环境规制对技术创新的非线性影响研究--基于中国2003-2011年省际面板数据分析-张倩.pdf

《环境规制对技术创新的非线性影响研究--基于中国2003-2011年省际面板数据分析-张倩.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《环境规制对技术创新的非线性影响研究--基于中国2003-2011年省际面板数据分析-张倩.pdf（9页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、 第15卷第1期2016年1月北京交通大学学报(社会科学版)Journal of Beijing Jiaotong University( Social Sciences Edition)Vol. 15 No. 1Jan. 2016环境规制对技术创新的非线性影响研究 基于中国2003- 2011年省际面板数据分析张 倩(黑龙江科技大学管理学院,黑龙江哈尔滨150022)摘 要:以我国2003- 2011年省际面板数据为样本资料,运用基于方向性距离函数( DDF)的全局曼奎斯特-卢恩伯格( GM L)生产率指数法评价环境规制的技术创新效应;构建回归模型,采用两步系统GM M进行实证检验,分析环境

2、规制对技术创新的直接影响和间接影响。结果表明:整体环境TFP指数有了提升且主要来源于技术进步,但是存在地区差异;环境规制对技术创新的直接影响呈现“ ”或者倒“ N”型的非线性关系,大部分省区处于曲线的上升阶段;环境规制还通过产业集中度、企业环境管理战略、公众参与和FDI间接激励企业的技术创新活动。关键词:环境规制;技术创新; GM L生产率指数;非线性中图分类号:F062. 4 文献标识码:A 文章编号:1672- 8106(2016)01- 0065- 09收稿日期:2015- 04- 29基金项目:国家社科基金项目“ 环境规制、技术创新、产业结构三位一体的绿色转型机制研究” ( 15CJY

3、035) ;黑龙江省自然科学基金项目“黑龙江省石墨资源开发与区域经济及生态环境的协调发展机制研究” ( G201412) ;黑龙江省哲学社会科学规划项目“基于创新驱动的黑龙江省资源型城市生态产业发展研究” ( 14E071) 。作者简介:张倩,女,黑龙江科技大学管理学院讲师,哈尔滨工业大学博士生。研究方向:环境资源与技术创新。一、引 言高能耗、高污染的粗放式经济发展模式成为困扰社会进步的重大问题,我国面临着促经济增长并逆转生态环境服务功能下降的严峻挑战,解决这一“两难”局面的关键路径亟需要发挥先进技术的作用。长期以来,环境规制与技术创新的关系一直存在争议。基于动态标准, Porter和van

4、der Linde( 1995) 1认为恰当的环境规制强度有助于激发企业的技术创新活动,提升技术水平和生产率。波特假说为环境规制和技术创新的双赢提供了理论支撑。目前有关环境规制与技术创新的关系研究主要存在四种观点:正相关 2- 3 、负相关 4- 5 、非线性关系 6- 9和不相关 10 。 Kneller和M anderson( 2012) 11发现环境规制增加企业环境创新投入,但对企业总研发支出并未产生积极影响。本文以考虑环境因素的全要素生产率( TFP)作为评价环境规制约束下的企业技术创新效应指标,并通过回归分析研究环境规制与技术创新的非线性关系。本研究的特色之处在于: 1.以综合环境规

5、制指标和全局曼奎斯特-卢恩伯格指数( Global M almquist- Luenberger, GM L)表达的技术创新效应为核心变量。 2.除了运用两步法系统GM M实证检验环境规制对技术创新的直接非线性影响外,还通过构建环境规制与产业集中度、企业管理战略、公众参与和FDI的交叉变量,分析环境规制基于中介变量对技术创新的影响。本文丰富了环境规制对技术创新影响的研究成果,有利于为我国环境规制政策的科学制定提供参考。二、模型设定和说明(一)研究模型设定1.测算全要素生产率的模型与方法目前数据包络分析( DEA)被广泛应用于生产效率的测算。 Pittman ( 1983) 12首次在传统DEA

