環境規制與高技術產業出口競爭力研究

方徐兵

(安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030)

新冠疫情的暴發，環境、資源能源的約束，人口紅利的衰竭等因素使得中國經濟增長速度放緩，實行經濟高質量增長成為中國經濟發展的首要目標。黨的十九大明確指出，科技創新是經濟高質量發展進程中的關鍵因素，在經濟高質量發展背景下，高技術產業以其高附加值、帶動性強等特征得到快速發展[1]。同時，隨著國際貿易程度的不斷加深，提高產品附加值、提升產業國際競爭力成為經濟高質量發展關鍵。因此，探討高技術產業出口競爭力具有一定現實必然性。

據2020年12月發布的《2020年人類發展指數報告》統計顯示，中國的“人類發展指數”為0.761，排在全球189個國家與地區中的85位，由此可見，中國經濟在發展的同時也破壞了生態環境。黨的十八大明確指出，良好的生態環境是最強大的生產力。國家2021年3月頒布的十四五規劃綱要中，已明確將生態環境保護作為國家經濟社會發展的重大目標。為了保護、改善生態環境，政府制定了嚴格的環境規制政策。然而，高技術產業在發展過程中也會產生環境污染[2-3]。那么，在經濟高質量發展背景下，環境規制與高技術產業出口競爭力之間會存在何種關系是值得去探討的。

既有文獻大都研究發現環境規制在促進出口競爭力提升方面發揮著重要作用。究其原因，環境規制不僅可以直接提升出口競爭力[4]，也會倒逼企業技術創新間接提升出口競爭力[5]。也有相關學者認為環境規制與出口競爭力存在非線性關系[6]。此外，關于環境規制影響作用研究的對象迥然各異，主要有園藝品[7]、污染密集型行業[8]、制造業[9]、企業出口[10]等。

綜上所述，本文的邊際貢獻在于：其一，在理論層面上，研究環境規制對高技術產業出口競爭力的影響效應及內在邏輯，豐富和補充了二者之間相關關系的研究。其二，在實證層面上，首先，研究指標上，本文采用區域優勢競爭力指數對高技術產業出口競爭力進行了測量，為高技術產業出口競爭力的后續研究提供了更直觀、更具操作性和應用性的評價體系和數據支撐；其次，研究視角上，本文以高技術產業為研究對象，立足于環境規制政策的現實背景，基于高技術產業出口競爭力的視角評估環境規制的影響效果，豐富了環境規制的有關研究；最后，從產業集聚和人力資本等視角實證檢驗環境規制影響高技術產業出口競爭力的機制路徑，有助于全面且清晰地理解環境規制與高技術產業出口競爭力之間的內在聯系與影響機制。其三，在政策層面上，分析環境規制對高技術產業出口競爭力影響，為評估環境規制的影響效果提供了數據支撐和分析視角，也為探尋高技術產業出口競爭力的提升路徑提供了政策參考。

一、文獻回顧與機理分析

1.環境規制對高新技術產業出口競爭力的直接影響

當環境規制低于企業的治污成本，在追求成本最小化和利潤最大化的雙重動機下，企業會選擇排污而放棄技術創新，至少要達到環境規制標準的下限[11]，由此，環境規制會增加企業的生產成本[12]。Kemp & Pontoglio(2011)[13]和張彩云(2019)[10]的研究發現，嚴格的環境規制會促使企業引進先進技術和設備來控制污染，從而增加企業生產過程中的各項成本。因此，環境規制強度越高，企業用于生產的成本相對增加，產品在市場上的競爭優勢隨之降低[14]，即環境規制抑制了高技術產業的出口競爭力。

