摘要 行業(yè)異質(zhì)性導(dǎo)致出口企業(yè)在面對(duì)環(huán)境規(guī)制時(shí)采取不同的企業(yè)行為：被動(dòng)型的“制度管理”或主動(dòng)型的“技術(shù)創(chuàng)新”，從而對(duì)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生不同的調(diào)整效應(yīng)。本文將環(huán)境規(guī)制的“抵消效應(yīng)”與“補(bǔ)償效應(yīng)”參數(shù)引入Hausman模型中構(gòu)建環(huán)境約束下出口技術(shù)復(fù)雜度調(diào)整的理論模型，并在測(cè)算1995-2012年三位編碼下27個(gè)工業(yè)行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)上，用固定效應(yīng)模型和系統(tǒng)GMM估計(jì)方法實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)工業(yè)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的直接及間接影響。此外，本文還利用門(mén)檻面板模型考察人力資本作為企業(yè)吸收能力的替代變量在環(huán)境規(guī)制的出口技術(shù)調(diào)整機(jī)制中的門(mén)檻效應(yīng)，進(jìn)而估計(jì)出我國(guó)工業(yè)行業(yè)人力資本的最優(yōu)“門(mén)檻閥值”。研究結(jié)論顯示：在“補(bǔ)償效應(yīng)”與“抵消效應(yīng)”的共同作用下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與出口技術(shù)復(fù)雜度之間表現(xiàn)出先負(fù)向抑制、后正向促進(jìn)的U型特征；行業(yè)異質(zhì)性導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的調(diào)整效應(yīng)不僅取決于環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度，還取決于行業(yè)自身的物質(zhì)資本、人力資本、研發(fā)投入等要素稟賦。其中，行業(yè)人力資本的吸收能力是環(huán)境規(guī)制技術(shù)調(diào)整效應(yīng)的門(mén)檻條件，即當(dāng)行業(yè)人力資本水平跨越門(mén)檻閥值（行業(yè)員工人均受教育年限為11.49年）時(shí)，對(duì)企業(yè)實(shí)行嚴(yán)格的環(huán)境管制將促使企業(yè)選擇主動(dòng)性的“技術(shù)創(chuàng)新”，從而對(duì)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生較強(qiáng)的“補(bǔ)償效應(yīng)”；反之，即使在適度的環(huán)境管制之下，企業(yè)在行業(yè)吸收能力及調(diào)整能力不足的情況下容易選擇被動(dòng)性的“制度管理”，從而對(duì)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生較強(qiáng)的“抵消效應(yīng)”。

關(guān)鍵詞 環(huán)境規(guī)制；出口技術(shù)復(fù)雜度；行業(yè)異質(zhì)性；人力資本；門(mén)檻效應(yīng)

中圖分類(lèi)號(hào) F205 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2015）08-0125-10 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.08.016

環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步是否是一種“魚(yú)與熊掌不可兼得”的關(guān)系？這是一個(gè)關(guān)系到經(jīng)濟(jì)、社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的重大命題。早期的理論文獻(xiàn)認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制必然不利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制成本的上升會(huì)加大出口企業(yè)的生產(chǎn)成本，消極誘導(dǎo)企業(yè)減少研發(fā)投入與技術(shù)創(chuàng)新來(lái)控制成本，嚴(yán)重妨礙廠商的生產(chǎn)率水平和國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生較強(qiáng)的“抵消效應(yīng)”[1-3]。但這些結(jié)論大多建立在企業(yè)技術(shù)水平、生產(chǎn)過(guò)程及消費(fèi)需求不變的假定下。隨著“波特假說(shuō)”將動(dòng)態(tài)創(chuàng)新機(jī)制引入企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的分析框架，環(huán)境規(guī)制中的“創(chuàng)新補(bǔ)償”和“先動(dòng)優(yōu)勢(shì)”效應(yīng)得到了更多學(xué)者的重視。越來(lái)越的學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究的方法證實(shí)了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的積極影響，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制成本的上升會(huì)加大出口企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)壓力從而正向激勵(lì)出口企業(yè)加大研發(fā)投入與技術(shù)創(chuàng)新，尤其是綠色技術(shù)創(chuàng)新行為的發(fā)生，從而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生較強(qiáng)的“補(bǔ)償效應(yīng)”[4-9]。到底是“抵消效應(yīng)”還是“補(bǔ)償效應(yīng)”？實(shí)際上取決于出口企業(yè)在環(huán)境管制中所采取的差異化行為：一是被動(dòng)性的“制度規(guī)避”，即通過(guò)更嚴(yán)厲的制度管理或更多的罰單承受來(lái)被動(dòng)規(guī)避環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)的影響；二是主動(dòng)性的“技術(shù)創(chuàng)新”，即通過(guò)原有技術(shù)工藝的升級(jí)來(lái)突破環(huán)境規(guī)制的約束。在實(shí)際經(jīng)營(yíng)中，企業(yè)到底是選擇被動(dòng)性的“制度管理”還是主動(dòng)性的“技術(shù)創(chuàng)新”不僅取決于環(huán)境規(guī)制的力度，還取決于企業(yè)自身的要素稟賦、技術(shù)特征、產(chǎn)品性質(zhì)及節(jié)能減排適應(yīng)程度等先定條件。這些條件差異不僅會(huì)導(dǎo)致企業(yè)在面對(duì)環(huán)境管制時(shí)采取不同的應(yīng)對(duì)行為，還會(huì)在環(huán)境規(guī)制約束下自動(dòng)調(diào)整其技術(shù)效率，從而表現(xiàn)出不同的行業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。鑒于此，本文從企業(yè)異質(zhì)性的角度出發(fā)，考察了環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)工業(yè)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響及間接影響，并進(jìn)一步考察了行業(yè)異質(zhì)性所引發(fā)的門(mén)檻效應(yīng)。相比以往文獻(xiàn)，本文的主要特色體現(xiàn)在：①在企業(yè)異質(zhì)性框架下，引入環(huán)境規(guī)制變量的二次項(xiàng)、交叉項(xiàng)考察環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)之間的非線性關(guān)系，避免了直接采用線性模型的先驗(yàn)性錯(cuò)誤。②本文以人力資本作為拓展點(diǎn)考察了要素稟賦、創(chuàng)新投入、吸收能力等行業(yè)條件在環(huán)境規(guī)制技術(shù)調(diào)整機(jī)制中的重要性，并利用門(mén)檻效應(yīng)模型估計(jì)了各行業(yè)人力資本在環(huán)境約束下技術(shù)調(diào)整的最優(yōu)“門(mén)檻閥值”，避免了環(huán)境規(guī)制政策的“一刀切”，也強(qiáng)調(diào)行業(yè)要素及企業(yè)能力自我優(yōu)化、自我提升的重要性。

余娟娟：環(huán)境規(guī)制對(duì)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的調(diào)整效應(yīng)

中國(guó)人口·資源與環(huán)境 2015年 第8期

1 分析框架與理論假設(shè)

