技術創新視角下環境規制對區域經濟增長的影響

胡艷 戈飛

（安徽大學，安徽 合肥 230601）

一、引言

改革開放以來，我國國民經濟經過長時期快速發展，逐步進入新一輪升級改造階段。隨著國家整體綜合實力的不斷提升，傳統型過度依賴能源消耗和資源要素開發的發展模式導致經濟效益與生態環境之間的矛盾日益凸顯。為了緩解經濟發展與資源環境之間長期不平衡的尷尬局面，應對新時期經濟體制和供給側結構性改革背景下產生的新形勢新變化，中央及各級地方開始嘗試通過頒布實施一系列的環保舉措和相關法規，強化對不同領域和產業發展的政策規制，加快建立資源節約和環境友好型社會，以期降低經濟和產業發展過程中的環境污染和能源消耗，力求實現區域經濟社會向高質量發展方向的轉變。黨的十九大報告中則明確指出要建立綠色低碳的經濟體系，深刻表明了當前形勢下加大資源環境規制力度、推動區域經濟發展驅動機制轉變的迫切需要。

與此同時，在全球經濟一體化、知識經濟迅猛發展和創新驅動型經濟增長模式逐漸形成的背景下，科技創新對提高區域經濟發展效率、產業結構優化升級和區域創新能力的作用日益增強。新經濟新常態下，我國經濟社會發展也逐漸由要素驅動和投資驅動向創新驅動型經濟轉變，技術創新將成為未來長時期推動我國社會經濟增長和產業結構優化升級的核心動力。2017年十九大報告強調創新在建設現代化經濟體系中的重要性，由此進一步明確了技術創新對于我國在經濟新常態下培育發展新動能的戰略意義和支撐作用。在新時期生態文明建設和創新引領發展戰略深入實施的雙重背景下，技術創新與環境規制之間存在著怎樣的內在關聯？二者的有機結合對于區域經濟增長的影響機制究竟如何？此類問題的明晰，不僅逐漸成為國內外學術界關注的重要課題，同時對于引導不同類型地區經濟與產業的高質量可持續發展也有著深刻的現實意義。

二、文獻綜述

關于環境規制對技術創新的影響，第一種觀點認為企業面對政府制定的環境規制政策時，需要對環境污染支付一定的治污費用，此舉將減少企業對技術研發的投入，從而降低企業的技術創新能力，導致企業的勞動生產率下降。Barbera和McConnell（1990）通過對工業行業的研究表明環境規制能夠導致企業的生產率有所下降[1]。Roberts和Gollop（1983）通過研究發現環境規制對電力行業的生產率具有負向影響[2]。第二種觀點認為企業會加大研發投入提升技術創新水平，從而以創新能力提高所帶來的收益彌補環境政策帶來的成本增加，即著名的“波特假說”。Jaffe和Palmer（1997）研究發現環境規制對企業的研發支出具有顯著的正向影響[3]。黃德春和劉志彪（2006）研究發現環境規制會激發企業的自主創新[4]。李強和聶銳（2009）通過實證研究發現，環境規制對技術創新核心指標發明專利具有顯著的正向影響[5]。張成等（2011）通過對我國各省份工業部門的研究驗證了環境規制對企業技術進步的促進作用[6]。

關于環境規制對經濟增長的影響，近年來許多學者從國家、地區以及企業等層面進行了實證分析，但結果也并不一致。熊艷（2011）認為環境規制與經濟增長之間是正“U”型關系，當前應繼續加強環境規制強度[7]。查建平（2015）通過實證分析認為環境規制與中國工業經濟增長模式之間存在倒“U”型關系[8]。陶靜和胡雪萍（2019）則認為提高環境規制的強度會顯著促進中國經濟增長質量，但具有區域異質性[9]。

技術創新對經濟增長的促進作用則得到了大多數學者的一致認可。王幫?。?006）研究創新投入與經濟增長時間序列的關系，認為技術創新能夠促進經濟增長[10]。劉紅等（2008）研究認為創新轉化效率是經濟增長的成因，能夠顯著推動經濟增長[11]。朱勇等（2005）通過研究技術創新水平對經濟增長的影響差異，結論表明技術創新能力能夠較好地解釋經濟發展水平[12]。李正輝和徐維（2011）的實證分析結論表明科技創新能夠顯著促進經濟增長[13]。