6、框架中引入非期望产出,计算面向非期望产出的环境效率。此后,学者们正式将环境污染纳入DEA实证模型。基于环境DEA技术, Luenberger( 1992)引入方向性距离函数( DDF) ,将期望产出与非期望产出联系在一起。 Chambers等( 1996) 13和Chung等( 1997) 14归纳了Luenberger( 1992)利润函数,提出了非径向DDF,可以处理投入与产出同时变化的情况。 DDF测度了在给定方向、投入和环境技术结构下, “好”产出扩大和“坏”产出收缩可能性的大小。保持坏产出不变的前提下,利用基于产出距离函数计算的M almquist生产率指数( M指数) ,要么基于投

7、入导向型距离函数,要么基于产出导向型距离函数,而且不能将期望产出与非期望产出进行对称处理,计算所得的TFP结果存在一定偏差。为了克服M指数存在的缺陷, Chambers、 Chung和F re( 1996) 15在DDF基础上构建了可用来处理非期望产出的M almquist- Luenberger生产率指数( M L指数) 。 Oh( 2009) 16指出使用M L指数计算TFP可能存在两方面的缺陷: 1.针对非同时期的参照技术时,线性规划可能无可行性解。针对无可行性解的问题,有研究把它作为有效看待,这种处理方法显然是不合理的。 2.采用几何平均形式的M L指数测算出的TFP不具有循环性或传递

8、性。因此,传统M L指数可能会误导决策者。本文采用Oh( 2010) 17将Global M almquist生产率和方向性距离函数DDF相结合构建的GM L指数测算全要素生产率,以评价技术进步指标。同期的生产技术定义为P t ( x t ) = ( y t , b t ) x t纳产( y t , b t ) , t = 1, , T ,旨在提供每个观测单元在时期t的参照技术集。将所有同期生产技术集的并集定义为全局生产技术集: P G ( x ) = P 1 ( x 1 ) P 2 ( x 2 ) P T ( x T ) ,是一个囊括了所有观测单元和所有时期的参照技术集。根据P G ( x

9、)生产技术集,可将GM L生产率指数定义为GM L t, t+ 1 ( x t , y t , b t ; x t+ 1 , y t+ 1 , b t+ 1 ) = 1 + DG0 ( xt , y t , b t ; y t , - b t )1 + DG0 ( xt+ 1 , y t+ 1 , b t+ 1 ; y t+ 1 , - b t+ 1 )( 1)其中, D s0 ( x s , y s , b s ; y s , b s ) = max : ( y s + y s , b s - y s P G ( x s ) ) , s = t , t + 1整个研究期内仅使用了一个全局生产

10、技术集,避免了因几何平均形式所导致的缺陷, GM L满足传递性的要求。另外,利用全局生产技术集也可避免线性规划无可行性解的缺陷。 GM L可分解成生产效率指数和技术进步指数两部分:GM L t, t+ 1 = 1 + Dt0 ( xt , y t , b t ; y t , - b t )1 + Dt+ 10 ( xt+ 1 , y t+ 1 , b t+ 1 ; y t+ 1 , - b t+ 1 ) ( 1 + DG0 ( xt , y t , b t ; y t , - b t ) ) / ( 1 + Dt0 ( xt , y t , b t ; y t , - b t ) )( 1 +

11、 D G0 ( x t+ 1 , y t+ 1 , b t+ 1 ; y t+ 1 , - b t+ 1 ) ) / ( 1 + D t+ 10 ( x t , y t , b t ; y t , - b t ) )= TEt ( x t , y t , b t ; y t , - b t )TE t+ 1 ( x t+ 1 , y t+ 1 , b t+ 1 ; y t+ 1 , - b t+ 1 ) TPGG, t ( x t , y t , b t ; y t , - b t )TPGG, t+ 1 ( x t+ 1 , y t+ 1 , b t+ 1 ; y t+ 1 , - b t+

12、 1 ) =GM LTC t, t+ 1 GM LEC t, t+ 1 ( 2)式中, TE s描述了生产效率的改善状况, TPGG, s描述了最佳实践单元沿着方向性向量( y s , - b s )的生产前沿面P G和P s的差距程度,衡量技术进步情况。 GM L增加意味着生产率有所改善。若GM L 1,表示TFP呈现增长;若GM L 1,表明生产单元在t + 1时期向最佳实践单元的参照点移动变得更有效;如果GM LTC 1,表明生产单元在t + 1时期的生产技术更接近于全局生产技术,说明技术进步水平提高,反之则相反。GM L指数可以解决多输出和多输入,以及生产带来的环境污染问题,因此本文采

