不同類型環境規制對中國建筑業綠色技術創新效率的影響

張靜曉 蒲 思 李 慧 彭夏清

一、引言

生態環境問題是阻礙全球經濟進一步發展的主要障礙。為了解決這一障礙，各國政府把工作重點放在實現產業綠色轉型升級[1]。而環境規制（ER）和綠色技術創新效率（GTIE）是促使產業由粗放式發展向集約化發展轉變的重要著力點[2][3]。環境規制主要通過對建筑業施加環境約束，為建筑業調整生產方式、提高其綠色技術創新效率提供內在激勵[4]。

綠色技術創新能以最小的成本和最少的污染獲得最大的經濟和生態效益，建筑業進行創新活動時要注重綠色技術創新效率問題[5]。但目前已有研究只涉及初始投入和最終產出的單階段過程測算綠色技術創新效率，或是進行建筑業技術創新能力評價[6][7]，而沒有考慮建筑業創新活動過程，無法揭示創新活動的內在運行機制。另外，當前研究普遍探討某一種環境規制工具對建筑業經濟和效率的影響[8][9]，忽略了環境規制工具的多樣性，沒有考慮不同類型環境規制工具對綠色技術創新效率產生的不同影響，最終導致產業政策在指導實踐中產生偏差。

為了分析不同類型環境規制對建筑業綠色技術創新效率的影響，選取中國2000—2017年建筑業相關數據，運用考慮能源消耗和非期望產出的網絡EBM模型測算建筑業綠色技術創新效率，再通過Tobit回歸分析不同類型環境規制工具對建筑業綠色技術創新效率的影響，為環境規制工具與技術創新協同驅動建筑業綠色發展提供政策依據。

二、文獻分析

在資源和環境的雙重約束下，提高行業綠色技術創新效率成為當前研究的關注點。以往分析綠色技術創新效率的研究主要基于單階段投入產出視角測算綠色技術創新效率，并沒有考慮到創新的多階段特征以及行業內部運作的低效率，無法反映行業綠色技術創新活動的內在運行機制[10]。為了解決這一問題，Roberts[11]基于價值鏈理論，認為創新是一個將知識和想法轉化為利益價值的過程，需要將創新過程劃分為技術研發和成果轉化兩個階段。技術研發階段主要是建筑業內部研發以及獲取外部知識的過程，成果轉化階段則是將上一階段的研發成果轉化為利益的過程[12]。

綠色技術創新效率的提高意味著資源的充分利用，以及污染物排放量的降低[13]。對于高能耗、高污染的建筑業而言，提高產業的綠色技術創新效率是提升其核心競爭力的關鍵，也是實現建筑業可持續發展的必由之路[14]。而環境規制工具是影響行業綠色技術創新效率的主要因素。近年來，環境規制工具與綠色技術創新效率的關系受到廣泛關注。關于環境規制工具的類型，最常見的分類方式是將環境規制工具分為命令控制型、市場激勵型和自愿參與型[15]。環境規制工具與綠色技術創新效率的關系目前尚未有一致的結論。由于環境規制工具具有多樣性，不同類型環境規制工具對綠色技術創新效率產生的影響存在差異。而Lraldo等[16]指出，環境規制工具的關鍵不是哪種規制工具最好，而是哪種環境規制工具的組合最能發揮作用。

當前研究尚未涉及不同類型環境規制工具對建筑業綠色技術創新效率的影響。一方面，已有研究沒有考慮建筑業創新活動過程，用只涉及初始投入和最終產出的單階段過程測算綠色技術創新效率，而沒有意識到建筑業創新活動包括研發和轉化兩個不同階段，無法揭示創新活動的內在運行機制。另一方面，已有研究僅選取某一種環境規制工具作為環境規制指標來分析其對綠色技術創新效率的影響。環境規制工具有不同類型，每種規制工具所產生的影響各不相同，環境規制工具的效果是所有工具共同作用的結果，單一的環境規制工具不能全面反映環境規制工具對綠色技術創新效率的影響。

