環境規制對工業技術創新的影響

摘 要： 在行業異質性的視角下，運用面板門檻模型對我國2009～2015年工業分行業面板數據進行回歸分析，以探究不同環境規制強度對工業技術創新的影響?；貧w結果表明，（1）環境規制與工業技術創新之間先呈折線后呈“U”型關系，當環境規制跨越“U”型曲線拐點時，它對技術創新有激勵作用，“波特假說”成立；（2）清潔型和污染型兩類行業中“U”型曲線拐點處的環境規制強度存在較大差異，前者比后者更早跨越“拐點”；（3）若按照門檻值將清潔型和污染型兩類行業進行分組，前者多位于高規制組，而后者多位于低、中規制組。

中圖分類號： F124.3

文獻標志碼： A文章編號： 1009-4474（2018）01-0115-08

關鍵詞： 環境規制；技術創新；行業異質性；工業可持續發展；資源環境約束；技術進步；環境保護

自改革開放以來，我國經濟取得快速發展，但依靠工業擴張的傳統經濟增長方式所帶來的資源環境約束卻日益趨緊。目前，加強環境規制、提高工業發展質量是支持工業可持續發展的關鍵，而工業高質量發展又依托于技術創新。由于各行業資源稟賦、環境條件、創新活動不同，行業異質性問題突出，這決定了在不同類型行業中環境規制對技術創新的影響存在差異性。因此，如何在不同行業背景下實施合理環境規制政策的同時加強工業技術創新是政府及工業企業所面臨的現實問題?；诖?，本文從行業異質性的角度出發，在Griliches-Jaffe提出的知識生產函數的基礎上，運用面板門檻模型探討環境規制對于技術創新的影響，以期獲得針對性的結論，為實現工業發展和環境保護的“雙贏”目標提供一定參考。

一、相關文獻回顧

學術界對環境規制與技術創新之間的關系已作了一定研究。20世紀90年代初期，Micheal Porter提出著名的“波特假說”，認為盡管環境規制會導致治污成本增加，但合理的環境規制在一定程度上會倒逼企業開展技術創新活動，從而產生創新補償效應，在彌補環境成本、降低環境污染的同時，提高了企業績效，繼而提高企業競爭力〔1〕。對于“波特假說”的成立與否，國外學者對此已有大量研究，并持有不同意見。部分學者的研究支持“波特假說”，如Lan-jouw，Mody，Murty和Kumar，他們認為環境規制會激勵企業技術創新〔2～3〕。另一些學者的結論則不支持“波特假說”，如Jaffe，Palmer，Cesaroni和Arduini，他們認為環境規制同技術創新之間不存在顯著相關性〔4～5〕。

國內學者對環境規制的研究起步較晚，但普遍認為環境規制同技術創新之間的關系依賴于一定的前提。有些學者從地域差異的角度展開研究，如王國印等的研究結果表明，在經濟較發達的東部地區“波特假說”成立，經濟較落后的中部地區不支持“波特假說”，并且環境規制對技術創新有負面影響〔6〕；沈能等的研究結果與王國印等的結果一致，并且在此結論的基礎上說明了兩者之間的非線性關系，存在顯著的門檻效應〔7〕。有些學者從時期差異的角度展開研究，趙紅等的研究成果表明環境規制對滯后3期的技術創新有顯著的促進作用，即中長期滿足“波特假說”〔8〕；李陽等應用面板協整檢驗和誤差修正模型，其研究結果表明環境規制對技術創新存在長期促進效應，其結果同趙紅等一致，但同時存在行業異質性〔9〕；蔣伏心等采用兩步GMM法發現環境規制同技術創新之間呈動態“U”型關系，在長期情況下也符合“波特假說”〔10〕。另外一些學者從行業異質性的角度展開研究，如王鋒正等的研究結果表明環境規制對RD效率的影響主要源于對污染密集型行業的規制〔11〕；然而任勝鋼等的研究結果則不相同，他們的結果表明，環境規制對中、輕度污染行業的技術創新有顯著作用，然而對重度污染行業的影響并不顯著〔12〕。

從以上文獻梳理結果來看，目前研究表明環境規制與于技術創新之間存在非線性關系，并且存在地域差異性、時期差異性和行業差異性。學者們在地域差異性、時期差異性上的研究結果基本一致，而在行業差異性上存在不同的看法。本文在行業異質性視角下，將工業行業分類為清潔型行業和污染型行業，基于Griliches-Jaffe提出的知識生產函數，采用面板門檻模型研究不同類型行業間環境規制對技術創新的不同影響。