從上述文獻可以看出，大多數學者更多研究的是環境規制、技術創新以及經濟增長兩兩之間的關系，本文嘗試將三者聯系起來，實證分析在技術創新視角下，即以技術創新為中介變量，研究環境規制是否會通過技術創新對區域經濟增長產生影響以及通過技術創新所導致經濟增長效應的占比，得出結論并為政府制定環境政策提供相關的建議。

三、作用機制

當企業面對合理程度的環境規制政策時，由于需要支付額外的環境污染治理費用，企業為了追求自身的利益會加大研發資金的投入，通過技術變革開發低污染低消耗的生產設備以及生產技術的創新以此來減少環境治理支出，以創新能力提高所帶來的收益彌補環境政策帶來的成本的增加，生產技術創新帶來了生產率的提高，同時也會改進生產工藝來達到環境政策的排放標準。隨著消費者觀念的改變，更傾向于低污染低能耗產品，企業也會通過生產技術的進步更大程度滿足消費者的需求，增強產品的市場競爭力。技術創新和產品創新均能帶來企業生產率的提高以及能耗的降低，因此會促進經濟的增長。但在經濟欠發達地區，由于技術水平相對落后，科研能力和科研經費有限，如果環境規制政策過于嚴厲，企業的“成本”效應大于“創新補償”效應，嚴厲的環境規制政策會使企業生產成本提高，導致利潤的下降，并且此時企業用來治理環境的費用大多是通過減少研發投入而來的，由此造成企業技術創新能力的下降，此時環境規制政策不利于經濟增長。

因此本文認為在合理程度的環境規制政策下環境規制、技術創新、經濟增長之間存在“環境規制→技術創新→經濟增長”的正向傳導機制。

四、研究設計

（一）模型設定

根據以上分析，本文認為環境規制會通過技術創新影響區域經濟增長，即合理的環境規制政策會激發工業企業的創新能力，以創新能力提高所帶來的收益抵消環境規制政策所帶來成本的增加。在控制人力資本、政府支出、固定資產投資、工業增加值以及城鎮化水平的基礎上，為檢驗環境規制影響經濟增長的技術創新中介效應機制，本文借鑒溫忠麟等（2004）檢驗中介效應的方法[14]構建以下遞歸方程進行檢驗。

上式中，GDPit表示經濟增長，ERIit表示環境規制，TIit為中介變量，表示技術創新，Xit為控制變量，包括人力資本、政府支出、固定資產投資、工業增加值以及城鎮化，α、β為參數，εit為隨機誤差項，i表示地區，t表示年份。

根據中介效應模型的檢驗程序，第一步，對（1）式進行回歸，檢驗在不包含中介變量的基礎上環境規制對經濟增長的總效應是否存在，如果系數β1是顯著的，則表明環境規制對經濟增長的總效應存在，具備檢驗中介效應的條件，如果系數不顯著，則不具備檢驗中介效應的條件；第二步，對式（2）進行回歸，檢驗環境規制對技術創新的影響效應β3；第三步，對式（3）進行回歸，檢驗環境規制對經濟增長的直接效應β5和環境規制通過技術創新影響經濟增長的中介效應β6，如果β3和β6均是顯著的，則說明中介效應是存在的，并且在此條件下β5如果不顯著，說明存在完全中介效應，即環境規制要影響經濟增長必須經過中介變量技術創新才能起作用，相反如果是顯著的則說明存在部分中介效應，中介效應占總效應的比重為β3β6/（β5+β3β6）；如果β3和β6中至少有一個不顯著，則需進一步進行Sobel檢驗，這一檢驗的統計量計算公式為：

其中，Sβ3和Sβ6分別是系數β3和β6的標準誤。Sobel檢驗的原假設為“中介效應不顯著”,Z值在5%顯著性水平的臨界值為0.97。

（二）變量指標與數據

（1）被解釋變量

經濟增長（GDP）。經濟增長是經濟學研究的永恒話題，是經濟學研究的核心，大多數國內外學者的研究中，通常使用GDP總額、GDP增長率或人均GDP來衡量經濟增長，本文使用各地區GDP總額來衡量區域經濟增長，并以2008年為基期對數據進行平減。

（2）核心解釋變量

環境規制（ERI）?，F有的文獻對環境規制強度的衡量提出了多種方法，如污染排放強度、污染減排成本、污染治理投資額等，理論上環境規制的強度隨著污染治理投入的增加而增加，本文考慮數據的完整性和可得性，借鑒宋馬林和王舒鴻（2013）的做法，用環境污染治理投資額衡量環境規制強度[15]。

