環境規制能有效激勵清潔技術創新嗎？——源于非線性門檻面板模型的新解釋

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環境規制能有效激勵清潔技術創新嗎？
——源于非線性門檻面板模型的新解釋

一、引言

近年來環境污染事故頻現，許多城市出現持續霧霾天氣，環境質量也正在不斷惡化?！?010年中國環境經濟核算報告》指出，我國2010年環境退化成本為11032.8億元，占當年GDP比重的2.51%，比2004年增加5014.6億元，增長了115%，而且環境虛擬治理成本（排放到環境中的污染物按照現行的治理技術和水平全部治理所需要的支出）相對于2004年增長94.5%，暗示我國經濟發展正以環境污染為代價。如何解決經濟增長過程中所伴隨的環境污染問題，已成為世界各國面臨的一項重大課題。環境作為一種典型的公共物品，無論是消費者還是生產者都不會主動為其支付費用，需要國家制定外部環境政策進行管制。我國現行環境規制政策多是節能減排為導向的，這種政策目標下經濟增長和環境保護易此消彼長且短期特征突出，反而可能束縛經濟績效提升和節能減排的空間［1］。若從長期上考察，一國環境質量的提升將最終依靠技術進步，尤其是以清潔技術創新為導向的技術創新方向更應受到重視。清潔技術作為一國經濟綠色增長的主要動力，其發展水平和創新效率為實現經濟可持續發展和環境保護提供雙贏途徑，為此，考察環境規制對清潔技術創新效應有助于解決環境規制和經濟增長兩難困境。

關于環境規制在引致清潔技術創新方面的作用，誘致性創新理論模型可以有效解釋環境規制政策對清潔技術創新的作用［2-5］，誘致性創新理論認為，提高投入品的價格，將引致技術創新朝向減少使用該投入品的方向發展，或者，研發使用價格相對較低的其他投入品的技術，意味著通過環境稅和排污費等環境規制措施，將增加污染型產品的生產成本，進而引導企業技術創新朝清潔技術方向發展。若從企業層面考察環境規制對清潔技術創新和環境質量的關系，Porter首次給予了系統闡述，后又被稱為“波特假說”，認為合理設計的環境規制能夠刺激被規制企業優化資源配置和技術革新，通過清潔技術創新帶來的收益，抵減環境規制成本，提高企業生產率和產品競爭力。尤其是在國際社會環保意識日益提高的背景下，率先采用適應環境規制所要求的清潔性技術，可以使企業擁有領先者優勢，優先于其他競爭者成為環保技術的凈出口者。經驗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，使杜邦公司開發出危害較小的替代品。美國環保局報告顯示，在清潔空氣法案對有機化合物（VOC）排放標準進行限定后，工業涂料企業用戶研發出VOC含量更低的新油漆和涂料。同時，瑞典的造紙業為有效減少污水排放法規的影響，在紙張生產過程進行了相應的技術創新［7］。Lanjouw和Mody［8］利用環境合規成本（企業為遵守環保法規的開支），結合環境專利數據分析了環境規制對清潔技術創新的影響，發現環境合規成本的上升增加了環保技術創新。隨后新凱恩斯主義者運用各種理論和方法對“波特假說”展開了進一步的解釋，諸如行為經濟學研究認為，企業行為由其經理人所控制，企業經理人可能是風險規避者［9］，或受限于信息獲取和認知能力，不能做出完全理性的決策［10］，在無管制環境下企業投入具有相對優勢的非清潔技術研發，使清潔技術研發不足，而在政策進行管制后企業經理人就有充分認知相關信息，而增加清潔技術的研發。Ambec和Barla［11］發現，企業在提高企業生產率過程中，經理人會獲得先進技術的私人信息并憑借信息優勢從技術創新投資中獲得租金，而政府實行環境規制對經理人抽取租金行為將起到限制作用，從而減小企業技術創新的組織成本，提高企業清潔技術研發效率。Ambec和Barla［12］指出，企業經理的現期偏好會導致其延遲企業的創新投資，影響創新投資對企業當期收益的增加作用，而環境規制則可以有效解決企業經理的自我控制問題，激發企業經理及時進行創新投資。基于知識的公益性質角度，一些研究指出，在無政策管制的環境中，技術的外溢效應會導致企業減少對清潔技術創新的投資，從而降低整個行業的清潔技術創新水平，此時強制性的環境規制政策法規將迫使企業提高新技術研發的投資規模，使整個產業實現帕累托改善從低研發均衡達到高研發均衡［13-14］。Ambec和Barla［15］進一步指出，環境質量的信息不對稱性會導致技術研發出現“檸檬市場”效應，最終使市場上充滿非清潔產品，但是，諸如頒發綠色環境標志之類的環境規制措施，卻可以強化綠色產品的生態特性，提升產品形象和銷售，提高企業市場競爭優勢，從而激勵企業對清潔技術的研發投資。不過，Constantatos和Herrmann［16］發現，由于生產者從開始清潔型產品的研發生產，到消費者觀察到產品的綠色特性，二者存在一定的時滯，這會在一定時間內降低率先實施清潔技術研發企業的技術創新收益，不利于清潔技術的發展，但是，如果此時政府能夠通過環境規制，對整個行業進行清潔型產品生產的強制約束，卻可以有效地解決清潔型技術研發投資的先發劣勢問題。