二、研究設計

（一）行業分類

考慮到2012年前后工業行業分類和命名存在差異，本文根據2011年中國工業行業統計口徑，選取2009～2015年41個工業行業中34個行業的面板數據。其中，由于“B11開采輔助活動”“B12其他采礦業”“C41其他制造業”“C42廢棄資源綜合利用業”“C43金屬制品、機械和設備修理業”“D46水的生產和供應業”數據缺失過多，“C40儀器儀表制造業”2010年后行業分類發生變化，故從樣本中移除。為保持統計口徑一致，將橡膠制品業和塑料制品業整合為橡膠和塑料制品業；將汽車制造業和鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業整合為交通運輸設備制造業。

各工業行業分類采用李玲等的方法計算各行業污染物排放強度，并按照污染物排放強度將行業分為清潔型行業和污染型行業〔13〕。具體步驟如下所示：

（1）計算各行業單位收入污染物排放量：

（3）將上述各污染物標準化值進行等權加和平均，計算廢水、廢氣、固體廢物的平均得分：

（4）將平均得分匯總，得到各行業污染物排放強度γ。

根據上述方法，使用2010～2016年《中國統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》的相關數據，對各制造業污染物排放強度進行測算，并按照γ值將各工業行業分為清潔型行業和污染型行業。若γ≤0.0828，行業為清潔型行業，若γ>0.0828則該行業為污染型行業（具體分類如表1所示）。

根據2010～2016年《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》整理。

（二）模型設計

Griliches提出Jaffe改進的知識生產函數被廣泛應用于技術創新與其影響因素的研究中。在Jaffe的知識生產體系中，知識生產是一種多投入的知識產出的過程，其關鍵是知識創新〔14〕。借鑒常規C-D生產函數，得出知識生產函數如下所示：

因問題探討需要，本文基于前人的研究，在知識生產函數中加入環境規制變量（ER）以及控制變量企業規模（size），改進后的函數兩邊取對數得：

根據前文分析，環境規制與技術創新呈非線性分布，可能存在門檻效應。此處采用Hansen創建的面板門檻模型進行分析〔15〕。其基本形式為：

（三）變量界定

1.被解釋變量

技術創新（cre）。一個行業的技術創新能力主要體現在其所發表的專利數量上，考慮不同年份政府政策、授權標準的差異性，許多受政策或社會環境等影響未被授權的專利也會被利用在企業的生產經營活動中，故本文選用“專利申請數”來衡量一個行業的技術創新能力。

2.解釋變量

環境規制（ER）。當前國內外學者主要通過以下五種指標對環境規制強度進行衡量：一是根據污染物排放量進行衡量，如張中元和趙國慶等使用工業廢水排放達標率和二氧化硫去除率來衡量環境規制強度〔16〕；二是根據污染物處理費用進行衡量，如張成等使用工業污染總投資與主營業務成本、工業增加值的比值作為環境規制強度的衡量指標〔17〕；三是采用GDP/Energy指標進行衡量，如Sonia Benkheder使用 GDP/Energy （國民生產總值/能源消耗量）衡量環境規制，他認為該指標能夠很好地衡量政府環境規制的真實效果〔18〕；四是采用綜合指數方法構建的指標體系進行衡量，如傅京燕和李麗莎將廢水、廢氣、廢渣數據進行線性標準化處理，再分別賦予其權重測量環境規制強度〔19〕；五是通過計算單位污染物治理投入進行衡量，如王勇等基于單位污染物所需治理投入的思想，構建了新的指標對環境規制進行衡量〔20〕。

上述前兩種指標均存在單一化缺點，第三種指標不適用于分行業研究，由于2011年后《中國環境統計年鑒》已不再對分行業“工業廢水排放達標量”“SO2排放達標量”進行統計，導致數據缺失，因而也不采用第四種方法。考慮到數據的可得性、完整性，本文借鑒第五種方法對環境規制強度進行測量，其計算公式如下：

3.控制變量

技術創新投入。創新投入主要包括研發過程中的資金投入（K）以及人力投入（L），資金投入是研發過程的基礎，人力投入是研發過程的關鍵。本文選取“RD內部經費投入”、“RD人員全時當量”分別來衡量資金投入以及人力投入。

企業規模（size）。企業規模是衡量技術創新能力的重要指標之一，Schumpeter提出的“熊彼特假說”表明隨著企業規模的擴大，其創新能力也隨之增強〔21〕。本文選取規模以上工業企業資產總計與工業企業單位總數的比值衡量企業規模。

