環境規制對高耗能產業創新績效的影響研究
——基于價值鏈視角的兩階段分析

（北京化工大學經濟管理學院，北京 100029）

1 研究背景

進入21 世紀以來，中國在新一輪快速工業化、重工業化過程的催化下，經濟得以高速發展的同時，能源消耗量快速增長、生態環境逐漸惡劣等問題也日益突出。根據耶魯大學2018 年發布的《環境績效指數報告》的數據排名，中國的環境績效指數在180 個經濟體中排名120 位，在環境健康和生態系統活力兩大領域表現均不夠理想［1］。當前中國為數不少的企業仍未擺脫粗放型的發展模式，而在眾多粗放發展的企業中，工業能源消耗強和污染排放體量大的高耗能產業更是成為了制約中國生態文明建設的主要瓶頸。2016 年中國高耗能產業工業銷售產值占工業整體銷售產值的1/4，而能源消費總量、二氧化硫排放量卻占到工業整體的比例分別為74.34%、32.34%。近年來，中國愈來愈重視環境污染問題，但由于環境污染問題的外部不經濟性，僅依靠市場難以調節，環境規制作為政府為實現環境保護和資源合理利用的手段，已經成為工業企業減少能源消耗和約束污染排放的關鍵機制［2］，也是高耗能產業走出粗放型發展模式、實現自身轉型升級的重要抓手。

與此同時，工業經濟增長與生態環境保護的“雙贏”局面的實現也離不開技術創新的支持［3］，《中國制造2025》中明確指出，要加快企業由要素驅動向創新驅動的轉變，高耗能產業作為資源要素驅動發展的一大巨頭，以技術創新推動高耗能產業高質量發展已經刻不容緩。那么作為平衡經濟增長速度與資源環境承載力的兩大重要工具——環境規制與技術創新，二者之間的關系又是如何？環境規制對工業技術創新會產生怎樣的影響已引起學術界的關注，學者們在此方面做了一定的研究，但得出的結論有所差別，觀點不一。

當前關于環境規制與技術創新的關系主要有以下三種：第一種觀點是傳統的遵循成本說，認為環境規制會給企業帶來額外的生產經營成本，導致企業研發經費支出不足，從而降低企業的創新績效，環境規制最終阻礙了企業的技術創新［4-6］。第二種觀點為創新促進說，認為環境規制對技術創新具有一定的促進作用，技術創新產生的正面影響超過環境規制的負面影響［7］，這種觀點也是著名的“波特假說”，部分學者的研究結論也支持了“波特假說”［8-10］。第三種觀點為不確定說，認為環境規制和技術創新之間是非線性關系，部分學者指出環境規制對技術創新的影響呈“U”型特征［11-13］。以上學者從不同維度研究了環境規制與技術創新的關系，由于研究對象、指標選取和研究方法的不同，導致實證結果并未形成一致的結論。

通過梳理前人的研究，發現以下兩點值得關注的問題：第一，上述文獻研究的對象主要以工業整體和地區為主，有學者對各行業（地區）的污染密集程度進行分類，分析環境規制對不同污染程度的產業（地區）的作用差異［11,14］。與污染密集型產業相比，高耗能產業一樣會對環境產生較大污染，同時也是資源消耗的大戶，是以實現環境保護和資源合理利用為目的的環境規制的主要管制對象，但鮮有學者具體研究環境規制對高耗能產業技術創新的影響。第二，已有研究多考察環境規制對研發投入的影響［9,15］，不能反映出對技術創新水平的作用。有部分學者用專利數表示創新績效，但技術專利只能代表企業在技術研發方面取得的成就，而技術創新作為一個復雜過程，不止包含技術研發這一個階段，已有研究忽略了技術創新具有階段差異性的特點，未能全面衡量環境規制對技術創新績效的影響。環境規制是否會對技術創新過程的每個階段都產生影響？對技術創新過程的不同階段是否會產生不同的影響？這些問題仍亟待解決。因此，本文以《2017年國民經濟和社會發展統計公報》認定的高耗能產業為研究對象1），將能源消耗納入環境規制測算當中，基于面板數據從技術開發和成果轉化兩個階段來研究環境規制對創新績效的影響，為相關行業制定合理環境規制強度，提高創新績效提供參考依據。