這些結論是否暗示著環境規制越強，越有利于清潔技術研發呢？Brunnermeier等［17］將環境治理和控制支出水平表征環境規制強度，以大氣污染治理、酸雨防治、固體垃圾處理等環境相關專利的申請數量表示清潔技術創新水平，利用美國1983-1992年制造業數據考察環境規制與清潔技術創新之間的關系，結果發現，環境治理支出的小幅增加就會促進環境專利申請數量的大幅增長。Popp［18］從空氣污染治理層面檢驗政府環境規制對清潔技術創新的作用，選取美國、日本和德國三個國家可減少氮氧化物（NOx）和二氧化硫（SO2）排放的相關專利數表示環境技術創新水平，以政府制定的NOx和SO2排放標準衡量環境規制水平，發現一國更嚴厲的環境規制措施將引致該國更多的大氣污染治理技術創新專利，但對其他國家的清潔技術擴散效應很小。Hascic［19］對OECD國家1978-2005年汽車行業研究結果發現，環境規制的作用效果與清潔技術創新類型有關，通過環境稅等增加燃料價格的環境規制，能夠顯著提高污染物綜合治理技術創新水平，而政府制定污染排放標準之類的命令-控制型環境規制，對二次燃燒污染治理技術正向作用更明顯。李樹和陳剛［20］以數據包絡法（DEA）測算出的TFP來衡量技術創新水平，采用APPCL2000修訂這樣的一次實驗來表示環境規制，從制度角度評估環境規制對技術創新的影響，發現嚴格且適宜的環境規制能夠使我國經濟實現生產率增長和環境質量提高的雙贏結果。景維民和張璐［21］運用2003-2010年中國33個工業行業的面板數據考察了環境管制對綠色技術進步的影響，發現適宜環境規制能夠引導工業朝向綠色技術進步方向發展。

那么，上述的研究結果是否也在暗示，環境規制對技術進步抑或清潔技術創新的作用是唯一確定的？一些經驗研究結果發現，事實并非完全如此。Conrad等［22］將環境規制作為一種生產要素投入納入到生產函數中，構建出環境規制與全要素生產率的作用模型，結合德國的產業數據進行實證檢驗，結果發現，環境規制卻會降低TFP增長率。Gray等［23］利用美國116家紙漿與造紙廠1979-1990年度人口普查數據，發現反映環境規制強度的污染治理成本與生產率之間存在負相關關系，并且二者負向效應顯著。Becker［24］以美國制造業數據為樣本進行檢驗，發現環境規制在一定程度上降低了美國制造業的生產率。沈能和劉鳳朝［25］利用中國1992-2009年面板數據從全國整體和分地區層面檢驗了環境規制和技術創新的關系，研究顯示環境規制對清潔技術的創新作用只在東部發達地區成立，而在落后的中西部地區，環境規制的技術創新效應卻很難實現。

如果我們假定已有研究的理論體系是嚴謹的，經驗研究的指標設計和計量模型選擇是合理的，這樣研究得出的結論應該值得相信。若事實果真如此，那么，不同地區、不同樣本甚至同一地區、同一產業或同一樣本，得到的結果為什么還會出現偏差甚至完全相左的情況呢？我們認為，問題在于環境規制的技術創新效應會受多重條件的制約，不同樣本往往存在市場成熟度、經濟發展水平、人力資本、所有制結構和企業發展水平等多種因素的影響，這些因素發展水平的不同，都可能導致環境規制改變清潔技術創新方向出現變化。或者說，環境規制對清潔技術創新的作用并非單一，即兩者關系也絕非簡單正向或負向的線性關系，甚至更多表現出非線性特征，若將環境規制與清潔技術創新之間關系設定為線性相關是不合適的，模型結果也可能是錯誤的。正是基于上述認識，本文從門檻面板非線性模型，通過模型內生性分組方法從數據本身出發，對環境規制與清潔技術創新的關系重新做出檢驗和驗證，目的有三：一是為了避免許多文獻可能主觀設定模型形式造成的誤差，二是深入挖掘環境規制效果的關鍵決定因素，識別環境規制和技術進步的作用機制，三是探明環境規制效應如果真是非線性的，那么，這種非線性關系是什么因素所引致的結果。