所用數據均來自2010～2016年《中國環境統計年鑒》《工業企業科技活動統計年鑒》《中國統計年鑒》。為了消除價格因素對計量結果的影響，本文借鑒朱平芳等構造的RD價格指數，對“RD經費內部支出”進行平減，其公式如下：RD價格指數=0.55×消費價格指數+0.45×固定資產投資價格指數〔22〕。式中使用“固定資產投資價格指數”對工業企業資產總計進行平減。

三、實證分析

本文運用stata 13.0對模型進行估計。在對門檻模型進行回歸分析前，首先確定了門檻個數，進而確定具體的模型形式。本文分別從單一門檻、雙重門檻和三重門檻的假設條件出發，以環境規制（ER）為門檻變量和解釋變量，技術創新（cre）為被解釋變量，分別對清潔型行業和污染型行業進行門檻檢驗。檢驗結果如表2所示。

從表2可以看出，清潔型行業分別在1%、5%和10%的顯著性水平下通過了單一門檻、雙重門檻和三重門檻的檢驗；污染型行業分別在5%、1%和10%的顯著水平下通過了單一門檻、雙重門檻和三重門檻的檢驗。綜合考慮各方面因素，本文運用雙重門檻模型進行回歸分析。兩個門檻值γ1和γ2的估計結果如表3所示。

為了得到更加精確、客觀的回歸結果，本文采用考慮了異方差的穩健標準方法對雙重門檻模型進行回歸，得到的回歸結果如表4所示。

從表3和表4可以得出如下幾個結論：

（1）在清潔型行業和污染型行業中，隨著環境規制強度的不斷提高，其對技術創新的影響系數呈相同的變化趨勢。對清潔型行業而言，當環境規制強度小于第一個門檻值0.223時，影響系數顯著為負數（-1.115）；當環境規制強度跨越第一個門檻值0.223但小于第二個門檻值0.257時，影響系數變大但仍為負數（-0.769）；當環境規制強度跨越第二個門檻值0.257時，影響系數繼續變大并由負數轉變為正數（0.778）。對污染型行業而言，當環境規制強度小于第一個門檻值0.326時，影響系數顯著為負數（-0.857）；當環境規制強度跨越第一個門檻值0.326但小于第二個門檻值0.828時，影響系數變大但仍為負數（-0.553）；當環境規制強度跨越第二個門檻值0.828時，影響系數繼續變大并由負數轉變為正數（0.808）。由此可以看出，在兩類企業中，環境規制與技術創新之間均先呈折線，后呈“U”型關系，當環境規制達到一定強度時，它對技術創新有激勵作用，此時“波特假說”成立。

環境規制與技術創新之所以呈這種關系，筆者認為可能是以下原因：企業在政府環境規制政策的壓力下，首先會從環境污染的末端出發，增加用于污染治理的資金以滿足政府對污染物排放的要求，這一行為對用于技術創新的資金產生擠出作用。隨著資金投入的減少，企業的技術創新受到抑制。從回歸結果上看，在清潔型行業和污染型行業中，資金投入對技術創新的影響均顯著為正的，并且系數都較大，即研發資金投入顯著促進企業技術創新。隨著環境規制強度的不斷加大，企業的總成本不斷增加，以營利為目的的企業會嘗試從污染治理的技術出發，通過治污技術的創新來降低污染治理成本，從而降低總成本。此時，該行為對用于技術創新的資金的擠出作用將會減小，但對技術創新仍有抑制作用。隨著環境規制強度的繼續提高，當其超過“U”型曲線“拐點”時，無法接受過高環境規制的小規模企業會逐漸退出市場，留下創新能力較強的大中型企業，行業整體規模擴大，市場集中度提高，企業創新能力加強?；貧w結果顯示，在清潔型行業中行業規模對技術創新的影響顯著為正數，在污染型行業中行業規模對技術創新的影響雖不顯著，但系數仍為正數，說明行業規模的擴大，整體上會促進技術創新。不僅如此，隨著環境規制強度的不斷提高，治污技術創新的邊際效用不斷下降，這將會對企業技術創新形成“倒逼機制”，使得企業將目光轉向通過生產技術的創新來降低污染整體排放、提高生產效率，從而在增加收入的同時降低污染治理成本，獲取更多利潤。

（2）在清潔型行業與污染型行業中，環境規制與技術創新的第二個門檻值存在明顯差異，即其“U”型曲線拐點存在較大差異。清潔型行業中“U”型曲線拐點處的環境規制強度為0.257，而污染型行業為0.828。這說明了清潔型行業較污染型行業更早跨越“拐點”，即清潔型行業的技術創新能力對環境規制提高的反應速度比污染型行業快。