2 理論分析

在價值鏈視角下，為順利完成自主創新過程，企業必須經歷研究開發、成果產業化和市場運營三個環節，即從技術創新資源投入到研究成果的開發階段，研究成果到經營績效的轉化階段［16］。本文將高耗能產業的技術創新過程分為技術開發階段和成果轉化階段：技術開發階段即產業內企業技術創新從相關創新資源投入到實現研究成果的開發階段，代表的是工業行業利用創新資源的創新能力；成果轉化階段是指從研究成果到提升企業經營績效的轉化階段，代表的是工業行業研究成果的轉化能力?；谝陨戏治霰疚臉嫿ǖ沫h境規制對創新績效影響的兩階段理論模型（如圖1 所示）。

圖1 環境規制與技術創新兩階段理論模型

3 研究設計

3.1 模型構建

結合上文的理論模型分析，本研究進一步構建兩階段面板數據模型以揭示環境規制對高耗能產業創新績效的影響。鑒于已有學者關于環境規制與創新績效的關系觀點不一，高耗能產業環境規制與創新績效可能存在非線性關系，為了使模型能夠考察兩者之間的非線性特征，模型中的解釋變量包含環境規制強度的平方項。

技術開發階段模型和成果轉化階段模型設置如下：

3.2 變量選取

（1）創新績效（PAT、NPS）。本研究將技術創新過程分為技術開發和成果轉化兩個階段。由于有效發明專利數表示的國家統計局已經授權專利數量，比專利申請量更能反映技術創新產出的質量，所以在技術開發階段選取有效發明專利數（PAT）作為技術開發階段產業創新績效的主導產出變量；新產品銷售率（NPS）即新產品銷售額占主營業務收入的百分比能夠直接反映技術成果在市場的受認可程度，所以在成果轉化階段選取新產品銷售率作為產業創新績效的主導產出變量。

（2）環境規制（ER）。已有學者在衡量環境規制強度時采取了多種不同的指標，其中最為常見的指標有人均GDP/Energy［17-18］、不同污染物排放強度［19］、環境規制成本如污染治理費用和投資［20-21］等。考慮到在搜集高耗能產業指標數據的過程中，統計年鑒上的指標量綱差別較大，本文借鑒蔣伏心等［3］、孫學敏等［22］的研究構建相應的指標體系，采用線形標準化來處理環境規制指標，由于高耗能產業具有能耗高、污染大的特點，所以測算各行業的能源消耗強度和污染排放強度來表示環境規制強度，一般而言能源消耗強度和污染排放強度越高代表環境規制越為嚴厲［3］。能源消費量（萬t 標準煤）是最具代表性能源品種，化學需氧量（COD）排放量和二氧化硫（SO2）排放量是中國“十二五”時期的規劃綱要認定的主要污染物，學者們也經常用這兩種污染物來衡量生態環境的污染情況［23-24］。基于此，本文收集了細分行業能源消費量、二氧化硫排放量和化學需氧量排放量和工業銷售產值數據，得到高耗能行業單位產值的能源消耗量和單位產值主要污染物排放量，然后對其進行標準化和加權平均處理，具體處理方法如下：

首先是對各行業的能源消費量和污染排放量進行標準化處理，避免由于變量均值不同而導致的數據扭曲。

（3）控制變量。技術創新投入，考慮到無論是技術開發階段還是成果轉化階段均需要大量的資金資本和人力資本的投入，故將技術創新投入設為控制變量。本文選取R&D 內部經費、R&D 人員全時當量和新產品開發經費分別作為研發經費投入（EXP）、研發人員投入(PER)和產品開發經費投入(DNP)，并以2006 年為基期用工業生產者出廠價格指數對資金投入等指標進行平減。因此在模型1（技術開發階段）中加入控制變量EXP 和PER；在模型2、3（成果轉化階段）中加入控制變量PER 和DNP。企業規模（SIZE），企業規模對技術創新水平具有重要影響已成為學者們的共識，但其影響因素和方向具有不確定性，本文采用行業平均用工人數與行業企業數之比的比值作為衡量指標。外資參與程度(FDI)，外部資本作為技術引進技術溢出的重要途徑，與工業行業技術創新的發展關聯密切，本文采用外商資本與港澳臺資本之和占所有者權益合計的比值作為衡量指標。因此，在模型1、2、3 中均加入控制變量SIZE 和FDI。