隨著環境規制的加強，并且高于企業的治污成本時，企業不得不采用兩種方式進行治污，一種是進行末端治污，另一種是加大清潔技術研究以提高企業的生產效率。短期來看，末端治污減少了排污水平，滿足了環境規制的要求，但是清潔技術研發水平并未達到最優，而清潔技術研發投入的增加必然會增加企業的融資約束，此時企業出口競爭力未能提高；長期來看，當企業清潔技術研發成功后，企業的生產工藝得到改進，補償了企業的生產成本，生產效率進一步提升，這將對企業出口競爭力產生推動作用[15]。因此，我們提出如下假說：

假說1：環境規制與高技術產業出口競爭力之間存在顯著的U型關系。

2.環境規制對高技術產業出口競爭力間接影響

環境規制不但通過技術創新直接影響高技術產業出口競爭力，而且通過產業集聚、人力資本對高技術產業出口競爭力產生間接影響。

(1)產業集聚效應

產業集聚對高技術產業出口競爭力的影響體現在以下三方面：第一，高技術企業單獨進行技術創新時會面臨高風險以及收益的不確定性，決策失敗極有可能致使企業破產，因此，企業之間的技術聯盟就成為必然趨勢。產業集聚有利于加強企業間信息、技術的傳播，促進企業技術合作，實現新知識、新技術的溢出與擴散，提高產業創新效率，進而增強高技術產業出口競爭力[16]。第二，高技術產業集聚有利于形成“勞動力蓄水池”效應，較快實現人才與崗位的相匹配，減少企業搜尋高素質人才的成本，提升高技術企業的創新效率[17]，進而提高其出口競爭力。第三，高技術產業集聚會帶動集聚區科技咨詢、物流等服務業的快速發展，有利于降低企業的成本費用，提高企業的利潤率，保證了企業研發投入資金，提升了企業的技術創新能力，并進一步提升其出口競爭力[17]。

(2)人力資本效應

高技術產業通常是知識密集型產業，具有技術更新快和技術投入要求較高的特征，因此，高素質人才是其提高技術創新的有力保障。在環境規制強度較低時，高技術產業排污成本較小，排污技術創新的動力不足，生產的產品大多位于全球產業價值鏈的低端[17]，企業將資金可能用于本公司員工培訓，較少考慮通過高報酬的方式吸引具有排污技術等高素質人才進駐，人力資本的溢出效應和較低搜尋成本沒有顯現。當環境規制強度提高時，在政府治污減污倒逼之下，高技術企業技術創新意愿增強，提高工資吸引其他地區高技術人才進入，一方面，高技術人才的引入可以通過人力資本溢價又進一步促進知識溢出和產業創新，相應地促進了產業集聚；另一方面，高素質人才的大量流入促使企業可以比較容易搜尋到合適的員工，降低企業的搜尋成本，進而保證了該地區人才的充分供給[18]。由此，我們提出如下假說：

假說2：除環境規制對高技術產業出口競爭力的直接影響外，環境規制會通過高技術產業集聚、人力資本積累等途徑間接影響高技術產業出口競爭力。

二、研究設計

1.計量模型設定

本文構建如下計量模型用以考察環境規制對高技術產業出口競爭力的影響：

(1)

式中，i表示省份，t表示時間；Er表示環境規制變量；EC代表高技術產業出口競爭力；X為影響高技術產業出口競爭力的系列因素，γ表示控制變量的系數矩陣；μi和vt分別代表地區固定效應和時間固定效應，用以控制那些隨地區變化或者隨時間變化的因素；ζit為隨機擾動項。如果β1和β2均顯著，特別是β2顯著，則說明環境規制對高技術產業出口競爭力具有非線性關系。

2.變量與數據說明

(1)被解釋變量：高技術產業出口競爭力(EC)。因此，本文采用區域優勢競爭力指數來衡量出口競爭力：

(2)

(2)解釋變量：環境規制(Er)。本文采用每萬元工業企業總產值的工業污染源治理投資的自然對數作為環境規制衡量指標(lnEr1)[19]。同時，采用每萬元主營業務成本的工業污染源治理投資的自然對數(lnEr2)進行穩健性檢驗。