三、數據和變量描述

（一）數據來源

本文使用的數據主要來源于《中國統計年鑒》（2001—2018）[17]《中國建筑業統計年鑒》（2001—2018）[18]《中國能源統計年鑒》（2001—2018）[19]《中國環境年鑒》（2001—2018）[20]《中國環境統計年鑒》（2001—2018）[21]，以及通過網址（http://data.stats.gov.cn/）獲取的相關年份數據。

（二）綠色技術創新效率指標選取

根據價值鏈理論進一步揭示建筑業綠色技術創新活動的具體過程，細化建筑業綠色技術創新各階段和整體效率[22]。Roberts基于價值鏈理論，認為創新是一個將知識和想法轉化為利益價值的過程，需要將創新過程劃分為兩階段，技術研發階段主要是建筑業內部研發以及獲取外部知識的過程，成果轉化階段則是將上一階段的研發成果轉化為利益的過程。因此，為了更清晰地分析創新過程，更具體地測算建筑業綠色技術創新效率，本研究基于價值鏈理論，將建筑業綠色技術創新過程細化為技術研發階段和成果轉化階段（圖1）。第一階段為建筑業技術研發階段，主要指建筑業科學技術的研究和發展，投入人力、財力和機械設備，通過研究、開發及測試，獲得包括專利及科技成果等中間產出。第二階段為建筑業成果轉化階段，主要指建筑業的生產和經營，投入上階段所獲得的中間產出，并基于綠色發展理念增加能源消耗作為該階段投入，最終獲得包括建筑業增加值和利潤的期望產出，以及對環境造成影響的非期望產出。本研究所選取的指標如表1所示。

圖1 建筑業綠色技術創新兩階段生產過程

表1 綠色技術創新效率指標選取

1.技術研發階段投入指標。①研發人員。通常使用R&D人員來衡量某一產業的技術人員投入[23]，但由于分行業R&D人員數據僅在2009年全國第二次資源清查時統計過，缺乏其他年份相關統計數據，因此本文選用公有經濟企事業單位建筑業專業技術人員作為研發人員投入指標。②研發資本。通常采用永續盤存法計算R&D資本存量來表示研發資本投入，或是用R&D經費支出來表示[24]。但由于分行業R&D經費數據也僅在2009年全國第二次資源清查時統計過，缺乏其他年份相關統計數據，而2009年建筑業R&D經費支出占全國R&D經費內部支出的2.33%，故本文采用該比例與全國各年份R&D經費內部支出之積來計算各年份建筑業R&D經費支出，以此衡量建筑業創新過程中的研發資本投入。③機械設備。結合建筑業的實際情況，本文選用各年份建筑業技術裝備率作為機械設備投入指標[25]。

2.中間產出指標。以前的研究將新產品銷售收入、專利申請數、重大科技成果數等創新活動產出作為中間產出指標[26]。鑒于建筑業產品的特殊性，本文選用按國際專利標準分類的固定建筑物專利授權數，以及建筑業重大科技成果作為中間產出指標[27]。將專利作為中間產出指標時選用授權量而非專利申請量，是由于專利申請并不一定都能獲得授權，專利申請量會夸大創新產出。

3.成果轉化階段投入指標。①中間產出投入。作為中間產出指標的固定建筑物專利授權數和建筑業重大科技成果繼續作為成果轉化階段的研發投入。②能源投入。在資源有限性的約束下，當前研究通常采用能源消費總量衡量能源投入[28]。本文選用建筑業終端能源消費量作為能源投入指標。

4.最終產出指標。①期望產出。建筑業常用的表示期望產出的指標有建筑業總產值、建筑業增加值、建筑業利潤總額、竣工面積等[29]。本文從增加值能力和利潤創造能力兩個角度，選用建筑業增加值和建筑業利潤總額作為期望產出指標。②非期望產出。本文從環境污染的角度選用建筑業二氧化碳排放量作為非期望產出指標，但由于二氧化碳排放量數據的不可獲得性，采用聯合國政府間氣候變化委員會（IPCC）提供的二氧化碳排放量核算方法，根據建筑業的各種能源消費量，以及它們各自的碳排放系數、碳氧化因子和熱值進行估算。

（三）Tobit回歸變量選取

為了比較三種類型的環境規制工具共同作用時對建筑業綠色技術創新效率造成的不同結果，選取命令控制型（CER）、市場激勵型（MER）和自愿參與型（VER）三種環境規制變量進行考察。

