個體效應，然后在給定門檻值時對模型進行估計得到殘差平方和，選取殘差平方和最小處對應的門檻值即為待求的真實門檻值。

首先，進行門檻效應檢驗確定門檻個數(shù)，依次在不存在門檻值、存在一個門檻值、兩個門檻值和三個門檻值的條件下對上述模型進行估計檢驗，利用Hansen提出的Bootstrap法反復抽樣300次得到P值和相應的F統(tǒng)計量，檢驗結果見表3。單一門檻檢驗結果表明，在1%顯著性水平下拒絕不存在門檻效應的原假設，雙重門檻效應檢驗在5%顯著性水平下拒絕只存在一個門檻值的原假設，雙重門檻效果顯著，而三重門檻效應沒有通過顯著性檢驗，表明模型只存在兩個門檻值的原假設，因而判定經(jīng)濟發(fā)展水平存在2個門檻值。采用“格柵搜索法”（Grid Search）確定門檻值，發(fā)現(xiàn)兩個門檻值分別是lnED1＝0.787和lnED2＝1.806，相應的實際人均GDP水平（PGDP）為21968元和60858元。

表3 門檻變量的自抽樣檢驗結果

表4 環(huán)境規(guī)制變量參數(shù)估計結果

確定門檻值以后，運用（12）式進行門檻參數(shù)估計，得到不同經(jīng)濟發(fā)展門檻下環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響效果，見表4。結果表明：（1）當?shù)貐^(qū)人均GDP低于21968元時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)為－2.282，環(huán)境規(guī)制強度的增加會抑制清潔技術創(chuàng)新水平的提高；（2）當人均GDP介于21968－60858元之間時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)繼續(xù)下降至－8.803，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的抑制作用進一步加大，即環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用過程存在經(jīng)濟發(fā)展水平的“門檻陷阱”效應；（3）人均GDP越過60858元高門檻值時，邊際系數(shù)達到28.169，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新有明顯的促進作用。環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響效應取決于經(jīng)濟發(fā)展處于什么階段。可以從兩個方面進行理解：首先，經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的內在驅動作用。經(jīng)濟發(fā)展階段的變化要求高投入、高污染、高消耗的粗放型增長方式向節(jié)能環(huán)保、技術進步驅動的可持續(xù)型增長方式轉變，而進行清潔技術創(chuàng)新是實現(xiàn)這種經(jīng)濟增長方式轉變的根本有效手段，此時政府環(huán)境規(guī)制措施的實施和強度的增加會進一步促進清潔技術創(chuàng)新水平的提高。其次，隨著人均收入水平的提高，人們對生活質量有更高的要求，從而對高環(huán)境質量的需求提高，企業(yè)有了實施清潔生產(chǎn)的內在動力，進行清潔技術創(chuàng)新一方面可以滿足環(huán)境規(guī)制的要求，另一方面可以通過“創(chuàng)新補償效應”提高企業(yè)競爭力。相反，當一個地區(qū)經(jīng)濟水平較為落后時，經(jīng)濟增長、收入提高就成為地區(qū)面臨的主要問題，而且收入水平較低，人們對高環(huán)境質量需求低，即使嚴厲的環(huán)境規(guī)制也難以激勵企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新。

六、基本結論

本文首先利用數(shù)理模型推導出征收污染稅的環(huán)境規(guī)制措施在一定強度范圍內時，能夠促進創(chuàng)新從生產(chǎn)技術向清潔技術方向發(fā)展，然后利用中國2003－2011年30個省份的面板數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗分析，通過構建面板計量經(jīng)濟模型，檢驗了我國環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響，并進一步采用門檻模型判定環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應中是否存在經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應。主要結論是：（1）整體來看，中國的環(huán)境規(guī)制強度與清潔技術創(chuàng)新符合U形關系，即隨著環(huán)境規(guī)制強度的加大，清潔技術進步呈現(xiàn)先下降后上升的發(fā)展趨勢。（2）現(xiàn)階段中國環(huán)境規(guī)制強度處于U形軌跡的下降階段，遠低于拐點值，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新具有負向抑制效應，表明我國環(huán)境規(guī)制強度尚處于較低水平，適當提高政府對企業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度能夠促進清潔技術創(chuàng)新的不斷發(fā)展。（3）不同的環(huán)境規(guī)制形式會影響清潔技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制強度U形關系曲線的變化幅度和拐點水平，政府施加給企業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度比直接出資進行環(huán)境治理對清潔技術創(chuàng)新的促進作用更強。（4）分地區(qū)經(jīng)驗分析表明，環(huán)境規(guī)制強度對清潔創(chuàng)新技術的作用在發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)間存在差異，我國東部地區(qū)和中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度與清潔技術創(chuàng)新之間符合U形發(fā)展趨勢，西部地區(qū)U形關系在統(tǒng)計意義上并不顯著。（5）各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度均尚未達到拐點值，但東部地區(qū)要先于全國平均水平突破拐點，中部地區(qū)則稍遲于全國拐點水平。（6）面板門檻模型實證結果表明，經(jīng)濟發(fā)展水平存在雙重門檻效應，并且存在“門檻陷阱”：當經(jīng)濟發(fā)展水平低于第一個門檻值時，環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新具有負向作用；當介于兩個門檻值之間時，進入門檻陷阱區(qū)，會進一步加大環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的抑制作用；當經(jīng)濟發(fā)展跨越第二個門檻值時，環(huán)境規(guī)制強度的增加顯著促進清潔技術進步。

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Environmental Regulation Trap and a Test of the Effect of Environmental Regulation on Directed Technical Change

Dong Zhiqing1，2，Jiao Cuihong1，Wang Fangling1
（1.Center for Quantitative Economics，Jilin University，Jilin Changchun 130012，China；2.Business School，East China Normal University，Shanghai 200241，China）

Frontier Literature focuses on the incentive role of environmental regulation in technological progress，but generally ignores the inconsistency between environmental regulation and directed technical change.This paper constructs a two－stage model to deduct the role of environmental regulation in directed technical change，and tests the relationship between environmental regulation and directed technical change，the existence of environmental regulation trap and its effect on directed technical change.It comes to the results as follows：firstly，there is a trap in environmental regulation，namely changes in environmental regulation intensity are inconsistent with ones in clean technology innovation，and environmental policy can effectively stimulate clean technology R＆D only when clean technology innovation meets the incentive compatibility constraints；secondly，there is a thick left U－shape between environmental regulation and clean technology，which is featured by asynchronous effect，and most areas are located in the left side of the U－shape curve.The inconsistency between environmental regulation and clean technology innovation derives from the threshold effect of directed technical change；only when the economic development level crosses the threshold value，policy control may lead to directed technical change，thereby improving environmental quality.

environmental regulation；directed technical change；clean technology

X322；F270

A

1009－0150（2015）03－0068－10

（責任編輯：喜 雯）

2015－04－08

國家社會科學基金項目（14BJL031）；教育部人文社會科學研究項目（13YJA790012）；上海市“曙光計劃”項目；吉林大學青年學術領袖培育計劃項目（2012FRLX16）。

董直慶（1974－），男，浙江溫州人，華東師范大學商學院教授、博士生導師，吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心教授；

焦翠紅（1988－），女，河南安陽人，吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心博士生；

王芳玲（1989－），女，吉林長春人，吉林大學數(shù)量經(jīng)濟研究中心研究生。