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環(huán)境規(guī)制能有效激勵(lì)清潔技術(shù)創(chuàng)新嗎？
——源于非線性門(mén)檻面板模型的新解釋

一、引言

近年來(lái)環(huán)境污染事故頻現(xiàn)，許多城市出現(xiàn)持續(xù)霧霾天氣，環(huán)境質(zhì)量也正在不斷惡化。《2010年中國(guó)環(huán)境經(jīng)濟(jì)核算報(bào)告》指出，我國(guó)2010年環(huán)境退化成本為11032.8億元，占當(dāng)年GDP比重的2.51%，比2004年增加5014.6億元，增長(zhǎng)了115%，而且環(huán)境虛擬治理成本（排放到環(huán)境中的污染物按照現(xiàn)行的治理技術(shù)和水平全部治理所需要的支出）相對(duì)于2004年增長(zhǎng)94.5%，暗示我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展正以環(huán)境污染為代價(jià)。如何解決經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中所伴隨的環(huán)境污染問(wèn)題，已成為世界各國(guó)面臨的一項(xiàng)重大課題。環(huán)境作為一種典型的公共物品，無(wú)論是消費(fèi)者還是生產(chǎn)者都不會(huì)主動(dòng)為其支付費(fèi)用，需要國(guó)家制定外部環(huán)境政策進(jìn)行管制。我國(guó)現(xiàn)行環(huán)境規(guī)制政策多是節(jié)能減排為導(dǎo)向的，這種政策目標(biāo)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境保護(hù)易此消彼長(zhǎng)且短期特征突出，反而可能束縛經(jīng)濟(jì)績(jī)效提升和節(jié)能減排的空間［1］。若從長(zhǎng)期上考察，一國(guó)環(huán)境質(zhì)量的提升將最終依靠技術(shù)進(jìn)步，尤其是以清潔技術(shù)創(chuàng)新為導(dǎo)向的技術(shù)創(chuàng)新方向更應(yīng)受到重視。清潔技術(shù)作為一國(guó)經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，其發(fā)展水平和創(chuàng)新效率為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)提供雙贏途徑，為此，考察環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)有助于解決環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩難困境。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制在引致清潔技術(shù)創(chuàng)新方面的作用，誘致性創(chuàng)新理論模型可以有效解釋環(huán)境規(guī)制政策對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用［2-5］，誘致性創(chuàng)新理論認(rèn)為，提高投入品的價(jià)格，將引致技術(shù)創(chuàng)新朝向減少使用該投入品的方向發(fā)展，或者，研發(fā)使用價(jià)格相對(duì)較低的其他投入品的技術(shù)，意味著通過(guò)環(huán)境稅和排污費(fèi)等環(huán)境規(guī)制措施，將增加污染型產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，進(jìn)而引導(dǎo)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新朝清潔技術(shù)方向發(fā)展。若從企業(yè)層面考察環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系，Porter首次給予了系統(tǒng)闡述，后又被稱為“波特假說(shuō)”，認(rèn)為合理設(shè)計(jì)的環(huán)境規(guī)制能夠刺激被規(guī)制企業(yè)優(yōu)化資源配置和技術(shù)革新，通過(guò)清潔技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的收益，抵減環(huán)境規(guī)制成本，提高企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力。尤其是在國(guó)際社會(huì)環(huán)保意識(shí)日益提高的背景下，率先采用適應(yīng)環(huán)境規(guī)制所要求的清潔性技術(shù)，可以使企業(yè)擁有領(lǐng)先者優(yōu)勢(shì)，優(yōu)先于其他競(jìng)爭(zhēng)者成為環(huán)保技術(shù)的凈出口者。經(jīng)驗(yàn)研究支持上述理論推斷，Porter［6］指出，政府淘汰破壞臭氧層的氟氯化碳，使杜邦公司開(kāi)發(fā)出危害較小的替代品。美國(guó)環(huán)保局報(bào)告顯示，在清潔空氣法案對(duì)有機(jī)化合物（VOC）排放標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行限定后，工業(yè)涂料企業(yè)用戶研發(fā)出VOC含量更低的新油漆和涂料。同時(shí)，瑞典的造紙業(yè)為有效減少污水排放法規(guī)的影響，在紙張生產(chǎn)過(guò)程進(jìn)行了相應(yīng)的技術(shù)創(chuàng)新［7］。Lanjouw和Mody［8］利用環(huán)境合規(guī)成本（企業(yè)為遵守環(huán)保法規(guī)的開(kāi)支），結(jié)合環(huán)境專利數(shù)據(jù)分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境合規(guī)成本的上升增加了環(huán)保技術(shù)創(chuàng)新。隨后新凱恩斯主義者運(yùn)用各種理論和方法對(duì)“波特假說(shuō)”展開(kāi)了進(jìn)一步的解釋，諸如行為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究認(rèn)為，企業(yè)行為由其經(jīng)理人所控制，企業(yè)經(jīng)理人可能是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者［9］，或受限于信息獲取和認(rèn)知能力，不能做出完全理性的決策［10］，在無(wú)管制環(huán)境下企業(yè)投入具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)的非清潔技術(shù)研發(fā)，使清潔技術(shù)研發(fā)不足，而在政策進(jìn)行管制后企業(yè)經(jīng)理人就有充分認(rèn)知相關(guān)信息，而增加清潔技術(shù)的研發(fā)。Ambec和Barla［11］發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在提高企業(yè)生產(chǎn)率過(guò)程中，經(jīng)理人會(huì)獲得先進(jìn)技術(shù)的私人信息并憑借信息優(yōu)勢(shì)從技術(shù)創(chuàng)新投資中獲得租金，而政府實(shí)行環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)理人抽取租金行為將起到限制作用，從而減小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的組織成本，提高企業(yè)清潔技術(shù)研發(fā)效率。Ambec和Barla［12］指出，企業(yè)經(jīng)理的現(xiàn)期偏好會(huì)導(dǎo)致其延遲企業(yè)的創(chuàng)新投資，影響創(chuàng)新投資對(duì)企業(yè)當(dāng)期收益的增加作用，而環(huán)境規(guī)制則可以有效解決企業(yè)經(jīng)理的自我控制問(wèn)題，激發(fā)企業(yè)經(jīng)理及時(shí)進(jìn)行創(chuàng)新投資?；谥R(shí)的公益性質(zhì)角度，一些研究指出，在無(wú)政策管制的環(huán)境中，技術(shù)的外溢效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致企業(yè)減少對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的投資，從而降低整個(gè)行業(yè)的清潔技術(shù)創(chuàng)新水平，此時(shí)強(qiáng)制性的環(huán)境規(guī)制政策法規(guī)將迫使企業(yè)提高新技術(shù)研發(fā)的投資規(guī)模，使整個(gè)產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)帕累托改善從低研發(fā)均衡達(dá)到高研發(fā)均衡［13-14］。Ambec和Barla［15］進(jìn)一步指出，環(huán)境質(zhì)量的信息不對(duì)稱性會(huì)導(dǎo)致技術(shù)研發(fā)出現(xiàn)“檸檬市場(chǎng)”效應(yīng)，最終使市場(chǎng)上充滿非清潔產(chǎn)品，但是，諸如頒發(fā)綠色環(huán)境標(biāo)志之類的環(huán)境規(guī)制措施，卻可以強(qiáng)化綠色產(chǎn)品的生態(tài)特性，提升產(chǎn)品形象和銷售，提高企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而激勵(lì)企業(yè)對(duì)清潔技術(shù)的研發(fā)投資。不過(guò)，Constantatos和Herrmann［16］發(fā)現(xiàn)，由于生產(chǎn)者從開(kāi)始清潔型產(chǎn)品的研發(fā)生產(chǎn)，到消費(fèi)者觀察到產(chǎn)品的綠色特性，二者存在一定的時(shí)滯，這會(huì)在一定時(shí)間內(nèi)降低率先實(shí)施清潔技術(shù)研發(fā)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新收益，不利于清潔技術(shù)的發(fā)展，但是，如果此時(shí)政府能夠通過(guò)環(huán)境規(guī)制，對(duì)整個(gè)行業(yè)進(jìn)行清潔型產(chǎn)品生產(chǎn)的強(qiáng)制約束，卻可以有效地解決清潔型技術(shù)研發(fā)投資的先發(fā)劣勢(shì)問(wèn)題。

