李 穎

（安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601）

一、文獻綜述

長期以來，粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式給我國資源和環(huán)境帶來了沉重的負擔，通過環(huán)境規(guī)制可以改善生態(tài)環(huán)境，因此，環(huán)境規(guī)制引發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新越來越受到社會各界的關(guān)注。1991 年，Porter[1]（p95-117）提出了著名的“波特假說”，認為適當?shù)沫h(huán)境法規(guī)將會給企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新帶來刺激，從而使得企業(yè)成本降低，產(chǎn)品質(zhì)量提高，提高國內(nèi)企業(yè)在國際市場上的競爭優(yōu)勢?！安ㄌ丶僬f”提出之后，立刻引起了社會各界濃厚的興趣，圍繞這一假說，學者們展開了廣泛的研究。其中，主要觀點有以下幾種。

（一）環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有積極的影響。

在“波特假說（Porter hypothesis）”提出之后，Van der linde（1995）[2]（p97-118）指出合理制定的環(huán)境標準可以觸發(fā)創(chuàng)新抵消，使企業(yè)能夠提高資源生產(chǎn)率。補充和完善了環(huán)境規(guī)制會正向影響創(chuàng)新活動的相關(guān)理論。曾凡銀和馮宗憲（2000）[3]（p96-101）研究發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家擁有較高的環(huán)境規(guī)制標準，那些環(huán)境規(guī)制指標較低的發(fā)展中國家為了打開國際市場，將會強化本國環(huán)境規(guī)制的力度，促進企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。李玲和陶鋒（2012）[4]（p70-82）利用面板數(shù)據(jù)模型進行了實證分析，并且測算出了環(huán)境規(guī)制的最優(yōu)拐點，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：對不同污染程度的產(chǎn)業(yè)實施的環(huán)境規(guī)制所起作用有所不同，對于重度污染的產(chǎn)業(yè)，環(huán)境規(guī)制可以促進技術(shù)創(chuàng)新和效率改進，對于其他產(chǎn)業(yè)效果不甚明顯。鄧峰等（2017）[5]（p51-58）從空間計量經(jīng)濟學的研究視角出發(fā)，經(jīng)研究認為環(huán)境規(guī)制可以有效提高技術(shù)創(chuàng)新效率。

（二）環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的負面影響。

Leonard（1988）[6]（p223-251）和Knutsen（1995）[7]（p301-324）通過研究發(fā)現(xiàn)，與那些受環(huán)境規(guī)制程度較低的國家相比，受環(huán)境規(guī)制程度高的國家企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品競爭優(yōu)勢較大。Wangner（2007）[8]（p1587-1602）通過實證分析發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會對企業(yè)的專利申請數(shù)量產(chǎn)生負效應(yīng)。許士春等（2012）[9]（p67-74）分析了不同環(huán)境規(guī)制措施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明不同的環(huán)境規(guī)制政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵程度有所不同。張倩等（2013）[10]p11-17）通過不同的環(huán)境規(guī)制政策與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)三種規(guī)制政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所帶來的影響有所不同。

（三）環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響具有不確定性。

國內(nèi)外學者對于這部分內(nèi)容的研究，主要集中在傳統(tǒng)理論和“波特假說”的基礎(chǔ)上進行的實證檢驗。Arduini 和Cesaroni（2001）以歐洲化學工業(yè)為研究對象，經(jīng)考察發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間沒有明顯的關(guān)聯(lián)。Czech（2008）[11]（p1389-1398）研究得出，經(jīng)濟增長和環(huán)境保護間的矛盾不能通過技術(shù)進步進行協(xié)調(diào)，因為大部分創(chuàng)新都沒有應(yīng)用到實際生產(chǎn)中。Kneller 等（2012）[12]（p211-235）基于英國制造業(yè)2000—2006年的數(shù)據(jù)構(gòu)造面板模型進行分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)境監(jiān)管對總研發(fā)或總資本積累沒有積極影響。蔣伏心等（2013）[13]（p44-45）采用GMM 法實證分析了環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響，結(jié)果表明二者之間呈現(xiàn)先下降后提升的動態(tài)特征，環(huán)境規(guī)制的作用可以是正向的影響，也可以是負向的影響。