(3)控制變量：外商直接投資(Fdi)、產業利潤率(Profit)、研發投入(Rad)、固定資產投資(Ginv)、企業規模(Size)。外商直接投資(Fdi)，采用高技術產業外商直接投資額占GDP比值來衡量。企業績效(Profit)，采用高技術產業利潤總額與主營業務收入之比來度量。產業利潤率越高，發展越快。研發投入(Rad)，采用高技術產業R&D內部經費支出占GDP比值來衡量。研發強度高，說明高技術產業有充足資金去研發新技術，增加高技術產品附加值，提升出口競爭力。固定資產投資(Ginv)，采用高技術產業固定資產投資額與高技術產業主營業務收入的比值來衡量。固定資產投入可以提高高技術產業基礎設施的完備程度。企業規模(Size)，采用高技術產業主營業務收入與從業人員年平均人數的比值來衡量。

(4)中介變量：高技術產業集聚(Lq)、人力資本水平(Hc)。高技術產業集聚(Lq)，采用區位熵指數來測算。人力資本水平(Hc)，采用各地區高校在校學生數占年末常住人口數的比值衡量。本文所采用的數據主要來自《中國高技術產業統計年鑒》《中國環境統計年鑒》和《中國統計年鑒》。

三、實證分析

1.基準回歸

根據公式(1)，環境規制對高技術產業出口競爭力的影響效應見表1。模型1、2是未加入固定效應的OLS估計，模型3、4是控制時間效應的WLS檢驗，模型5、6是采用雙向固定效應模型估計。從模型1～6的估計結果可以看出，雖然環境規制及其平方項的估計系數值有所變化，但其符號和顯著性均未改變，可以看出實證結果具有穩健性。從模型6中可知，環境規制一次性系數顯著為負，二次項系數顯著為正，這表明，在控制相關變量后，環境規制與高技術產業出口競爭力之間存在顯著的U型關系。假說1成立。

表1 基準回歸結果

在控制變量方面，模型6中外商直接投資(Fdi)和企業規模(Size)系數顯著為正，說明外商直接投資和企業規模對高技術產品的出口競爭力具有促進作用，這可能由于引入外資可以加強高技術產業基礎設施建設，同時外商加入勢必會對國內企業帶來沖擊，促進國內產業技術創新；企業規模越大，勞動生產率水平提升，促進高技術產品出口。企業績效(Profit)系數為負，不顯著，與預期結果相反，這可能與企業績效的指標測度相關。

2.穩健性分析

(1)替換解釋變量。本部分將采用每萬元主營業務成本的工業污染源治理投資的自然對數(lnEr2)替換lnEr1進行穩健性檢驗。表2中的模型1報告了替換解釋變量的估計結果，環境規制及其二次項系數的符號和顯著性，與前文基準回歸結果基本一致，即環境規制與高技術產業出口競爭力之間存在顯著的U型關系不會隨變量測度方式不同而改變。

(2)內生性處理。考慮到環境規制可能受到政府相關政策的主導，與高技術產業發展之間存在反向因果關系，進而使模型產生內生性問題。因此，為解決內生性問題，本文將被解釋變量的滯后項作為解釋變量，構建動態面板模型，采用系統GMM方法進行估計。本文構建如式(3)的動態面板模型：

(3)

相關回歸結果見表2。模型2的二階序列相關檢驗結果均顯示擾動項不存在自相關，且Sargan檢驗統計量表明工具變量均有效，說明采用系統GMM的估計結果是可信的。環境規制與高技術產業出口競爭力存在顯著的U型關系。綜上，說明更換估計方法所得到的結果與基準回歸的估計結果是一致的，說明本文所得到的實證結論是穩健的。