筆者認為造成這一現象的原因可能有以下兩個：（1）在一個行業中，固定資產投入的比例大小一定程度上決定了其技術調節成本的大小。當環境規制強度增加時，固定資產比（固定資產總額/資產總額）越大，通過生產技術調節來降低污染的成本越高，對環境規制容忍度就越高，資源配置的扭曲程度越強〔23〕。根據國家統計局網站的數據，2015年各清潔型行業的平均固定資產總額約為6465億元，各污染型行業的平均固定資產總額約為13931億元，污染型行業的固定資產總額約為清潔型行業固定資產總額的2倍多。圖1為兩類行業的固定資產比，結果顯示除個別行業外，污染型行業的固定資產比明顯高于清潔型行業。在清潔型行業中，固定資產投資占比較小，技術調節成本較小、設備更新相對較易，因此當面圖1 清潔型行業與污染型行業固定資產比對不斷提高的環境規制時，企業能夠較快地進行技術創新；在污染型行業中，固定資產投資占比較大，技術調節成本也較大，企業面對不斷提高的環境規制要求時會優先從治污投資出發增加治污成本，從而擠占創新投入，因此污染型行業的技術創新對環境規制的反應較慢。（2）從各行業特性出發，以生產資料制造業、設備制造業和高技術產業等技術密集型行業組成的清潔型行業技術創新能力較強，以石油、金屬、化工等重工業組成的污染型行業污染排放量大但治污能力強。因此當面臨環境規制加強時，污染型行業能承受的強度較大并傾向于治污技術的創新，而清潔型行業則傾向于通過生產技術的創新來減少污染排放。

（3）根據門檻檢驗結果，本文以2015年各行業的環境規制強度為判斷標準，將研究的34個行業按照環境規制強度進行分組（見表5）。在低、中規制組中，環境規制與技術創新之間呈負相關；高規制組中，環境規制和技術創新之間呈正相關。由表5可看出，按照環境規制強度分組，清潔型行業與污染型行業的分布存在明顯的行業異質性。截至2015年，清潔型行業集中分布在高規制組，而污染型行業集中分布在低規制和中規制組。

四、結論與啟示

本文運用面板門檻模型，采用2009～2015年工業分行業面板數據進行實證研究，得出以下結論和啟示：

（1）環境規制與技術創新呈“U”型關系，政府應適度加強環境規制強度使其盡早跨越拐點，在控制環境污染的同時激勵企業技術創新，進而提高生產效率，實現工業高質量發展與綠色發展的“雙贏”。

（2）由于環境規制對各工業行業技術創新的影響存在明顯的行業異質性，政府應盡量避免對全體工業行業使用統一的規制政策。政府應根據各行業的特征制定針對性的環境規制政策以激勵其技術創新。對于清潔型行業，由于其本身的污染排放量較小且技術創新對環境規制的反應較為靈敏，可傾向于采用如環境補貼、可交易的排污許可證等“激勵型”環境規制政策；對于污染型行業，由于其本身污染排放量大且對環境規制反應較為遲緩，因此要從污染的源頭開始治理，傾向于使用如環境準入、環保標準規制等“命令控制型”環境規制政策。合理的環境規制政策可以與創新激勵政策同時實施，共同激勵企業技術創新。

（3）當前我國清潔型和污染型行業中各行業在規制強度分組上存在明顯的差異，因此政府應根據實際情況對清潔型和污染型行業實行不同強度的環境規制政策。根據沈能等的研究，過高的環境規制雖然可以激勵企業技術創新，但與環境效率呈負相關，對整體行業的發展有一定的限制作用〔24〕，因此在提高環境規制強度時應把握一個“度”。在清潔型行業中，由于其環境規制的第一個門檻與第二個門檻值距離較小，因此對服飾、木材加工、制鞋等低、中規制的行業實行適度加強的環境規制政策；在污染型行業中，由于其環境規制的第一個門檻值與第二個門檻值之間的差距較大，因此對各類采選業、食品制造業等低規制行業，政府應采取穩步加強的環境規制政策，而對石油加工、金屬冶煉、化學原料制造等中規制行業，政府應采取適度加強的環境規制政策；清潔型行業中的各類高技術行業、設備制造業和污染行業中的石油開采、電力供應行業，政府應采取相對穩定的環境規制政策。

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（責任編輯：葉光雄）