這些結(jié)論是否暗示著環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)，越有利于清潔技術(shù)研發(fā)呢？Brunnermeier等［17］將環(huán)境治理和控制支出水平表征環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，以大氣污染治理、酸雨防治、固體垃圾處理等環(huán)境相關(guān)專利的申請(qǐng)數(shù)量表示清潔技術(shù)創(chuàng)新水平，利用美國(guó)1983-1992年制造業(yè)數(shù)據(jù)考察環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境治理支出的小幅增加就會(huì)促進(jìn)環(huán)境專利申請(qǐng)數(shù)量的大幅增長(zhǎng)。Popp［18］從空氣污染治理層面檢驗(yàn)政府環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用，選取美國(guó)、日本和德國(guó)三個(gè)國(guó)家可減少氮氧化物（NOx）和二氧化硫（SO2）排放的相關(guān)專利數(shù)表示環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新水平，以政府制定的NOx和SO2排放標(biāo)準(zhǔn)衡量環(huán)境規(guī)制水平，發(fā)現(xiàn)一國(guó)更嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制措施將引致該國(guó)更多的大氣污染治理技術(shù)創(chuàng)新專利，但對(duì)其他國(guó)家的清潔技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)很小。Hascic［19］對(duì)OECD國(guó)家1978-2005年汽車行業(yè)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制的作用效果與清潔技術(shù)創(chuàng)新類型有關(guān)，通過(guò)環(huán)境稅等增加燃料價(jià)格的環(huán)境規(guī)制，能夠顯著提高污染物綜合治理技術(shù)創(chuàng)新水平，而政府制定污染排放標(biāo)準(zhǔn)之類的命令-控制型環(huán)境規(guī)制，對(duì)二次燃燒污染治理技術(shù)正向作用更明顯。李樹(shù)和陳剛［20］以數(shù)據(jù)包絡(luò)法（DEA）測(cè)算出的TFP來(lái)衡量技術(shù)創(chuàng)新水平，采用APPCL2000修訂這樣的一次實(shí)驗(yàn)來(lái)表示環(huán)境規(guī)制，從制度角度評(píng)估環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)嚴(yán)格且適宜的環(huán)境規(guī)制能夠使我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率增長(zhǎng)和環(huán)境質(zhì)量提高的雙贏結(jié)果。景維民和張璐［21］運(yùn)用2003-2010年中國(guó)33個(gè)工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)考察了環(huán)境管制對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步的影響，發(fā)現(xiàn)適宜環(huán)境規(guī)制能夠引導(dǎo)工業(yè)朝向綠色技術(shù)進(jìn)步方向發(fā)展。

那么，上述的研究結(jié)果是否也在暗示，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)進(jìn)步抑或清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用是唯一確定的？一些經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，事實(shí)并非完全如此。Conrad等［22］將環(huán)境規(guī)制作為一種生產(chǎn)要素投入納入到生產(chǎn)函數(shù)中，構(gòu)建出環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率的作用模型，結(jié)合德國(guó)的產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制卻會(huì)降低TFP增長(zhǎng)率。Gray等［23］利用美國(guó)116家紙漿與造紙廠1979-1990年度人口普查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)反映環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的污染治理成本與生產(chǎn)率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且二者負(fù)向效應(yīng)顯著。Becker［24］以美國(guó)制造業(yè)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制在一定程度上降低了美國(guó)制造業(yè)的生產(chǎn)率。沈能和劉鳳朝［25］利用中國(guó)1992-2009年面板數(shù)據(jù)從全國(guó)整體和分地區(qū)層面檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，研究顯示環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)的創(chuàng)新作用只在東部發(fā)達(dá)地區(qū)成立，而在落后的中西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)卻很難實(shí)現(xiàn)。