總之，學者們從不同角度、運用不同方法研究了環(huán)境規(guī)制下的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并取得了很多成果。學者們的研究表明，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新會產(chǎn)生一定程度的影響。但究竟發(fā)生何種影響，目前尚未達成共識。

綜上所述，本文把大中型企業(yè)專利申請數(shù)量作為技術(shù)創(chuàng)新水平的衡量指標，構(gòu)建單位污染物治理投入等指標組成的環(huán)境規(guī)制變量，并將門檻回歸模型引入實證分析過程，研究環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的門檻效應(yīng)，這對進一步制定合理的環(huán)境規(guī)制政策具有重要意義。

二、研究設(shè)計

（一）計量模型構(gòu)建。

本文的研究設(shè)計遵循以下思路展開：首先，本文通過建立面板數(shù)據(jù)模型，研究環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響；根據(jù)不同環(huán)境規(guī)制強度對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響的差異，構(gòu)建門檻回歸模型，分析環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的非線性關(guān)系。

1.基準回歸模型。

本文的回歸模型中的被解釋變量是技術(shù)創(chuàng)新指標TIi，t，核心解釋變量是環(huán)境規(guī)制強度ERi，t，并加入各控制變量Xi，t，構(gòu)建如式（1）所示的計量模型。同時，考慮到技術(shù)創(chuàng)新可能受到自身的過去值的影響，存在滯后性，因此本文同時將滯后一期的技術(shù)創(chuàng)新指標TIi.t-1作為解釋變量納入計量模型，得到技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)形式如下：

式（1）中，i、t 分別代表產(chǎn)業(yè)和年份，ε表示隨機擾動項。為了探討環(huán)境規(guī)制對不同行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的不同影響，本文將34個制造業(yè)行業(yè)分為四類：勞動密集型、資源密集型、資本密集型和技術(shù)密集型制造業(yè)。

2.門檻回歸模型。

環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響勢必受到環(huán)境規(guī)制強度高低的制約，無論是過高還是過低的環(huán)境規(guī)制都不能促進技術(shù)創(chuàng)新。因此，本文以環(huán)境規(guī)制強度q為門檻變量，建立了面板門檻回歸模型。假設(shè)有n個門檻值，則環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)被劃分為n+1 段，如式（2）所示：

（2）中，λ1，λ2，…，λn為要估計的門檻值。δn+1代表環(huán)境規(guī)制強度在越過第n+1個門檻后，對技術(shù)創(chuàng)新的影響。

（二）變量與數(shù)據(jù)。

1.變量。

（1）被解釋變量，采用大中型企業(yè)專利申請數(shù)量來衡量技術(shù)創(chuàng)新水平TI。

（2）核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制強度。通過計算單位污染物治理投入得到環(huán)境規(guī)制強度，其計算公式為：

其中ERit是產(chǎn)業(yè)i的環(huán)境規(guī)制強度，PCTit表示i 行業(yè)t 年污染物處理費用的無量綱化值，Iit是i 行業(yè)t年工業(yè)廢水、廢氣設(shè)施運行費用之和，Iˉt是各行業(yè)t 年運行費用平均值；IVTit表示i 行業(yè)t 年廢水、廢氣排放量的無量綱化值總和，SEitj表示i行業(yè)t年j種污染物排放量的無量綱化值。

2.數(shù)據(jù)。

根據(jù)《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》中的行業(yè)分類，從39 個工業(yè)行業(yè)中選取34 個工業(yè)行業(yè)作為研究樣本。在統(tǒng)計年鑒中，“水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”“廢舊資源綜合利用業(yè)”等行業(yè)數(shù)據(jù)缺失太多，本文把它們從研究樣本中予以排除。綜上所述，選取2003—2017 年制造業(yè)面板數(shù)據(jù)進行研究。所有數(shù)據(jù)均出自2003—2018年《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

