环境规制对区域技术创新影响的门槛效应

沈 能

(1.苏州大学商学院，江苏 苏州215021;2.苏州大学企业创新与发展研究中心，江苏苏州215021)

环境规制对区域技术创新影响的门槛效应

沈 能1，2

(1.苏州大学商学院，江苏 苏州215021;2.苏州大学企业创新与发展研究中心，江苏苏州215021)

实现环境规制和经济增长之间“双赢”的关键在于环境规制能否促进企业技术创新。本文在环境规制强度和企业技术创新之间构建了数理模型，并基于区域异质性假定检验了我国环境规制与技术创新的非线性关系并确定了环境规制的最优规制水平。研究表明:环境规制强度与技术创新是非线性的。在强度维度上，环境规制强度和企业技术创新之间符合“U”型关系，即随着环境规制强度的由弱变强，对企业技术创新产生先降低后提高的影响。环境规制的创新效应还取决于经济发展水平的变量。经济发展水平则存在双门槛，经济发展水平跨越的门槛值越高，环境规制对技术创新的促进作用越显著。本文政策涵义明显:政府切忌走入盲目提高环境规制强度的误区，应根据各区域现实特点，有针对性地制定差异化的环境规制强度和标准，并注重滚动修订，及时调整至最优水平。

环境规制;门槛效应;波特假说;环境库兹涅茨曲线

自从上个世纪70年代以来，环境污染、生态失衡日益严重，已经成为影响人类生存和社会可持续发展的重大问题。尽管各国政府的环境政策不同，但是，提高环境治理标准，加强环境规制水平是各国环境规制政策的核心手段。不可否认，提高环境规制水平在一定程度上能约束企业的污染排放行为，缓解环境压力，但是也有可能因提高治污成本给产业(企业)绩效带来负面影响。评价环境规制有效性的一个重要原则是权衡企业的治污遵从成本和环境保护的创新补偿效应，只有在控制污染排放的前提下能最大程度上减少环境规制对企业竞争力的负面影响甚至获得额外收益时，环境规制才达到了预期的目标。那么，在环境规制和企业竞争力之间能实现“双赢”吗?改革开放以来，伴随着我国二元经济向一元经济转变，加之工业化和城市化的超常规发展使得我国不可避免地提前出现了西方发达国家工业化进程中出现的环境污染和生态失衡问题(张红凤等，2009)。尽管我国政府也意识到加强环境规制的紧迫性和重要性，但是生态环境先天不足以及经济增速刚性约束使得我国环境保护与产业发展的矛盾相对于其它发达国家而言更为突出，我国的环境政策也就被赋予了更多的责任。

1 文献回顾

实现环境规制和企业竞争力、经济增长之间“双赢”的关键在于“创新补偿”效应的大小，准确地说，很大程度上取决于环境规制能否促进企业的生产技术进步。关于环境规制与企业竞争力的关系问题，国内外学者进行了大量的理论和实证研究，初步形成了三种不同的观点:一是环境规制降低企业竞争力［1－3］。部分学者根据新古典经济学理论，认为环境规制不可避免加重了企业的治污成本负担，在生产技术不变的条件下，通过对生产性投资的挤出效应和生产工艺的被迫改变等渠道降低了企业生产率。二是环境规制提高企业竞争力［4－5］。以波特(Michael Porter)为代表的学者摈弃了传统的静态分析思路，他们认为，尽管环境规制一定程度上提高了企业治污成本，但是科学合理的环境规制政策能够引致企业创新行为，产生创新补偿效应，进而形成企业的竞争优势。三是环境规制对企业竞争力的影响难以确定［6－7］。部分学者研究发现，环境规制与企业竞争力的关系并非线性的，环境规制对企业竞争力的作用会受到产业技术特征、环境规制执行情况以及企业环保意识等内外部因素的影响，最终结果取决于成本负担效应和创新收益效应的力量对比。

传统研究大都是在区域同质性假设条件下，考察环境规制对区域技术创新的线性影响［11－13］。但是各地区在经济规模、产业结构、污染排放方面存在的巨大差异，对于不同地区，技术创新对环境政策的响应是有所区别的，即使是同一地区，环境规制与技术创新也并非是简单的线性关系。如果两者是非线性的，线性模型估计将是有偏的，可能会误导环境政策的选择。考虑到我国各地区较大的差异性，环境规制与技术创新存在非线性关系是很有可能的。而且环境规制创新效应的发挥会受多种条件因素的影响，面临着诸多“门槛”。因此，本文将在环境规制强度与技术创新之间构建数理模型，进而从理论上给出环境规制强度与技术创新之间的关系;然后从实证经验方面考察我国环境规制和技术创新的“门槛效应”，并给出相应建议。