二、門檻面板模型選擇、指標設計及數據來源說明

（一）門檻面板模型分析

大量研究采用Griliches［26］提出并經Jaffe［27］改進的知識生產函數，來分析技術創新與其影響因素之間的作用關系。Jaffe認為技術創新最重要的產出是新經濟知識，按照Jaffe的知識創新邏輯，知識生產如同實物產品的生產，本質上也是一種或多種投入獲得某種或某些產出的過程，對于知識生產而言，投入的變量主要有研發支出和人力資本投入，借鑒柯布—道格拉斯生產技術將知識產品的生產函數設定為：

其中，Y表示知識產出，K表示知識生產的研發經費投入，L表示人力資本投入，A反映了知識產出的效率，α和β為相應投入要素的技術創新產出彈性，X代表影響知識產出的其他因素，i為觀察單元。

許多文獻認同Jaffe所建立的知識生產函數的合理性，而且該模型已經成為分析技術創新及其決定因素的重要工具，也為后續的技術創新相關研究提供了思路和計量模型框架［28-31］。本文在Jaffe知識生產函數模型的基礎上對其進行了一定的擴展，將環境規制引入到知識生產函數中。正如前述，環境規制對清潔技術創新存在多重作用效應而并非簡單的線性關系，在此，我們認定環境規制的清潔技術創新效應的發揮可能呈現“門檻效應”，即在不同的規制強度下，環境規制對清潔技術創新的作用大小和方向都可能會發生顯著變化，而且環境規制的門檻值并非唯一確定。因此，為避免主觀劃分門檻值可能引起的誤差，采用Hansen發展的門檻面板模型，根據數據本內在特點來劃分區間并求出門檻值及個數，Hansen［32］將門檻回歸模型設定如下：其中，yit為被解釋變量，xit為p×1階解釋變量，qit表示門檻變量，它可以是xit中的回歸元，也可是獨立的門檻變量。

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

其中，β=β2；?=β1-β2。

根據Hansen的基本思想，門檻值γ應為使殘差平方和最小時所對應的觀測值。通過檢驗以門檻值劃分的兩組樣本的模型參數是否存在顯著性差異，判斷是否存在門檻值。原假設為不存在門檻值即H0∶β1=β2，構造LM統計量對其進行檢驗，統計量形式為：

其中，S0表示不存在門檻值下的殘差平方和，Sn表示存在一個門檻值下的殘差平方和，由于γ∧無法識別，式（5）中的F分布為非標準分布。為此，Hansen[32]以統計量本身的大樣本分布函數來轉換，運用bootstrap方法計算得到大樣本的漸進p值，與一般計量方法中的概率P類似。在原假設成立條件下，方程組退化為單一線性模型，說明不存在門檻效應；反之，在β1和β2之間存在不同作用效果，則存在門檻效應。第一個門檻值確定后，可繼續進行兩個及多個門檻值檢驗。如果拒絕LM檢驗，說明至少存在一個門檻值，在估計出γ1已知的基礎上，再搜尋第二個門檻值γ2，檢驗其是否成立，以此類推，直到無法拒絕零假設為止。在門檻效應確定后還需要確定置信區間以確保門檻估計值的真實性，其原假設為H0∶γ∧=γ，檢驗釋然比統計量為，

在α顯著性水平下，當統計量LR（n（）γ）≤c（α）= -21n（1-α）時不能拒絕原假設，根據Hansen提供的臨界值表可以進行相應的判斷。

（二）環境規制影響清潔技術創新的門檻面板模型

關于環境規制對清潔技術創新的作用方向和作用大小至今尚無定論，一些學者［1，25，33-34］從理論和實證角度驗證指出環境規制強度與技術創新之間的非線性關系。當變量之間存在非線性關系時，普通線性回歸將是有偏的，門檻回歸分析相對而言將能更準確地擬合數據。并且，考慮到中國各區域間環境規制和技術創新存在較大的異質性，環境規制清潔技術創新效應的發揮會很可能受多種條件因素的影響，面臨著諸多“門檻”限制。為此，基于Hansen的門檻面板模型，本文結合知識生產函數，設定環境規制清潔技術創新門檻面板模型為：

式（7）中，i代表地區，t代表年份，lnCI表示清潔技術創新水平，ER代表環境規制強度，qit代表門檻變量，如經濟發展水平、所有制結構、外商直接投資、企業發展水平等，τ為特定門檻值，I（·）為指標函數，αi反映個體效應，μit為隨機干擾項。