Hausman模型[10]中的“成本發(fā)現(xiàn)”原理假設(shè)出口投資商進(jìn)入一個(gè)全新的項(xiàng)目時(shí)會(huì)在模仿進(jìn)入和創(chuàng)新進(jìn)入兩種生產(chǎn)模式之間進(jìn)行選擇。本文假設(shè)企業(yè)在面對(duì)環(huán)境管制時(shí)，同樣面臨著“自主創(chuàng)新”和“制度規(guī)避”兩種行為選擇。假設(shè)某出口企業(yè)的技術(shù)水平為A，服從[0，B]之間的均勻分布，B為該行業(yè)生產(chǎn)出口產(chǎn)品的技術(shù)水平的可能性邊界。如果該產(chǎn)品最具優(yōu)勢(shì)企業(yè)的出口技術(shù)水平為Amax，市場(chǎng)上共有m家企業(yè)從事該產(chǎn)品的生產(chǎn)，則最優(yōu)生產(chǎn)效率Amax的期望值為mB/（m+1）。當(dāng)企業(yè)以“自主創(chuàng)新”進(jìn)入市場(chǎng)時(shí)具備最大的生產(chǎn)效率為Amax，選擇“制度規(guī)避”進(jìn)入市場(chǎng)的企業(yè)生產(chǎn)效率將受到規(guī)避效應(yīng)參數(shù)μ的約束，最大生產(chǎn)技術(shù)效率表現(xiàn)為μAmax，0<μ<1。這里的制度規(guī)避效應(yīng)參數(shù)μ反映的是企業(yè)采用制度管理模式規(guī)避環(huán)境規(guī)制時(shí)對(duì)出口技術(shù)生產(chǎn)率所產(chǎn)生的影響，是環(huán)境規(guī)制變量ERS的函數(shù)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制不恰當(dāng)時(shí)，企業(yè)更多地選擇制度管理的方式而不是技術(shù)創(chuàng)新的方式去應(yīng)對(duì)，從而對(duì)出口技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為較強(qiáng)的“抵消效應(yīng)”，即μ/ERS<0。

在實(shí)際生產(chǎn)決策中，企業(yè)面對(duì)環(huán)境管制時(shí)進(jìn)行自主創(chuàng)新還是進(jìn)行管理制度的規(guī)避具有較大的不確定性，若企業(yè)自主創(chuàng)新生產(chǎn)率A大于μAmax，則選擇自主創(chuàng)新應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制。否則企業(yè)將選擇制度規(guī)避來(lái)進(jìn)行生產(chǎn)決策。因此，當(dāng)企業(yè)生產(chǎn)效率為μAmax≤A

假設(shè)不存在環(huán)境規(guī)制時(shí)，企業(yè)產(chǎn)品的單位可變成本為c；存在環(huán)境管制時(shí)，企業(yè)若選擇“技術(shù)創(chuàng)新”應(yīng)對(duì)則需要增加更多的研發(fā)投入、人才投入等創(chuàng)新成本，使得產(chǎn)品成本函數(shù)表現(xiàn)為c+k1μ；企業(yè)若選擇“制度規(guī)避”應(yīng)對(duì)需要支付更多的管理費(fèi)用、環(huán)保罰款等規(guī)避成本，使得產(chǎn)品成本函數(shù)表現(xiàn)為c+k2μ。其中，參數(shù)k1和k2分別表示企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和制度規(guī)避的費(fèi)用彈性。另外，假設(shè)產(chǎn)品市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)和市場(chǎng)失靈導(dǎo)致消費(fèi)者難以辨別創(chuàng)新技術(shù)和傳統(tǒng)技術(shù)下的產(chǎn)品質(zhì)量，產(chǎn)品的價(jià)格統(tǒng)一在p的水平。那么，在已知成本價(jià)格的情況下，企業(yè)進(jìn)行“技術(shù)創(chuàng)新”和“制度規(guī)避”兩種不同選擇時(shí)所面臨的利潤(rùn)期望值分別為：

由于企業(yè)在實(shí)際生產(chǎn)決策中進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新還是制度規(guī)避帶有較大的不確定性，綜合考慮兩種選擇概率所得到的利潤(rùn)期望值為：

上述結(jié)論表明，環(huán)境規(guī)制與出口企業(yè)生產(chǎn)率水平之間之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)的作用方向取決于企業(yè)制度規(guī)避效應(yīng)參數(shù)μ的大小。當(dāng)企業(yè)的制度規(guī)避效應(yīng)參數(shù)較低時(shí)，進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境管制有利于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；當(dāng)企業(yè)的制度規(guī)避效應(yīng)參數(shù)較高時(shí)，進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境管制則不利于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

運(yùn)用到行業(yè)層面：行業(yè)異質(zhì)性的存在可能導(dǎo)致不同的行業(yè)在統(tǒng)一的環(huán)境規(guī)制框架下存在不同的“制度規(guī)避”效應(yīng)，從而表現(xiàn)出不同的技術(shù)調(diào)整路徑。例如一些高新產(chǎn)業(yè)等知識(shí)技術(shù)密集型行業(yè)，行業(yè)間技術(shù)能力趨于多樣化和高端化使得產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級(jí)和技術(shù)轉(zhuǎn)型的彈性空間較大，同時(shí)豐富的人力資本使得企業(yè)具備較強(qiáng)的吸收能力和學(xué)習(xí)能力，技術(shù)創(chuàng)新相對(duì)更容易成功。在這種情況下，行業(yè)的制度規(guī)避效應(yīng)就較弱，進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境管制將使得企業(yè)主動(dòng)選擇技術(shù)創(chuàng)新來(lái)實(shí)現(xiàn)環(huán)境約束下的生產(chǎn)最大化或成本最小化。相反，對(duì)于標(biāo)準(zhǔn)化、模式化生產(chǎn)為主要的紡織、文體制造等行業(yè)而言，行業(yè)間技術(shù)能力趨近于同質(zhì)化和低端化使得行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和技術(shù)升級(jí)的彈性空間不大，同時(shí)薄弱的創(chuàng)新能力和吸收能力也使得企業(yè)很難在短時(shí)間內(nèi)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)轉(zhuǎn)型，創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)較大。在這種情況下，行業(yè)的制度規(guī)避效應(yīng)就較強(qiáng)，進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境管制將只會(huì)使得企業(yè)被動(dòng)選擇制度管理來(lái)規(guī)避環(huán)境規(guī)制的影響，從而對(duì)出口技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出較強(qiáng)的“擠占效應(yīng)”。

2 模型、變量與數(shù)據(jù)

2.1 計(jì)量模型

理論模型顯示，環(huán)境保護(hù)制度通過(guò)影響制度規(guī)避效應(yīng)參數(shù)μ來(lái)讓市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮作用進(jìn)而影響出口技術(shù)復(fù)雜度，且其影響并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。為此，我們構(gòu)建包含環(huán)境規(guī)制變量二次項(xiàng)的計(jì)量模型如下：

其中，下標(biāo)i和t分別代表行業(yè)和時(shí)間。ETSi，t表示i行業(yè)第t年的出口技術(shù)復(fù)雜度，ERSi，t表示i行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，為該模型的核心解釋變量。Zi，t表示影響行業(yè)出口技術(shù)進(jìn)步的要素稟賦變量，主要有行業(yè)的物資資本量、人力資本量、研發(fā)投入、行業(yè)規(guī)模等，作為回歸方程的控制變量。

瘙 窞 i是不可觀察的行業(yè)效應(yīng)，用于控制不隨時(shí)間變化的個(gè)體差異因素，如行業(yè)特征；μt是不可觀察的時(shí)間效應(yīng)，用于控制不隨行業(yè)變化的時(shí)間因素，如國(guó)家的宏觀政策，貿(mào)易環(huán)境、信息化水平等；εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了減低異方差及時(shí)間趨勢(shì)因素的影響，各變量均做了對(duì)數(shù)化處理。