13、用考虑环境的DDF方法。同时考虑期望产出和非期望产出,将GM L指数运用到全要素生产率累积值的测度中,从而能分析环境规制的技术创新效应长期变动趋势,并将全要素生产率变动进一步分解为技术效率变动、技术进步两部分,以分析技术创新对全要素生产率的贡献。2.回归模型设定为了避免或者缓解变量的多重共线性,以及方程的异方差性,本文对回归模型采用对数形式进行转66北京交通大学学报(社会科学版) 2016年变。值得指出的是,由于技术创新具有路径依赖的惯性特征,是个连续的动态调整过程,为验证是否存在滞后效应,有必要引入其滞后项构建动态模型以控制滞后效应。为衡量环境规制对企业技术创新的直接作用,构建动态面板数据模

14、型如下式所示:lnT i, t = 0 + 1 lnT i, t- 1 + 1 lnER i, t + 2 ( lnER i, t ) 2 + iK i, t + Vi + i, t ( 3)其中, i为各个省区, i = ( 1, 2, , 30) ; t为年份, t = ( 2003, 2004, , 2011) ; T i, t为技术创新指标,以TFP指数分解的技术进步指数衡量; T i, t- 1为技术创新指标的一阶滞后项; ER i, t为环境规制强度指标;K i, t为其他控制变量; Vi是不可观测的个体效应; i, t是随机误差项(复合误差项) , E ( i, t ) = 0,

15、 var( i, t ) = 2 ; 、 、为待估参数,参数和的正负和大小说明了解释变量和控制变量对技术创新的影响程度和方向; ln表示取自然对数。为了分析环境规制基于中介变量对企业技术创新的影响,本文构建了环境规制与产业集中度、企业环境管理战略、公众环境偏好以及FDI的交互项作为技术创新的影响因素,并构建间接影响模型如( 4)所示:lnT i, t = 0 + 1 lnT i, t- 1 + 1 Interaction1i, t + 2Interaction2i, t + 3 Interaction3i, t + 4Interaction4i, t + iK i, t + Vi + i, t

16、 ( 4)其中Interaction1i, t 、 Interaction2i, t 、 Interaction3i, t和Interaction4i, t分别表示环境规制与产业集中度、企业环境管理战略、公众环境偏好以及与FDI的交叉项。(二)变量选取与数据说明由于我国各个省区对环境的敏感性存在较大差异,因此各地区环境规制水平的技术创新效应以及环境规制对技术创新能力的影响可能也会存在较大差异。本文对我国30个省区(不包括西藏自治区)2003- 2011年的数据资料展开实证分析。1.投入要素指标假定生产过程中需要三种投入要素:物质资本存量、人力资本存量、能源消费。劳动投入采用分省就业人数,单位为

17、万人;能源投入采用一次能源消费量,单位为万吨标准煤,可以通过年鉴资料直接获得。资本存量需要通过测量获取相关数据资料。测算资本存量的通用方法是永续盘存法,用这种方法计算出的资本存量是以不变价格计算的过去投资的加权和,权重是不同役龄的资本品的相对效率。假设资本品服从相对效率几何下降模式,那么资本存量的估计公式可以表示为K t = I t + ( 1 - t ) K t- 1 ( 5)其中, K t是t期期末的固定资本存量; I t是t期的投资或新增固定资本流量; t为固定资本的经济折旧率。2.产出指标( 1)期望产出期望产出是衡量经济增长的指标。本文选用各个省区以2000年为基期的GDP平减指数进

18、行调整所得的实际GDP为各个地区的期望产出。( 2)非期望产出非期望产出是指环境污染。环境污染物包括许多种类,不同研究选用的指标差异较大。涂正革( 2008) 18选择的是SO2 ;胡鞍钢( 2008) 19选取了CO2 、 SO2和COD排放总量、工业用固体废弃物排放和废水排放总量五个指标。本文结合“十一五”规划报告中重点提到需要削减排放量的污染物COD与SO2 ,根据国家“十二五”规划的减排任务,选择CO2 , SO2和COD排放总量和烟尘4种。 SO2 、 COD排放总量和烟尘的排放量可以通过中国环境统计年鉴获得。历年的环境统计年鉴上都没有CO2的统计数据。由于CO2排放与各种化石能源的