目前對命令控制型的衡量主要采用環境行政處罰案件數、建設項目“三同時”項目環保投資額[30]等。選用環境行政處罰案件數作為衡量命令控制型的指標，更能反映環境規制工具的強制性。

中國常見的市場激勵型手段主要包括排污費、環保稅以及可交易的排污許可證等[31]。我國排污收費制度自2003年起就在全國范圍內普遍執行，而環保稅、可交易的排污許可證等制度的執行從時間和范圍來看還不夠成熟，因此，選用各地區排污費作為衡量市場激勵型的指標。

自愿參與型以公眾的環保意識為主要表現形式，通常采用環境信訪次數[32]、環保系統實有人數等來衡量。綜合考慮數據的準確性和可獲得性，選用環境保護部信訪辦書面來信數量作為衡量自愿參與型的指標。

同時，選取如下控制變量來確保回歸結果的正確性：①經濟發展水平（GDP）用地區生產總值來表示；②產業發達程度（IDP）用建筑業總產值占GDP比例表示；③科技創新水平（STI）用技術市場成交額表示。

四、研究方法

（一）網絡EBM模型

數據包絡分析模型是用于衡量決策單元相對效率的非參數技術效率分析方法。Tone和Tsutsui[33]提出的EBM模型結合了徑向模型和非徑向模型的優點，但忽視了生產系統內部的構造及其內在真實生產效率。而Tavana等[34]提出的網絡EBM模型放寬了要素同比例增加或減少的假設，且盡可能地保留了前沿投影值的原始比例信息，使得最終的測算結果更接近真實值。因此，采用網絡EBM模型進行建筑業綠色技術創新效率測算。

根據Tavana等提出的網絡EBM模型，假設有n個待評價決策單元，每個決策單元DMUj（j=1，…，n）包含K個節點。和分別代表DMUj第h個節點的第i個投入（i=1，…，mh）和第r個產出（r=1，…，sh），mh和sh分別代表第h個節點的投入、產出。將第k到第h個節點的鏈接定義為（k，h），所有鏈接構成集合L，［j=1，…，n；（h，h'）∈L］代表第h到第h'個節點的中間產出，其綜合效率可以由公式(1)求得。

模型中γ*代表最優效率值，滿足條件0≤γ*≤1；Wh代表第h個節點的重要性；θh和為徑向部分的規劃參數；代表第h個節點第i個投入的權重，且滿足代表第h個節點第i個投入的松弛量；λ代表參考決策單元的相對重要程度。根據Tavana等的研究，各階段效率可以通過公式(2)求得。

（二）Tobit模型

為了分析在不同類型環境規制工具組合共同作用下，三種類型環境規制工具對建筑業綠色技術創新效率造成的不同影響，使用Tobit回歸模型驗證二者之間的關系。由于本研究在第一階段通過網絡EBM模型測算的建筑業綠色技術創新效率值大于0，用普通最小二乘法會由于忽略非線性項而忽略隨機誤差項的異方差性，從而導致不一致估計[35]，因此，采用由Tobin[36]提出的適用于受限變量估計的Tobit回歸模型。

使用2000—2017年的全國數據進行實證分析，利用Tobit回歸建立四種模型，驗證不同類型環境規制組合共同發揮作用時與建筑業綠色技術創新效率之間的關系。同時，對模型中除了產業發達程度以外的其他變量取對數以減弱數據的異方差性。首先建立模型1來研究三種類型環境規制與建筑業綠色技術創新效率之間的線性關系。

其中，α0為常數項；GTIET表示綠色技術創新效率，t代表年份，其具體數值已通過網絡EBM模型計算得到；ERi表示不同類型環境規制工具，當i=1,2,3時分別表示命令控制型（CER）、市場激勵型（MER）和自愿參與型（VER）環境規制工具；GDP、IDP和STI分別表示經濟發展水平、所有權結構、產業發達程度和科技創新水平；εt為擾動項。