當然，環境規制對清潔技術創新的作用不僅受到環境規制本身的影響，在現實經濟中還會受到其他因素的作用，并出現其他因素作用的門檻特征，其中一個重要變量就是經濟發展水平。韓玉軍等［35］認為，經濟增長在環境質量的變化過程中存在著“門檻效應”，因為經濟發展水平是一個國家或地區解決環境問題的基礎或先決條件，在經濟發展水平較低時，人們對高質量的環境需求較小，受生活壓力，人們寧可承受較高的環境污染來換取物質產品，即經濟發展初始階段，人們對高質量環境需求較低，此時，如果政府出臺嚴厲的環境規制，企業也無更多投入進行清潔技術研發，并可能極大破壞生產。當經濟發展水平較高時，隨著人們收入水平和生活質量的提高，人們已不再滿足于對基本生活產品的需求，對環境質量的需求也隨之提高，并且此時企業有較多的利潤，此時加大環境規制強度，將有效激勵企業進行清潔技術研發，其中環境庫茲涅茨曲線直觀地刻畫了經濟發展水平與環境質量的作用關系。因此，應該將經濟發展水平作為影響環境規制清潔技術創新效應的一個重要門檻變量。當然，這種門檻值也并非是唯一的。沈能［1］考察環境規制對總體技術創新的作用時，發現經濟發展水平對環境規制效果存在雙重門檻。對于我國這樣一個外貿驅動型經濟而言，環境規制效果的需要考察的另一個門檻變量，就是外商直接投資（FDI），宋馬林等［36］發現，FDI并沒有促進中國的技術進步，對中國環境效率還有著顯著的負向影響。但景維民等［21］發現，在環境管制強度較弱和污染性偏向的技術結構下，FDI對綠色技術進步既有正向的技術溢出效應，也有負向的產品結構效應。雖然FDI對環境規制的作用方向可能并不確定，但其確實顯著影響了環境規制對技術創新的作用。此外，在我國轉軌經濟改革過程中，由于行政管制和政策優勢，不同所有制企業在經營管理、稅收負擔和投融資等方面都存在較大差異，市場競爭程度、要素投入成本和人力資本積累等引致不同所有制企業對環境規制的反應不同，因而，需要考察所有制結構對環境規制效應的影響。最后，我們還考察了企業發展水平尤其是企業的經營效益，通常企業利潤越高則越易投入更多開展技術研發，在同等的環境規制強度下，更可能進行清潔技術創新。

（三）數據與指標選取

本文實證檢驗的樣本為除西藏以外的30個省、自治區和直轄市2003-2011年的面板數據，主要數據來自2004-2012年《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》以及中華人民共和國專利公布公告系統網站。因變量為清潔技術創新水平CI。清潔技術創新水平的測度指標，目前學術界廣泛采用專利統計數據，來衡量一個國家或地區及企業技術創新的產出水平。原因如下：一是技術專利反映技術創新的主要信息內涵。一般地，專利權在技術上的獨占性和排他性特征要求專利權的獲得，需要依法經過嚴格審查。同時，專利必須具有新穎性、創造性和實用性，這些特征決定了有效專利所代表的技術發明與現有技術相比，具有突出的實質性特點和顯著的進步，在生產中能夠制造或者使用，并且能夠產生積極效果，因而專利提供了反映技術創新本質的豐富信息［37-38］；二是專利更具代表性。伴隨專利保護制度的健全和完善，人們的技術產權保護意識提高，越來越多的技術發明和科研成果以專利形式公布，專利數據進而就表現出較強的代表性；三是專利數據可以被分類到特定的技術領域，并且世界知識產權組織（WIPO）制定了國際專利分類表（IPC），便于進行統計分析。不過，雖然與環境相關的專利申請數量能夠有效表征清潔技術創新水平，但是直至今天尚未形成明確的關于環境專利的分類標準。為此，我們借鑒Johnstone［39］指標選取思想，將可再生能源專利申請數量作為清潔技術創新的衡量指標，其中可再生能源又稱狹義清潔能源，主要包括太陽能、風能、海洋能、地熱能、生物質能、水能。目前，化石燃料不斷耗竭，并日益成為引致環境惡化的主要根源，發展可再生能源已成為世界各國提升環境質量的不二選擇。諸如德國20年來鼓勵使用可再生能源，在2010年二氧化碳減少了1.2億噸，提前達到京都議定書的減排目標①參見德國環保部2011年3月16日新http://www.erneuerbare-energien.de/inhalt/47120/4590/。。中國通過出臺《中華人民共和國可再生能源法》頒布《可再生能源中長期發展規劃》等一系列法規措施，激勵發展可再生能源。由此可見，未來清潔技術的發展主要體現在可再生能源層面，其專利申請數量能夠有效體現清潔技術創新的發展水平，參照Johnstone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數據庫搜索可再生能源的相關專利集，獲取不同時期省際可再生能源專利數據。