（三）控制變量。

1.外商直接投資額（FDI）。本文認為外商直接投資的流入會對東道國的生產(chǎn)技術(shù)產(chǎn)生兩方面的影響，一方面，外商直接投資可通過技術(shù)溢出促進國內(nèi)的技術(shù)進步，同時還會通過降低市場的壟斷程度等手段產(chǎn)生競爭效應(yīng)來促進生產(chǎn)技術(shù)進步；另一方面，外資進入會降低本企業(yè)的自主研發(fā)能力和創(chuàng)新能力，所以應(yīng)考慮外商直接投資對生產(chǎn)技術(shù)進步的負面影響。

2.人力資本水平（HCL）。人力資本是影響技術(shù)創(chuàng)新的不可缺少的重要因素之一。研發(fā)人員的多少在很大程度上影響著企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，核心技術(shù)人員創(chuàng)造性成果的具體體現(xiàn)為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。由于收集不同行業(yè)教育水平指標難度較大，本文以各行業(yè)工資水平作為衡量各行業(yè)人力資本水平的替代指標。

3.企業(yè)規(guī)模（SIZE），即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)與工業(yè)企業(yè)數(shù)量之比。企業(yè)規(guī)模大小對創(chuàng)新活動的影響在學術(shù)界尚未形成統(tǒng)一看法。熊彼特（1928）認為大規(guī)模和壟斷性的企業(yè)更傾向于從事創(chuàng)新活動。與此相反，傳統(tǒng)理論認為企業(yè)更愿意在競爭型市場中開展技術(shù)創(chuàng)新活動。顯然，大型企業(yè)在開發(fā)成本非常高的領(lǐng)域進行創(chuàng)新具有優(yōu)勢，大企業(yè)在資金保證、規(guī)模經(jīng)濟等方面條件更為有利，往往在進入創(chuàng)新領(lǐng)域時占據(jù)主導地位。本文選擇行業(yè)總產(chǎn)值與企業(yè)單位數(shù)之比作為企業(yè)規(guī)模的衡量指標。

三、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸模型。

1.全樣本實證結(jié)果與分析。

本文首先根據(jù)F 統(tǒng)計量進行判斷，結(jié)果顯示在置信度1%的條件下，拒絕接受混合估計效應(yīng)的原假設(shè)；Hausman 檢驗結(jié)果表明回歸分析應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型來進行。本文運用系統(tǒng)廣義矩（系統(tǒng)GMM）估計方法分析制造業(yè)環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響?？紤]到變量間可能存在多重共線性，因此逐一引入解釋變量進行回歸分析。實證結(jié)果如表1所示。

表1 全樣本面板回歸結(jié)果

（2）模型中每個變量的系數(shù)值列于表的第2-6行，括號內(nèi)為Z 統(tǒng)計量。

（3）AR（1）和AR（2）中所列的值是一階和二階序列相關(guān)的P 值。

根據(jù)蔣伏心等（2013）、張偉佳（2018）等學者的研究，本文選擇外商投資額、人力資本水平、企業(yè)平均規(guī)模這三個對技術(shù)創(chuàng)新有著重要影響的控制變量，并逐一引入模型（1）～模型（4）中，驗證模型（1）～模型（4）。

回歸結(jié)果顯示，無論增加一個還是多個控制變量，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)均在1%的置信水平下顯著，且作用系數(shù)的波動范圍在0.1741406 到0.64434之間，說明環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新具有積極影響，并且是穩(wěn)健的。

2.分產(chǎn)業(yè)樣本實證結(jié)果與分析。

考慮到工業(yè)部門的34個工業(yè)行業(yè)的異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制可能對不同行業(yè)產(chǎn)生不同影響。因此，本文按照生產(chǎn)要素投入密集程度將制造業(yè)行業(yè)劃分為四類：勞動密集型制造業(yè)、資源密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)和技術(shù)密集型制造業(yè)，分別對這四類產(chǎn)業(yè)進行系統(tǒng)GMM 的回歸分析，探討環(huán)境規(guī)制對不同的行業(yè)發(fā)生的影響，實證結(jié)果如表2所示。