19、利用密切相关,本文使用含碳能源消费量估算各个省份CO2排放总量。CO 2 = 8i= 1CO 2, i = 8i= 1 E i CEF i COF i NVCi ( 44/ 12) ( 6)其中, i为消费的能源种类(原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然气共8种) , E是省域能源76第1期 张 倩:环境规制对技术创新的非线性影响研究的消费总量; CEF 、 COF 、 NVC分别为碳排放系数、碳氧化率和平均低位发热量。数据来源于中国能源统计年鉴2012和 2006年IPCC国家温室气体清单指南 。根据公式可计算出二氧化碳排放量。3.环境规制指标环境规制变量难以衡量,数据比较难以获

20、取。在查阅了国内外相关研究文献的基础上,总结有关环境规制评价的指标主要有:企业主要污染物排放量、废水排放达标率、污水费率、企业平均承担的污染费用、治理污染投资、排污费收入、排污费/ GDP、污染治理投资/ GDP、治污设施当年运行成本与工业产值(或主营业务成本)的比值、 GDP能耗等。我国比较有代表性的衡量指标有:曾贤刚( 2010) 20采用双重指标,傅京燕和李丽莎( 2010) 21 、李玲和陶峰( 2012) 22的行业环境规制综合指数法,唐国平等( 2013) 23 、原毅军和谢荣辉( 2014) 24借鉴此方法,进行调整之后构建了地区环境规制综合指数。污染治理投资、治污设施运行费用、

21、主要污染物排放、排污收费是从治理角度考虑的, GDP/ Energy等指标从规制效果来衡量。鉴于环境规制主要表现在企业为满足规制指标时所体现的污染物达标率及污染物处置情况,因此,本文结合目前污染物排放对环境的危害和数据的可获得性,采用综合指数法构建综合测量体系,选取工业废水排放达标率、二氧化硫排放达标率、烟尘排放达标率、粉尘排放达标率、工业固体废物综合利用率、工业固定废物处置率六个单项指标来评价命令控制型环境规制综合指标。一方面,将“生活三废”排除在外,以“工业三废”数据更能反映政府对企业环境规制的真实状况;另一方面,排放达标率、利用率和处置率更能真实地反映企业环境规制的执行力度和污染治理成效

22、。 ER值越大,说明环境规制强度越大。4.其他控制变量指标新技术的突破是多因素共同作用的结果。 Siddharthana和Agarwal( 1992) 25认为,技术创新活动与企业特征、市场条件以及产业因素有关。我国经济的开放度越来越高,伴随“污染避难所”假说、 “向底线赛跑”假说以及“环境收益”假说的提出,贸易对环境的影响成为不可回避的话题,必须要重视国外环境规制对我国企业环境行为的影响。因此,本文主要考察下列控制变量,见表1。表1 主要控制变量说明变量代码指标产业集中度CR大中型企业资产合计和地区总资产的比值企业环境管理战略EEM S SO2去除率公众参与PP环境信访中的来信总量外资依存度

23、变量FDI 2000年为基期的GDP平减指数进行调整后的实际FDI人力资本投入EDU R& D人员折合全时当量(人年)物质资本投入CAP研究支出占GDP的比重市场化指标PRI从政府行为、经济主体、要素资源、产品市场和市场制度五个方面计算 26能源消费结构ECS煤炭消耗总量折算为标准煤之后,与一次能源消费总量的比值国有企业比重SOE国有资产总计和地区资产总计的比值5.数据来源说明技术创新、研发人员和经费投入等相关数据主要来源于中国科技活动统计年鉴( 2004- 2005) 、工业企业科技活动统计资料( 2006- 2012) ;环境相关指标来源于中国环境年鉴( 2004- 2012) ; 中国环

24、境统计年鉴( 2005 - 2012) ;工业总产值、资产、能源消耗等数据来源于中国统计年鉴( 2004-2012) 、 2004中国经济普查 、 中国工业经济统计年鉴( 2004- 2012) 、 中国能源统计资料 、国家统计局(全国2004- 2012) 、各省统计年鉴(分省2004- 2012) ;外商直接投资相关数据来源于各省统计年鉴。上述大部分指标数据是通过查阅年鉴基本数据计算处理所得。三、实证结果及分析(一)考虑非期望产出的全要素生产率及其分解通过M axDEA计算衡量TFP的全局曼奎斯特-卢恩伯格( GM L)生产率指数,并分解为技术进步86北京交通大学学报(社会科学版) 201