2 环境规制对技术创新影响的数理模型

张成假设企业的污染排放与产出成正比，产出越多，污染排放越多，而且企业的污染排放量不能超过政府环境规制的最低要求［8］。利润最大化是企业的最终目标，假设企业的利润函数为P·A(KA)f(KP)，其中，P代表商品价格;A(KA)为企业生产技术，生产技术取决于企业的研发投入(KA)，f(KP)为特定技术下的最大产出，取决于企业的资本投入(KP)。希克斯中性技术假定下，企业的产出函数为:A(KA)f(KP)(用F表示)。另外，所有市场包括要素和产品市场都是完全竞争的。W(F，E)是企业的污染排放量，取决于产量(F)和治污支出(E)，且满足W'(F，·)＞0，W'(·，E)＜0［9－10］，W'(F，·)＞0 说明产出与污染是递增关系，产出越多，污染越多;W'(·，E)＜0说明治污支出与排放是递减关系，治污支出越多，污染越少。由于污染具有负外部性，当政府规定了环境规制水平(R)时，企业必须无条件满足环境规制的要求。

当政府设定了环境规制强度时，企业通常会采用以下两种方式降低污染排放以满足环境规制要求。一是“治污技术进步效应”，即企业通过末端治污开支直接治理污染，降低当期污染排放。二是“创新补偿效应”，即企业通过加大清洁技术的研发，提高产量和利润，拿出更多的资金用于治污。所以企业的生产过程中，生产技术水平(A)、治污技术水平(E)决定了技术水平T(A，E)的大小，且满足 T'(A，·)＞0，T'(·，E)＞0。

可以将生产集划分为两部分，以区分企业的“治污技术进步效应”和“创新补偿效应”，一部分是厂商的总生产集A(KA)·f(KP);另一部分是治污的生产集αA(KA)·f(KP)，0＜α＜1，α表示用于治污支出占企业总产出的比重，也反映了企业对环境规制强度的响应程度。根据上面的定义可知，A(KA)·f(KP)=E。另外，污染(W)取决于企业的总产出和治污支出，那么企业治污和技术创新的最优行为为:

根据企业优化的一阶条件，可以推导出:

上述等式意味着:面对一定的环境规制强度和标准，企业的最优选择是让生产的边际污染增加等于治污的边际污染减少。根据式(2)可知，W是在特定的环境规制强度下企业的污染排放量。那么环境规制变量可以用企业排放的污染量代理。若环境规制强度较低，企业的污染排放量就高，若环境规制强度较高，企业的污染排放量就低。另外根据企业的技术函数中T'(A，·)＞0，可得:

根据式(5)，当环境规制强度由弱变强时，企业的污染排放量需要不断降低。根据，这也意味着，当环境规制强度不断提升时，α不断增大。由此可见当α在0至 0.5 的区间内时，由表明，当环境规制强度相对较弱时，环境规制强度的提升，伴随着企业污染排放的减少，同时企业技术创新也趋于下降。当α在0.5至1的区间内时，此时可以是大于零或是小于零的。但当环境规制强度在这个阶段继续增强时，即当α变得接近于1时，此时厂商的治污投入变得很大时这表明，当环境规制强度进一步提高，进入到一个较严厉的阶段时，企业的污染排放进一步降低的同时，企业技术创新越明显。

根据上述推理，本文可以得出如下命题:从环境规制强度来看，环境规制强度与技术创新同样也呈现“U”型曲线关系。即当环境规制强度较低时，环境规制强度与技术创新负相关;当环境规制强度较高时，环境规制强度与技术创新正相关。

3 环境规制影响技术创新的“门槛效应”

3.1 门槛面板模型

上述数理模型从理论上证明了环境规制强度与技术创新的非线性关系。接下来，本文以中国的经验数据实证检验两者之间的关系。以往文献不考虑环境规制创新效应存在“门槛效应”。所谓“门槛效应”，是指环境规制对技术创新影响过程存在若干个关键点，区域有关的经济变量只有跨越关键点，环境规制才会促进技术创新。对“门槛效应”的检验方法，通常采用分组检验和交叉项检验。分组检验事先对样本进行分组，但对样本进行分组的缺乏客观统一的标准;交叉项检验建立包含交叉项的线性模型，但交叉项的形式难以确定，而且两种方法都无法解决“门槛效应”的显著性验证问题。为此，笔者采用Hansen［14］提出的面板门槛回归模型。它的优点在于一方面能估计出门槛值，同时也能对内生的“门槛效应”进行显著性检验。其思想是将某门槛值作为一个未知变量纳入回归模型中，构建分段函数，并对该“门槛效应”及相应门槛值进行实证估计和检验。