與此同時，在模型(1)的基礎上增加環境規制變量的二次項，建立模型(2)，以研究三種類型環境規制與建筑業綠色技術創新效率的非線性關系。以上兩個模型都是研究當期環境規制工具對建筑業綠色技術創新效率的影響。然而考慮到環境規制工具對建筑業綠色技術創新效率的影響可能需要一段時間才能有效，會有一定的滯后性，因此，同時建立自變量滯后一期的線性和非線性模型見模型(3)、模型(4)，并且將控制變量也滯后一年，以避免與生產率的雙向因果關系[37]。

五、結果和討論

（一）建筑業綠色技術創新效率測算

根據網絡EBM模型，運用MaxDEA7.0軟件測算得到建筑業綠色技術創新效率分階段及整體效率，測算結果如表2所示，各年份建筑業綠色技術創新效率變化情況如圖2所示。

表2 2000—2017年建筑業綠色技術創新效率

圖2 2000—2017年建筑業綠色技術創新效率變化

從整體上看，2000—2017年建筑業GTIE的均值為0.863，表明建筑業的綠色技術創新效率整體處于中高水準，資源利用效率較高。整體效率在2002年下跌為0.674，技術研發效率與成果轉化效率均下降。2003年起，整體效率呈現上升趨勢，2005年達到0.869。2006年開始下降，并在2007年出現拐點，呈M型變化。在后十年的發展中，整體效率緩慢回升，并從2015年開始達到1。

技術研發階段效率均值為0.813，低于整體效率和成果轉化階段效率，經歷了從高到低再從低到高的過程，表明期間建筑業技術研發投入的資源利用率較低，造成投入資源的浪費。反映出綠色技術創新效率的增長主要受限于技術研發階段，大量的科研投入沒有帶來相應的回報，存在著資源投入過度冗余的現象。

成果轉化階段效率均值為0.939，高于整體效率和技術研發階段效率，表明建筑業成果轉化階段資源利用率較高，考慮了能源消耗和環境影響的成果轉化取得了良好的效果。整體效率變化趨勢趨同于成果轉化階段效率，證明技術創新成果對建筑業經濟效益產出有重大作用，技術創新的確是促進建筑業綠色發展的良性發展路徑。

建筑業綠色技術創新效率兩階段和整體效率測算結果表明，2000—2017年建筑業綠色技術創新效率整體效率較高，技術研發階段效率有很大的進步空間，成果轉化階段效率良好。綠色技術創新效率的波動證明建筑業產業結構在不斷調整優化。自2005年起，中國的經濟發展模式逐漸轉向以保護環境為主的可持續發展，原本能源利用率低下的建筑業開始注重綠色技術創新活動。建筑業要提高綠色技術創新效率，首先要提高建筑業技術研發階段效率，控制投入規模，減少資源的冗余，提高產出質量，使技術創新資源向技術效率高的人員、部門及區域聚集[38]。同時要注意繼續提高成果轉化階段效率，在促進科技成果產業化的同時考慮建筑業生產經營對生態和環境的影響，加快建筑業產業結構轉型升級，實現更高的綠色技術創新效率，促進綠色發展。

表3 回歸結果

（二）環境規制對建筑業綠色創新效率的影響

以各年份建筑業綠色技術創新效率作為因變量，以三種不同類型環境規制工具作為自變量，以經濟發展水平、產業發達程度、科技創新水平作為控制變量，運用Tobit模型對2000—2017年三種類型環境規制共同作用時其與建筑業綠色技術創新效率之間的關系進行回歸估計，實證分析其當期和滯后一期的線性及非線性關系。本文所使用的統計分析軟件為Stata15.1，單位根檢驗和協整檢驗結果表明數據具有良好的平穩性，各變量存在顯著的協整關系，回歸結果如表3所示。可以發現，各模型的LRχ2值均在99%的置信度下顯著，表明模型滿足整體顯著性檢驗。

從當期的回歸模型可以看出，當期的MER與建筑業GTIE的線性關系是正向的，且在90%的置信度下顯著，非線性關系一次項系數為負，二次項系數為正，均在95%的置信度下顯著，表明當期的MER與建筑業GTIE存在U型關系；當期的VER與建筑業GTIE的線性關系是負向的，且在95%的置信度下顯著，表明當期的VER與建筑業GTIE存在線性關系。從滯后一期的回歸模型可以看出，滯后一期的CER與建筑業GTIE的非線性關系一次項系數為負，二次項系數為正，且在95%的置信度下顯著，表明滯后一期的CER與建筑業GTIE存在U型關系；滯后一期的MER與建筑業GTIE的非線性關系一次項系數為正，二次項系數均為負，且在99%的置信度下顯著，表明滯后一期的MER與建筑業GTIE存在倒U型關系。