以上相關數據均來源于相應年份的《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國能源統計年鑒》和《中國工業統計年鑒》，通過計算整理得到，統一統計口徑，對于個別缺失數據采用灰色關聯法進行填補。此外，鑒于創新績效及控制變量各指標量綱大小不一，本文對這些指標進行了標準化處理。

4 實證結果及分析

4.1 面板數據平穩性檢驗

在進行面板回歸之前有必要檢驗面板數據是否為平穩序列，以避免出現“偽回歸”等問題。本文為保證結果的有效性采用同質面板單位根檢驗（LLC 檢驗）和異質面板單位根檢驗（IPS 檢驗）判定樣本數據的平穩性。檢驗結果表明，各變量均拒絕了LLC 檢驗和IPS 檢驗的原假設，為平穩變量，如表1 所示。

表1 面板數據單位根檢驗結果

4.2 環境規制對兩階段創新績效的影響

在進行面板回歸分析之前，首先要確定模型的效應類型。根據Hausman 檢驗結果，技術開發和成果轉化階段的檢驗值分別為33.04，17.42，P值分別為0.000 和0.004，強烈拒絕認為“隨機效應模型最有效率”的原假設，即固定效應模型比隨機效應模型更有效，本文基于此選擇確定建立固定效應模型，具體實證結果如表2 所示。其中，模型1 為技術開發階段（以有效專利數為被解釋變量）的回歸結果，模型2 和模型3 為成果轉化階段（以新產品銷售率為被解釋變量）的回歸結果。

表2 兩階段創新績效的面板模型估計結果

如表2 所示，模型1 中環境規制及其平方項均對技術開發階段創新績效有效專利數的影響分別在1%和5%的水平上顯著，其中環境規制系數為-0.154 6，其平方項系數為0.036 5。模型3 中的R2（0.922 7）明顯高于模型2 中的R2（0.349 1），這說明在解釋變量中加入有效專利數的模型擬合效果更好，其回歸結果也更為可信。因此，本文主要以模型3 為基礎來分析環境規制等因素對新產品銷售率的影響。在模型3 中，環境規制系數為-0.046 8，其二次項系數為0.006 9，對新產品銷售率的影響均在10%的水平上顯著。這表明環境規制與技術開發階段和成果轉化階段的創新績效呈“U”形關系，也反映了現階段中國高耗能產業環境規制強度對兩階段創新績效的影響均位于“U”形的左端下降區間，這一現象在技術開發階段體現的更為明顯，因為環境規制及其二次項對有效專利數的影響更為顯著。出現這種情況的原因可能在于，高耗能產業在面臨初期的環境規制措施時，企業首先意識的并不是通過技術創新來改進生產方式以提高能源利用效率，更新清潔生產技術、治污技術以減少污染物排放。長期以來的粗放型發展方式使高耗能產業在科技進步方面具有一定的惰性，存在“僥幸心理”和“投機心理”。所以在環境規制實施的初期，企業認為投入一定的資金用于末端治理或繳納罰金是可以接受的，甚至可能會因此挪用科技研發的投入，影響企業技術開發的創新產出，產生一定的抵觸效應。轉折出現在環境規制達到一定強度之后，高額的罰金對高耗能產業的企業而言已經超過其承受范圍，使得企業必須轉變發展戰略，加快技術開發，通過更新生產技術、治污技術以及推出新產品等方式來解決環境規制所帶來的挑戰。此外，在模型3 中有效專利數對新產品銷售率具有顯著的促進作用，說明技術開發與成果轉化是緊密相連的，前期的技術積累為以后企業成果轉化和市場占領打下了基礎。