如果我們假定已有研究的理論體系是嚴(yán)謹(jǐn)?shù)?，?jīng)驗(yàn)研究的指標(biāo)設(shè)計(jì)和計(jì)量模型選擇是合理的，這樣研究得出的結(jié)論應(yīng)該值得相信。若事實(shí)果真如此，那么，不同地區(qū)、不同樣本甚至同一地區(qū)、同一產(chǎn)業(yè)或同一樣本，得到的結(jié)果為什么還會(huì)出現(xiàn)偏差甚至完全相左的情況呢？我們認(rèn)為，問(wèn)題在于環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)會(huì)受多重條件的制約，不同樣本往往存在市場(chǎng)成熟度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本、所有制結(jié)構(gòu)和企業(yè)發(fā)展水平等多種因素的影響，這些因素發(fā)展水平的不同，都可能導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制改變清潔技術(shù)創(chuàng)新方向出現(xiàn)變化?；蛘哒f(shuō)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用并非單一，即兩者關(guān)系也絕非簡(jiǎn)單正向或負(fù)向的線性關(guān)系，甚至更多表現(xiàn)出非線性特征，若將環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系設(shè)定為線性相關(guān)是不合適的，模型結(jié)果也可能是錯(cuò)誤的。正是基于上述認(rèn)識(shí)，本文從門(mén)檻面板非線性模型，通過(guò)模型內(nèi)生性分組方法從數(shù)據(jù)本身出發(fā)，對(duì)環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系重新做出檢驗(yàn)和驗(yàn)證，目的有三：一是為了避免許多文獻(xiàn)可能主觀設(shè)定模型形式造成的誤差，二是深入挖掘環(huán)境規(guī)制效果的關(guān)鍵決定因素，識(shí)別環(huán)境規(guī)制和技術(shù)進(jìn)步的作用機(jī)制，三是探明環(huán)境規(guī)制效應(yīng)如果真是非線性的，那么，這種非線性關(guān)系是什么因素所引致的結(jié)果。

二、門(mén)檻面板模型選擇、指標(biāo)設(shè)計(jì)及數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

（一）門(mén)檻面板模型分析

大量研究采用Griliches［26］提出并經(jīng)Jaffe［27］改進(jìn)的知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，來(lái)分析技術(shù)創(chuàng)新與其影響因素之間的作用關(guān)系。Jaffe認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新最重要的產(chǎn)出是新經(jīng)濟(jì)知識(shí)，按照J(rèn)affe的知識(shí)創(chuàng)新邏輯，知識(shí)生產(chǎn)如同實(shí)物產(chǎn)品的生產(chǎn)，本質(zhì)上也是一種或多種投入獲得某種或某些產(chǎn)出的過(guò)程，對(duì)于知識(shí)生產(chǎn)而言，投入的變量主要有研發(fā)支出和人力資本投入，借鑒柯布—道格拉斯生產(chǎn)技術(shù)將知識(shí)產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

其中，Y表示知識(shí)產(chǎn)出，K表示知識(shí)生產(chǎn)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，L表示人力資本投入，A反映了知識(shí)產(chǎn)出的效率，α和β為相應(yīng)投入要素的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出彈性，X代表影響知識(shí)產(chǎn)出的其他因素，i為觀察單元。

許多文獻(xiàn)認(rèn)同Jaffe所建立的知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)的合理性，而且該模型已經(jīng)成為分析技術(shù)創(chuàng)新及其決定因素的重要工具，也為后續(xù)的技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)研究提供了思路和計(jì)量模型框架［28-31］。本文在Jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎(chǔ)上對(duì)其進(jìn)行了一定的擴(kuò)展，將環(huán)境規(guī)制引入到知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)中。正如前述，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新存在多重作用效應(yīng)而并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，在此，我們認(rèn)定環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮可能呈現(xiàn)“門(mén)檻效應(yīng)”，即在不同的規(guī)制強(qiáng)度下，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用大小和方向都可能會(huì)發(fā)生顯著變化，而且環(huán)境規(guī)制的門(mén)檻值并非唯一確定。因此，為避免主觀劃分門(mén)檻值可能引起的誤差，采用Hansen發(fā)展的門(mén)檻面板模型，根據(jù)數(shù)據(jù)本內(nèi)在特點(diǎn)來(lái)劃分區(qū)間并求出門(mén)檻值及個(gè)數(shù)，Hansen［32］將門(mén)檻回歸模型設(shè)定如下：其中，yit為被解釋變量，xit為p×1階解釋變量，qit表示門(mén)檻變量，它可以是xit中的回歸元，也可是獨(dú)立的門(mén)檻變量。

定義dit（γ）= I（qit≤γ），其中I（·）為指示函數(shù)，即qit≤γ時(shí)，有I（·）=1；qit＞γ時(shí)，I（·）=0。這樣，（2）（3）式可以寫(xiě)成單一方程（4）式：

其中，β=β2；?=β1-β2。

根據(jù)Hansen的基本思想，門(mén)檻值γ應(yīng)為使殘差平方和最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的觀測(cè)值。通過(guò)檢驗(yàn)以門(mén)檻值劃分的兩組樣本的模型參數(shù)是否存在顯著性差異，判斷是否存在門(mén)檻值。原假設(shè)為不存在門(mén)檻值即H0∶β1=β2，構(gòu)造LM統(tǒng)計(jì)量對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量形式為：

其中，S0表示不存在門(mén)檻值下的殘差平方和，Sn表示存在一個(gè)門(mén)檻值下的殘差平方和，由于γ∧無(wú)法識(shí)別，式（5）中的F分布為非標(biāo)準(zhǔn)分布。為此，Hansen[32]以統(tǒng)計(jì)量本身的大樣本分布函數(shù)來(lái)轉(zhuǎn)換，運(yùn)用bootstrap方法計(jì)算得到大樣本的漸進(jìn)p值，與一般計(jì)量方法中的概率P類似。在原假設(shè)成立條件下，方程組退化為單一線性模型，說(shuō)明不存在門(mén)檻效應(yīng)；反之，在β1和β2之間存在不同作用效果，則存在門(mén)檻效應(yīng)。第一個(gè)門(mén)檻值確定后，可繼續(xù)進(jìn)行兩個(gè)及多個(gè)門(mén)檻值檢驗(yàn)。如果拒絕LM檢驗(yàn)，說(shuō)明至少存在一個(gè)門(mén)檻值，在估計(jì)出γ1已知的基礎(chǔ)上，再搜尋第二個(gè)門(mén)檻值γ2，檢驗(yàn)其是否成立，以此類推，直到無(wú)法拒絕零假設(shè)為止。在門(mén)檻效應(yīng)確定后還需要確定置信區(qū)間以確保門(mén)檻估計(jì)值的真實(shí)性，其原假設(shè)為H0∶γ∧=γ，檢驗(yàn)釋然比統(tǒng)計(jì)量為，

在α顯著性水平下，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量LR（n（）γ）≤c（α）= -21n（1-α）時(shí)不能拒絕原假設(shè)，根據(jù)Hansen提供的臨界值表可以進(jìn)行相應(yīng)的判斷。