25、6年和生产效率指数,见表2。表2 2003- 2011年省域(GM L)生产率指数及分解项的均值地区GM LPI GM LTC GM LEC地区GM LPI GM LTC GM LEC北京1. 0573 1. 0573 1. 0000湖北1. 0290 1. 0254 1. 0035天津1. 0586 1. 0656 0. 9934湖南1. 0436 1. 0333 1. 0100河北1. 0161 1. 0443 0. 9730广东1. 0341 1. 0436 0. 9909山西1. 0065 1. 0319 0. 9754广西1. 0492 1. 0500 0. 9992内蒙古1. 04

26、96 1. 0454 1. 0040海南1. 0329 1. 0329 1. 0000辽宁1. 0441 1. 0563 0. 9885重庆1. 0258 1. 0427 0. 9837吉林1. 0104 1. 0335 0. 9776四川1. 0473 1. 0473 1. 0000黑龙江1. 0372 1. 0462 0. 9914贵州1. 0136 1. 0269 0. 9870上海1. 0661 1. 0661 1. 0000云南1. 0272 1. 0272 1. 0000江苏1. 0247 1. 0554 0. 9709陕西1. 0310 1. 0285 1. 0025浙江1. 0

27、515 1. 0252 1. 0257甘肃1. 0153 1. 0315 0. 9843安徽1. 0574 1. 0423 1. 0145青海1. 0204 1. 0293 0. 9913福建1. 0292 1. 0341 0. 9953宁夏1. 0374 1. 0228 1. 0143江西1. 0320 1. 0403 0. 9920新疆1. 0453 1. 0335 1. 0114山东1. 0329 1. 0470 0. 9865平均1. 0344 1. 0399 0. 9947河南1. 0105 1. 0330 0. 9782由表2可以看出, 2003- 2011年间30个省区考虑环境的

28、TFP指数都大于1,表明考虑环境因素的情况下生产率仍然是上升的。上海市的环境全要素生产率增长最快,年均增长6. 61% ,天津、北京紧随其后,分别为5. 86% 、 5. 73% 。作为资源大省的山西,环境全要素生产率指数为1. 0065,是最低值,年均增长0. 65% ,表现出粗放的经济发展方式,环境保护力度不够。全国平均GM LPI为1. 0344,表明2003- 2011年间纳入环境因素的TFP年均增长3. 44% ,明显小于同期年均实际GDP增长量,年均增长幅度有限,反映中国经济高投入、高污染、低效率的粗放增长现实。较低的TFP增长率与克鲁格曼( 1999)提出“东亚无奇迹”论点相接近

29、。全国平均水平来看,技术进步指数大于1,提升了3. 99个百分点;技术效率指数小于1,下降了0. 53个百分点。 TFP的提升得益于技术进步水平的提高。(二)环境规制对技术创新的倒逼机制分析由于所用面板数据是“大N小T型” ,即“大截面维度,小时间维度” ,而且将被解释变量的一阶滞后项引入动态面板数据模型,致使滞后因变量与误差项相关产生内生性问题,加上影响技术创新的因素错综复杂,极易受到数据来源及变量遗漏的限制,导致误差项与解释变量相关,出现内生性问题。考虑其他解释变量也可能存在内生性,而内生性问题会导致参数估计的非一致性。因此,采用随机效应模型和固定效应模型所得估计量都是有偏的,需要借助工具

30、变量模型进行估计。动态GM M法在使用时引进滞后的弱工具变量,并通过在差分方程中引进一组滞后的解释变量,可以有效地克服回归中的自相关性产生的有偏回归结果。 Arellano和Bover ( 1998 27 )提出系统广义矩估计( Sys- GM M ) ,可以同时进行变量水平变化和差分变化处理,较好地解决内生性问题,有限样本性质较好,被广泛应用于经验研究。在有限样本中, one- step Sys- GM M估计容易受到异方差的干扰。采用DW H检验来判断模型中是否存在异方差,如果存在异方差,则选择two- step Sys- GM M估计以防止异方差的干扰,如果模型中不存在异方差问题,则采用