另外，環(huán)境規(guī)制不僅可以直接影響出口技術(shù)復(fù)雜度，還可以通過(guò)影響行業(yè)稟賦條件間接地影響出口技術(shù)復(fù)雜度。為了進(jìn)一步考察這種間接效應(yīng)的大小，本文引入環(huán)境規(guī)制與相關(guān)變量的交叉項(xiàng)構(gòu)建計(jì)量模型如下：

（11）式中其他變量的含義不變，α系數(shù)值反映環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)，β系數(shù)值反映環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的間接效應(yīng)，即環(huán)境規(guī)制約束下其他變量的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)。

2.2 相關(guān)變量及數(shù)據(jù)描述

（1）被解釋變量：行業(yè)出口技術(shù)進(jìn)復(fù)雜度（ETS）。Hausmann認(rèn)為一種出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度與該產(chǎn)品出口國(guó)的人均收入水平正相關(guān)[10]。在自由貿(mào)易條件下，某種出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度等于其所有出口國(guó)的人均收入的加權(quán)平均值，權(quán)重為各出口國(guó)出口該產(chǎn)品的總額占世界該產(chǎn)品出口總額的比重，即

ETSj=∑c[xcj/Xc∑cxcj/XcGDPc] （12）

其中，ETSj表示產(chǎn)品j的出口技術(shù)復(fù)雜度度，xcj表示c國(guó)j產(chǎn)品的出口額，Xc表示c國(guó)的所有產(chǎn)品的出口總額，xcj/Xc表示c國(guó)j產(chǎn)品的出口比重，GDPc表示c國(guó)的人均GDP。

由于行業(yè)間GDP差異的存在，行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度不能直接采用公式（12）進(jìn)行測(cè)算，而是在產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)上進(jìn)行加權(quán)求得。另外，姚洋、張曄認(rèn)為對(duì)中國(guó)這樣的“加工貿(mào)易大國(guó)”而言，其進(jìn)出口貿(mào)易中包含了大量的外國(guó)成分，如果直接使用Hausmann模型測(cè)算中國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度，容易產(chǎn)生“統(tǒng)計(jì)假象”，進(jìn)而拉高中國(guó)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)[11]。為此，本文借鑒姚洋、張曄測(cè)度國(guó)內(nèi)技術(shù)含量的方法，從行業(yè)層面將中國(guó)出口技術(shù)含量中進(jìn)口的“外國(guó)成分”進(jìn)行剔除，得到基于國(guó)內(nèi)要素投入產(chǎn)出的行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度如下：

ETSk=（1-θk）∑j（xkjXkETSj）

（13）

其中，ETSk代表行業(yè)k的出口技術(shù)復(fù)雜度，θk為行業(yè)k進(jìn)口中間產(chǎn)品的投入比重。xkj表示一國(guó)k行業(yè)j產(chǎn)品的出口額，Xk表示一國(guó)k行業(yè)所有產(chǎn)品的出口總額，xkj/Xk表示k行業(yè)j產(chǎn)品的出口比重。由于同類(lèi)產(chǎn)品之間無(wú)技術(shù)差異，因此，基于產(chǎn)品層面推導(dǎo)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度可以不用直接考慮行業(yè)間GDP差異。

為了計(jì)算行業(yè)層面的ETSk值，首先根據(jù)盛斌總結(jié)的關(guān)于SITC（Rev. 3.0）分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)GB/4757-2002 之間的對(duì)照表[12]，將SITC（Rev. 3.0）五位碼下的2 600多個(gè)產(chǎn)品歸類(lèi)到國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)GB/4757-2002 兩位碼，并選用其中27個(gè)代表性工業(yè)行業(yè)作為研究對(duì)象；然后根據(jù)GB/T4757-2002和投入產(chǎn)出表的編制說(shuō)明對(duì)投入產(chǎn)出表的行業(yè)進(jìn)行合并，與國(guó)民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)中的工業(yè)部門(mén)對(duì)應(yīng)起來(lái)，從而獲得27個(gè)工業(yè)部門(mén)的進(jìn)口中間產(chǎn)品投入比重θ值；最后在計(jì)算SITC（Rev 3.0）五位碼分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)下2 600 多個(gè)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)上測(cè)算中國(guó)27個(gè)工業(yè)行業(yè)的國(guó)內(nèi)技術(shù)復(fù)雜度。其中，進(jìn)口中間產(chǎn)品投入比重θ值參考平新喬[13]對(duì)投入產(chǎn)出表的處理：假設(shè)i行業(yè)進(jìn)口中間產(chǎn)品的比例λi等于i行業(yè)的總進(jìn)口/（總產(chǎn)品=總產(chǎn)出+進(jìn)口-出口），然后用λi乘以A矩陣可以得到進(jìn)口要素投入矩陣AM。1995-2012年各國(guó)人均GDP數(shù)值來(lái)自WDI數(shù)據(jù)庫(kù)，各國(guó)出口數(shù)據(jù)來(lái)自UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)，采用2000年不變價(jià)計(jì)算，單位為美元。

（2）核心解釋變量：行業(yè)環(huán)境規(guī)制力度（ERS）。目前關(guān)于環(huán)境管制的直接統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)較難獲取，學(xué)術(shù)界大多采用替代指標(biāo)的方式進(jìn)行衡量：Antweiler et al采用人均GDP作為環(huán)境規(guī)制的替代指標(biāo)，認(rèn)為隨著收入水平的不斷上升，環(huán)境規(guī)制將更加嚴(yán)格[14]；Domazlicy和Weber采用不同污染物的排放強(qiáng)度作為替代指標(biāo)，即污染排放強(qiáng)度越高，環(huán)境規(guī)制措施越嚴(yán)格[15]；張成等分別采用環(huán)境治理成本及污染治理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)來(lái)衡量環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度[16-17]。本文將借鑒Domazlicy和Weber的處理方法采用排污綜合指數(shù)（不同污染物排放強(qiáng)度的加權(quán)平均）作為衡量一國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的指標(biāo)[15]。該指標(biāo)體系由一個(gè)目標(biāo)層（環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度）、三個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)層（廢水、廢氣、廢渣）構(gòu)成。基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了廢水排放達(dá)標(biāo)率、二氧化硫去除率和固體廢物綜合利用率3個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)綜合衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。歷年工業(yè)“三廢”排放量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中工業(yè)廢水、工業(yè)固體廢物計(jì)量單位為萬(wàn)t，工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵的單位為t。

鑒于量綱差異及及污染物不可相加性，需做如下處理：①計(jì)算出單位產(chǎn)值的隱含污染排放量UEij。UEij=Eij/Yi，Y表示各行業(yè)工業(yè)增加值?？紤]到價(jià)格變動(dòng)因素和數(shù)據(jù)的可比性，將各年份的分行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)（當(dāng)年價(jià)）用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減處理，換算成不變價(jià)工業(yè)總產(chǎn)值，單位為億元。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，②UEij標(biāo)準(zhǔn)化處理。為了減少行業(yè)數(shù)據(jù)異方差現(xiàn)象，利用UEsij=[UEij-min（UEij）max（UEij）-UEij]將各行業(yè)的排污系數(shù)UEij標(biāo)準(zhǔn)化為UEsij，UEsij的值位于0-1之間。其中，min（UEij）和max（UEij）分別表示該行業(yè)中各部門(mén)排污系數(shù)的最大值和最小值。③加權(quán)平均求得行業(yè)環(huán)境規(guī)制指數(shù)ERSi。ERSi=1n∑k[]j=1∑n[]j=1WjUEsij。其中，Wj為行業(yè)權(quán)重，表示i產(chǎn)業(yè)j污染物的單位排放在整個(gè)產(chǎn)業(yè)j污染物單位排放的比重。參考趙細(xì)康的做法，Wj等于i行業(yè)j污染物排放量占整個(gè)工業(yè)行業(yè)j污染物排放量的比重Eij/∑n[]i=1Eij比上i行業(yè)工業(yè)增加值占工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比重Yi/∑n[]i=1Yi，即

