环境规制提高企业创新能力了吗？——基于省级FDI面板数据的实证检验

胡德宝，林于汕，严 晗

(1.中国人民大学 国际学院，北京 100872；2.日本早稻田大学 政治经济学院，东京 1698050)

一、问题提出

近年来，中国的环境保护问题成为大家普遍关注的话题。尤其是全国出现大范围的雾霾天气后，民众对环保有了更多的期待。多年的经济高速增长造成了对资源的过度依赖以及对环境的严重破坏，使得我国原有的粗放型增长模式难以为继。据统计，2017年，我国消费43.6亿吨标煤，消耗量占全球总量的1/5以上，单位GDP能耗是世界平均水平的2.5倍，美国的3.3倍，日本的7倍，同时也高于墨西哥、巴西等其他发展中国家。高能源消耗带来了高排放和高污染。

为了改善环境质量，实现经济社会的可持续发展，更加严格的环保执法以及更加有效的环保措施势在必行。截至2017年底，中国已有1 600多部国家级的环境保护标准。而且，环保政策执行得更为严格：政府修改了环境保护法、大气污染防治法，完善了所有污染物排放的环境保护监管制度，严格执行了源头保护、损害赔偿和责任追究等制度。此外，近年来一些外资企业特别是制造业的企业撤离引起了广泛关注。事实上，截至2017年底，我国累计吸引外商投资总量超过了1.87万亿美元，而在2017年全球跨国投资总量有所下滑的背景下，我国吸引外商投资共计8 775.6亿元人民币，同比增长7.9%。

虽然外资为中国经济的发展带来重要贡献，一些负面问题也越来越受到关注，例如偷逃税款、在技术转移中的过度保护、向中国转移高污染产业等。近年来，我国掀起了“环保风暴”，很多企业感受到了前所未有的环保监管压力。而很多人把少数外资企业的撤出与环保监管过于严格联系在一起[1]。在新的背景下，如何认识外商直接投资(FDI)及其影响，成为一个需要重新审视的课题，并由此引发以下问题：FDI是否会引致更严厉的环保规制措施？更加严厉的环保规制对外资企业产生了更刚性的约束，这成为部分外资企业撤离的原因？

二、文献综述

普遍的观点认为， 更严厉的环境规制能促进企业的技术创新及应用[2-4]。作为政府的公共政策，环境规制可以弥补市场失灵的不足，对于推广应用绿色技术的研发与吸收具有重要作用[5][6]。然而，如果环境规制力度过大，企业对新技术应用的预期收益可能远小于其预期成本，企业存在机会主义行为，导致环境规制对企业进步技术激励的弱化。而且，环境规制对技术进步的效果是与其他外部因素紧密联系的。

事实上，环境规制的政策工具对企业的环保决策也有重要影响。行政强制性命令的传统规制手段是一种常用的直接规制工具，然而它提供的是最低激励。在市场化导向改革背景下，征收排放税，发放减排补贴、研发补贴，拍卖交易许可证等方式作为经济性规制的手段更多地被采用。政策工具绩效的重要评价标准就是污染型企业对环保的R&D投入、企业对新技术的创新及应用的激励程度等。

许多学者通常认为，对于污染型企业的减排研发和创新应用的激励会随着规制政策的严厉程度的增长而单调增长[7][8]，也就是说，严厉的环境规制政策促进了环保技术的扩散和创新[9]。然而另外一些研究表明，规制政策的严厉程度与企业进行研发创新的激励作用并不一定单调正相关，当传统技术与新技术的边际“减排”成本曲线有交叉时，二者可能成为一种倒U型的关系[10]。这表明，严厉的环境规制不一定推动企业技术创新或新技术应用，也可能会阻止清洁技术的开发及吸收应用。环境规制对于处在不同发展阶段的市场的效果也存在差异。若一味依赖环境技术的引进，容易导致环境技术创新路径的低端锁定。Srinivas (2011)认为，对于发展中国家大多数企业来说，通过严格的环境规制直接促进技术创新是比较困难的，更多的是从发达国家购买先进设备或实施技术转让，并不会必须促进技术创新[11]。

事实上，技术进步本质上是知识外溢与技术创新的耦合。在这一过程中，环境规制对技术创新的作用产生的仅仅是外在推动力，其本身还与R&D投入、FDI等因素紧密相关。由于排污具有外部不经济性，以及技术进步中存在的知识外溢性，会出现市场失灵的情形，是否出现免费搭车、投入不足等现象，主要依赖于技术外溢程度以及R&D投入的边际成本效应等[12]。理论界对于FDI所产生的环境效应并未取得一致结论，一部分学者认为，FDI会损害流入地的环境质量[13-15]。另一些学者则发现，FDI流入会显著提升地区环境质量[16-22]。