31、two- step Sys- GM M估计方法来对模型进行估计。因此,本文采用two- step Sys-GM M进行估计。为考察模型的多重共线性问题,计算变量之间的依赖程度 方差膨胀因子( VIF) ,VIF检验的结果表明最大值小于10,因此,多重共线性问题并不严重。动态面板数据模型中的数据必须是平稳序列,否则会出现“伪回归”问题。为保证估计结果的有效性,本文采用LLC检验对样本数据进行平稳性检验。检验结果表明,各变量的检验统计量均在1%的水平上显著,模型涉及的各样本变量均不存在单位根,即所有变量均为平稳序列。1.环境规制对技术创新直接影响的实证分析使用Stata12. 0软件对直接影响模型

32、( 3)式进行处理,结果见表3。序列相关检验AR判断随机扰96第1期 张 倩:环境规制对技术创新的非线性影响研究动项是否存在序列相关。通过计算一阶AR( 1)和二阶AR( 2)差分残差序列的Arellano- Bond自相关检验发现,表3中AR( 2)的结果均在0. 1以上,因此, Sys- GM M估计不能拒绝模型原假设 差分后残差项不存在二阶序列相关,说明原模型的误差项没有序列相关性,即所设定的模型是合理的,因此, Sys-GM M估计量是一致的。另外,模型的过度识别检验 Sargan检验P值均接近1, Sargan检验不能拒绝过度识别检验是有效的原假设,因此,工具变量的选择是可靠的, S

33、ys- GM M估计是有效的。模型整体显著性检验的W ald检验P值均为0,表明模型整体非常显著。表3 环境规制对技术创新直接影响的回归分析结果指标回归结果指标回归结果指标回归结果指标回归结果L. lnT 0. 378* * * lnEEM S - 0. 0400* * * lnPRI - 0. 0112*拐点1. 2038( 9. 79) ( - 3. 12) ( - 1. 95) 2. 4943ln( ER) - 0. 354* * * lnPP - 0. 00235* * * lnECS - 0. 0715* * * AR( 1) - 1. 9691( - 10. 52) ( - 2.

34、61) ( - 3. 22) P- value 0. 0489ln2 ( ER) 0. 218* * * lnFDI - 0. 0041 lnSOE - 0. 314* * * AR( 2) . 26638( 11. 03) ( - 0. 88) ( - 7. 83) P- value 0. 7899ln3 ( ER) - 0. 0393* * * lnEDU 0. 0814* * * - cons - 1. 097* * * sargan 23. 06394( - 11. 39) ( 5. 29) ( - 6. 62) P- value 0. 9998lnCR - 0. 1990* * ln

35、CAP - 0. 220* * *曲线类型“ ”或W ald 479. 83( - 2. 30) ( - 11. 81)倒“ N” P- value 0. 0000注: ( 1) * * * 、 * * 、 *分别表示1% 、 5% 、 10%下的显著水平。 ( 2)估计系数下面括号中为z统计量。从回归结果看,前一期的技术创新指标与当期指标显著正相关,验证了技术创新活动是连续、动态累积调整过程的假设。同时说明了保持政策调整连贯和一致的重要性。环境规制对技术创新的一次项系数为负,二次项系数为正,三次项系数为负,且在1%的显著性水平下通过了检验,这说明环境规制与技术创新呈现“ ”型或者倒“ N”型

36、变化,其拐点分别为1. 5165和2. 0701。随着环境规制强度的增加,对技术创新的效应表现为抑制-激励-抑制的作用,即,在环境规制强度较低时,环境规制与技术创新呈现负相关关系,环境规制降低技术创新效率;随着环境规制强度由弱变强,当达到适当的水平足以突破“创新阈值”时会提升企业的技术创新效率,对技术创新的影响效应由“抵消效应”转变为“补偿效应” ;继续提升规制强度,一旦超过临界值(拐点) ,则过于严厉的水平又会抑制技术创新。从目前的规制程度来看,总体环境规制强度均值为2. 04,中位数为2. 18,最大值为3. 95。总体来看,我国的环境规制强度处于激励技术创新活动的区域,但大部分地区的环境