(3)外部沖擊檢驗。2008年全球金融危機爆發，我國產品出口競爭力降低，出口貿易受到重創。為考察其對環境規制與高技術產業出口競爭力影響，借鑒張營營等(2020)[20]的研究，在式(1)的基礎上引入環境規制與對應0～1虛擬變量的交互項，結果見表2模型3，可以看出，交互項lnEr1×T系數為負，但不顯著，表明金融危機后環境規制對高技術產業出口競爭力作用有所降低。

表2 穩健性檢驗結果

四、機制分析

本部分借鑒Baron & Kenny(1986)[21]的研究，采用如下中介效應模型考察環境規制、產業集聚(人力資本)與高技術產業出口競爭力之間的關系，即考察環境規制通過提高產業集聚度和人力資本效應，提升高技術產業出口競爭力的內在邏輯。具體的公式如下：

rrcait=δ+cERit+Xγ+μi+vt+ζit

(4)

Mit=δ+aERit+Xγ+μi+vt+ζit

(5)

rrcait=δ+c′ERit+bMit+Xγ+μi+vt+ζit

(6)

式中，Mit為中介變量。公式(4)中，若系數C顯著，則意味著環境規制對高技術產業出口競爭力存在綜合效應。公式(5)中，若系數a顯著，則表明環境規制對中介變量具有顯著影響。公式(6)中，若c′顯著而b不顯著，則表明中介效應不存在；若b顯著而c′不顯著，說明中介變量存在完全中介作用；如果估計系數與c′、b均顯著，則說明存在部分中介作用，此時的中介效應可以通過ab/c計算得到。

1.人力資本效應

表3報告的是加入了環境規制的一、二次項后中介效應檢驗的結果。由于加入二次項，無法測算中介效應的大小，但是可以計算兩個模型的拐點變化，第(1)列的拐點為2.86，而第(3)列的拐點為3.01，說明加入人力資本因素會使用拐點的位置顯著右移，間接說明人力資本起到中介效應作用。

表3 影響機制檢驗結果1

2.產業集聚效應

同理，表4報告的是在中介變量為產業集聚情況下，加入了環境規制的一、二次項后中介效應檢驗的結果。如表4所示，由于加入二次項，無法測算中介效應的大小，但是可以計算兩個模型的拐點變化，第(4)列的拐點為2.86，而第(6)列的拐點為3.95，說明加入產業集聚因素，會使用拐點的位置顯著右移，間接說明產業集聚起到中介效應作用。

表4 影響機制檢驗結果2

五、結論與建議

本文基于2001—2016年中國30個省級面板數據，利用固定效應、系統GMM估計和中介效應等模型，考察了環境規制與高技術產業出口競爭力之間的非線性關系。主要結論如下：(1)環境規制與高技術產業出口競爭力存在顯著的U型關系；(2)采用更換變量和采用系統GMM估計處理潛在的內生性問題后結論仍然穩健；(3)中介效應模型估計發現，產業集聚、人力資本在環境規制對高技術產業出口的影響過程中充當了中介效應作用，中介效應大小介于26.7%～29%之前，而考察二次項情況下，產業集聚、人力資本會導致環境規制對高技術產業出口競爭力的影響拐點向右移動。

基于以上結論，本文提出如下建議。

第一，在中國貿易出口形勢嚴峻和國內經濟放緩，亟需經濟高質量增長背景下，大力加強保護、改善生態環境，提升環境規制強度，進而增加企業技術創新力度，提升高技術產品附加值，提高產品在國際上競爭力。

第二，高技術企業應增強環境保護和綠色經濟等理念，提升企業在國際市場的競爭優勢，主動應對不利的環境規制政策對高技術產品出口造成的負面影響。

第三，要積極優化環境規制，制定促進高技術產業出口競爭力的其他制度，進一步發揮產業集聚效應和人力帶來資本效應。一方面，要加快高技術產業的集聚水平，讓產業集聚水平的提升來規避部分環境規制給出口競爭力帶來的不利影響；另一方面，增加人力資本投入，提高高技術人才培養水平，向發達國家學習相關的生產技術和管理經驗。