表2 分產(chǎn)業(yè)樣本面板回歸結(jié)果

（2）模型中每個變量的系數(shù)值列于表的第2-6行，括號內(nèi)為Z 統(tǒng)計量。

（3）AR（1）和AR（2）中所列的值是一階和二階序列相關(guān)的P 值。

以上分析可知，對四大類產(chǎn)業(yè)分別進行回歸，所得的結(jié)果有所不同。對于資源密集型產(chǎn)業(yè)，大量自然資源在工業(yè)生產(chǎn)活動中被開采和消費，隨之而來的是不斷惡化的生態(tài)環(huán)境。環(huán)境規(guī)制的實施將使資源密集型產(chǎn)業(yè)企業(yè)利用大量資金解決環(huán)境問題，積極進行技術(shù)創(chuàng)新，因此，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正；對于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，該產(chǎn)業(yè)會帶來相對較重的環(huán)境污染，環(huán)境規(guī)制的實施將增加污染控制的成本，鑒于此，從長遠來看，一般企業(yè)會選擇先進行污染控制，然后再進行技術(shù)創(chuàng)新。通過技術(shù)創(chuàng)新來改善環(huán)境污染狀況。所以實證結(jié)果得出環(huán)境規(guī)制對于技術(shù)創(chuàng)新的影響雖然為正但并不顯著；對于資本密集型產(chǎn)業(yè)來說，這些產(chǎn)業(yè)雖然不會在生產(chǎn)活動中消耗大量的自然資源，但它仍然會對環(huán)境造成一定的破壞。由于該行業(yè)主要是重工業(yè)，政府在實施環(huán)境法規(guī)時會給予一些企業(yè)財政補貼，以促進技術(shù)創(chuàng)新；對于技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)而言，具有低污染和低能耗的特點，屬于輕度污染產(chǎn)業(yè)，管理制度已經(jīng)比較先進，因此環(huán)境規(guī)制對于技術(shù)創(chuàng)新的影響要弱一些。

（二）門檻回歸模型。

參考連玉君和程建（2006）[14]（p97-103）的檢驗方法，本文估計和檢驗面板門檻模型步驟如下：首先，對環(huán)境規(guī)制的門檻個數(shù)進行判定。依據(jù)面板門檻模型的基本原理，逐一檢驗無門檻值、一個門檻值及多個門檻值的假設(shè)，然后運用“自抽樣法”對門檻值進行統(tǒng)計顯著性檢驗，得到相關(guān)的P 值（結(jié)果見表3），經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)單一門檻效果的影響顯著，相應(yīng)的自抽樣P 值為0.0433，雙重和三重門檻效果影響并不顯著，自抽樣P 值為0.4133 和0.9033。因此，以下分析將基于單一門檻模型進行。

表3 門檻效果檢驗

其次，判定門檻值的估計值，同時選定門檻值的置信區(qū)間。本文采用似然比統(tǒng)計量LR來確定門檻值。表4為門檻的估計值及其95%置信區(qū)間。參照圖1（門檻值的似然比函數(shù)圖）可以得到門檻估計值γ的95%置信區(qū)間分別為（0.5399，0.5536），并且LR 值均小于5%顯著水平下的臨界值的構(gòu)成區(qū)間。根據(jù)門檻值，我國制造業(yè)各行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度分為較低的規(guī)制強度（er＜0.5528）和較高規(guī)制強度（er＞0.5528）兩個區(qū)間。按照各個行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度，可以發(fā)現(xiàn)較低規(guī)制強度的行業(yè)有9個，分別是煤炭開采和洗選業(yè)，非金屬礦采選業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業(yè)，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，文教、工美、體育和娛樂用品制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)等；其余25個行業(yè)均為較高規(guī)制強度行業(yè)。