（二）環(huán)境規(guī)制影響清潔技術(shù)創(chuàng)新的門(mén)檻面板模型

關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用方向和作用大小至今尚無(wú)定論，一些學(xué)者［1，25，33-34］從理論和實(shí)證角度驗(yàn)證指出環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與技術(shù)創(chuàng)新之間的非線性關(guān)系。當(dāng)變量之間存在非線性關(guān)系時(shí)，普通線性回歸將是有偏的，門(mén)檻回歸分析相對(duì)而言將能更準(zhǔn)確地?cái)M合數(shù)據(jù)。并且，考慮到中國(guó)各區(qū)域間環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新存在較大的異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮會(huì)很可能受多種條件因素的影響，面臨著諸多“門(mén)檻”限制。為此，基于Hansen的門(mén)檻面板模型，本文結(jié)合知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，設(shè)定環(huán)境規(guī)制清潔技術(shù)創(chuàng)新門(mén)檻面板模型為：

式（7）中，i代表地區(qū)，t代表年份，lnCI表示清潔技術(shù)創(chuàng)新水平，ER代表環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，qit代表門(mén)檻變量，如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、所有制結(jié)構(gòu)、外商直接投資、企業(yè)發(fā)展水平等，τ為特定門(mén)檻值，I（·）為指標(biāo)函數(shù)，αi反映個(gè)體效應(yīng)，μit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

當(dāng)然，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用不僅受到環(huán)境規(guī)制本身的影響，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中還會(huì)受到其他因素的作用，并出現(xiàn)其他因素作用的門(mén)檻特征，其中一個(gè)重要變量就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。韓玉軍等［35］認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在環(huán)境質(zhì)量的變化過(guò)程中存在著“門(mén)檻效應(yīng)”，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展水平是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)解決環(huán)境問(wèn)題的基礎(chǔ)或先決條件，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，人們對(duì)高質(zhì)量的環(huán)境需求較小，受生活壓力，人們寧可承受較高的環(huán)境污染來(lái)?yè)Q取物質(zhì)產(chǎn)品，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始階段，人們對(duì)高質(zhì)量環(huán)境需求較低，此時(shí)，如果政府出臺(tái)嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)也無(wú)更多投入進(jìn)行清潔技術(shù)研發(fā)，并可能極大破壞生產(chǎn)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，隨著人們收入水平和生活質(zhì)量的提高，人們已不再滿足于對(duì)基本生活產(chǎn)品的需求，對(duì)環(huán)境質(zhì)量的需求也隨之提高，并且此時(shí)企業(yè)有較多的利潤(rùn)，此時(shí)加大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，將有效激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行清潔技術(shù)研發(fā)，其中環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線直觀地刻畫(huà)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境質(zhì)量的作用關(guān)系。因此，應(yīng)該將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為影響環(huán)境規(guī)制清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的一個(gè)重要門(mén)檻變量。當(dāng)然，這種門(mén)檻值也并非是唯一的。沈能［1］考察環(huán)境規(guī)制對(duì)總體技術(shù)創(chuàng)新的作用時(shí)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)環(huán)境規(guī)制效果存在雙重門(mén)檻。對(duì)于我國(guó)這樣一個(gè)外貿(mào)驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)而言，環(huán)境規(guī)制效果的需要考察的另一個(gè)門(mén)檻變量，就是外商直接投資（FDI），宋馬林等［36］發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI并沒(méi)有促進(jìn)中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步，對(duì)中國(guó)環(huán)境效率還有著顯著的負(fù)向影響。但景維民等［21］發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境管制強(qiáng)度較弱和污染性偏向的技術(shù)結(jié)構(gòu)下，F(xiàn)DI對(duì)綠色技術(shù)進(jìn)步既有正向的技術(shù)溢出效應(yīng)，也有負(fù)向的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)效應(yīng)。雖然FDI對(duì)環(huán)境規(guī)制的作用方向可能并不確定，但其確實(shí)顯著影響了環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。此外，在我國(guó)轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)改革過(guò)程中，由于行政管制和政策優(yōu)勢(shì)，不同所有制企業(yè)在經(jīng)營(yíng)管理、稅收負(fù)擔(dān)和投融資等方面都存在較大差異，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度、要素投入成本和人力資本積累等引致不同所有制企業(yè)對(duì)環(huán)境規(guī)制的反應(yīng)不同，因而，需要考察所有制結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制效應(yīng)的影響。最后，我們還考察了企業(yè)發(fā)展水平尤其是企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效益，通常企業(yè)利潤(rùn)越高則越易投入更多開(kāi)展技術(shù)研發(fā)，在同等的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，更可能進(jìn)行清潔技術(shù)創(chuàng)新。

（三）數(shù)據(jù)與指標(biāo)選取

本文實(shí)證檢驗(yàn)的樣本為除西藏以外的30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市2003-2011年的面板數(shù)據(jù)，主要數(shù)據(jù)來(lái)自2004-2012年《中國(guó)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》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中華人民共和國(guó)專利公布公告系統(tǒng)網(wǎng)站。因變量為清潔技術(shù)創(chuàng)新水平CI。清潔技術(shù)創(chuàng)新水平的測(cè)度指標(biāo)，目前學(xué)術(shù)界廣泛采用專利統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)及企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出水平。原因如下：一是技術(shù)專利反映技術(shù)創(chuàng)新的主要信息內(nèi)涵。一般地，專利權(quán)在技術(shù)上的獨(dú)占性和排他性特征要求專利權(quán)的獲得，需要依法經(jīng)過(guò)嚴(yán)格審查。同時(shí)，專利必須具有新穎性、創(chuàng)造性和實(shí)用性，這些特征決定了有效專利所代表的技術(shù)發(fā)明與現(xiàn)有技術(shù)相比，具有突出的實(shí)質(zhì)性特點(diǎn)和顯著的進(jìn)步，在生產(chǎn)中能夠制造或者使用，并且能夠產(chǎn)生積極效果，因而專利提供了反映技術(shù)創(chuàng)新本質(zhì)的豐富信息［37-38］；二是專利更具代表性。伴隨專利保護(hù)制度的健全和完善，人們的技術(shù)產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識(shí)提高，越來(lái)越多的技術(shù)發(fā)明和科研成果以專利形式公布，專利數(shù)據(jù)進(jìn)而就表現(xiàn)出較強(qiáng)的代表性；三是專利數(shù)據(jù)可以被分類到特定的技術(shù)領(lǐng)域，并且世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）制定了國(guó)際專利分類表（IPC），便于進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。不過(guò)，雖然與環(huán)境相關(guān)的專利申請(qǐng)數(shù)量能夠有效表征清潔技術(shù)創(chuàng)新水平，但是直至今天尚未形成明確的關(guān)于環(huán)境專利的分類標(biāo)準(zhǔn)。為此，我們借鑒Johnstone［39］指標(biāo)選取思想，將可再生能源專利申請(qǐng)數(shù)量作為清潔技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，其中可再生能源又稱狹義清潔能源，主要包括太陽(yáng)能、風(fēng)能、海洋能、地?zé)崮?、生物質(zhì)能、水能。目前，化石燃料不斷耗竭，并日益成為引致環(huán)境惡化的主要根源，發(fā)展可再生能源已成為世界各國(guó)提升環(huán)境質(zhì)量的不二選擇。諸如德國(guó)20年來(lái)鼓勵(lì)使用可再生能源，在2010年二氧化碳減少了1.2億噸，提前達(dá)到京都議定書(shū)的減排目標(biāo)①參見(jiàn)德國(guó)環(huán)保部2011年3月16日新http://www.erneuerbare-energien.de/inhalt/47120/4590/。。中國(guó)通過(guò)出臺(tái)《中華人民共和國(guó)可再生能源法》頒布《可再生能源中長(zhǎng)期發(fā)展規(guī)劃》等一系列法規(guī)措施，激勵(lì)發(fā)展可再生能源。由此可見(jiàn)，未來(lái)清潔技術(shù)的發(fā)展主要體現(xiàn)在可再生能源層面，其專利申請(qǐng)數(shù)量能夠有效體現(xiàn)清潔技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展水平，參照J(rèn)ohnstone可再生能源相關(guān)專利所對(duì)應(yīng)的國(guó)際專利分類準(zhǔn)則，利用我國(guó)專利公布公告系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫(kù)搜索可再生能源的相關(guān)專利集，獲取不同時(shí)期省際可再生能源專利數(shù)據(jù)。