（3）中介變量

技術創新（TI）。對于技術創新的衡量，大多數學者從投入和產出兩個方面考慮，投入包括研發經費投入以及研發人員數量等，產出則包括專利申請數和授權數以及新產品銷售收入等，相比于創新的投入，創新產出更能反映一地區技術創新能力，本文使用專利授權數衡量各地區的技術創新水平，同時專利授權數并未統計專利申請數中未被授權的專利，因此更具有代表性。

（4）控制變量

此外本文還使用人力資本（HC）、政府支出（GOV）、固定資產投資（INF）、工業生產水平（IND）以及城鎮化水平（UR）等指標來增強模型的解釋力度。選取各地區就業人員中中大專及以上教育水平人數所占比例衡量一地區的人力資本水平；使用政府財政支出占GDP的比重衡量政府支出水平；選取各地區固定資產投資額占GDP的比重衡量一地區的固定資產投資水平；選取各地區工業增加值占GDP比重衡量工業生產水平對地區經濟增長的影響；選取各地區城鎮人口占年末總人口的比例衡量一地區的城鎮化水平。

（三）數據來源

本文以我國30個省、直轄市、自治區（由于西藏地區部分數據缺失嚴重，故不予統計）為研究樣本，時間跨度為2008—2017年。樣本數據來源于《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》以及各地區統計年鑒等。為了檢驗不同區域環境規制對經濟增長影響的異質性，分別對東部、中部和西部地區①子樣本分別實證分析。為減輕異方差以及多重共線性對檢驗結果的影響，對非比例變量進行取對數處理。個別缺失數據采用線性插值法進行補齊。變量統計性描述如表1所示。

表1變量統計性描述

五、實證檢驗及結果分析

（一）相關性分析及面板單位根檢驗

在進行回歸分析之前，為了避免變量多重共線性對模型估計造成的影響，首先對變量進行相關性分析。各變量的檢驗結果如表2所示。

表2變量相關性分析

從表2所示的變量相關性分析結果可以看出，絕大多數變量之間的相關系數是小于0.7的，并且計算了各變量的方差膨脹因子VIF，可見各變量的方差膨脹因子均小于10，由此可見模型變量之間不存在多重共線性。

同時為了驗證數據的平穩性，避免單位根現象造成偽回歸，對各變量均進行了兩種不同方法的單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。

由表3中數據可以看出，所有變量均通過了兩種不同方法下的單位根檢驗，即所有變量均不存在單位根，可以進行下一步回歸分析。

表3面板單位根檢驗結果

（二）中介效應檢驗第一步：環境規制對區域經濟增長的影響分析

表4顯示了環境規制對經濟增長影響的基準回歸分析結果。通過Hausman檢驗確定模型類別，結果顯示強烈拒絕原假設，故使用固定效應模型作為回歸模型。其中模型（1）檢驗了全國樣本下環境規制對經濟增長的影響，模型（2）（3）（4）分別檢驗了東、中、西部地區環境規制對區域經濟增長影響的區域異質性，從各模型的回歸結果來看，相關系數具有較高的一致性，從而也反映了回歸結果較為穩健。

表4環境規制對經濟增長的影響

從各模型的回歸結果來看，環境規制對全國、東部、中部和西部地區經濟增長的影響系數分別為0.147、0.115、0.203和0.116，并且均在1%的水平上顯著，表明環境規則能夠顯著促進經濟增長。當企業面對環境規制政策時需額外支出環境治理費用，使企業的成本增加而利潤下降，這將激發企業的創新能力以及加大研發費用的支出，以創新能力的提高所帶來的收益抵消環境規制帶來的成本增加，提高企業的競爭力和生產能力，同時社會生產率得到提升從而促進經濟增長。另外，人力資本對經濟增長同樣起到了顯著的促進作用，人力資本作為經濟增長的源泉，是推動經濟發展的重要因素，人力資本水平的提升有助于促進經濟的增長；政府支出某種程度上會抑制經濟增長，理論上說政府對經濟適度的干預是必要的，有利于糾正市場失靈，但若過度干預則會對經濟增長產生負面的影響；工業生產水平的增加會促進中部和西部地區經濟增長，而會對東部地區經濟增長產生負面影響。究其原因可能是由于東部地區經濟基礎較為雄厚，產業結構水平較高，主要是以第三產業為主導產業，而工業作為第二產業的重要組成部分則會帶來資源的消耗以及環境的污染，因此工業生產的發展會對東部地區經濟增長產生抑制作用。而相對來說，工業生產水平會促進中西部地區的經濟增長，尤其對西部地區的促進作用最為明顯；城鎮化水平的提高會明顯促進經濟的增長，城鎮化的發展促進了人口在城鎮的集聚，有利于促進產業的發展和創造出新的消費需求，促進資源的優化配置，為國民經濟發展提供持久的動力。