Wj=Eij∑n[]i=1Eij Yi∑n[]i=1Yi=EijYi×∑n[]i=1Eij∑n[]i=1Yi=UEijUEij[7]

（3）控制變量。為了提高估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，除了ERS變量以外，我們加入如下控制變量：①勞動(dòng)資本比（KL）。非熟練勞動(dòng)力和物質(zhì)資本是生產(chǎn)函數(shù)的最基本要素投入，而勞動(dòng)資本比反映了要素稟賦的基本結(jié)構(gòu)，直接影響產(chǎn)出效率或技術(shù)系數(shù)。本文利用勞動(dòng)資本比（KL）指標(biāo)綜合考察勞動(dòng)力和物質(zhì)資本對(duì)技術(shù)復(fù)雜度的影響。其中，物質(zhì)資本K的測(cè)算參照Goldsmith開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)盤(pán)存法[18]：Kit=Ki，t-1（1-δit）+Iit，Kit表示第t年第i行業(yè)的實(shí)際資本存量；δit表示經(jīng)濟(jì)折舊率，這里參考張軍等人的處理方法其設(shè)定為9.6%[19]；Iit表示第t年第i行業(yè)的實(shí)際固定資本的投資總額； L代表樣本期間第t年第i行業(yè)的勞動(dòng)投入，用各行業(yè)從業(yè)人員平均數(shù)表示。②行業(yè)規(guī)模（Scale）。這里用各行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)值表示。③研發(fā)投入（RD）?？蒲薪?jīng)費(fèi)投入反映行業(yè)技術(shù)要素投入的水平，直接影響出口技術(shù)含量的提升。這里的科研投入比重使用各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的科研經(jīng)費(fèi)投入占各行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重。④外商投資資本（FDI）。外商投資資本不僅可以改善國(guó)內(nèi)資本要素條件，還可以通過(guò)外溢效應(yīng)促使出口企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。本文選用“各行業(yè)外國(guó)和港澳臺(tái)工業(yè)企業(yè)實(shí)際利用外資占該行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重”作為FDI的替代變量。⑤人力資本（Human）。Bowlus和Robinson指出，人力資本對(duì)于現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)中的一些關(guān)鍵問(wèn)題具有重要意義[20]，但學(xué)術(shù)界在量化人力資本數(shù)量（human）方面存在指標(biāo)差異，如Ngo對(duì)人力資本的量化以大學(xué)生人數(shù)（含中專(zhuān)）占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量[21]；劉海英等采用人均受教育年限[22]；祝樹(shù)金等使用高等教育的總?cè)雽W(xué)率[23]。結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況，本文選取選用“行業(yè)員工人均受教育年限”反映人力資本數(shù)量human。⑥其他影響因素。洪世勤等從經(jīng)濟(jì)自由度的特征出發(fā)，使用三資企業(yè)資產(chǎn)占行業(yè)資產(chǎn)的比重來(lái)間接反應(yīng)行業(yè)制度差異[24]本文已經(jīng)通過(guò)物質(zhì)資本納入了FDI變量，在此就不再重復(fù)考察。另外，本文在計(jì)量模型中納入環(huán)境規(guī)制的變量也是對(duì)行業(yè)制度差異的一個(gè)體現(xiàn)，其他不可觀察的行業(yè)差異（金融、物流、通訊、郵電等基礎(chǔ)設(shè)施方面）通過(guò)加入ηi進(jìn)行控制，增強(qiáng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。以上變量相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、WDI數(shù)據(jù)庫(kù)及UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)。

3 方法、結(jié)果及分析

3.1 環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)調(diào)整的直接效應(yīng)

面板數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生異方差和序列相關(guān)的問(wèn)題，可能導(dǎo)致OLS估計(jì)失效。為了消除異方差和序列相關(guān)的不良影響，本文采用Hausman檢驗(yàn)和似然F統(tǒng)計(jì)量來(lái)確定選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。結(jié)果顯示，無(wú)論是似然F統(tǒng)計(jì)量還是Hausman檢驗(yàn)都在5%顯著性水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型，為此，本文均采用固定效應(yīng)模型。另外，通過(guò)Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各控制變量之間均存在不同程度的正相關(guān)關(guān)系。為了避免多重共線性對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文將在納入核心變量的基礎(chǔ)上依次納入其他控制變量，從而形成表1所示的7組方程。

表1顯示環(huán)境規(guī)制變量二次項(xiàng)系數(shù)在7組方程中均顯著為正，估計(jì)系數(shù)值位于0.189 9-0.311 5之間。這表明在控制相關(guān)變量的情況下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的調(diào)整效應(yīng)表現(xiàn)為先下降后上升的“U”型動(dòng)態(tài)特征：

當(dāng)?shù)陀谂R界“閥值”時(shí)，呈現(xiàn)出負(fù)面抑制效應(yīng)；當(dāng)超過(guò)臨界“閥值”時(shí)，呈現(xiàn)出正面促進(jìn)效應(yīng)。這一結(jié)論與前文的理論預(yù)期相吻合。在環(huán)境規(guī)制的初期階段，環(huán)境污染的治理成本占企業(yè)總成本的比重較低，企業(yè)以節(jié)能減排為目的技術(shù)創(chuàng)新和管理制度創(chuàng)新沒(méi)有足夠的驅(qū)動(dòng)力[25-26]。在這種情況下，企業(yè)的治污成本過(guò)多地表現(xiàn)為對(duì)企業(yè)研發(fā)成本的“擠占效應(yīng)”，從而對(duì)出口技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的“負(fù)效應(yīng)”。但隨著環(huán)境規(guī)制的不斷加強(qiáng)，企業(yè)需要增加治污成本才能滿(mǎn)足環(huán)境規(guī)制的要求，從而造成治污成本占企業(yè)總成本比重的不斷上升。一旦這一比重超過(guò)某一臨界值，就會(huì)對(duì)企業(yè)形成強(qiáng)有力的“治污動(dòng)力”。企業(yè)將會(huì)根據(jù)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度主動(dòng)增加研發(fā)投入來(lái)提高污染治理技術(shù)和生產(chǎn)工藝水平，以降低環(huán)境規(guī)制所產(chǎn)生的負(fù)面影響。在這種情況下，環(huán)境規(guī)制力度的提升將對(duì)企業(yè)研發(fā)與創(chuàng)新產(chǎn)生較強(qiáng)的“補(bǔ)償效應(yīng)”，從而對(duì)出口技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的“正效應(yīng)”。由此可見(jiàn)，環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是在“擠占效應(yīng)”與“補(bǔ)償效應(yīng)”共同作用下表現(xiàn)為先負(fù)向抑制后正向促進(jìn)的 “U”型動(dòng)態(tài)特征。

