环境规制对技术进步的影响研究——基于山东省的动态计量分析

韩 峰， 扈晓颖

（1.湖南大学经济与贸易学院，湖南 长沙 410079；2.山东财政学院经济学院，山东 济南 250014）

环境规制对技术进步的影响研究
——基于山东省的动态计量分析

韩 峰1， 扈晓颖2

（1.湖南大学经济与贸易学院，湖南 长沙 410079；2.山东财政学院经济学院，山东 济南 250014）

随着工业化、城市化不断深入，环境问题越来越受到人们的关注，如何处理好环境规制与经济增长方式转变之间的关系成为学界研究的热点。该项研究在知识生产函数的基础上，采用动态计量经济方法对山东省环境规制对技术进步的影响进行了实证分析。结果显示环境规制与技术进步之间存在长期的动态均衡关系，环境规制对技术进步具有单向因果关系；环境规制对技术进步的促进作用随着时间的演进而持续增长，且该效应具有长期性和稳定性。以环境保护与污染治理为主要内容的环境规制在长期内是提高区域技术研发水平和研发质量，进而增强区域竞争力的重要因素。

环境规制；技术进步；主成分分析；动态计量分析

1 引言

随着工业化的深入，环境污染的负外部性对人们生产、生活的影响越来越大，加强环境规制已成为各国发展经济、改善人居环境的普遍选择。环境规制与经济协调发展问题是我国近年来经济研究的重点，国际国内研究成果为此提供了比较可靠的理论和方法。环境规制主要通过三个途径对经济产生影响：首先，良好的投资环境能够吸引外资，从而引进先进的生产技术和管理方式，提高企业生产率水平，为区域经济发展注入活力；其次，良好的人居和工作环境可以吸引大量高素质人才向该地区集聚，扩大区域人力资本存量，从而提高区域技术研发能力，为经济发展提供源动力；第三，环境规制带来的成本效应能够促使企业采用先进技术、提高劳动生产率，进而提高区域经济自我发展能力。可见，环境规制在一定程度上影响了新技术的形成及其扩散的速度和深度，进而对区域经济结构和生产方式产生作用。因此，研究环境规制对区域技术进步的作用对于促进区域产业结构优化、转变区域增长方式，进而促进区域经济可持续发展具有重要的现实意义。有鉴于此，本文以山东省为例，研究了以下主题：（1）环境规制是否与技术进步存在长期的因果关系？（2）环境规制对于技术进步的动态影响机制是怎样的？

由于在研究方法、数据和变量选取等方面存在差异，对于环境规制对技术进步的影响，学术界尚未形成一致的结论。为全面反映环境规制对技术进步的影响机制，本文尝试从污染治理、环境维护和清洁生产等方面衡量环境规制，同时在知识生产函数（Audretsch D.and Maryann P.）［1］的基础上建立计量模型，选取山东省1988—2008年的相关数据采用基于VARM的协整检验、脉冲响应分析方法对环境规制对技术进步的作用进行动态计量分析。

2 模型与变量

2.1 实证模型设定

本文将环境规制以及与技术进步相关的变量纳入一般范式，通过建立扩展的知识生产函数来研究环境规制与技术进步之间的关系。首先，利用参数方法估计全要素生产率。在新经济增长模型框架下，考虑如下道格拉斯生产函数：

其中，Y、L、K、分别代表国民生产总值、劳动投入以及资本积累。本文利用 “索洛余值法”估计A所代表的全要素生产率。思路为：对（1）两边取自然对数，得到：

假定规模报酬不变，即α+β=1，故上式转化为

令C=lnA，则得到

通过估计以上方程得到β的估计值，并代入方程 lnA=ln（Y/L）-βln（K/L），从而得到 lnA 值，进而计算出全要素生产率A。

其次，我们引入Audretsch D.and Maryann P.Feldman（1996）的知识生产函数。知识生产函数的原型是将研发支出作为投入、技术进步作为产出的模型：

