环境规制对制造业技术创新影响的实证研究

李 颖

（安徽大学 经济学院，安徽 合肥 230601）

一、文献综述

长期以来，粗放型经济发展模式给我国资源和环境带来了沉重的负担，通过环境规制可以改善生态环境，因此，环境规制引发的技术创新越来越受到社会各界的关注。1991 年，Porter[1]（p95-117）提出了著名的“波特假说”，认为适当的环境法规将会给企业技术创新带来刺激，从而使得企业成本降低，产品质量提高，提高国内企业在国际市场上的竞争优势。“波特假说”提出之后，立刻引起了社会各界浓厚的兴趣，围绕这一假说，学者们展开了广泛的研究。其中，主要观点有以下几种。

（一）环境规制对绿色技术创新具有积极的影响。

在“波特假说（Porter hypothesis）”提出之后，Van der linde（1995）[2]（p97-118）指出合理制定的环境标准可以触发创新抵消，使企业能够提高资源生产率。补充和完善了环境规制会正向影响创新活动的相关理论。曾凡银和冯宗宪（2000）[3]（p96-101）研究发现发达国家拥有较高的环境规制标准，那些环境规制指标较低的发展中国家为了打开国际市场，将会强化本国环境规制的力度，促进企业的技术创新。李玲和陶锋（2012）[4]（p70-82）利用面板数据模型进行了实证分析，并且测算出了环境规制的最优拐点，结果发现：对不同污染程度的产业实施的环境规制所起作用有所不同，对于重度污染的产业，环境规制可以促进技术创新和效率改进，对于其他产业效果不甚明显。邓峰等（2017）[5]（p51-58）从空间计量经济学的研究视角出发，经研究认为环境规制可以有效提高技术创新效率。

（二）环境规制对技术创新的负面影响。

Leonard（1988）[6]（p223-251）和Knutsen（1995）[7]（p301-324）通过研究发现，与那些受环境规制程度较低的国家相比，受环境规制程度高的国家企业生产的产品竞争优势较大。Wangner（2007）[8]（p1587-1602）通过实证分析发现环境规制会对企业的专利申请数量产生负效应。许士春等（2012）[9]（p67-74）分析了不同环境规制措施对企业技术创新的影响，结果表明不同的环境规制政策对企业技术创新的激励程度有所不同。张倩等（2013）[10]p11-17）通过不同的环境规制政策与企业技术创新之间的关系，发现三种规制政策对企业技术创新所带来的影响有所不同。

（三）环境规制对技术创新的影响具有不确定性。

国内外学者对于这部分内容的研究，主要集中在传统理论和“波特假说”的基础上进行的实证检验。Arduini 和Cesaroni（2001）以欧洲化学工业为研究对象，经考察发现环境规制与技术创新之间没有明显的关联。Czech（2008）[11]（p1389-1398）研究得出，经济增长和环境保护间的矛盾不能通过技术进步进行协调，因为大部分创新都没有应用到实际生产中。Kneller 等（2012）[12]（p211-235）基于英国制造业2000—2006年的数据构造面板模型进行分析，发现环境监管对总研发或总资本积累没有积极影响。蒋伏心等（2013）[13]（p44-45）采用GMM 法实证分析了环境规制对技术创新产生的影响，结果表明二者之间呈现先下降后提升的动态特征，环境规制的作用可以是正向的影响，也可以是负向的影响。

总之，学者们从不同角度、运用不同方法研究了环境规制下的企业技术创新，并取得了很多成果。学者们的研究表明，环境规制对技术创新会产生一定程度的影响。但究竟发生何种影响，目前尚未达成共识。

综上所述，本文把大中型企业专利申请数量作为技术创新水平的衡量指标，构建单位污染物治理投入等指标组成的环境规制变量，并将门槛回归模型引入实证分析过程，研究环境规制对制造业技术创新影响的门槛效应，这对进一步制定合理的环境规制政策具有重要意义。

二、研究设计

（一）计量模型构建。

本文的研究设计遵循以下思路展开：首先，本文通过建立面板数据模型，研究环境规制对制造业技术创新的影响；根据不同环境规制强度对制造业技术创新的影响的差异，构建门槛回归模型，分析环境规制与制造业技术创新之间的非线性关系。

1.基准回归模型。

本文的回归模型中的被解释变量是技术创新指标TIi，t，核心解释变量是环境规制强度ERi，t，并加入各控制变量Xi，t，构建如式（1）所示的计量模型。同时，考虑到技术创新可能受到自身的过去值的影响，存在滞后性，因此本文同时将滞后一期的技术创新指标TIi.t-1作为解释变量纳入计量模型，得到技术创新产出函数形式如下：

式（1）中，i、t 分别代表产业和年份，ε表示随机扰动项。为了探讨环境规制对不同行业技术创新的不同影响，本文将34个制造业行业分为四类：劳动密集型、资源密集型、资本密集型和技术密集型制造业。