其他控制變量的回歸結(jié)果基本符合理論預(yù)期。其中，KL變量的回歸結(jié)果顯著為正，表明資本勞動(dòng)力要素稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有利于我國(guó)出口技術(shù)進(jìn)步。這種要素稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化主要反映在資本勞動(dòng)力的配比上，盡管中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)是勞動(dòng)力充裕大國(guó)，但隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和資本結(jié)構(gòu)的不斷深化，資本要素的比重在顯著提升，資本勞動(dòng)力

表1 環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步之間直接關(guān)系的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

Tab.1 Fixed effect regression result of direct relationship between environmental regulation and technological progress

配比不斷優(yōu)化，從而帶來(lái)產(chǎn)出效率和出口技術(shù)水平的顯著提升。Scale，RD， FDI及Human變量的回歸系數(shù)也均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在環(huán)境規(guī)制下，行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大、研發(fā)投入的增加、外商資本投入的增加及人力資本的提升等行業(yè)條件的優(yōu)化均有利于行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，這與唐海燕等[28]、祝樹(shù)金等[24]的研究結(jié)論相一致。

3.2 環(huán)境規(guī)制對(duì)行業(yè)出口技術(shù)調(diào)整的間接效應(yīng)

前文研究顯示，物質(zhì)資本、人力資本、研發(fā)投入等行業(yè)要素稟賦是影響中國(guó)工業(yè)行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的重要變量。在環(huán)境規(guī)制的約束下，這些要素條件對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用機(jī)制是否會(huì)發(fā)生變化？本部分將通過(guò)設(shè)置交叉項(xiàng)的方法檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)行業(yè)出口技術(shù)進(jìn)步的間接效應(yīng)。由于KL的變異程度較高，所以KL *ERS與KL高度相關(guān)，而與變量ERS的相關(guān)性較小。類(lèi)似的還有變量Scale，RD， FDI及Human。逐步納入各變量的交叉項(xiàng)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表2所示。

從表2中我們可以看到，在環(huán)境規(guī)制的約束下，勞動(dòng)資本比KL、研發(fā)投入RD和工資Wage對(duì)出口技術(shù)進(jìn)步的作用機(jī)制沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。相反，環(huán)境規(guī)制的實(shí)施在一定程度上強(qiáng)化了勞動(dòng)資本比KL、研發(fā)投入RD等變量對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用機(jī)制。其中，ERS*KL的估計(jì)系數(shù)為0.421 4，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。這在一定程度上說(shuō)明了環(huán)境規(guī)制和要素稟賦結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間有著較強(qiáng)的互補(bǔ)性，即環(huán)境規(guī)制約束下要素稟賦結(jié)構(gòu)優(yōu)化有利于出口復(fù)雜度的提升，而要素稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化也有利于環(huán)境規(guī)制技術(shù)效率的發(fā)揮。勞動(dòng)資本比的提升在一定程度上反映了要素稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及比較優(yōu)勢(shì)的升級(jí)，這種變化有利于企業(yè)在面對(duì)嚴(yán)格的環(huán)境管制中采取主動(dòng)性的技術(shù)創(chuàng)新而不是被動(dòng)性的制度管理，從而使得環(huán)境規(guī)制的“補(bǔ)償效應(yīng)”大于“擠占效應(yīng)”，最終表現(xiàn)為行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的提升；ERS*RD的回歸系數(shù)為正的0.151，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明環(huán)境規(guī)制與研發(fā)投入之間也存在較強(qiáng)的互補(bǔ)性。環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)有利于企業(yè)進(jìn)一步加大研發(fā)投入從而表現(xiàn)出較強(qiáng)的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，另一方面，對(duì)于研發(fā)投入比重較大的行業(yè)，在技術(shù)創(chuàng)新上具有一定的先發(fā)優(yōu)勢(shì)，因此在面對(duì)嚴(yán)格的環(huán)境管制時(shí)更容易采取積極的技術(shù)創(chuàng)新去規(guī)避環(huán)境規(guī)制所帶來(lái)的成本上升問(wèn)題，從而表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制約束下行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

值得注意有兩個(gè)顯著變化：①FDI*ERS的回歸系數(shù)相比表1中FDI的回歸系數(shù)有了實(shí)質(zhì)性變化，交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。這表明，在不考慮環(huán)境管制的條件下，F(xiàn)DI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的促進(jìn)作用。但在考慮環(huán)境管制的條件下，F(xiàn)DI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)效應(yīng)變得非常微弱。這可能是由于以下兩方面的原因：一是環(huán)境規(guī)制對(duì)FDI投資區(qū)位決策的影響。正如“污染避難所假

表2 環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步之間間接關(guān)系的固定效應(yīng)模型回歸

Tab.2 Fixed effect regression result of indirect relationship between environmental regulation and technological progress

說(shuō)”等理論所指出的，環(huán)境規(guī)制會(huì)顯著影響FDI的投資區(qū)位決策。陳剛曾證實(shí)環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)我國(guó)FDI流入量產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)[28]；二是因?yàn)槲覈?guó)FDI大多以加工貿(mào)易為主，主要是承接的是勞動(dòng)力密集型環(huán)節(jié)的生產(chǎn)，這些環(huán)節(jié)的技術(shù)含量本身就不高。在面對(duì)嚴(yán)格的環(huán)境管制時(shí)，這些以加工貿(mào)易為主的外資企業(yè)首先想到不是如何改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，而是如何通過(guò)調(diào)整管理制度或者組織結(jié)構(gòu)來(lái)控制企業(yè)成本。在這種傾向下，企業(yè)極有可能分散原本稀缺的人力、物力、財(cái)力，減少了在技術(shù)引進(jìn)和知識(shí)學(xué)習(xí)上的投入，導(dǎo)致吸收能力的下降，從而弱化了外資的技術(shù)溢出效應(yīng)。②ERS*Human交叉變量的回歸系數(shù)變得不顯著。這和我們的理論預(yù)期不一致。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步運(yùn)用OLS方法進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果仍然不顯著。這可能源自?xún)煞矫娴脑颍阂环矫婵赡苁且驗(yàn)榄h(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)容易導(dǎo)致我國(guó)工業(yè)行業(yè)中“人力資本的企業(yè)生產(chǎn)率悖論”的出現(xiàn)，即在環(huán)境保護(hù)約束下，人力資本不能帶來(lái)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)效率的上漲。這在某種程度上反映了我國(guó)人力資本培育中所存在的問(wèn)題：在知識(shí)結(jié)構(gòu)不能更新?lián)Q代的情況下企業(yè)員工缺乏對(duì)前沿性綠色工藝及綠色產(chǎn)品的理解能力和創(chuàng)新能力；另一方面可能是因?yàn)槿肆Y本的構(gòu)成部分存在行業(yè)異質(zhì)性，忽略這種異質(zhì)性進(jìn)行總量層面的回歸可能導(dǎo)致結(jié)果的不顯著或者是不一致。這種異質(zhì)性是否導(dǎo)致了環(huán)境規(guī)制技術(shù)調(diào)整機(jī)制的改變，本文將在第四部分做出進(jìn)一步的探討。

4 進(jìn)一步討論：人力資本的門(mén)檻效應(yīng)及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 人力資本的門(mén)檻效應(yīng)