部分文献对于FDI对环境污染的影响进行了理论分析和实证研究。经典的“污染避乱所假说”(Pollution Haven Hypothesis，PHH)认为，发展中国家出于促进经济增长、增加税收的需要，倾向于放松环境规制水平、降低环境保护标准，以此来吸引外商投资[23]。对于保护环境，即便发展中国家政府有足够的动机，他们也缺乏必要的资金支持和技术手段。事实上，跨国公司在产业转移中进行区位选择时，并非仅考虑环保成本因素，还要考虑制度、环境、基础设施等其他因素。一些研究认为，FDI事实上会显著改善区域环境质量[19]。这主要是因为：第一，跨国企业子公司与当地企业相比，前者的环保行为会更容易受到政府和非政府机构的外部监督[24]，从而通常会执行统一且严格的环境标准以实现自我规制(Self-Regulation)，并通过“外溢效应”使当地企业的环保标准也得到提升[25]，这无疑会促进一个地区整体的环境规制水平的提升[26][27]。第二，外商投资企业与当地企业相比，具有更先进的治污技术、更有效的环境管理手段，绿色环保技术和管理经验将通过东道国企业的“学习模仿效应”，在东道国产生溢出并扩散，外商投资企业会为东道国带来本国的环境友好型的生产技术工艺，进而减少污染物排放并提高能源使用效率。第三，FDI通过提高经济发展水平和居民收入水平，提高居民的环保意识，并为环境规制提供更好的基础和保障[28-30]。

三、理论基础

现在分析中国不同区域内FDI的环境因素对企业的技术创新的效应。以地区企业技术进步tg为被解释变量，以环境规制er为解释变量，本文利用综合指数方法，综合考虑直接指标和间接指标，选取省份内废水排放达标率、二氧化硫去除率、固体废物综合利用率作为直接指标，将单位工业增加值能耗率下降率作为间接指标，按照30%、30%、30%和10%的比重加权平均，从而得到各省份的规制强度。企业的技术进步——尤其是在污染治理领域的投入——除了受到环境规制强度的影响，还受区域差异、外商直接投资以及企业规模的影响。中国的区域非均衡发展战略导致东部、中部、西部的经济发展水平、产业结构差异较大[31]。在经济转型和产业升级的背景下，东部沿海地区受到严格的资源环境约束，政府规制机构对企业采取了更为严格的环保标准和规制工具，但由于中部、西部地区有招商引资的压力和接受产业转移的激励，在“污染避乱所”效应的作用下放宽环保要求从而影响了对环保的技术研发投入。企业规模也直接影响企业的环保技术研发应用[32][33]。大型企业在品牌保护、社会责任以及企业可持续发展等因素的考虑下较中小型企业会更注重技术吸收和治污技术的投入[34]。因此，模型中引入了区域差异reg、企业规模siz等控制变量。控制变量中的解释变量fdiit代表i省在第t年的外商投资水平，用外商投资(包括港澳台地区)企业增加值占工业总产值的比重来测算。由于外商直接投资与环境规制具有高度相关性，为解决共线性问题，本文将控制变量fdi与解释变量环境规制程度erit的交叉项纳入到模型中并加以检验，从而构建出如下非线性面板计量经济检验模型。

式(1)中，αi为地区的个体效应，β1、β2、…β7为相关系数。与前面一致，i代表区域，t代表时间。因此，μt表示所有地区共同面临的时间因素，εit为随机扰动项，满足独立不相关分布的条件。

则式(1)可以变形为：

为得到最佳技术进步水平，对式(3)中的变量er求解一阶条件，有：

β1+2β2er+β6fdi+2β7fdiger=0(4)

(一)变量

随着政府日益严厉的环境规制政策的出台，企业为了自身生存、追求利润从而积极响应政府的环保措施，通过技术引进、吸收和创新开展污染治理。例如，加大企业环保的研究开发投入、设备更新投入、技术购买投入等。现阶段，中国还没有专门针对环境技术研发的统计数据，我们可用整体的企业研发(R&D)经费支出表示。解释变量、被解释变量与控制变量指标如表1所示。

表1 各变量的描述

(二)数据来源

本文选择中国除港澳台和西藏外的省(区、市)作为研究对象，时间跨度为1998—2017年。因此，i代表区域，t代表时间，即1998—2017年。各指标的原始数据从历年《中国统计年鉴》中获得。

四、实证分析

对模型(1)采用广义矩估计法(GMM)分三步进行回归。第一步，当不考虑交叉项和控制变量时，仅检验被解释变量tg与解释变量er间的非线性关系；第二步，在不考虑交叉项的情况下纳入控制变量，检验被解释变量与解释变量间的相关关系；第三步，同时考虑交叉项和控制变量，考察这种情况下检验被解释变量与解释变量间的相关关系。运用Stata软件实证估计，得到的回归结果如表2所示。