表4 門檻值估計結(jié)果

圖1 門檻值估計值與置信區(qū)間

最后，基于固定效應(yīng)對門檻模型的參數(shù)進行估計，結(jié)果見表5。從環(huán)境規(guī)制強度q作為門檻變量的角度來看，環(huán)境規(guī)制在兩個區(qū)間對技術(shù)創(chuàng)新的影響顯然有所不同。當各行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度在第一區(qū)間時，估計系數(shù)為0.7275，且在1%的顯著水平上顯著，這表明環(huán)境規(guī)制極大促進了該區(qū)間企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；當環(huán)境規(guī)制強度越過第一區(qū)間后，估計系數(shù)為0.1539，仍為正值，但不顯著，這進一步表明環(huán)境規(guī)制在該區(qū)間對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響趨于減弱。

表5 門檻模型的參數(shù)估計結(jié)果

當環(huán)境規(guī)制強度處于第一區(qū)間時，由于技術(shù)創(chuàng)新的“創(chuàng)新補償”效應(yīng)大于“遵循成本”效應(yīng)作用，故環(huán)境規(guī)制強度的提高有助于提升技術(shù)創(chuàng)新能力。當環(huán)境規(guī)制處于第二區(qū)間時，環(huán)境規(guī)制強度對技術(shù)創(chuàng)新的影響明顯減弱并趨于下降。造成這一結(jié)果的原因可能是環(huán)境規(guī)制過高增加了企業(yè)的污染控制成本。環(huán)境規(guī)制也可能影響產(chǎn)品的投入價格并導致其上升，從而對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

四、結(jié)論

為了檢驗環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，本文基于2003—2017 年中國制造業(yè)34 個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，進行回歸分析。結(jié)果表明：環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有積極的促進作用，且作用具有穩(wěn)健性。對于制造業(yè)的不同產(chǎn)業(yè)來說，由于產(chǎn)業(yè)性質(zhì)不同，環(huán)境規(guī)制對各不同產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新影響各不相同。對于資源密集型產(chǎn)業(yè)，環(huán)境規(guī)制的實施將使其利用大量資金解決環(huán)境問題，從而積極進行技術(shù)創(chuàng)新，因此，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正；對于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，由于其廢水廢氣排放量較大，會造成相對較重的環(huán)境污染問題，從長遠來看，一般企業(yè)會選擇先進行污染控制，然后再進行技術(shù)創(chuàng)新，通過技術(shù)創(chuàng)新來改善環(huán)境污染狀況。所以，實證結(jié)果得出環(huán)境規(guī)制對于技術(shù)創(chuàng)新的影響雖然為正但并不顯著；對于資本密集型產(chǎn)業(yè)，由于這種產(chǎn)業(yè)中多數(shù)為重工業(yè)，所以政府在實施環(huán)境規(guī)制時會向一些企業(yè)提供財政補貼，促進技術(shù)創(chuàng)新影響；對于技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)而言，具有低污染和低能耗的特點，屬于輕度污染產(chǎn)業(yè)，管理制度已經(jīng)比較先進，因此環(huán)境規(guī)制對于技術(shù)創(chuàng)新的影響要弱一些。

門檻效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，當門檻值小于0.5528 時，由于“創(chuàng)新補償”效應(yīng)大于“遵循成本”效應(yīng)，故提高環(huán)境規(guī)制強度有助于提升技術(shù)創(chuàng)新能力。當門檻值越過0.5528時，雖然仍為正值，但卻不顯著，造成這一結(jié)果的原因可能是過高的環(huán)境法規(guī)增加了企業(yè)的污染控制成本。由于環(huán)境規(guī)制的影響，這也可能引起生產(chǎn)產(chǎn)品的投入價格上漲，從而對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)。這也說明環(huán)境規(guī)制強度過高，不利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。因此，必須合理制定環(huán)境規(guī)制強度，這樣才能有效發(fā)揮其對我國制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力的積極影響。