間接效應(yīng)模型的回歸結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制約束下人力資本對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升效應(yīng)不顯著，這與我們的理論預(yù)期不一致。我們認(rèn)為這種不一致極有可能是因?yàn)樾袠I(yè)人力資本構(gòu)成的異質(zhì)性所造成的。從行業(yè)異質(zhì)性的角度來(lái)看，不同行業(yè)之間的人力資本的質(zhì)量存在較大差異，這種差異可能導(dǎo)致企業(yè)在面對(duì)環(huán)境管制時(shí)采取不同的應(yīng)對(duì)行為，從而產(chǎn)生不同的技術(shù)調(diào)整效應(yīng)。例如一些知識(shí)密集型行業(yè)的人力資本較豐富，應(yīng)對(duì)環(huán)境管制時(shí)適應(yīng)能力和調(diào)整能力都較強(qiáng)，選擇自主創(chuàng)新的成本也相對(duì)較小，因此就更容易以“技術(shù)創(chuàng)新”來(lái)規(guī)避環(huán)境規(guī)制的影響。相反，一些知識(shí)稀缺型行業(yè)的人力資本較匱乏，企業(yè)的吸收能力和調(diào)整能力都較差。在面對(duì)嚴(yán)格的環(huán)境管制時(shí)，企業(yè)很難在短時(shí)間內(nèi)進(jìn)行技術(shù)調(diào)整與技術(shù)突破，另外，企業(yè)人力資本的匱乏也使得企業(yè)的創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)都較大。在這種情況下，企業(yè)往往選擇被動(dòng)性的“制度管理”去規(guī)避環(huán)境管制的約束。由此可見(jiàn)，行業(yè)人力資本構(gòu)成的異質(zhì)性極有可能導(dǎo)致ERS*Human與ETS之間的非線性關(guān)系。忽視這種行業(yè)異質(zhì)性簡(jiǎn)單地從行業(yè)總量的層面進(jìn)行線性回歸將導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏誤。為此，本文將進(jìn)一步討論人力資本要素在環(huán)境規(guī)制的出口技術(shù)調(diào)整機(jī)制中的門(mén)檻效應(yīng)。這里的“門(mén)檻效應(yīng)”指的是人力資本與環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響過(guò)程存在若干個(gè)關(guān)鍵點(diǎn)，行業(yè)的人力資本水平只有跨越了關(guān)鍵點(diǎn)，環(huán)境規(guī)制才會(huì)促進(jìn)出口技術(shù)水平的提升。對(duì)于“門(mén)檻效應(yīng)”的檢驗(yàn)方法，通常采用分組檢驗(yàn)和交叉項(xiàng)檢驗(yàn)。分組檢驗(yàn)事先對(duì)樣本進(jìn)行分組，但對(duì)樣本進(jìn)行分組缺乏客觀統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)；交叉項(xiàng)檢驗(yàn)建立包含交叉項(xiàng)的線性模型，但交叉項(xiàng)的形式難以確定。而且，兩種方法都無(wú)法解決“門(mén)檻效應(yīng)”的顯著性驗(yàn)證問(wèn)題。為此，筆者采用Hansen提出的面板門(mén)檻回歸模型檢驗(yàn)人力資本要素在環(huán)境規(guī)制效應(yīng)中的門(mén)檻值[29]。當(dāng)只存在一個(gè)門(mén)檻值時(shí)，Hansen將面板門(mén)檻模型設(shè)定為：

（15）式中Xit表示前文出現(xiàn)的其他控制變量。在多門(mén)檻情形下，模型設(shè)定與此類(lèi)似。概況而言，確定門(mén)檻值的思想是，模型殘差平方和最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的門(mén)檻值γ即為求得的實(shí)際門(mén)檻值γ。在得到門(mén)檻值之后，需要對(duì)其進(jìn)行顯著性和真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。顯著性檢驗(yàn)就是考察β2和β3是否存在顯著差異。對(duì)于真實(shí)性檢驗(yàn)，Hansen提供了一個(gè)簡(jiǎn)單公式以計(jì)算出拒絕域[30]，即當(dāng)LR（r）>2log（1-（1-α）1/2）時(shí)，拒絕原假設(shè)，α為顯著性水平，當(dāng)α為1%、5%和10%時(shí)，LR統(tǒng)計(jì)量的臨界值分別為10.59、7.35和5.94。

表3顯示，式（15）的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)中人力資本的門(mén)檻值為11.49年，表明當(dāng)該行業(yè)人均受教育年限高于11.49年時(shí)，環(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響系數(shù)顯著為正（0.117 2）；當(dāng)?shù)陀谶@一水平時(shí)，環(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響系數(shù)不顯著。Wald檢驗(yàn)的p值為0.017 4，表明兩個(gè)系數(shù)之間存在顯著差異，人力資本對(duì)環(huán)境規(guī)制的出口技術(shù)調(diào)整效應(yīng)存在明顯的門(mén)檻γ特征。另外，人均受教育年限的一個(gè)門(mén)檻值對(duì)應(yīng)的LR值遠(yuǎn)小于臨界值7.35表明門(mén)檻值是真實(shí)有效的。

觀察發(fā)現(xiàn)，1995-2012年間人均受教育年限的平

表3 面板門(mén)檻模型回歸結(jié)果

Tab.3 Regression results of panel threshold model

注：被解釋變量為出口技術(shù)復(fù)雜度的對(duì)數(shù)值；括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為對(duì)應(yīng)的t值，列（3）根據(jù)常規(guī)標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算，列（4）經(jīng)過(guò)Driscoll和Kraay（1998）調(diào)整的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算。

均值高于11.49年的行業(yè)有7個(gè)，這7個(gè)行業(yè)分別是專(zhuān)用設(shè)備制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機(jī)械制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)。對(duì)于這些行業(yè)而言，人均受教育程度較高，員工的創(chuàng)新能力、吸收能力及新規(guī)則的適應(yīng)能力都較強(qiáng)。在面對(duì)嚴(yán)格環(huán)境管制時(shí)，這些行業(yè)從無(wú)論從成本收益的角度來(lái)看，還是從企業(yè)轉(zhuǎn)型的角度來(lái)看都傾向于采取技術(shù)創(chuàng)新來(lái)積極應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制所帶來(lái)的影響。由于人力資本水平較高，其技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新也更容易成功，最終在環(huán)境約束下實(shí)現(xiàn)成本節(jié)約與技術(shù)進(jìn)步的雙贏局面。相比而言，對(duì)家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、黑色及有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)等行業(yè)在1995-2012年間人均受教育年限的平均值低于門(mén)檻值11.49，從而表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)行業(yè)出口技術(shù)進(jìn)步的抑制效應(yīng)。這主要是因?yàn)檫@些行業(yè)大多屬于資本勞動(dòng)密集型行業(yè)，一方面是行業(yè)員工的吸收能力、學(xué)習(xí)能力、創(chuàng)新能力較薄弱，企業(yè)的創(chuàng)新文化和創(chuàng)新動(dòng)力均不足；另一方面是這些行業(yè)大多屬于污染密集型行業(yè)，所面臨的環(huán)境規(guī)制相對(duì)更加嚴(yán)厲。因此他們?cè)诳紤]員工的吸收能力及企業(yè)的創(chuàng)新能力不足的情況下，往往會(huì)采取“制度管理”、“上繳罰款”等消極方式去應(yīng)對(duì)環(huán)境管制問(wèn)題，從而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生較強(qiáng)的“擠占效應(yīng)”。由此可見(jiàn)，在考慮行業(yè)人力資本異質(zhì)性的情況下，一定的人力資本水平是“波特定理”成立的先定條件，這將有利于我們更好地理解“波特定理”的適用性。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