此外，通過分析表2 的回歸檢驗結果可知，控制變量對技術開發階段和成果轉化階段創新績效的影響差別較大，在控制變量技術創新投入中，研發經費投入對技術開發階段創新績效具有顯著正向影響；而PER 系數均顯著為負，說明研發人員投入對兩階段創新績效具有顯著負向影響。值得一提的是，產品開發經費對新產品銷售率影響雖然為正，但并不顯著，且對有效專利數的影響顯著為負，這表明高耗能產業創新產出提高在很大程度上依賴于研發經費的大量投入，其科研人員的科研水平和效率有待提高，而產品開發經費并未取得提高成果轉化階段創新績效的應有效果，反而因占用了研發經費的投入降低了技術開發階段的創新績效。而控制變量中企業規模和外資參與程度對有效專利數并無顯著影響，對新產品銷售率具有顯著的促進作用，原因可能是外資參與程度較高的企業在新產品開發和市場開拓方面會得到外資企業較多的幫助，比如提供較為成熟的生產技術指導和產品推廣模式。而在技術開發階段，外資企業通常不會分享最新的前沿技術或派遣核心技術人員到中國高耗能企業。此外，一般的高耗能產業科研實力較為薄弱，在進行純技術開發時很難會產生規模效應，而在成果轉化和市場推廣方面借助以往的市場經驗和外資支持則可能產生規模效應。因此外資參與程度和企業規模對技術開發階段創新績效影響不顯著，而對成果轉化階段創新績效具有顯著影響。

4.3 門限效應回歸分析

根據面板數據回歸分析結果，我們發現高耗能產業環境規制與兩階段創新績效之間為“U”型的非線性關系。但相同強度的環境規制在不同階段對創新績效的影響方向和程度是否相同？不同階段的“U”型拐點是否相同？是否存在多個拐點？這些問題還尚未解決，因此本文構建門限效應模型，將環境規制設置為門限變量和核心解釋變量，以期更加深入分析環境規制對創新績效的影響并找到“U”型曲線的拐點。本文參考Hansen［25］的研究利用Bootstrap抽樣法來確定門限值的個數及相關統計量，抽樣檢驗結果如表3 所示。從表3 中可以看出，在兩階段的單一門限的F 統計量均在10%水平上顯著，雙重門限的F 統計量并不顯著，因此認為環境規制存在單一門限效應。模型如下：

表3 門限效應自抽樣檢驗結果

表4 門限回歸結果和置信區間

檢驗結果如表4 所示，在技術開發階段環境規制的門限值為1.460 2，在成果轉化階段環境規制的門限值為1.009 9，門限值將環境規制強度分成了兩個區間，這兩個區間對創新績效的影響也存在差異。在技術開發階段，當環境規制強度低于門限值1.460 2 時，對創新績效產生-0.114 8 的抑制作用；當環境規制強度大于門限值1.460 2 時，對創新績效的抑制作用有所下降，其影響系數為-0.0451。在成果轉化階段，當環境規制強度低于門限值1.009 9 時對創新績效產生高達-4.318 3 的抑制作用；當環境規制強度大于門限值1.009 9 時，對創新績效開始產生促進作用，其影響系數為0.083 1。這說明無論在技術開發階段還是成果轉化階段，環境規制強度在初期對創新績效的影響都是消極的，但是隨著環境規制強度的不斷加強達到某一水平之后，其對創新績效的抑制作用會逐漸減弱（技術開發階段）或者轉為促進作用（成果轉化階段），這一結論也與面板數據回歸的結果相互驗證。

技術開發階段的門限值（1.460 2）明顯高于成果轉化階段的門限值（1.009 9），其原因可能在于技術開發更偏向于基礎研究和原始創新，研發周期較長，高耗能產業由于自身技術積累薄弱等原因對于研發清潔生產、減排等關鍵技術信心不足，初期的環境規制對有效專利數存在較大負向作用，當環境規制強度已經達到其所能承受的最高水平，高耗能產業不得不拋棄“末端治理”方式轉而尋求“源頭控制”，全力以赴進行技術開發，因此環境規制對創新績效的負向影響有所減弱，但尚未達到正向影響的程度。而新產品銷售率對環境規制強度的提升更為敏感，一方面是由于高耗能產業推出新型環保產品有前期技術專利作為基礎，另一方面企業可以通過技術引進、技術改造來快速縮短新產品推出周期，提升新產品銷售收入。因此，成果轉化階段的環境規制門限值要略低于技術開發階段的門限值，即政府在促進企業開展成果轉化活動時，要采取比促進企業開展技術開發更低強度的環境規制，才能達到效果。目前來看，中國高耗能產業兩階段環境規制強度均未突破“U”形曲線拐點，現有的環境規制強度對創新績效發揮抑制作用。