（三）中介效應檢驗第二步：環境規制對技術創新的影響

在第一步的分析中，已經明確環境規制對經濟增長有明顯的促進作用。根據中介效應檢驗的程序，第二步檢驗環境規制對中介變量技術創新的影響。檢驗結果如表5所示。

表5環境規制對技術創新的影響

從表5可以看出，環境規制對全國、東部地區、中部地區技術創新的影響系數分別為0.183、0.111、0.424，并且均通過了顯著性檢驗，但對西部地區技術創新的影響并不顯著。從環境規制對技術創新影響系數大小來看，中部地區影響系數最大，東部地區次之。究其原因可能是由于近年來在中部崛起等國家政策的傾斜下，中部地區積累了較為豐富的資本和人力資源，市場化水平不斷提高，此時中部地區環境規制對技術創新的邊際效應最高，促進作用最為明顯；東部地區是我國經濟最為發達的地區，本身環境規制的強度較高，市場競爭較為激烈，環境規制對技術創新的邊際效應可能已經處于遞減的狀態；而西部地區相比于中東部，由于基礎設施尚不完善、人力資本流失、生產水平較為落后等因素，環境規制在西部地區對技術創新的促進并不明顯，無法對技術創新產生有效的支撐。

（四）中介效應檢驗第三步：環境規制、技術創新對經濟增長的影響

根據第一步和第二步的分析表明環境規制對經濟增長以及對中介變量技術創新均存在顯著的促進作用，現將中介變量技術創新加入到回歸模型中，以檢驗環境規制對經濟增長的技術創新中介效應是否存在?；貧w結果如表6所示。

表6技術創新中介效應檢驗

從全國樣本來看，第一步檢驗了環境規制對經濟增長的總體影響，結果顯示環境規制的影響系數顯著為正，系數大小為0.147，表明環境規制對經濟增長具有顯著的影響；第二步檢驗了環境規制對中介變量技術創新的影響，結果表明環境規制對技術創新的影響系數顯著為正，大小為0.183，表明環境規制能夠顯著促進技術創新；第三步檢驗了環境規制和技術創新對經濟增長的影響，結果顯示環境規制和中介變量技術創新對經濟增長均有顯著的促進作用，環境規制的回歸系數為0.111，技術創新的回歸系數為0.197，表明了技術創新對于環境規制促進經濟增長的中介效應存在，根據公式計算出中介效應占總效應比重約為24.5%，即在全國樣本下，環境規制對經濟增長的促進作用有24.5%是通過技術創新實現的。

分地區來看，我國東部、中部和西部地區經濟發展水平的差距較為明顯，地區技術創新能力也存在較大的差異，因此為了得到更有參考性的研究結論，分區域分析了技術創新對環境規制對經濟增長影響的中介效應。從回歸結果可以看出，東部地區第一步檢驗中環境規制對經濟增長的影響系數為0.115且顯著為正，第二步檢驗中環境對中介變量技術創新的影響系數為0.111且在5%的水平上顯著，第三步檢驗加入中介變量技術創新后環境規制和技術創新對經濟增長的影響，環境規制和技術創新的影響系數分別為0.087,7和0.251，均顯著為正，表明東部地區技術創新的中介效應是存在的，中介效應占總效應比重為24.1%；同理分析，中部地區第一步檢驗環境規制對經濟增長影響系數為0.203且顯著為正，第二步中環境規制對中介變量技術創新的影響系數為0.424且在1%水平上顯著，第三步中環境規制和技術創新對經濟增長的影響系數分別為0.096,2和0.253，均顯著為正，中介效應占總效應比重為52.7%；西部地區第一步中環境規制對經濟增長的影響系數顯著為正，則說明總效應存在，但第二步中環境規制對中介變量技術創新的影響系數以及第三步中中介變量技術創新對經濟增長影響系數均不顯著，則需進行Sobel檢驗其中介效應。Sobel檢驗結果顯示Z值為4.14，大于在5%顯著性水平上的臨界值0.97，因此可以拒絕原假設，認為西部地區技術創新的中介效應是存在的，通過公式計算西部地區技術創新的中介效應占比僅為1.05%。