解釋變量包括：（1）環(huán)境規(guī)制ER。環(huán)境規(guī)制方式的分類主要有三：第一類是命令-控制式環(huán)境規(guī)制，由政府規(guī)定哪些行為必須禁止或被限制，表現(xiàn)為技術(shù)準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)和政府行政審批管制；第二類是經(jīng)濟(jì)方式型環(huán)境規(guī)制，即將環(huán)境外部成本內(nèi)部化，如征收環(huán)境污染稅或排污費(fèi)等；第三類是產(chǎn)權(quán)方式的環(huán)境規(guī)制，明確產(chǎn)權(quán)邊界讓環(huán)境具有私人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，通過(guò)價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制進(jìn)行配置實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)配置，從而降低整體污染排放行為［40］。其中，第二種方式體現(xiàn)了誰(shuí)污染誰(shuí)治理與誰(shuí)消耗誰(shuí)承擔(dān)的效率和責(zé)任原則，避免了命令型環(huán)境規(guī)制所產(chǎn)生的管制機(jī)構(gòu)的利益問(wèn)題，能夠減少政府制定命令所付出的行政成本和信息搜集成本，并比第三種產(chǎn)權(quán)交易方式的環(huán)境規(guī)制更易于實(shí)施。為此，本文主要針對(duì)第二類經(jīng)濟(jì)方式的環(huán)境規(guī)制考察為主，強(qiáng)調(diào)以市場(chǎng)為導(dǎo)向利用排污費(fèi)征收、環(huán)境稅及補(bǔ)貼等經(jīng)濟(jì)手段，來(lái)規(guī)范排污者的行為，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)將污染外部成本內(nèi)部化，鼓勵(lì)企業(yè)清潔技術(shù)創(chuàng)新。目前，我國(guó)普遍采用的經(jīng)濟(jì)方式環(huán)境規(guī)制工具，主要有收費(fèi)政策和財(cái)政投入政策，由于本文旨在考察政策規(guī)制如何激發(fā)企業(yè)進(jìn)行清潔技術(shù)創(chuàng)新，考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的差異，因此，在此選擇地區(qū)的排污費(fèi)收入占地區(qū)GDP的比重，來(lái)衡量政府施加在企業(yè)上的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。此外，政府排污費(fèi)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(qiáng)度越高。（2）人力資本L。選擇各地區(qū)R&D人員作為人力資本投入的衡量指標(biāo)，為了減小數(shù)據(jù)的波動(dòng)，本文將取相應(yīng)數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)。（3）資本K。選取各地區(qū)研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)R&D經(jīng)費(fèi)支出表征技術(shù)創(chuàng)新資金的測(cè)度指標(biāo)，考慮到各地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異和數(shù)據(jù)的可比性，通過(guò)各地區(qū)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）消除物價(jià)影響并進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。（4）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ED）。采用各地區(qū)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值衡量，并利用地區(qū)人均GDP指數(shù)進(jìn)行平減，得到以2003年為基期的人均實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值。（5）外商直接投資FDI。選用FDI占GDP比值衡量。（6）所有制結(jié)構(gòu)OS。選擇各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國(guó)有及國(guó)有控股工業(yè)資產(chǎn)所占的比重表示。（7）企業(yè)發(fā)展水平CD。選用工業(yè)企業(yè)平均利潤(rùn)水平比值表示。

三、門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果與評(píng)價(jià)

根據(jù)門(mén)檻回歸原理，門(mén)檻變量qit可能來(lái)自于模型中的任意解釋變量。首先，將環(huán)境規(guī)制本身作為門(mén)檻變量，擬合環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)創(chuàng)新之間的內(nèi)在關(guān)系。為了確定計(jì)量模型的具體形式，需要確定環(huán)境規(guī)制的門(mén)檻個(gè)數(shù)和相應(yīng)的門(mén)檻值。分別在不存在門(mén)檻值、存在一個(gè)門(mén)檻值、兩個(gè)門(mén)檻值和三個(gè)門(mén)檻值的假定下對(duì)（7）式進(jìn)行估計(jì)，可以得到相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量。利用Hansen提出的Bootstrap法反復(fù)抽樣300次，模擬得到相應(yīng)的P值，以確定門(mén)檻效果的顯著性水平，進(jìn)而構(gòu)造門(mén)檻值的置信區(qū)間判定門(mén)檻值的真實(shí)性，相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1顯示，單一門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)中F值為12.784>11.309，相應(yīng)的P值為0.033，說(shuō)明在5%顯著性水平下拒絕不存在門(mén)檻效應(yīng)的原假設(shè)，接受存在單一門(mén)檻效應(yīng)假設(shè)；同樣，雙重門(mén)檻效應(yīng)結(jié)果表明，在10%顯著性水平下拒絕只存在一個(gè)門(mén)檻值的原假設(shè)；而三重門(mén)檻值的假設(shè)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因而判定環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的影響僅存在兩個(gè)門(mén)檻值。采用“格柵搜索法”確定門(mén)檻值，發(fā)現(xiàn)三個(gè)門(mén)檻值分別是τ1=0.177、τ2=0.076。另外，門(mén)檻估計(jì)值在95%的置信區(qū)間是所有似然比統(tǒng)計(jì)量LR值小于5%的顯著性水平下臨界值所構(gòu)成的區(qū)間，置信區(qū)間小表示估計(jì)的門(mén)檻值有效，雙重門(mén)檻值的置信區(qū)間為［0.014, 0.343］，這一較小的置信區(qū)間說(shuō)明雙重門(mén)檻效應(yīng)的門(mén)檻值是真實(shí)的。