环境规制有利于清洁生产技术的推广和应用（Ecker and Coote，2005）［2］、人力资本积累、产品差异化（Walley et al.，2000）［3］及研发活动的开展（Jaffe and Palmer，1997）［4］，从而能够提高全要素生产率（Porter，1991；Lanoie，Patry and Lajeunesse，2008）［5］。因而，我们在（5）式中引入环境规制变量并写成Cobb—Douglas形式：

其中，A0为常数，β1、β2分别为全要素生产率（技术进步）对研发支出和环境规制的弹性系数。根据一般区域经济学原理，外资的技术溢出效应、区域通达性及现代服务业亦是影响技术进步的重要因素，因而（6）式可以扩展为：

其中，X为外商直接投资（FDI）、区域通达性（TDJS）和服务业发展（DSCY）等变量组成的向量。根据（4）和（7），并对（7）两边取对数得到模型的线性形式为：

上式中，JSJB表示技术进步，RSAD为研发支出。β0,1,2,3,4,5为各变量的系数，其符号和具体数值衡量了各变量对技术进步的影响方向和程度；t=1，2，3……表示从1988—2008年的时期数（单位：年）。

2.2 变量说明

被解释变量：JSJB表示技术进步情况，在原模型中为专利授权数量，但专利数量主要反映了大型企业创新活动的结果而忽略了中小企业的工艺创新、创造性模仿和逆向工程的创新过程（Capello,2007）［6］，故本文用全要素生产率来表示技术进步，以代表更广泛意义上的创新过程，其计算过程如式（1）-（4）。其中，劳动力数据用各地区年底从业人员数（万人）衡量。数据来源于《山东省统计年鉴》；资本存量数据的计算比较繁复，相关资料中没有现成的固定资产投资和流动资金年末价值数据可以利用,本文采用永续盘存法来计算固定资产净值，即:

It/Pt为利用固定资产价格指数计算的山东省每年的全社会固定资产投资实际额，δ为折旧率，根据张军等（2004）［7］将折旧率设定为9.6%。在确定基年固定资产存量时,本文直接采用了张军（2004）中提供的以1978年价格计算的资本存量。本文首先以式（4）为依据运用全省时间序列数据建立计量模型，用以估算α和β的值，得到α=0.3308和β=0.6692，进而得到全要素生产率A的值。

解释变量：

（1）企业研发支出（R&D）：在 R&D 上面的投资能够促进技术进步，从而提高参与生产的所有生产要素的实际生产率，比如高附加值的最终产品和中间投入品的创新等，可以提高其上下游产业链所有生产要素的生产效率。以1978年价格为基础对数据进行价格调整，同时对原数据取对数以慰平剧烈波动带来的误差和消除异方差。数据来源于《山东省统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。

（2）外商直接投资（FDI）：外商直接投资对区域经济增长具有直接和间接两种效应。一方面，属于国外创新网络的外资企业本身所具有的要素生产率优势，其存在对东道国的技术水平本身就起到促进作用；另一方面，外国直接投资者对区域中间产品的需求能够催生当地的相应中间产业部门，进而促进当地最终产业部门的建立和发展，即外资企业对东道国企业的发展具有技术外溢效应。以1978年价格为基础对数据进行价格调整，同时对原数据取对数以慰平剧烈波动带来的误差和消除异方差。数据来源于历年《山东省统计年鉴》。

（3）环境规制（HJGZ）：原则上来说，区域环境状况越是优越，就越有利于吸引高科技企业和高技术人才来此发展，就越有利于营造区域创新环境，从而促进技术进步；反之亦然。该变量目前用环境污染物排放量（张凤红，周峰等，2009）［8］和工业污染治理投资额（郭建万，陶锋，2009；李强，聂锐，2009）［9-10］衡量的比较多，但环境规制除了控制工业污染外，还应涉及公共环境维护、污染物的处理和循环利用等方面。因此，本文设计该变量包括人均绿地面积、工业废水排放达标率、工业废气处理率、工业固体废物综合利用率、污染治理资金使用情况、三废综合利用产品产值、生活垃圾无害化处理率和每万人公共厕所数等八个方面。以1978年价格为基础对有关数据进行价格调整，进而对这八个指标进行主成分分析，最后将测算的环境规制综合指标作为解释变量引入计量模型。主成分分析法的步骤为：首先对变量进行标准化处理，然后得出因子载荷矩阵和方差贡献率，并提取主成分，最后将提取的主成分与方差贡献率进行加权，从而得出环境规制的综合衡量指标。数据来源于《山东省统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》以及中国自然资源数据库。