表2的实证结果表明：仅考虑二者间的函数关系，环境规制强度对企业技术创新的激励表现出的倒U型曲线关系不明显；将外商直接投资、企业的区位等因素考虑进来后，二者关系表现出较为显著的倒U型曲线关系，这可能是因为企业初始选择“逃避”，例如忽视环保且不关注技术创新，然而持续的环境规制的高压，倒逼着企业通过转型升级并加大研发投入来提升技术创新水平；通过对倒U型曲线拐点的计算可发现，中国的实际创新水平均处于曲线的左半端的“爬坡”阶段，表明技术创新还有很大的挖掘潜力，虽然环境规制增强了对外资有一定影响，但FDI在技术创新方面还有较大空间[35]。

(四)稳健性检验

为克服可能存在的估计的内生性问题，也可采用标准的固定效应或随机效应估计方法将导致参数估计的非一致性[36]。本文采用劳动生产率作为技术进步的替代变量，排除了受到函数设定影响的可能。考虑到样本观测值的有限性，本文以因变量的一阶滞后项(L.er)作为工具变量。本文对包含30个省(区、市)的全样本和东部、中部、西部地区样本分别建立系统GMM模型分析。按照经济发展水平，可以将中国分为东部、中部、西部三大区域经济带来进行分析。运用Stata软件进行估计，估计结果如表3所示。

表2 计量回归结果

注：分别代表1%，5%和10%水平下显著，括号里的数值为t检验值。

表3 整体及分区域回归结果：系统GMM方法

续表3

变量样本 全国东部中部西部reg0.1562(13.93)0.1609(15.44)0.1520(13.76)0.1556(14.03)fdi ger-0.1562***(-20.17)-0.1380***(-16.70)-0.1347***(-15.28)-0.1278***(-13.54)fdi ger2-0.3024***(-13.77)-0.3376***(-15.26)-0.3140***(-14.54)-0.3589***(-17.10) R20.92060.91070.90240.9003观测值600200180220

通过比较方程变量的估计系数可判断实证结果的稳健性。综合系统GMM回归方法的回归结果可以发现，各变量系数的显著性水平、变量系数的稳健性与计量检验模型是一致的，实证结果具有稳健性。

从区域上来看，环境规制对企业创新水平的影响存在不同程度的地区差异，并且其影响程度呈现东部、中部、西部依次递减的态势。东部地区因为面临转型升级的压力更大，环境规制的强度也在加强，从而推动企业技术创新提速，处于倒U型曲线左端加速上升的区域；中西部地区处于倒U型曲线的左下端，由于面临发展地方经济、加大招商引资的诉求更强，承接来自东部沿海地区的产业转移，放松了环境规制的要求，尽管技术进步处于上升阶段，但相对于东部地区来说仍有一定的差距。从另外一个角度看，如果为了发展经济放任环境污染发展是不可取的，因为经济发展差距是一个综合性问题，而非仅仅由环境规制问题所决定。

与之类似，FDI对技术创新的影响从东部、中部、西部依次递减。从FDI流入的区域结构来看，沿海地区是吸引外商投资的主要区域，如截至2016年底，东部地区外商直接投资企业达65.66万家，占全国比重为83.52%，且53.2%以上投资于服务业，其溢出效应和结构效应对企业的技术创新产生了更显著的影响。因此，区域不均衡发展对技术创新的影响差异通过FDI得到了强化。

五、研究结论与政策建议

本文利用我国1998—2017年30个省(区、市)的面板数据，从全国整体和分区域层面考察了FDI、环境规制以及企业技术创新的作用机制，并对其影响效应进行了实证检验。本文主要得到了以下结论。

第一，验证了环境规制与企业技术创新之间的倒U型路径。但在我国，环境规制对于企业技术创新的负向激励尚且处于曲线的左下端，以技术创新为目标的环境规制的强度仍有较大的提升空间，应在加强环境规制强度时，既不能采取行政命令“一刀切”的方式，也要防止在加强环保力度时“投鼠忌器”，解决技术创新着重点在于构建良好的创新环境，破除企业创新的制度障碍。

第二，部分外资企业撤离的根本原因不在于我国的监管要求更加严苛，根本在于转型的需要。我国在调整产业结构、加快产业转型的同时要考虑经济社会承受力，避免出现大量外资回流的情形，同时应继续加大外资引进并积极调整引资结构，发挥好FDI的作用。

第三，环境规制及FDI对技术创新的效应因为发展不均衡而存在区域差异，分别呈西部、中部、东部依次递减的趋势。中西部地方政府依靠放松环境规制无法解决经济发展问题，应优化引资结构和质量，促进区域均衡发展。实施环境政策时应提高政策工具的差异性与协调性，例如在强化环境规制之外，可建立区域间生态补偿机制，避免对西部欠发达地区的污染产业转移。