表1　環(huán)境規(guī)制的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

借助兩個(gè)似然比函數(shù)圖（圖1和圖2），可以更為直觀地理解門(mén)檻值的估計(jì)和置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程。在似然比統(tǒng)計(jì)量LR(τ)最小（等于0）時(shí)，門(mén)檻估計(jì)值τ是真實(shí)有效的。其中，圖形中的虛線是在5%顯著性水平下的臨界值，95%的置信區(qū)間是虛線以下的所有τ構(gòu)成的區(qū)間。兩個(gè)圖中LR值均在臨界線以下，說(shuō)明兩個(gè)門(mén)檻值存在的真實(shí)有效性。

圖1　 環(huán)境規(guī)制的第一個(gè)門(mén)檻估計(jì)值

圖2　 環(huán)境規(guī)制的第二個(gè)門(mén)檻估價(jià)值

檢驗(yàn)結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制效果存在雙重門(mén)檻效應(yīng)，這說(shuō)明其中含有兩個(gè)層面的意思：一是環(huán)境規(guī)制存在門(mén)檻效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制的門(mén)檻效應(yīng)，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用是有約束的，或者說(shuō)，一定強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制政策在其實(shí)施初期，對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新可能有一定正向的積極作用，但伴隨環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增大以及清潔技術(shù)創(chuàng)新初期，相對(duì)于非清潔技術(shù)創(chuàng)新的資源和利潤(rùn)劣勢(shì)，可能抑制清潔技術(shù)的研發(fā)。這也間接印證了一些經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)的環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)間U形關(guān)系結(jié)論。二是環(huán)境規(guī)制存在雙重門(mén)檻效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制效應(yīng)的雙重門(mén)檻效應(yīng)說(shuō)明，環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)創(chuàng)新可能并非是單一線性關(guān)系，在兩個(gè)門(mén)檻值之間，二者關(guān)系可能表現(xiàn)出一定的復(fù)雜性?；蛘哒f(shuō)，在第二個(gè)門(mén)檻值之間，在滿足某些條件下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高，清潔技術(shù)創(chuàng)新水平將得到有效提高。

以上結(jié)果說(shuō)明，我國(guó)環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的非線性門(mén)檻特征，那么，是什么因素引發(fā)了環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的影響發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化呢？在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外商直接投資、所有制結(jié)構(gòu)及企業(yè)發(fā)展水平都有可能成為環(huán)境規(guī)制門(mén)檻效應(yīng)存在的原因。為深入考察環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新存在門(mén)檻效應(yīng)的背后原因，我們?cè)诖藢⑦@些變量作為門(mén)檻變量，重新考察這些因素的變化，是如何改變環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用關(guān)系。需要注意的是，在加入門(mén)檻變量時(shí)，依次只能加一個(gè)，如果多個(gè)門(mén)檻變量同時(shí)加入，可能會(huì)產(chǎn)生多重共線性問(wèn)題，導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果不準(zhǔn)確。為此，依次選擇ED、FDI、OS和CD作為門(mén)檻變量進(jìn)行回歸。表2列示了各變量門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。

表2　環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的影響因素檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中LM統(tǒng)計(jì)量值可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平ED在一個(gè)門(mén)檻、兩個(gè)門(mén)檻、三個(gè)門(mén)檻模型下，P值分別為0.037、0.060、0.040，均小于10%，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有三重門(mén)檻效應(yīng)。外商直接投資FDI在單一門(mén)檻效應(yīng)下沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明FDI接受不存在門(mén)檻值的原假設(shè)，可知外商直接投資對(duì)環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)不存在門(mén)檻效果。為什么會(huì)出現(xiàn)這種情況呢？我們認(rèn)為，原因可能是外商直接投資無(wú)論經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平如何，對(duì)于一個(gè)特定性外商投資的企業(yè)而言，其外資方愿意在國(guó)內(nèi)投入研發(fā)或愿意向?qū)俚貒?guó)技術(shù)溢出的程度，事實(shí)是確定的，無(wú)論你外部環(huán)境如何?；蛘哒f(shuō)，你的發(fā)展水平再高，外資方也并不一定愿意提供更前沿和更多的技術(shù)，這也與當(dāng)前一些經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果相吻合，即外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)有限。為此，其對(duì)屬地國(guó)政府政策管制與清潔技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系可能也就是單一確定的。所有制結(jié)構(gòu)變量的單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻效果在5%的顯著性水平上顯著，三重門(mén)檻效果并不顯著，因而存在兩個(gè)門(mén)檻值，表明，所有制結(jié)構(gòu)必須經(jīng)歷或達(dá)到特定門(mén)檻值后，即民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)才能使政策管制效果充分顯現(xiàn)；企業(yè)收益水平變量的三個(gè)模型均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明企業(yè)發(fā)展水平不會(huì)改變環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用效果，這表明，企業(yè)能否投入到清潔技術(shù)研發(fā)，直接受制于清潔技術(shù)研發(fā)的利潤(rùn)。因此，可以初步判定影響我國(guó)環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新作用的關(guān)鍵因素，主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和所有制結(jié)構(gòu)。

為進(jìn)一步確定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和所有制結(jié)構(gòu)如何影響環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，分別采用三重門(mén)檻面板模型和單一門(mén)檻面板回歸模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3。