解釋變量包括：（1）環境規制ER。環境規制方式的分類主要有三：第一類是命令-控制式環境規制，由政府規定哪些行為必須禁止或被限制，表現為技術準入標準和政府行政審批管制；第二類是經濟方式型環境規制，即將環境外部成本內部化，如征收環境污染稅或排污費等；第三類是產權方式的環境規制，明確產權邊界讓環境具有私人產權性質，通過價格發現機制進行配置實現市場配置，從而降低整體污染排放行為［40］。其中，第二種方式體現了誰污染誰治理與誰消耗誰承擔的效率和責任原則，避免了命令型環境規制所產生的管制機構的利益問題，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，并比第三種產權交易方式的環境規制更易于實施。為此，本文主要針對第二類經濟方式的環境規制考察為主，強調以市場為導向利用排污費征收、環境稅及補貼等經濟手段，來規范排污者的行為，進而實現將污染外部成本內部化，鼓勵企業清潔技術創新。目前，我國普遍采用的經濟方式環境規制工具，主要有收費政策和財政投入政策，由于本文旨在考察政策規制如何激發企業進行清潔技術創新，考慮到地區經濟規模的差異，因此，在此選擇地區的排污費收入占地區GDP的比重，來衡量政府施加在企業上的環境規制強度。此外，政府排污費收入可以有效衡量企業的治污成本支出，該比重越大表明環境規制強度越高。（2）人力資本L。選擇各地區R&D人員作為人力資本投入的衡量指標，為了減小數據的波動，本文將取相應數據的對數。（3）資本K。選取各地區研究與開發機構R&D經費支出表征技術創新資金的測度指標，考慮到各地區經濟規模差異和數據的可比性，通過各地區消費價格指數（CPI）消除物價影響并進行對數變換。（4）經濟發展水平（ED）。采用各地區人均國內生產總值衡量，并利用地區人均GDP指數進行平減，得到以2003年為基期的人均實際地區生產總值。（5）外商直接投資FDI。選用FDI占GDP比值衡量。（6）所有制結構OS。選擇各地區規模以上工業企業資產中國有及國有控股工業資產所占的比重表示。（7）企業發展水平CD。選用工業企業平均利潤水平比值表示。

三、門檻效應檢驗結果與評價

根據門檻回歸原理，門檻變量qit可能來自于模型中的任意解釋變量。首先，將環境規制本身作為門檻變量，擬合環境規制與清潔技術創新之間的內在關系。為了確定計量模型的具體形式，需要確定環境規制的門檻個數和相應的門檻值。分別在不存在門檻值、存在一個門檻值、兩個門檻值和三個門檻值的假定下對（7）式進行估計，可以得到相應的F統計量。利用Hansen提出的Bootstrap法反復抽樣300次，模擬得到相應的P值，以確定門檻效果的顯著性水平，進而構造門檻值的置信區間判定門檻值的真實性，相關的檢驗結果見表1。

表1顯示，單一門檻效應檢驗中F值為12.784>11.309，相應的P值為0.033，說明在5%顯著性水平下拒絕不存在門檻效應的原假設，接受存在單一門檻效應假設；同樣，雙重門檻效應結果表明，在10%顯著性水平下拒絕只存在一個門檻值的原假設；而三重門檻值的假設沒有通過顯著性檢驗，因而判定環境規制對清潔技術創新的影響僅存在兩個門檻值。采用“格柵搜索法”確定門檻值，發現三個門檻值分別是τ1=0.177、τ2=0.076。另外，門檻估計值在95%的置信區間是所有似然比統計量LR值小于5%的顯著性水平下臨界值所構成的區間，置信區間小表示估計的門檻值有效，雙重門檻值的置信區間為［0.014, 0.343］，這一較小的置信區間說明雙重門檻效應的門檻值是真實的。

表1　環境規制的門檻效應檢驗

借助兩個似然比函數圖（圖1和圖2），可以更為直觀地理解門檻值的估計和置信區間的構造過程。在似然比統計量LR(τ)最小（等于0）時，門檻估計值τ是真實有效的。其中，圖形中的虛線是在5%顯著性水平下的臨界值，95%的置信區間是虛線以下的所有τ構成的區間。兩個圖中LR值均在臨界線以下，說明兩個門檻值存在的真實有效性。