（4）区域通达性（TDJS）：区域通达性主要取决于区域交通设施和通信技术发展状况。我们用公路、铁路里程数（单位：公里），电信业务总量（单位：万元）以及邮路总长度（单位：公里）来表示。在这里，仍采用主成分分析法首先对这四个变量提取公因子，建立反映区域交通设施和电信通讯发展程度的综合指标来表征区域通达性。数据来源于《山东省统计年鉴》，1990—2009。

（5）第三产业发展状况（DSCY）：第三产业以生产性服务业为主，完善的公共服务和和基础设施支持不仅为技术创新和发展提供了优越的环境，更有利于促进社会网络的发展和建设，发达的社会网络极大的促进了知识的传播和扩散以及知识的累积学习过程，从而有利于技术进步和发展，反之，服务性行业发展滞后的区域就不利于甚至阻滞技术的进步和传播。

3 实证结果及解释说明

3.1 变量的平稳性检验

在VAR模型中，脉冲响应函数分析建立在误差向量满足白噪声序列向量这一假设前提之上。所以，我们首先对模型中的各变量进行单位根检验，以确定各变量的平稳性。本文采用ADF方法进行检验。在检验形式的确定上，首先采用图形观察，其次进一步检验趋势项或常数项的显著性。检验结果如表1所示。

从表1可以看出，技术进步、外商直接投资、环境规制的一阶差分在1%显著水平上为平稳序列，研发支出、区域通达性和服务业发展分别在5%水平上显著，说明 JSJB 与 RSAD、FDI、HJGZ、TDJS、DSCY都是一阶单整序列。可见，JSJB与RSAD、FDI、HJGZ、TDJS、DSCY 都是 I（1）序列，技术进步与各被解释变量之间有可能存在协整关系。

3.2 协整分析与因果关系检验

（1）协整检验。

以上变量中JSJB与RSAD、FDI、HJGZ、TDJS、DSCY均是非平稳的一阶单整序列，二者可能存在协整关系。我们用Johansen极大似然估计法对变量进行协整分析。Johansen协整检验是基于VAR（向量自回归模型）的检验方法。因此，在协整分析之前首先建立VAR模型。通过综合考虑AIC、SC信息标准以及LR检验结果，模型滞后期确定为3。协整检验结果如下。

由表2可以看出，技术进步与企业研发支出存在两个协整关系，与外商直接投资、环境规制、区域通达性之间在一个协整关系。但技术进步与服务业发展之间的协整关系，只有最大特征值通过了协整检验，二者之间的关系还有待进一步说明。所以，技术进步与外商直接投资、环境规制、区域通达性之间存在长期的动态均衡关系，但与服务业发展间的长期关系还不甚明确。

（2）Granger因果关系检验。

协整关系显示，JSJB 与 RSAD、FDI、HJGZ、TDJS之间存在长期的协整关系，但与DSCY的关系却不很明确。为此我们进一步用Granger因果关系检验确定变量之间的关系。我们首先对JSJB与RSAD、FDI、HJGZ、TDJS、DSCY 进行一阶差分处理，然后再对△JSJB与△RSAD、△FDI、△HJGZ、△TDJS、△DSCY进行Granger因果关系检验，结果如表3。

结果显示：技术进步与企业研发支出在10%显著水平上拒绝原假设，互为变动原因；在1%显著水平上技术进步与外商直接投资互为二者变动的Granger原因；在1%显著水平上环境规制是技术进步的格兰杰原因；在5%显著水平上区域通达性的改善也会引起技术进步的变动。然而，技术进步与第三产业发展之间却不存在Granger因果关系。因此，对山东省，企业研发支出、外商直接投资、环境规制与区域通达性建设都对技术进步产生冲击。