門(mén)檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的三重門(mén)檻特征，將環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用分為四個(gè)不同狀態(tài)，當(dāng)?shù)貐^(qū)人均實(shí)際GDP低于14125元時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)為-1.89，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加會(huì)抑制清潔技術(shù)創(chuàng)新水平提高；人均實(shí)際GDP介于14125和37459元之間時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)變?yōu)?.441，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新開(kāi)始起促進(jìn)作用，但這種正向關(guān)系并不顯著；人均實(shí)際GDP高于37459元且不超過(guò)61113元時(shí)，環(huán)境規(guī)制有效地促進(jìn)了清潔技術(shù)創(chuàng)新，系數(shù)值為14.77；當(dāng)人均實(shí)際GDP突破61113元高門(mén)檻時(shí)，環(huán)境規(guī)制的邊際系數(shù)上升到最大值49.489，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新有明顯的促進(jìn)作用。這意味著，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，清潔技術(shù)創(chuàng)新資源稟賦和創(chuàng)新利潤(rùn)已具有明顯優(yōu)勢(shì)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出邊際遞增性質(zhì)。此時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，人們收入和生活水平的提高使得市場(chǎng)上具有對(duì)高質(zhì)量環(huán)境的需求，企業(yè)也具備了進(jìn)行清潔技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的內(nèi)在動(dòng)力和資本實(shí)力，能夠發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的正向促進(jìn)作用。所有制結(jié)構(gòu)OS雙重門(mén)檻值分別為0.204和0.589，當(dāng)工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國(guó)有工業(yè)資產(chǎn)所占比重低于20.4%時(shí)，系數(shù)估計(jì)值為-15.968，并且在1%的顯著性水平下顯著，環(huán)境強(qiáng)度對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新有明顯負(fù)向作用，當(dāng)國(guó)有資產(chǎn)占工業(yè)總資產(chǎn)比重處于20.4%和58.9%之間時(shí)，環(huán)境規(guī)制作用方向由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向，但該正向作用未通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明位于該區(qū)間的所有制結(jié)構(gòu)仍下無(wú)法改變環(huán)境規(guī)制的作用方向，當(dāng)國(guó)有資產(chǎn)比重超過(guò)58.9%時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)的創(chuàng)新又轉(zhuǎn)為負(fù)面影響?？傮w而言，工業(yè)企業(yè)中國(guó)有資產(chǎn)比重的提高將會(huì)導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)為負(fù)向作用，但并非簡(jiǎn)單的線性負(fù)相關(guān)關(guān)系，這種負(fù)向作用關(guān)系也呈逐年減弱態(tài)勢(shì)。這可能是由于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的影響，國(guó)有企業(yè)處于資源壟斷地位且享受制度層面的優(yōu)惠，通過(guò)行政管制的方式剔除競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手，從而缺乏技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力，壟斷利潤(rùn)來(lái)之容易，國(guó)有企業(yè)可能將工作重心用于政府間尋租，進(jìn)而使來(lái)自政府的環(huán)境規(guī)制措施，無(wú)法激勵(lì)國(guó)有企業(yè)進(jìn)行清潔技術(shù)創(chuàng)新。

表3　門(mén)檻面板模型的估計(jì)結(jié)果

為能夠充分考量環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用，并提高環(huán)境規(guī)制的作用效果，結(jié)合不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展生活水平和所有制結(jié)構(gòu)的差異，依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三重門(mén)檻將30個(gè)省市分成低收入（ED14125）、中等收入（14125< ED37459）、次高收入（3745961113）四組，并根據(jù)所有制結(jié)構(gòu)門(mén)檻分為國(guó)有資產(chǎn)比重過(guò)低（OS0.204）、國(guó)有資產(chǎn)比重適中（0.2040.589）三種類型，表4列示了2011年各省份的門(mén)檻值區(qū)間分布。

首先，從橫向來(lái)看，貴州、云南、甘肅三個(gè)西部省份處于低收入?yún)^(qū)間，尚未跨越環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新負(fù)向影響的第一階段。20個(gè)省份位于中等收入?yún)^(qū)間，包括所有中部省市、大部分西部省份及少數(shù)東部省份，該區(qū)間內(nèi)的各地區(qū)處于環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新作用由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向的過(guò)渡階段，但實(shí)際作用方向并不明確。然而，位于東部地區(qū)的七個(gè)省份，收入率先達(dá)到次高收入和高收入水平階段，進(jìn)入環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新正向影響階段，處于環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的遞增階段。顯然，較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為環(huán)境規(guī)制提高清潔技術(shù)創(chuàng)新水平提供了良好的外部條件。其次，從縱向上看，福建、海南、山東、廣東、江蘇、浙江六個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部省份，國(guó)有資產(chǎn)比重較低，其他大部分中西部地區(qū)有著較高的國(guó)有資產(chǎn)比重。整體而言，甘肅、貴州、云南、新疆、陜西，這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，同時(shí)企業(yè)國(guó)有資產(chǎn)比重又相對(duì)較高，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加將會(huì)阻礙清潔技術(shù)創(chuàng)新。同時(shí)，值得注意的是，有15個(gè)省市位于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第二階段和所有制結(jié)構(gòu)兩個(gè)門(mén)檻值中間，該區(qū)間內(nèi)無(wú)論是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還是所有制結(jié)構(gòu)特征，都引致環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用方向由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向，但正向影響均不顯著，這些地區(qū)中環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用方向不確定。這些結(jié)果表明，不同地區(qū)應(yīng)該實(shí)施不同強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制和技術(shù)進(jìn)步政策，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境相容發(fā)展。

表4　2011年各省份門(mén)檻區(qū)間分布狀況

在回歸結(jié)果中，資本K和勞動(dòng)L系數(shù)為正且均表現(xiàn)為顯著性，說(shuō)明研發(fā)資金投入和人力資本對(duì)于我國(guó)清潔技術(shù)創(chuàng)新水平具有顯著正向作用。回歸系數(shù)估計(jì)值代表了K和L的清潔技術(shù)產(chǎn)出彈性，比較兩個(gè)變量系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，在清潔技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程中，人力資本比研發(fā)資金投入作用更大，他們認(rèn)為研發(fā)資本存量對(duì)總體技術(shù)創(chuàng)新正向促進(jìn)作用的顯著性并不穩(wěn)定，而研發(fā)人員一直表現(xiàn)出顯著的正向影響，這說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新并非是簡(jiǎn)單的一般商品生產(chǎn)，更需要具有創(chuàng)造力的生產(chǎn)要素。但同時(shí)應(yīng)該注意到，兩個(gè)變量的影響程度都依賴于門(mén)檻變量，模型1和模型2中K和L回歸系數(shù)大小不同，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為門(mén)檻變量的回歸中，研發(fā)資本投入的影響系數(shù)值0.886小于所有制結(jié)構(gòu)門(mén)檻回歸系數(shù)0.998，而人力資本邊際影響系數(shù)則是前者大于后者。