圖1　 環境規制的第一個門檻估計值

圖2　 環境規制的第二個門檻估價值

檢驗結果表明環境規制效果存在雙重門檻效應，這說明其中含有兩個層面的意思：一是環境規制存在門檻效應。環境規制的門檻效應，說明環境規制對清潔技術創新的作用是有約束的，或者說，一定強度的環境規制政策在其實施初期，對清潔技術創新可能有一定正向的積極作用，但伴隨環境規制強度增大以及清潔技術創新初期，相對于非清潔技術創新的資源和利潤劣勢，可能抑制清潔技術的研發。這也間接印證了一些經驗研究發現的環境規制與清潔技術間U形關系結論。二是環境規制存在雙重門檻效應。環境規制效應的雙重門檻效應說明，環境規制與清潔技術創新可能并非是單一線性關系，在兩個門檻值之間，二者關系可能表現出一定的復雜性?；蛘哒f，在第二個門檻值之間，在滿足某些條件下，環境規制強度提高，清潔技術創新水平將得到有效提高。

以上結果說明，我國環境規制對清潔技術創新存在顯著的非線性門檻特征，那么，是什么因素引發了環境規制對清潔技術創新的影響發生結構性變化呢？在現實經濟發展和技術創新過程中，經濟發展水平、外商直接投資、所有制結構及企業發展水平都有可能成為環境規制門檻效應存在的原因。為深入考察環境規制對清潔技術創新存在門檻效應的背后原因，我們在此將這些變量作為門檻變量，重新考察這些因素的變化，是如何改變環境規制對清潔技術創新的作用關系。需要注意的是，在加入門檻變量時，依次只能加一個，如果多個門檻變量同時加入，可能會產生多重共線性問題，導致模型估計結果不準確。為此，依次選擇ED、FDI、OS和CD作為門檻變量進行回歸。表2列示了各變量門檻效應的檢驗結果。

表2　環境規制的清潔技術創新效應的影響因素檢驗結果

從表2中LM統計量值可以看出，經濟發展水平ED在一個門檻、兩個門檻、三個門檻模型下，P值分別為0.037、0.060、0.040，均小于10%，即經濟發展具有三重門檻效應。外商直接投資FDI在單一門檻效應下沒有通過顯著性檢驗，表明FDI接受不存在門檻值的原假設，可知外商直接投資對環境規制的清潔技術創新效應不存在門檻效果。為什么會出現這種情況呢？我們認為，原因可能是外商直接投資無論經濟發展水平如何，對于一個特定性外商投資的企業而言，其外資方愿意在國內投入研發或愿意向屬地國技術溢出的程度，事實是確定的，無論你外部環境如何?；蛘哒f，你的發展水平再高，外資方也并不一定愿意提供更前沿和更多的技術，這也與當前一些經驗研究結果相吻合，即外商直接投資的技術溢出效應有限。為此，其對屬地國政府政策管制與清潔技術創新的關系可能也就是單一確定的。所有制結構變量的單一門檻和雙重門檻效果在5%的顯著性水平上顯著，三重門檻效果并不顯著，因而存在兩個門檻值，表明，所有制結構必須經歷或達到特定門檻值后，即民營經濟發展到一定程度后，市場競爭才能使政策管制效果充分顯現；企業收益水平變量的三個模型均未通過顯著性檢驗，表明企業發展水平不會改變環境規制對清潔技術創新的作用效果，這表明，企業能否投入到清潔技術研發，直接受制于清潔技術研發的利潤。因此，可以初步判定影響我國環境規制對清潔技術創新作用的關鍵因素，主要表現為經濟發展水平和所有制結構。