3.3 脉冲响应分析

以上分析显示，企业研发支出、外商直接投资、环境规制、区域通达性与技术进步之间存在长期的动态均衡关系；技术进步与第三产业发展之间协整关系不明确而且二者亦不存在格兰杰因果关系。因此，我们可以利用Sims提出的向量自回归（VAR）技术以 JSJB 与 RSAD、FDI、HJGZ、TDJS建立水平 VAR模型，进行冲击反应分析。本文选用广义脉冲响应函数（GIRF）进行分析。图1便是脉冲响应结果。其中横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：年），纵轴表示对冲击的响应程度，实线表示脉冲响应函数，代表了技术进步对企业研发支出、外商直接投资、环境规制、区域通达性冲击的反应。

图1显示，当在本期给环境规制一个标准正冲击后，技术研发短期内迅速上升，到第5期出现正响应，并在第14期以后开始稳定增长。这表明企业技术在收到外部条件中环境改善的冲击以后，在企业所属的不同市场力量作用下，给技术研发带来同向的冲击，而且这一冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应。同时，还可以看到，环境改善对区域技术研发的作用具有滞后效应，其对技术研发的正向效应要在滞后5期以后才能够体现，而且加大环境保护和污染治理力度对技术研发的作用随着时间的演进而持续增长。而技术进步是经济发展的主要动力和源泉。因此，加强环境保护和治理污染、创造良好的投资与生活环境，是企业实现清洁生产、促进技术研发和推广应用、提高产品质量和差异性，进而获得经济、环境双赢效益的重要举措，也是区域实现经济、环境与资源和谐发展、转变增长方式、促进产业结构优化升级的突破口。

再来看除环境规制外的其它因素。当在本期给外商直接投资一个正冲击后，区域技术研发立即出现正向反映，其增长速度首先降低，然而在第8期以后开始稳定增长。这说明外商直接投资的变动也将会给区域技术研发带来同向冲击，且外商直接投资带来的技术效应会在第8期后对区域技术研发产生稳定的拉动作用。同样，当期给企业研发支出一个正冲击后，区域技术研发的反映趋势与受到外商直接投资冲击时的波动情况类似，只是在达到稳定增长状态后，其增长速度不及在外商直接投资作用下的速度大。在当期给区域通达性一个正冲击后，区域技术研发立即加速增长，在第3期达到最高点（及在此点影响最大）；从第13期开始稳定增长。可见，交通设施以及电信、邮政业的发展对区域技术研发也具有重要的促进作用，特别是这些因素对区域技术研发的短期效应更为明显。

比较各因素对区域技术进步作用效果来看，短期内，外商直接投资、企业研发支出以及区域交通设施、电信技术和邮电事业的发展都对区域技术研发产生明显的促进作用，其中区域通达性建设的短期效应尤为明显。但在长期内环境规制与外商直接投资对山东省技术进步的影响大于企业研发支出和区域通达性建设，且具有较长的持续效应。加强环境保护、污染治理和生态建设，能够提升区域技术竞争力，已成为目前山东省经济技术发展的重要推动力。

4 结论与启示

本文在通过引入环境规制变量建立知识生产函数，并在VAR模型的基础上，运用脉冲响应和方差分解等动态计量经济学方法，就山东省环境规制对技术进步的影响进行了深入分析。由此可以得出以下结论：

第一，区域技术进步与企业研发支出、外商直接投资、环境规制、区域通达性之间均存在长期动态均衡关系，二者存在相互制衡的稳定机制，因此，可以通过影响一个变量的变化来引起另一个变量发生变化。但技术进步与生产性服务业为主的第三产业的关系却不明确。

第二，技术进步与企业研发支出、外商直接投资互为格兰杰因果关系；环境规制与区域通达性是技术进步的格兰杰原因，反之却不成立。环境规制对技术创新的促进作用因为滞后效应在短期内不明显，但长期内，环境规制与外商直接投资对山东省技术研发的影响要大于企业研发支出和区域通达性建设，且具有较长的持续效应。