37、规制水平过高,已经起到了抑制作用。这说明环境规制在总体上对技术创新产生了显著的倒逼效应,且必须达到一定的强度水平范围才能激励企业技术创新,既不能过高也不能过低。至于其他控制变量,表3中的结果显示CR、 EEM S、 PP、 FDI都抑制了技术创新,且CR、 EEM S、 PP都通过了显著性检验。较高的产业集中度并未发挥对绿色技术创新的规模经济、范围经济,反而抑制了企业创新能力。企业目前的环境管理战略更倾向于末端治理,因此,不能有效调动创新积极性。因公众的整体环境意识不强,而且参与环境管理的渠道较少,手段单一,主要依赖于媒体曝光等强随机性方式,侧重于恶性污染事件;非正式环保组织数量少且规模小,对

38、污染企业的影响力和压力十分有限;监督机制不健全,信息反馈机制及保障机制不完善,缺乏有效的监督渠道,公众的环境信访和诉求表达存在顾虑,这都弱化了公众参与对技术创新的积极作用。 FDI对技术创新活动的抑制作用支持了“污染天堂”假说。原因可能是:在市场经济条件下,我国吸引了更多外资高污染行业转向中国, FDI集中在技术落后、出口导向的中低端行业或者边际产业转移,或者外商研发中心严格实行技术保密,发达国家对技术含量高的产品实行出口管制,因此,反映出FDI的抑制作用。人力资本投入对技术创新表现出比较明显的促进作用,说明了科技创新人才的重要性。物质资本投入对技术创新表现出弱负相关影响,但通过了1%的显著性

39、水平检验。原因可能是由于企业的创新资源调整导致物质资本投入总体不足,以及创新的复杂性和长期性所致。市场化指数对技术创新表现出负作用,原因可能是,行政命令政策对市场体现出较强的干预色彩,限制了市场机制作用的发挥,导致07北京交通大学学报(社会科学版) 2016年市场化在技术创新活动开展过程中发挥了较小的引导作用,而且缺乏有效性。同时,由于当前的市场机制依然不健全,也难以有效发挥市场机制的调节作用。能源消费结构对技术创新表现出显著负作用,这是因为以煤炭为主的能源消耗代表着高能耗、高污染的粗放式经济发展模式,虽然有技术创新的需求,但是削弱了企业技术创新能力,自然资源禀赋在技术创新活动中发挥了有效的引

40、导作用。 SOE的系数显著为负,说明国有企业比重的提高是不利于提升生产技术进步率的,可能的原因是,国有企业在一定程度上弱化了市场竞争,不利于企业开展技术创新。2.基于中介变量的环境规制对技术创新影响的实证分析为了更好地分析在环境规制约束下,产业集中度、企业环境管理战略、公众环境参与和FDI对企业技术创新的影响,对式( 4)进行GM M回归的结果见表4。表4 基于中介变量的环境规制对技术创新回归分析结果指标回归结果指标回归结果指标回归结果指标回归结果L. lnT 0. 2160* * * Interaction4 0. 0036* * * lnECS 0. 0221 AR( 2) - 1. 04

41、25( 7. 71) ( 3. 97) ( 0. 71) P- value 0. 2972Interaction1 0. 0577* * lnEDU 0. 0273* * * lnSOE - 0. 2110* * * sargan 25. 5192( 2. 28) ( 3. 32) ( - 4. 98) P- value 0. 9993Interaction2 0. 0166* * * lnCAP - 0. 1290* * * - cons - 0. 3450* * * W ald 2280. 69( 4. 17) ( - 10. 45) ( - 4. 18) P- value 0. 0000

42、Interaction3 0. 0010* * lnPRI - 0. 0074 AR( 1) - 1. 842( 2. 10) ( - 1. 07) P- value 0. 0655注: ( 1) * * * 、 * * 、 *分别表示1% 、 5% 、 10%下的显著水平。 ( 2)估计系数下面括号中为z统计量。表4中的AR( 2)的检验结果均在0. 1以上,表明样本的残差序列不存在二阶以上的序列相关性。Sagan检验P值大于0. 7,说明模型中所选择的工具变量是合理的,模型能够有效识别。通过对环境规制与产业集中度、企业环境管理战略、公众参与和FDI的交互项与企业技术创新变量之间关系的回归结