2.门槛回归模型。

环境规制对技术创新的影响势必受到环境规制强度高低的制约，无论是过高还是过低的环境规制都不能促进技术创新。因此，本文以环境规制强度q为门槛变量，建立了面板门槛回归模型。假设有n个门槛值，则环境规制对技术创新的影响效应被划分为n+1 段，如式（2）所示：

（2）中，λ1，λ2，…，λn为要估计的门槛值。δn+1代表环境规制强度在越过第n+1个门槛后，对技术创新的影响。

（二）变量与数据。

1.变量。

（1）被解释变量，采用大中型企业专利申请数量来衡量技术创新水平TI。

（2）核心解释变量为环境规制强度。通过计算单位污染物治理投入得到环境规制强度，其计算公式为：

其中ERit是产业i的环境规制强度，PCTit表示i 行业t 年污染物处理费用的无量纲化值，Iit是i 行业t年工业废水、废气设施运行费用之和，Iˉt是各行业t 年运行费用平均值；IVTit表示i 行业t 年废水、废气排放量的无量纲化值总和，SEitj表示i行业t年j种污染物排放量的无量纲化值。

2.数据。

根据《工业企业科技活动统计年鉴》中的行业分类，从39 个工业行业中选取34 个工业行业作为研究样本。在统计年鉴中，“水的生产和供应业”“废旧资源综合利用业”等行业数据缺失太多，本文把它们从研究样本中予以排除。综上所述，选取2003—2017 年制造业面板数据进行研究。所有数据均出自2003—2018年《工业企业科技活动统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》。

（三）控制变量。

1.外商直接投资额（FDI）。本文认为外商直接投资的流入会对东道国的生产技术产生两方面的影响，一方面，外商直接投资可通过技术溢出促进国内的技术进步，同时还会通过降低市场的垄断程度等手段产生竞争效应来促进生产技术进步；另一方面，外资进入会降低本企业的自主研发能力和创新能力，所以应考虑外商直接投资对生产技术进步的负面影响。

2.人力资本水平（HCL）。人力资本是影响技术创新的不可缺少的重要因素之一。研发人员的多少在很大程度上影响着企业的技术创新，核心技术人员创造性成果的具体体现为企业的技术创新。由于收集不同行业教育水平指标难度较大，本文以各行业工资水平作为衡量各行业人力资本水平的替代指标。

3.企业规模（SIZE），即规模以上工业企业总资产与工业企业数量之比。企业规模大小对创新活动的影响在学术界尚未形成统一看法。熊彼特（1928）认为大规模和垄断性的企业更倾向于从事创新活动。与此相反，传统理论认为企业更愿意在竞争型市场中开展技术创新活动。显然，大型企业在开发成本非常高的领域进行创新具有优势，大企业在资金保证、规模经济等方面条件更为有利，往往在进入创新领域时占据主导地位。本文选择行业总产值与企业单位数之比作为企业规模的衡量指标。

三、实证结果分析

（一）基准回归模型。

1.全样本实证结果与分析。

本文首先根据F 统计量进行判断，结果显示在置信度1%的条件下，拒绝接受混合估计效应的原假设；Hausman 检验结果表明回归分析应选择固定效应模型来进行。本文运用系统广义矩（系统GMM）估计方法分析制造业环境规制对技术创新的影响。考虑到变量间可能存在多重共线性，因此逐一引入解释变量进行回归分析。实证结果如表1所示。

表1 全样本面板回归结果

（2）模型中每个变量的系数值列于表的第2-6行，括号内为Z 统计量。

（3）AR（1）和AR（2）中所列的值是一阶和二阶序列相关的P 值。

根据蒋伏心等（2013）、张伟佳（2018）等学者的研究，本文选择外商投资额、人力资本水平、企业平均规模这三个对技术创新有着重要影响的控制变量，并逐一引入模型（1）～模型（4）中，验证模型（1）～模型（4）。

回归结果显示，无论增加一个还是多个控制变量，环境规制对技术创新的影响效应均在1%的置信水平下显著，且作用系数的波动范围在0.1741406 到0.64434之间，说明环境规制对技术创新具有积极影响，并且是稳健的。

2.分产业样本实证结果与分析。

考虑到工业部门的34个工业行业的异质性，环境规制可能对不同行业产生不同影响。因此，本文按照生产要素投入密集程度将制造业行业划分为四类：劳动密集型制造业、资源密集型制造业、资本密集型制造业和技术密集型制造业，分别对这四类产业进行系统GMM 的回归分析，探讨环境规制对不同的行业发生的影响，实证结果如表2所示。