除了环境规制强度(Sit*)的门槛值，本文还选取了经济发展水平(GDP)作为门槛测定的对象。考虑到门槛变量可能会存在多个门槛值，因此分别建立如下以Sit*和GDP作为门槛变量的门槛面板数据模型:如式(6)和式(7):

其中，λ1，λ2…λn为待估算的门槛值，I(g)为指标函数。

进行门槛效应检验需要解决两方面的问题:一是估计门槛值及其系数;二是对门槛效应进行显著性检验。具体检验方法参见Bai和Hansen提出的方法［15］。

3.2 环境规制对技术创新影响效应结果

根据前面的模型估计及检验方法，本文利用Stata 10.0统计软件稳健的估计方法进行实证分析，结果如表1所示。

以往文献大都认为，环境规制强度和技术创新是线性关系，并且多数认为环境规制强度越大，对技术创新的促进作用越明显，并呼吁提出环境规制强度，借以促进技术创新的政策建议。但从实证结果来看(表1)，环境规制对技术创新的作用并非单调递增(递减)的，而是存在一个“门槛”:当环境规制强度(Sit*)低于门槛0.427 4时，对技术创新的弹性系数显著为负(－0.015);环境规制强度与技术创新负相关，并抑制了技术创新;当环境规制强度(Sit*)超过门槛值时，对技术创新的弹性系数显著为正(0.022)，环境规制强度与技术创新正相关，促进了技术创新，即在强度维度上，环境规制强度和技术创新呈现“U”型曲线关系。

表1 门槛值及参数估计Tab.1 The thresholds and parameters estimation

之所以环境规制强度与技术创新呈现“U”型曲线关系。笔者认为:当政府设定了环境规制强度时，企业通常会采用以下两种方式降低污染排放以满足环境规制要求。一是“治污技术进步效应”，即企业通过末端治污开支直接治理污染，降低当期污染排放。二是“创新补偿效应”，即企业通过加大清洁技术的研发，提高产量和利润，拿出更多的资金用于治污。从短期来看，虽然通过末端治污开支降低了污染排放，或暂时满足了环境规制要求，但末端治污开支必然会缩减对清洁技术(创新)的投研发力度和资金投入;从长期来看，通过治污开支只能暂时降低排放水平，不能从根本上解决污染问题，企业为了提高治污效果，必然会尝试通过对清洁技术(创新)的投入，提高产量和利润来满足治污的资金需求。而且，当政府环境规制力度越大时，由于环境规制标准过于严格，部分企业必然会退出市场，市场集中度进一步提高在扩大企业规模的同时，也通过技术创新提高了企业核心竞争力。面对严格环境规制强度和标准，加之末端治污支出的边际效应递减，企业会重视清洁技术的研发。所以，面对不同的环境规制强度约束，企业会在末端治污开始与清洁技术研发之间进行权衡比较，也就导致了在强度维度上，环境规制和技术创新呈现的“U”型曲线关系。但是，提高环境规制强度并不是唯一手段，产业或企业对环境规制强度的承受能力是有限的。当环境规制强度操作空间受限时，环境政策的效果就取决于环境规制的手段和形式。如果环境规制手段单一或不合理，即使提高环境规制强度也可能达不到预期的效果，在推迟“U”型曲线拐点出现的同时还会降低“U”型曲线上升趋势的显著性。

以上我们从数理和实证两方面证明了环境规制强度与技术创新的“U”型曲线关系，但是否意味着提高环境规制强度和标准就自动促进技术创新了吗?实际上，环境规制对技术创新的影响不仅受到规制强度本身的因素，还会面临其它方面的“门槛”。其中一个重要的因素是当地经济规模和发展水平。从表1可以看出，不同的经济发展水平会对环境规制的创新效应产生影响，即不同地区的环境规制创新效应是有差异的。与环境规制强度的单一门槛不同，经济发展水平具有双重门槛特征。当地区人均GDP低于第一门槛值(11 505元)时，环境规制对技术创新的弹性技术为－0.005;当地区人均GDP介于11 505－17 979元之间，环境规制对技术创新的弹性系数提升(0.018);而地区人均GDP跨越17 979这一门槛时，环境规制对技术创新的弹性系数最大(0.025)。