企業(yè)出口行為的“慣性特征”可能導(dǎo)致面板數(shù)據(jù)之間的內(nèi)生性問(wèn)題。雖然工具變量能夠在一定程度上克服變量的內(nèi)生性問(wèn)題，但在實(shí)際操作中很難找到恰當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞俊MM動(dòng)態(tài)面板模型以差分變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，能夠較好地克服變量的內(nèi)生性問(wèn)題。為此，本文在固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上采用兩步差分法的系統(tǒng)GMM估計(jì)分別對(duì)方程（10）和方程（11）進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果受篇幅所限在此忽略，有需要的讀者敬請(qǐng)向作者索取。將GMM的回歸結(jié)果與固定效應(yīng)FE的回歸結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析，發(fā)現(xiàn)兩種方法在關(guān)鍵變量的估計(jì)系數(shù)及顯著性水平上不存在實(shí)質(zhì)性差異，因此我們有理由認(rèn)為前文的分析結(jié)論是穩(wěn)健的。

5 政策建議

本文的政策含義是明顯的：首先，在環(huán)境管制由弱保護(hù)階段向強(qiáng)保護(hù)過(guò)渡的過(guò)程中，要科學(xué)、動(dòng)態(tài)把握環(huán)境規(guī)制對(duì)出口企業(yè)生產(chǎn)成本及技術(shù)效率的影響，避免政策的盲目性。對(duì)廣大發(fā)展中國(guó)家而言，環(huán)境管制存在較強(qiáng)的“鰻魚(yú)效應(yīng)”：在環(huán)境保護(hù)的初級(jí)階段，嚴(yán)峻的環(huán)境規(guī)制會(huì)加大企業(yè)成本負(fù)擔(dān)，擠占研發(fā)投入，從而降低企業(yè)的技術(shù)效率，甚至威脅到企業(yè)生存；但經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的磨合調(diào)整之后，企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力往往會(huì)得到激發(fā)，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將促使企業(yè)通過(guò)技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)業(yè)升級(jí)來(lái)實(shí)現(xiàn)環(huán)境約束的突破，從而帶來(lái)新一輪的技術(shù)進(jìn)步。因此，我國(guó)應(yīng)根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展階段和微觀企業(yè)的承受能力，分階段、分層次地實(shí)施環(huán)境保護(hù)戰(zhàn)略，多渠道、多層面地幫助各部門(mén)、各行業(yè)安全渡過(guò)環(huán)境規(guī)制的磨合階段，縮小環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的“抵消效應(yīng)”，放大“補(bǔ)償效應(yīng)”，最終實(shí)現(xiàn)“魚(yú)與熊掌兼得”的雙贏局面；其次，環(huán)境規(guī)制應(yīng)該充分考慮行業(yè)的異質(zhì)性，根據(jù)行業(yè)的具體情況實(shí)施差異化的環(huán)境保護(hù)戰(zhàn)略。本文研究顯示環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的調(diào)整機(jī)制存在顯著的行業(yè)差異，因此，政府應(yīng)該針對(duì)不同行業(yè)的稟賦特征制定出差異化的環(huán)境保護(hù)戰(zhàn)略：對(duì)行業(yè)規(guī)模較大、物質(zhì)資本雄厚、吸收能力較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，政府可以適度強(qiáng)化環(huán)境保護(hù)力度，通過(guò)加大企業(yè)的環(huán)境成本“倒逼”企業(yè)加大綠色清潔型技術(shù)的研發(fā)與創(chuàng)新，從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的綠色升級(jí)；對(duì)一些規(guī)模較小、物質(zhì)資本薄弱、吸收能力較弱的產(chǎn)業(yè)，環(huán)境保護(hù)政策應(yīng)該在考慮企業(yè)適應(yīng)能力基礎(chǔ)上做到循序漸進(jìn)、趨利避害，通過(guò)行業(yè)幫扶、技術(shù)支持等手段幫助企業(yè)更好地突破環(huán)境規(guī)制的約束。最后，環(huán)境規(guī)制中的技術(shù)“補(bǔ)償效應(yīng)”并不能自主發(fā)揮，必須要具備一定的行業(yè)要素稟賦條件，尤其是需要具備一定的行業(yè)吸收能力和調(diào)整能力。這就需要各行業(yè)在面對(duì)環(huán)境管制的過(guò)程中積極提升和改善行業(yè)自身的要素條件，尤其是加強(qiáng)對(duì)行業(yè)優(yōu)質(zhì)人力資本的創(chuàng)新和培育。只有當(dāng)企業(yè)的吸收能力達(dá)到一定水平以后，企業(yè)在面對(duì)嚴(yán)格環(huán)境管制時(shí)才能更容易、更高效地向清潔型生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，最終實(shí)現(xiàn)出口技術(shù)升級(jí)。但人力資本的培育是一個(gè)長(zhǎng)期且持續(xù)的工程，需要政府企業(yè)、高校等多部門(mén)的通力合作：加大教育投入、提升教育水平、加強(qiáng)員工培訓(xùn)等。

（編輯：田 紅）

參考文獻(xiàn)（References）

[1]Jaffe A B， Palmer K. Environmental Regulation and Innovation：A Panel Data Study [J]. The Review of Economics and Statistics，1997， 79（4）：610-619.

[2]Jaffe A B， Peterson S R， Portney P R， et al. Environmental Regulation and the Competitiveness of U. S Manufacturing： What Does the Evidence Tell Us？ [J]. Journal of Economic Literature， 1995， 33：132-163.

[3]朱啟榮.我國(guó)出口貿(mào)易與工業(yè)污染、環(huán)境規(guī)制關(guān)系的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2007，（8）：47-54.[Zhu Qirong. The Empirical Analysis of Chinas Export Trade， Industrial Pollution and Environmental Regulation [J]. World Economy Study， 2007， （8）：47-54.]

[4]陸旸.環(huán)境規(guī)則影響了污染密集型商品的貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，（4）：28-40.[Lu Yang. Does Environmental Regulation Affect the Comparative Advantage of Pollution Intensive Goods Trade？ [J]. Economic Research Journal， 2009， （4）：28-40.]

[5]Bin X， Lu J Y. Foreign Direct Investment， Processing Trade and the Sophistication of Chinas Exports [J]. China Economic Review， 2009， 20（3）：425- 439.

[6]Bin X. The Sophistication o f Exports： Is China Special [J]. China Economic Review， 2010， 21（3）：482-493.

[7]趙細(xì)康.引導(dǎo)綠色創(chuàng)新[M]. 北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2006：20-26.[Zhao Xikang. Induction of Green Creation[M].Beijing： Economic and Science Press， 2006：20-26.]

[8]趙細(xì)康. 環(huán)境保護(hù)與產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力：理論與實(shí)證分析[M]. 北京：中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，2003：110-113.[Zhao Xikang. Environment Protection and Industrial International Competiveness：Theoretical and Empirical Analysis[M].Beijing： China Social Science Press， 2003：110-113.]