表2 分产业样本面板回归结果

（2）模型中每个变量的系数值列于表的第2-6行，括号内为Z 统计量。

（3）AR（1）和AR（2）中所列的值是一阶和二阶序列相关的P 值。

以上分析可知，对四大类产业分别进行回归，所得的结果有所不同。对于资源密集型产业，大量自然资源在工业生产活动中被开采和消费，随之而来的是不断恶化的生态环境。环境规制的实施将使资源密集型产业企业利用大量资金解决环境问题，积极进行技术创新，因此，环境规制对技术创新的影响为正；对于劳动密集型产业，该产业会带来相对较重的环境污染，环境规制的实施将增加污染控制的成本，鉴于此，从长远来看，一般企业会选择先进行污染控制，然后再进行技术创新。通过技术创新来改善环境污染状况。所以实证结果得出环境规制对于技术创新的影响虽然为正但并不显著；对于资本密集型产业来说，这些产业虽然不会在生产活动中消耗大量的自然资源，但它仍然会对环境造成一定的破坏。由于该行业主要是重工业，政府在实施环境法规时会给予一些企业财政补贴，以促进技术创新；对于技术密集型产业而言，具有低污染和低能耗的特点，属于轻度污染产业，管理制度已经比较先进，因此环境规制对于技术创新的影响要弱一些。

（二）门槛回归模型。

参考连玉君和程建（2006）[14]（p97-103）的检验方法，本文估计和检验面板门槛模型步骤如下：首先，对环境规制的门槛个数进行判定。依据面板门槛模型的基本原理，逐一检验无门槛值、一个门槛值及多个门槛值的假设，然后运用“自抽样法”对门槛值进行统计显著性检验，得到相关的P 值（结果见表3），经检验发现单一门槛效果的影响显著，相应的自抽样P 值为0.0433，双重和三重门槛效果影响并不显著，自抽样P 值为0.4133 和0.9033。因此，以下分析将基于单一门槛模型进行。

表3 门槛效果检验

其次，判定门槛值的估计值，同时选定门槛值的置信区间。本文采用似然比统计量LR来确定门槛值。表4为门槛的估计值及其95%置信区间。参照图1（门槛值的似然比函数图）可以得到门槛估计值γ的95%置信区间分别为（0.5399，0.5536），并且LR 值均小于5%显著水平下的临界值的构成区间。根据门槛值，我国制造业各行业的环境规制强度分为较低的规制强度（er＜0.5528）和较高规制强度（er＞0.5528）两个区间。按照各个行业的环境规制强度，可以发现较低规制强度的行业有9个，分别是煤炭开采和洗选业，非金属矿采选业，农副食品加工业、酒、饮料和精制茶制造业，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业，造纸及纸制品业，文教、工美、体育和娱乐用品制造业，橡胶和塑料制品业等；其余25个行业均为较高规制强度行业。

表4 门槛值估计结果

图1 门槛值估计值与置信区间

最后，基于固定效应对门槛模型的参数进行估计，结果见表5。从环境规制强度q作为门槛变量的角度来看，环境规制在两个区间对技术创新的影响显然有所不同。当各行业的环境规制强度在第一区间时，估计系数为0.7275，且在1%的显著水平上显著，这表明环境规制极大促进了该区间企业的技术创新；当环境规制强度越过第一区间后，估计系数为0.1539，仍为正值，但不显著，这进一步表明环境规制在该区间对技术创新能力的影响趋于减弱。

表5 门槛模型的参数估计结果

当环境规制强度处于第一区间时，由于技术创新的“创新补偿”效应大于“遵循成本”效应作用，故环境规制强度的提高有助于提升技术创新能力。当环境规制处于第二区间时，环境规制强度对技术创新的影响明显减弱并趋于下降。造成这一结果的原因可能是环境规制过高增加了企业的污染控制成本。环境规制也可能影响产品的投入价格并导致其上升，从而对技术创新产生挤出效应。

四、结论

为了检验环境规制与技术创新能力之间的关系，本文基于2003—2017 年中国制造业34 个行业的面板数据，进行回归分析。结果表明：环境规制对制造业的技术创新具有积极的促进作用，且作用具有稳健性。对于制造业的不同产业来说，由于产业性质不同，环境规制对各不同产业的技术创新影响各不相同。对于资源密集型产业，环境规制的实施将使其利用大量资金解决环境问题，从而积极进行技术创新，因此，环境规制对技术创新的影响为正；对于劳动密集型产业，由于其废水废气排放量较大，会造成相对较重的环境污染问题，从长远来看，一般企业会选择先进行污染控制，然后再进行技术创新，通过技术创新来改善环境污染状况。所以，实证结果得出环境规制对于技术创新的影响虽然为正但并不显著；对于资本密集型产业，由于这种产业中多数为重工业，所以政府在实施环境规制时会向一些企业提供财政补贴，促进技术创新影响；对于技术密集型产业而言，具有低污染和低能耗的特点，属于轻度污染产业，管理制度已经比较先进，因此环境规制对于技术创新的影响要弱一些。

门槛效应检验发现，当门槛值小于0.5528 时，由于“创新补偿”效应大于“遵循成本”效应，故提高环境规制强度有助于提升技术创新能力。当门槛值越过0.5528时，虽然仍为正值，但却不显著，造成这一结果的原因可能是过高的环境法规增加了企业的污染控制成本。由于环境规制的影响，这也可能引起生产产品的投入价格上涨，从而对技术创新产生挤出效应。这也说明环境规制强度过高，不利于企业的技术创新水平的提高。因此，必须合理制定环境规制强度，这样才能有效发挥其对我国制造业的技术创新能力的积极影响。