以上经验表明，我国较发达的地区支持了“波特假说”，经济发展水平越高，环境规制对技术创新的促进作用明显;而中西部欠发达地区不支持“波特假说”，经济发展水平落后，抑制了环境规制创新效应的实现。这一结论给我们的启示是:环境库兹涅茨曲线假说与波特假说是否存在某种联系，或者说，是否可以利用环境库兹涅茨曲线假说对波特假说在不同地区获得支持的差异性做出合理的解释。当一个国家或地区经济处于欠发达状态，发展经济、提高收入是政府面临的首要问题，且较低的收入水平决定了此时人们对高质量的环境需求相对较小，即使面对严厉的环境规制标准，也难以激励企业实施清洁生产，这也就解释了环境库兹涅茨左侧曲线所描述的环境污染递增的走势。当带经济发展进一步到新的阶段后，前期粗放型的经济发展模式导致环境污染、生态恶化，收入的提高也提高了人们对高质量环境的需求。加大环境规制强度已经势在必行，改革传统末端治理模式，推行清洁生产已经成为企业的共识。清洁生产的实施在满足环境规制要求的同时，也实现了“创新补偿效应”，提高了企业的核心竞争力。这也就解释了环境库兹涅茨右侧曲线所描述的环境污染递减的走势。

4 结论

波特认为:从时间序列来看，环境规制与技术创新呈现“U”型曲线关系，本文通过数理推导模型认为，从环境规制强度来看，环境规制强度与技术创新同样也呈现“U”型曲线关系。即当环境规制强度较低时，环境规制强度与技术创新负相关;当环境规制强度较高时，环境规制强度与技术创新正相关。同时，本文通过经验分析，环境规制强度对技术创新的影响并非单调递增(递减)的，而是存在一个“拐点”或“门槛”。另外，环境规制对技术创新的影响还取决于其他门槛，如经济发展水平。经济发展水平存在双门槛，经济发展水平跨越的门槛值越高，环境规制对技术创新的促进作用越显著。

本文政策涵义明显:我们必须清晰地认识到，提高环境规制强度不能自动促进技术创新，应根据不同地区的实际情况，环境规制应体现差异化的特征，不能走入盲目提高环境规制强度的误区。实证结果表明，环境规制政策创新效应的发挥很大程度上取决于当地经济发展水平。一个国家或地区经济规模只有达到一定的程度时，环境规制对技术创新的促进作用才会显著，这也解释了不同文献实证结果差异的根源。值得一提的是，虽然经济规模是“波特假设”成立的前提条件，但是要达到这个条件并非是靠粗放型增长实现的，关键在于彻底实现经济发展方式的转变，提高经济发展质量。而这又需要改革原有的环境政策，创新环境规制体系。为了持续促进技术创新，要避免原有环境政策单一、固定的静态标准，应根据区域发展情况注重滚动修订，及时调整至合理水平。同时环境政策要有超前性，不能以经济落后为借口忽视环境政策的积极作用。对于中西部欠发达地区，尽管经济规模较小，尚未达到门槛值，但是并不能否认环境政策对技术创新的刺激作用。实际上，环境政策对技术创新的促进作用始终存在的，并随着公众环保意识的增强和经济的发展进一步体现。所以这些地区绝不能再走“先污染后治理”的老路，等到经济发展后再重视环境规制政策。另外，中西部地区在承接东部产业转移的过程中，尤其要强化产业转移的甄别机制，防止污染型产业过度转移的情况发生。

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The Threshold Effect of Environmental Regulation on Regional Technological Innovation

SHEN Neng1，2
(1.School of Business，Soochow University，Suzhou Jiangsu 215021，China;2.Center for Enterprise Innovation and Development，Soochow University，Suzhou Jiangsu 215021，China)

The key to promoting technological innovation is to achieve a“double-win”between environmental regulation and economic growth.The paper constructs a mathematical model between the intensity of environmental regulation and enterprises’technological innovation，empirically tests the nonlinear relationship between environmental regulation intensity and technology innovation，and determines the optimal level of regulation intensity.The result indicates that the intensity of environmental regulation and technology innovation shows a“U”type relationship.Only when the environmental regulation intensity crosses a single threshold value，Porter hypothesis can be achieved，which means a U-type relationship between the environmental regulation intensity and technological innovation.There exist two economic development level thresholds.The higher the GDP is，the more significant the role in promoting technological innovation.The policy implication is obvious:Government should put forward differentiated intensity of environmental regulation based on the reality of regional characteristics，and focus on rolling revision adjusted to the optimal level.

environmental regulation;threshold effect;Porter hypothesis;environment Kuznets curve

F062.2

A

1002－2104(2012)06－0012－05

10.3969/j.issn.1002－2104.2012.06.003

(编辑:刘呈庆)