為進一步確定經濟發展水平和所有制結構如何影響環境規制的清潔技術創新效應，分別采用三重門檻面板模型和單一門檻面板回歸模型進行估計，結果見表3。

門檻參數估計結果表明，經濟發展水平的三重門檻特征，將環境規制對清潔技術創新的作用分為四個不同狀態，當地區人均實際GDP低于14125元時，環境規制對清潔技術創新的邊際影響系數為-1.89，環境規制強度的增加會抑制清潔技術創新水平提高；人均實際GDP介于14125和37459元之間時，環境規制對清潔技術創新的邊際影響系數變為0.441，環境規制對清潔技術創新開始起促進作用，但這種正向關系并不顯著；人均實際GDP高于37459元且不超過61113元時，環境規制有效地促進了清潔技術創新，系數值為14.77；當人均實際GDP突破61113元高門檻時，環境規制的邊際系數上升到最大值49.489，環境規制對清潔技術創新有明顯的促進作用。這意味著，隨著經濟發展水平的提高，清潔技術創新資源稟賦和創新利潤已具有明顯優勢，環境規制對清潔技術創新的促進作用呈現出邊際遞增性質。此時，經濟發展水平較高時，人們收入和生活水平的提高使得市場上具有對高質量環境的需求，企業也具備了進行清潔技術創新研發的內在動力和資本實力，能夠發揮環境規制對清潔技術創新的正向促進作用。所有制結構OS雙重門檻值分別為0.204和0.589，當工業企業資產中國有工業資產所占比重低于20.4%時，系數估計值為-15.968，并且在1%的顯著性水平下顯著，環境強度對清潔技術創新有明顯負向作用，當國有資產占工業總資產比重處于20.4%和58.9%之間時，環境規制作用方向由負向轉為正向，但該正向作用未通過統計檢驗，說明位于該區間的所有制結構仍下無法改變環境規制的作用方向，當國有資產比重超過58.9%時，環境規制對清潔技術的創新又轉為負面影響。總體而言，工業企業中國有資產比重的提高將會導致環境規制對清潔技術創新表現為負向作用，但并非簡單的線性負相關關系，這種負向作用關系也呈逐年減弱態勢。這可能是由于計劃經濟體制的影響，國有企業處于資源壟斷地位且享受制度層面的優惠，通過行政管制的方式剔除競爭對手，從而缺乏技術創新動力，壟斷利潤來之容易，國有企業可能將工作重心用于政府間尋租，進而使來自政府的環境規制措施，無法激勵國有企業進行清潔技術創新。

表3　門檻面板模型的估計結果

為能夠充分考量環境規制對技術創新的作用，并提高環境規制的作用效果，結合不同地區經濟發展生活水平和所有制結構的差異，依據經濟發展的三重門檻將30個省市分成低收入（ED14125）、中等收入（14125< ED37459）、次高收入（3745961113）四組，并根據所有制結構門檻分為國有資產比重過低（OS0.204）、國有資產比重適中（0.2040.589）三種類型，表4列示了2011年各省份的門檻值區間分布。

首先，從橫向來看，貴州、云南、甘肅三個西部省份處于低收入區間，尚未跨越環境規制對清潔技術創新負向影響的第一階段。20個省份位于中等收入區間，包括所有中部省市、大部分西部省份及少數東部省份，該區間內的各地區處于環境規制對清潔技術創新作用由負向轉為正向的過渡階段，但實際作用方向并不明確。然而，位于東部地區的七個省份，收入率先達到次高收入和高收入水平階段，進入環境規制對清潔技術創新正向影響階段，處于環境規制的技術創新效應的遞增階段。顯然，較高經濟發展水平為環境規制提高清潔技術創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、浙江六個經濟發達的東部省份，國有資產比重較低，其他大部分中西部地區有著較高的國有資產比重。整體而言，甘肅、貴州、云南、新疆、陜西，這些地區經濟發展落后，同時企業國有資產比重又相對較高，環境規制強度的增加將會阻礙清潔技術創新。同時，值得注意的是，有15個省市位于經濟發展的第二階段和所有制結構兩個門檻值中間，該區間內無論是經濟發展水平還是所有制結構特征，都引致環境規制對清潔技術創新的作用方向由負向轉為正向，但正向影響均不顯著，這些地區中環境規制對清潔技術創新的作用方向不確定。這些結果表明，不同地區應該實施不同強度的環境規制和技術進步政策，實現經濟和環境相容發展。

表4　2011年各省份門檻區間分布狀況

在回歸結果中，資本K和勞動L系數為正且均表現為顯著性，說明研發資金投入和人力資本對于我國清潔技術創新水平具有顯著正向作用。回歸系數估計值代表了K和L的清潔技術產出彈性，比較兩個變量系數可以發現，在清潔技術創新過程中，人力資本比研發資金投入作用更大，他們認為研發資本存量對總體技術創新正向促進作用的顯著性并不穩定，而研發人員一直表現出顯著的正向影響，這說明技術創新并非是簡單的一般商品生產，更需要具有創造力的生產要素。但同時應該注意到，兩個變量的影響程度都依賴于門檻變量，模型1和模型2中K和L回歸系數大小不同，在經濟發展作為門檻變量的回歸中，研發資本投入的影響系數值0.886小于所有制結構門檻回歸系數0.998，而人力資本邊際影響系數則是前者大于后者。

考慮到變量間的相互作用，為檢驗結果的穩健性，本文進一步按照某一變量門檻值作為分組指標進行第二輪門檻回歸。上述門檻回歸結果表明，當經濟發展水平低于37459元時，環境規制強度的增加無法有效激勵清潔技術創新，而當經濟發展水平高于37459元時，環境規制對清潔技術創新具有邊際遞增地正向推動作用。因此，以37459元作為分組標準，同時依據我國不同地區經濟正處于不同增長階段的現實，按2011年各地區人均實際GDP將30個省市分為低收入和高收入兩種類型，分別對兩組進行第二輪門檻回歸，表5顯示在控制經濟發展水平條件下，所有制結構對環境規制清潔技術創新作用發揮的門檻效應，進而估計出一個門檻值條件下的回歸結果（見表6）。