滯后一期的CER與建筑業GTIE呈現顯著的U型關系。CER表現出明顯的滯后性，這是由于政府行政權力的強制實施需要一定的時間才有效果。隨著CER強度的逐步加大，使得建筑業GTIE呈現先下降后上升的趨勢，表明當CER達到一定強度時才能對建筑業GTIE產生促進作用。因此，政府應繼續加大命令控制型環境規制工具的實施，出臺更多有效的地方性環境保護法律法規，加大環境行政處罰力度，促進建筑業綠色技術創新效率的提升。

滯后一期的MER與建筑業GTIE呈現顯著的倒U型關系。由于市場的開放性和動態性，滯后一期的MER比當期更加顯著。可以看出MER是目前主導的環境規制工具手段，對建筑業GTIE產生的影響最為深遠。隨著MER強度的增加，GTIE呈現先增加后減少的趨勢。根據波特假說，合適的MER強度能夠刺激建筑業加大技術研發和成果轉化力度，促使其以更少的污染實現更大的效益，促進建筑業技術創新，產生“創新補償”。而過高的MER強度使得建筑業不得不增加環境污染治理成本和資金投入，這可能擠占建筑業在其他方面的投資而給建筑業的經營帶來負面影響，從而產生“擠出效應”。

當期的VER與建筑業GTIE呈顯著的負向關系。VER通過公民自身的環境意愿監督環境保護政策的實施，突出確保產業綠色發展的非正式壓力。但VER對建筑業GTIE產生了負面影響，這與已有研究結論相反，表明VER對建筑業GTIE產生了“擠出效應”，過高的VER強度阻礙建筑業GTIE的提升。

綜上所述，三種類型環境規制工具組合共同作用，對建筑業綠色技術創新效率產生了不同的影響；其中，影響最為深遠的是市場激勵型環境規制工具。因此要促進建筑業綠色發展，就要進一步健全市場激勵型環境規制，推動排污權交易制度更廣泛地實施，加強運用市場機制解決外部性問題的手段。同時，三種類型環境規制工具組合共同發揮作用才能更好地促進建筑業綠色發展。政府應綜合運用命令控制型和市場激勵型環境規制工具加強建筑業技術創新，同時不能忽視非政府的、非市場的力量，以促進建筑業綠色發展。

六、結論

本文基于網絡EBM模型測算了建筑業綠色技術創新分階段效率及整體效率，并運用Tobit回歸分析了三種不同類型環境規制工具組合共同作用對建筑業綠色技術創新效率的不同影響，為促進建筑業綠色發展提供理論依據。研究結果表明，2000—2017年中國建筑業綠色技術創新整體效率較高，技術研發階段效率有很大的進步空間，成果轉化階段效率良好。建筑業要進一步提高綠色創新效率，首先要提高科研階段的研發效率，減少資源投入冗余的現象。建筑業還要繼續提高成果轉化階段的效率，繼續引進吸收先進技術，加快建筑業產業結構轉型升級。同時，不同類型環境規制工具對建筑業綠色技術創新效率具有不同效果，三種類型環境規制工具組合共同發揮作用才能更好地促進建筑業綠色發展。命令控制型環境規制與建筑業綠色創新效率是U型關系但滯后性明顯，市場激勵型環境規制與建筑業綠色創新效率是倒U型關系且影響最為深遠，自愿參與型環境規制與建筑業綠色技術創新效率是負向線性關系，但僅當期有效。

利用網絡EBM模型分別測算建筑業綠色技術創新的技術研發和成果轉化兩個階段效率值和整體效率值，揭示建筑業創新活動過程的內在運行機制，并考慮三種類型的環境規制工具產生的不同影響，避免了單一指標的片面性，同時考慮了時滯效應，為我國建筑業綠色發展提供參考，具有良好的實際意義。今后的研究將收集更多國家的數據，對比發展中國家與發達國家不同類型環境規制對建筑業綠色技術創新效率的影響。