考慮到變量間的相互作用，為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步按照某一變量門(mén)檻值作為分組指標(biāo)進(jìn)行第二輪門(mén)檻回歸。上述門(mén)檻回歸結(jié)果表明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于37459元時(shí)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加無(wú)法有效激勵(lì)清潔技術(shù)創(chuàng)新，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于37459元時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新具有邊際遞增地正向推動(dòng)作用。因此，以37459元作為分組標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)依據(jù)我國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)正處于不同增長(zhǎng)階段的現(xiàn)實(shí)，按2011年各地區(qū)人均實(shí)際GDP將30個(gè)省市分為低收入和高收入兩種類型，分別對(duì)兩組進(jìn)行第二輪門(mén)檻回歸，表5顯示在控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平條件下，所有制結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制清潔技術(shù)創(chuàng)新作用發(fā)揮的門(mén)檻效應(yīng)，進(jìn)而估計(jì)出一個(gè)門(mén)檻值條件下的回歸結(jié)果（見(jiàn)表6）。

由表5可知，低收入組所有制結(jié)構(gòu)（OS）第二輪檢驗(yàn)結(jié)果無(wú)法拒絕不存在門(mén)檻效應(yīng)的原假設(shè)，而高收入組檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了不存在門(mén)檻效應(yīng)的原假設(shè)，但無(wú)法拒絕只存在一個(gè)門(mén)檻值的原假設(shè)，即高收入組中所有制結(jié)構(gòu)（OS）對(duì)環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)存在單重門(mén)檻效應(yīng)。表明所有制結(jié)構(gòu)的門(mén)檻效應(yīng)主要體現(xiàn)在高收入地區(qū)。計(jì)算得到OS門(mén)檻值為0.598，與第一輪門(mén)檻回歸中OS的第二個(gè)門(mén)檻值（0.589）大小接近。并且表6中回歸結(jié)果顯示，當(dāng)工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國(guó)有工業(yè)資產(chǎn)所占比重低于59.8%時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新作用方向雖呈現(xiàn)為正，但仍未通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，當(dāng)國(guó)有資產(chǎn)比重超過(guò)58.9%時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)的創(chuàng)新具有顯著負(fù)向作用，與本研究之前的檢驗(yàn)結(jié)論保持一致，分組檢驗(yàn)并沒(méi)有改變所有制結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)發(fā)揮的作用效果。同時(shí)，資本K和勞動(dòng)L對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用大小與作用方向也與第一輪回歸結(jié)果基本一致，說(shuō)明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)語(yǔ)

本文構(gòu)建環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)創(chuàng)新的門(mén)檻回歸模型，利用我國(guó)2003-2011年30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，考察環(huán)境規(guī)制與清潔技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的背后成因，深入挖掘環(huán)境規(guī)制非線性效應(yīng)的決定因素。結(jié)果顯示：（1）環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的作用存在非線性雙重門(mén)檻效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和所有制結(jié)構(gòu)是環(huán)境規(guī)制發(fā)揮作用的前提也是改變環(huán)境規(guī)制作用效果的關(guān)鍵因素，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，越有利于環(huán)境規(guī)制對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新正向作用的發(fā)揮，而國(guó)有企業(yè)比重越大，越不利于環(huán)境規(guī)制提升清潔技術(shù)研發(fā)。（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和所有制結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制

表5　不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下所有制結(jié)構(gòu)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表6　門(mén)檻參數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

效果作用關(guān)鍵且表現(xiàn)出門(mén)檻性。一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平出現(xiàn)三重門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)人均實(shí)際GDP位于14125元的低門(mén)檻以下時(shí)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增加抑制清潔技術(shù)創(chuàng)新；當(dāng)人均實(shí)際GDP超過(guò)37459元時(shí)，環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)由負(fù)向轉(zhuǎn)正向，門(mén)檻值越高則環(huán)境規(guī)制正向作用越顯著，暗示一個(gè)國(guó)家或地區(qū)環(huán)境規(guī)制效果受制于其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。另一方面，所有制結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，具有雙重門(mén)檻的非線性特征，但兩個(gè)門(mén)檻值并沒(méi)有改變環(huán)境規(guī)制的作用方向，在所有制結(jié)構(gòu)約束下，高強(qiáng)度環(huán)境規(guī)制將阻礙清潔技術(shù)創(chuàng)新，但不同區(qū)間的作用效果差異明顯，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，所有制結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的門(mén)檻效果更顯著。（3）R&D支出和人力資本作用正向且顯著，但人力資本的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出貢獻(xiàn)更大，雖然二者的作用效果受制于門(mén)檻變量，但在不同門(mén)檻變量的回歸中，R&D研發(fā)支出和人力資本投入對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出彈性有明顯差異。

上述研究表明，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段地區(qū)應(yīng)實(shí)施不同的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。一方面，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)，不應(yīng)實(shí)施與東部發(fā)達(dá)地區(qū)相當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，也就是發(fā)達(dá)地區(qū)適宜性的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度應(yīng)高于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)而言，適當(dāng)?shù)卦黾迎h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度可以引導(dǎo)企業(yè)清潔技術(shù)研發(fā)，通過(guò)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境保護(hù)相容發(fā)展?；蛘撸瑢?duì)于落后地區(qū)，盲目實(shí)行嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制可能帶來(lái)過(guò)高的附加成本，不僅無(wú)法引致企業(yè)進(jìn)行清潔技術(shù)創(chuàng)新，甚至引發(fā)經(jīng)濟(jì)衰退；另一方面，落后地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)主要表現(xiàn)出國(guó)有主導(dǎo)型特征，而國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)清潔技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力不足，技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力弱于非國(guó)有企業(yè)，使國(guó)有經(jīng)濟(jì)成份比重大的地區(qū)環(huán)境規(guī)制易對(duì)清潔技術(shù)創(chuàng)新起抑制作用。所有制結(jié)構(gòu)差異引發(fā)環(huán)境規(guī)制效果的不同，表明環(huán)境規(guī)制的清潔技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮需要重視市場(chǎng)化和經(jīng)濟(jì)體制的影響，除應(yīng)在國(guó)有企業(yè)內(nèi)部建立健全有效的激勵(lì)和競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制外，尤其需要重視國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)制度層面的市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)，使企業(yè)存在清潔技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)。從長(zhǎng)期來(lái)看，環(huán)境治理必須依靠清潔技術(shù)，這就使我們應(yīng)該關(guān)注R&D支出和人力資本這類技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在動(dòng)力，尤其是在重視研發(fā)投資的同時(shí)，注重培養(yǎng)創(chuàng)新人才并引導(dǎo)研發(fā)人員轉(zhuǎn)向清潔技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域。

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