由表5可知，低收入組所有制結構（OS）第二輪檢驗結果無法拒絕不存在門檻效應的原假設，而高收入組檢驗結果拒絕了不存在門檻效應的原假設，但無法拒絕只存在一個門檻值的原假設，即高收入組中所有制結構（OS）對環境規制的清潔技術創新效應存在單重門檻效應。表明所有制結構的門檻效應主要體現在高收入地區。計算得到OS門檻值為0.598，與第一輪門檻回歸中OS的第二個門檻值（0.589）大小接近。并且表6中回歸結果顯示，當工業企業資產中國有工業資產所占比重低于59.8%時，環境規制對清潔技術創新作用方向雖呈現為正，但仍未通過統計檢驗，當國有資產比重超過58.9%時，環境規制對清潔技術的創新具有顯著負向作用，與本研究之前的檢驗結論保持一致，分組檢驗并沒有改變所有制結構對環境規制清潔技術創新效應發揮的作用效果。同時，資本K和勞動L對清潔技術創新的作用大小與作用方向也與第一輪回歸結果基本一致，說明回歸結果是穩健的。

四、結語

本文構建環境規制與清潔技術創新的門檻回歸模型，利用我國2003-2011年30個省市的面板數據，考察環境規制與清潔技術創新關系的背后成因，深入挖掘環境規制非線性效應的決定因素。結果顯示：（1）環境規制對清潔技術創新的作用存在非線性雙重門檻效應，經濟發展階段和所有制結構是環境規制發揮作用的前提也是改變環境規制作用效果的關鍵因素，即經濟發展水平越高，越有利于環境規制對清潔技術創新正向作用的發揮，而國有企業比重越大，越不利于環境規制提升清潔技術研發。（2）經濟發展水平和所有制結構對環境規制

表5　不同經濟發展水平下所有制結構門檻效應檢驗

表6　門檻參數估計與檢驗結果

效果作用關鍵且表現出門檻性。一方面，經濟發展水平出現三重門檻效應，當人均實際GDP位于14125元的低門檻以下時，環境規制強度增加抑制清潔技術創新；當人均實際GDP超過37459元時，環境規制的清潔技術創新效應由負向轉正向，門檻值越高則環境規制正向作用越顯著，暗示一個國家或地區環境規制效果受制于其經濟發展水平。另一方面，所有制結構對環境規制的清潔技術創新效應，具有雙重門檻的非線性特征，但兩個門檻值并沒有改變環境規制的作用方向，在所有制結構約束下，高強度環境規制將阻礙清潔技術創新，但不同區間的作用效果差異明顯，對于經濟發展水平較高的地區，所有制結構對環境規制清潔技術創新效應的門檻效果更顯著。（3）R&D支出和人力資本作用正向且顯著，但人力資本的技術創新產出貢獻更大，雖然二者的作用效果受制于門檻變量，但在不同門檻變量的回歸中，R&D研發支出和人力資本投入對清潔技術創新的產出彈性有明顯差異。

上述研究表明，不同經濟發展階段地區應實施不同的環境規制強度。一方面，經濟欠發達的中西部地區，不應實施與東部發達地區相當的環境規制強度，也就是發達地區適宜性的環境規制強度應高于經濟落后地區，對于經濟發展水平較高的地區而言，適當地增加環境規制強度可以引導企業清潔技術研發，通過創新補償效應實現經濟增長和環境保護相容發展。或者，對于落后地區，盲目實行嚴厲的環境規制可能帶來過高的附加成本，不僅無法引致企業進行清潔技術創新，甚至引發經濟衰退；另一方面，落后地區所有制結構主要表現出國有主導型特征，而國有及國有控股企業清潔技術創新動力不足，技術創新動力弱于非國有企業，使國有經濟成份比重大的地區環境規制易對清潔技術創新起抑制作用。所有制結構差異引發環境規制效果的不同，表明環境規制的清潔技術創新效應的發揮需要重視市場化和經濟體制的影響，除應在國有企業內部建立健全有效的激勵和競爭機制外，尤其需要重視國有和非國有企業制度層面的市場公平競爭，使企業存在清潔技術創新的激勵。從長期來看，環境治理必須依靠清潔技術，這就使我們應該關注R&D支出和人力資本這類技術創新的內在動力，尤其是在重視研發投資的同時，注重培養創新人才并引導研發人員轉向清潔技術創新領域。

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