[9]傅京燕，李麗莎.環(huán)境規(guī)制、要素稟賦與產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)證研究：基于中國(guó)制造業(yè)的面板數(shù)據(jù) [J].管理世界，2010，（10）：87-98.[Fu Jingyan， Li Lisha. Empirical Research of Environmental Regulation， Factor Endowments and Industrial International Competitiveness：Based on Panel Data of Manufacturing Industry [J]. Management World， 2010， （10）：87-98.]

[10]Hausmann R， Hwuang J， Rodrik D.What You Export Matters [J].Journal of Economic Growth， 2007， 12（1）：1-25.

[11]姚洋，張曄.中國(guó)出口品國(guó)內(nèi)技術(shù)含量升級(jí)的動(dòng)態(tài)研究[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2008，（2）：67-82.[Yao Yang， Zhang Ye. Dynamic Upgrade of Chinese Exports Domestic Technology Content [J]. Social Science in China， 2008， （2）：67-82.]

[12]盛斌.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易政策的政治經(jīng)濟(jì)分析[M]. 上海：上海人民出版社，2002：63-75.[ Sheng Bin. The Political and Economic Analysis of China Foreign Trade Policy [M]. Shanghai： Shanghai Peoples Press， 2002：63-75.]

[13]平新喬，郝朝艷，毛亮，等.中國(guó)出口貿(mào)易中的垂直專(zhuān)門(mén)化與中美貿(mào)易[J].世界經(jīng)濟(jì)，2006， （5）：3-11.[ Ping Xinqiao， Hao Zhaoyan， Mao Liang， et al. Vertical Specialization of Chinese Export Trade and Sino US Trade [J]. World Economy， 2006， （5）： 3-11.]

[14]Antweiler W， Copeland B R， Taylor M S. Is Free Trade Good for the Environment [J]. American Economic Review， 2001， 91：45-78.

[15]Domazlicy B R， Weber W L. Does Environmental Protection Lead to Slower Productivity Growth in the Chemical Industry [J]. Environmental and Resource Economics， 2004， 28（3）：88-104.

[16]張成，陸旸，郭路，等. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（10）：113-124. [Zhang， Lu Yang， Guo Lu， et al. The Intensity of Environmental Regulation and Production Technology Progress [J].Economic Research Journal， 2011， （10）：113-124.]

[17]張成，于同申，郭路. 環(huán)境規(guī)制影響了中國(guó)工業(yè)的生產(chǎn)率嗎？ 基于DEA 與協(xié)整分析的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010，（3）：11-17.[Zhang Cheng， Yu Shentong， Guo Lu， Does Environmental Regulation Affect Chinas Industrial Productivity？ An Empirical Test based on DEA and Cointegration Analysis [J]. Economic Theory and Business Management， 2010， （3）：11-17.]

[18]Goldsmith R W. A Perpetual Inventory of National Wealth. [J]. Studies in Income and Wealth， 1995， 14：5-74.

[19]張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算： 1952-2000[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2004，（10）：35-44.[Zhang Jun， Wu Guiying， Zhang Jipeng. Estimation of Chinese Provincial Capital Stock： 1952-2000[J]. Economic Research Journal， 2004， （10）：35-44.]

[20]Bowlus A J， Robinson C. Human capital prices， productivity， and growth [J]. The American Economic Review， 2012， 102（7）： 3483-3515.

[21]Ngo H Y， Lau C M， Foley S. Strategic Human Resource Management， Firm Performance， and Employee Relations Climate in China [J]. Human Resource Management， 2008， 47（1）：73-90.

[22]劉海英，趙英才，張純洪.人力資本“均化”與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量關(guān)系研究[J].管理世界，2004，（11）：15-21.[Liu Haiying， Zhao Yingcai， Zhang Chunhong. Relationship between the Equilibrium of Human and the Quality of Economic Growth [J]. Management World， 2004， （11）：15-21.]

[23]祝樹(shù)金，傅曉嵐.出口技術(shù)水平的決定性因素：來(lái)自跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2010，（10）：28-47.[Zhu Shujin， Fu Xiaolan. The Decisive Factors of Export Technology： Evidence from Multinational Panel Data [J]. World Economy， 2010， （10）：28-47.]

[24]洪世勤，劉厚俊.出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：基于行業(yè)數(shù)據(jù)的研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013，（6）：79-107. [Hong Shiqin， Liu Houjun. Export Technology Structure Change and Endogenous Economic Growth： Based on Industrial Data [J]. China Industrial Economics， 2013， （6）：79-107.]

[25]李玲，陶鋒.污染密集型產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及影響因素[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2011，（12）：32-39.[Li Ling， Tao Feng. Green Productivity of Pollution Intensive Industries and Its Influence Factors [J]. Economist， 2011， （12）：32-39.]

[26]李玲，陶鋒.中國(guó)制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的選擇[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012，（5）：70-82.[ Li Ling， Tao Feng. Optimal Choice of Chinese Manufacturing Environmental Regulation Intensity [J]. China Industrial Economics， 2012， （5）：70-82. ]

[27]唐海燕，張會(huì)清.產(chǎn)品內(nèi)國(guó)際分工與發(fā)展中國(guó)家價(jià)值鏈提升[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，（9）：81-93.[Tang Haiyan，Zhang Huiqing. Intra Product Specialization and Promotion of Developing Countries Value Chain [J]. Economic Research Journal， 2009， （9）：81-93.]

[28]陳剛.FDI競(jìng)爭(zhēng)，環(huán)境規(guī)制與污染避難所：對(duì)中國(guó)式分權(quán)的反思[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2009，（6）：3-7.[Chen Gang. FDI Competition， Environmental Regulation and Pollution Haven： Reflection on China Decentralization [J] World Economy Study， 2009， （6）：3-7.]

[29]Hansen B E. Threshold Effects In Nondynamic Panels： Estimation， Testing， and Inference [J]. Journal of Econometrics，1999，93（2）： 345-368.

Adjustment Effect of Environmental Regulation on Industries Export Technology Complexity

YU Juanjuan

（Economic Department， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan Hubei 430073，China）

Abstract

Industry heterogeneity leads to different enterprise actions in face of the environmental regulation： the passive management circumvention or the active technology innovation， which would lead to the different adjustment on the industrial export technology complexity. This paper inducted the compensation effect parameters and the offset effect parameters of environmental regulation into Hausmans model about export technology complexity adjustment. Calculating threedigit code of 27 industries export technical complexity from 1995-2010， this paper tested the influence mechanism of environmental regulation on export technology complexity in the methods of fixedeffect model and the system GMM. Whats more， this paper observed the threshold effect of human as the substitute variable of enterprise absorption ability in the mode of threshold panel and estimated the optimal threshold value. Our conclusion is that with the combined influence of compensation effect and offset effect， the relationship of environmental regulation and export technology complexity is first negative and then positive， which performed like the Ucurve. Industry heterogeneity leads that export technical adjustment effect of environmental regulation depended both on the intensity of environmental regulation， and on the factor endowment of industry itself， such as the industries capital， human and R & D investment. Especially， the industrial humans absorption ability is the threshold precondition on the export technical adjustment effect of environmental regulation. Only if the industrial humans absorption ability transcended the threshold value （the industry employees average years of schooling is 11.49 years）， the industry would select the active technology innovation to cope with the environmental regulation， which would make strong compensation effects on export technology complexity. Otherwise， the industry would select the passive management circumvention because of inadequacy of human， which makes strong offset effects on export technology complexity.

Key words environmental regulation； export technology complexity； industry heterogeneity； human； threshold effect