從技術創新對環境規制促進區域經濟增長的中介效應大小來看，中部地區中介效應最強，東部地區次之，而西部地區中介效應最弱。分析其原因，可能是由于在中介效應檢驗第二步即檢驗環境規制對技術創新的影響中，從影響系數大小來看，中部地區影響系數最大，為0.424；東部地區影響系數次之，為0.111；而西部地區影響系數不顯著。隨著“一帶一路”建設以及承接產業轉移等政策的實施，中部地區積累了豐富的資本和人力資源，市場化水平不斷提高，環境規制強度的增加能夠促進企業的技術創新，以創新能力提高所帶來的收益增加來抵消環境規制政策所帶來的生產成本的增加，此時中部地區環境規制對技術創新的邊際效應最高，促進作用最為明顯，因此中部地區技術創新的中介效應最大。而西部地區由于本身經濟基礎相對來說較為薄弱，加上人力資源的流失，導致創新能力的下降，由于工業企業缺乏創新能力，因此西部地區過高的環境規制強度給企業帶來的可能更多的是生產成本的增加，而不是刺激企業加大研發力度而提高創新水平，從而技術創新的中介效應較低。

六、穩健性檢驗

為了保證實證結果的準確性，本文以人均GDP作為被解釋變量經濟增長的代理變量對回歸結果進行穩健性檢驗，檢驗結果如表7所示，從表中可以看出檢驗結果均與前文研究大體一致，說明了本文的研究結果基本穩健。

表7穩健性檢驗估計結果

七、結論及政策建議

本文從技術創新的角度，基于2008-2017年中國省級面板數據，實證檢驗了環境規制對區域經濟增長的影響以及技術創新對于環境規制促進經濟增長的中介效應。實證結果表明，環境規制對我國區域經濟增長具有顯著的促進作用，且中部地區的促進作用最為明顯。同時，環境規制也通過技術創新的中介效應促進經濟增長，由于各地區的經濟發展水平不同，技術創新對于環境規制促進經濟增長的中介效應具有區域異質性，中部地區的中介效應占比最高，東部地區次之，而相對來說西部地區中介效應最低?；谝陨蠈嵶C分析結論，本文提出以下政策建議：

第一，環境規制對區域經濟增長具有明顯的促進作用，地區在經濟發展過程中應當充分利用環境規制對經濟增長的促進效應，制定合理的環境規制政策，鼓勵工業企業創新能力的提高，以低污染低消耗的新技術代替傳統高污染高消耗的傳統技術，實現經濟發展和環境保護的共贏，人與自然的和諧共生。但同時應避免過于嚴厲的環境規制政策給企業帶來生產成本的增加而導致企業用于研發投入的降低，從而使企業的創新能力降低。

第二，技術創新是環境規制促進經濟增長的有效傳導路徑。政府在制定環境規制政策時應充分考慮能否激發企業的創新能力，可以通過稅收減免等優惠政策鼓勵企業加大研發投入，鼓勵低消耗低污染的高新技術開發，鼓勵產學研一體化，提高工業企業的創新能力和競爭能力。同時由于各地區的經濟發展水平和創新能力具有異質性，應實行差異化的環境規制以及相關政策，充分發揮環境規制對經濟增長的促進作用和技術創新的中介效應。

第三，各地區應加大教育投入，提高人力資本水平。人力資本是經濟增長的源泉，是推動經濟發展的重要引擎，提高人力資本水平是實現中國經濟從粗放式發展向集約式發展的動力和途徑[16]。西部地區則更應該注重人才的引進，出臺相關的人才政策，以人力資本水平的提高促進企業創新能力的提高。

第四，加快市場化進程，優化市場經濟環境。適度減少政府的干預，更多依靠市場資源配置手段調節企業的生產經營活動，在發展經濟的同時兼顧環境保護，使得經濟增長和環境保護處于一個動態平衡的狀態。

注釋：

①東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省（市）；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北等8個省份；西部地區包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古等12個?。ㄊ小⒆灾螀^）。