第三，山东省环境规制政策在长期内有利于技术的进步和经济发展。脉冲响应结果显示，尽管存在滞后效应，但加大环境保护和污染治理力度对技术研发的作用随着时间的演进而持续增长，且这种效应具有持久性和稳定性；以环境保护与污染治理为主要内容的环境规制在长期内是提高区域技术研发水平和质量，进而加快传统产业改造和产业结构优化步伐、增强区域竞争力的重要因素。因此，加强环境规制，有利于提高区域技术竞争力、推进经济增长方式转变，从而实现污染控制、经济增长和技术进步的和谐发展。

鉴于环境规制对技术进步的促进作用，山东省应适当提高环境规制强度，建立技术创新的激励机制,以达到环境绩效和经济绩效同时改进的“双赢”目标。另外，被规制企业应采取积极的应对措施，实行清洁生产，发展生态工业，开展循环经济，充分发挥技术创新的补偿作用，减少环境规制成本效应给企业发展带来的消极影响，进而达到污染控制和企业经济绩效提高的“双赢”目标。

［1］Audretsch D,Feldman M.R&D Spillovers and the Geography of Innovation and Production ［J］.American Economic Review,1996，（86）：630-640.

［2］Ecker S.,Coote,L..Best farms—an integrated approach to environmentally sustainable farming in the south-west region of Western Australia.Australian Journal of Environmental Management,2005,12（4）：215.

［3］Walley K.,Custance,P.,Parsons,S..UK consumer attitudes concerning environmental issues impacting the agrifood industry.Business Strategy and the Environment,2000,9（6）：355-366.

［4］Jaffe A.B.,Palmer,K..Environmental regulation and innovation:a panel data study.Review of Economics and Statistics,1997，79（4）：610-619.

［5］Lanoie P.,Patry M.,Lajeunesse R.Environmental regulation and productivity:testing the porter hypothesis ［J］.Journal of Productivity Analysis,2008，30：121-128.

［6］Capello R.,Regional Economics［M］,Routledge:Routledge 2 Park Square,Milton Park,Abingdon,Oxon OX14 4RN.,2007,194-196.

［7］张军,吴桂英,张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952—2000［J］.经济研究,2004，（10）:35-44.

［8］张红凤,周峰,杨慧等.环境保护与经济发展双赢的规制绩效实证分析［J］.经济研究,2009，（3）:14-26.

［9］郭建万,陶峰.集聚经济、环境规制与外商直接投资区位选择——基于新经济地理学视角的分析［J］.产业经济研究,2009，（4）:29-37.

［10］李强，聂锐.环境规制与区域技术创新——基于中国省际面板数据的实证分析［J］.中南财经政法大学学报,2009，（4）:18-23.

（责任编辑 刘传忠）

The Effect of Environmental Regulation on Technological Progress——Dynamic Econometric Analysis of Shandong Province

Han Feng1，Hu Xiaoying2
（1.School of Economics and Trade，Hunan University,Changsha 410079，China；2.School of Economics，Shandong University of Finance,Jinan 250014，China）

With the deepening of industrialization and urbanization,more and more attention is paid to environmental issues.How to deal with the relationship between environmental regulation and economic pattern has become an academic focus.Based on the knowledge production function,this paper makes an empirical study of the impact of environmental regulation on technological progress of Shandong province using dynamic econometric method.The results show that,there is a long-term dynamic equilibrium between environmental regulation and technological progress,and the environmental regulation has a one-way causality on technological progress.The positive effect of environmental regulation on technological progress will sustain growth over time,and such effect is protracted and stable.Envirnomental regulation which includes environmental protection and pollution control as its main content is an important factor to improve the level and quality of regional R&D in the long-term,thereby to enhance the regional competitive power.

environmental regulation； technological progress； principal component analysis； dynamic econometric analysis

F301.2

A

国家社科重大项目“贯彻落实科学发展观与完善开放型经济体系研究”（编号：07&ZD017）。

2010-07-18

韩峰（1984-），男，山东邹平人，湖南大学经济与贸易学院博士研究生；研究方向：区域经济、应用计量经济。