綜上所述，環境規制強度對創新績效的影響并不是一成不變的，從技術創新兩階段視角來看，環境規制強度與創新績效之間存在單一門限的非線性關系，技術開發階段的門限值要明顯高于成果轉化階段的門限值，成果轉化階段環境規制影響系數的變化幅度（門限值前后）明顯大于技術開發階段環境規制影響系數的變化幅度。

5 結論與政策建議

在生態文明建設和資源約束趨緊的大背景下，中國高耗能產業面臨以科技促發展、以創新謀轉型的現實需求，環境規制強度對不同階段技術創新績效影響如何？如何提高創新績效以促進高耗能產業可持續發展？這些問題也是社會關注的重點。本文基于兩階段的視角，運用中國2006—2016 年高耗能產業的面板數據，通過構建固定效應模型以及門限效應模型來實證分析環境規制強度對創新績效的影響。主要結論如下：第一，環境規制與兩階段創新績效之間均存在“U”型非線性關系，目前高耗能產業正處于“U”型的左側的下降階段；第二，環境規制與創新績效之間存在單一門限值，不同區間的環境規制強度對創新績效的影響程度及方向都有所不同。在技術開發階段，環境規制對創新績效具有負向影響，但高強度的環境規制（高于門限值）產生的影響程度要明顯弱于低強度環境規制（低于門限值）對創新績效影響程度。在成果轉化階段，不同強度的環境規制對新產品銷售率影響方向是不同的，低強度環境規制（低于門限值）會阻礙創新績效的提高，而高強度的環境規制（高于門限值）則有利于提升產業創新績效。第三，除環境規制外，不同階段的創新績效還受其他因素影響，研發經費投入對技術開發階段的創新績效具有顯著正向影響，而產品開發經費對成果轉化階段的創新績效具有正向影響但并不顯著，研發人員投入對其具有顯著負向影響，創新績效受外資參與程度和企業規模的影響因技術創新階段的不同而有所差別。

上述的研究結果表明，在不同的技術創新階段，環境規制等因素對創新績效的影響具有一定的差別，在制定環境規制政策時有必要針對技術創新階段特點的差異有所側重的制定并調整相應的環境規制政策。

綜上所述，針對研究結果提出如下建議：（1）從實證結果來看目前的環境規制強度還不足以倒逼企業改善兩階段的創新績效，因此仍需加大環境規制的強度來促進企業積極開展技術開發以及在已有研發成果的基礎上進一步進行成果轉化，但政府也切忌陷入忽略企業處于技術創新的兩個不同階段時的特點而盲目提高環境規制強度的誤區。（2）政府在使用環境規制手段促進高耗能企業創新績效時，不能一成不變，在整個企業創新過程中都采取相同的環境規制手段，要針對因地制宜，靈活運用不同手段以更好地達到促進高耗能企業創新績效提升的目的；如在技術開發階段，高耗能企業存在較強的“僥幸心理”和“投機心理”，政府應根據地區差異和預估的產業能承受的最高強度設置環境規制標準，應以排污費征收等“控制型”環境規制手段為主，加大對企業違規行為的懲罰力度，推動環境規制效應盡快越過“U”形曲線拐點，將環境規制對有效專利數的抑制作用降到最低；而在成果轉化階段，技術專利對創新績效新產品銷售率具有促進作用，與此同時，環境規制在成果轉化階段的門限值相對較低，新產品銷售率受環境規制的影響更為敏感，此時政府不適宜采取單一激進的“控制型”命令，應該更多的通過排污權交易、綠色消費、稅收返還機制“激勵型”手段來推動企業逐步提高環境規制強度，激發環境規制對新產品銷售率的促進作用。（3）高耗能企業應優化創新資源投入結構，重視原始創新，持續加大研發經費的投入，此外，還應引進高素質人才，采取定期培訓、出國交流等方式加強對科技人才的培養，提升自身科研水平，使企業進入“技術突破-績效產出-研發投入”的良性循環。

注釋：

1）高耗能行業包括石油加工、煉焦和核燃料加工業，化學原料和化學制品制造業，非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉和壓延加工業，有色金屬冶煉和壓延加工業，電力、熱力生產和供應業。