43、果进行分析,对照表( 2)和表( 3)结果发现,在环境规制的约束下产业集中度、企业环境管理战略、公众参与和FDI的影响系数出现较大变动,符号发生反向变化,表明环境规制显著改变了四类变量对技术创新的影响。可能的原因是:在传统的生产模式下,技术创新具有规模效应,环境规制作用下提高产业集中度,进而增强研发投入方面的资金优势,较高的市场集中度可以发挥资源优势和成本优势的规模效应,而且风险承受能力更强,因此,有利于技术创新活动的开展。环境规制强度的提升驱动企业开展自愿环境管理,积极通过技术创新进行源头治理,实现降污减排的目的。环境规制政策提升了公众的绿色消费和绿色生存意识,环境保护倾向增强;增加了公众参

44、与环境保护的途径,手段更加多样化,公众对企业污染行为的监督得以强化。因此,环境规制约束下公众参与有利于促使企业开展技术创新行为。我国目前的环境规制政策吸引了更多的FDI,而且受到环境规制政策的制约,外资的进入带来了更为先进的治污技术,通过示范效应、模仿效应、竞争效应等促进技术水平的提高,发挥了技术的外溢效应,加上本土企业具备了较强的学习和吸收能力,有效地促进了我国企业的技术创新行为,因此,环境规制作用下FDI对技术创新起到了激励作用,发挥了“污染光环”的作用。四、结论与启示(一)结论本文应用考虑环境因素的方向性距离函数,计算了考虑期望产出和非期望产出的环境全要素生产率指数GM L及其分解指标,

45、并结合动态回归模型分析环境规制等因素对技术创新的影响。得出如下结论:1.省域环境全要素生产率指数都有了不同程度的上升,其主要动力来自于技术进步的贡献,但存在地区差异。而当前企业缺乏技术创新的内在驱动,需要发挥政府的作用促进企业加大技术创新力度,从源头控制污染的产生和排放。2.环境规制对技术创新的倒逼效应并非是线性关系,呈现“ ”型或者倒“ N”型变化,环境规制强度的倒逼弹性系数存在拐点。部分地区的环境规制在适当的强度下有效驱动了技术创新水平的提高,而17第1期 张 倩:环境规制对技术创新的非线性影响研究且受其他控制变量的影响。环境规制通过对企业施加环境约束,为创新活动带来压力的同时,也提供了动

46、力和激励作用。环境规制强度的提高会产生“优胜劣汰”效应,驱动技术创新。但是,环境规制强度水平适度,才既可以控制污染排放,又可以满足公众对绿色产品的需求;既可以实现废旧物资的循环利用,提高再循环能力,又可以增加有效产出,以实现“绿色”和“效益”兼得的双赢局面。3.环境规制通过作用于产业集中度、企业环境管理战略、公众环境参与和FDI间接影响技术创新。环境规制通过提升产业集中度,激励企业积极开展自愿环境管理,提高公众参与环境治理的意识,并吸引FDI,进而促进了企业的技术创新活动,提升技术水平。(二)启示本文的研究结论具有重要的政策启示。1.确定适度的环境规制强度,制定恰当的环境规制政策。环境规制强度

47、一旦突破第二个拐点就会抑制技术创新,政府为刺激企业突破技术创新阈值应注重环境规制水平的动态调整至合理水平,不能制定过于严厉的规制政策。同时,积极发挥市场激励型环境规制政策的积极作用,激发出足够的创新补偿效应,促进技术创新,发挥对经济增长率的创新贡献。2.实施差异化的环境规制政策和区域技术创新政策。为促进经济与环境的协调发展,各个地区根据不同的经济发展水平和污染程度及产业结构特点,应该制定差异化的政策。经济发达的区域应率先试点环境税等市场为基础的环境规制政策,继续提高环境规制水平,加快产业结构升级,利用国际产业转移,加强环保技术交流,为其他地区起到示范作用。相对落后地区要充分利用建设过程中的政府

48、优惠政策,改善投资环境,严格控制高污染的落后产业向本区域转移,加快产业结构调整,促进工业技术改造和产品更新换代;加大基础教育及科技投入,以各种形式吸引人才,引进先进管理经验,为技术创新创造良好的条件;制定适宜的环境规制政策体系,激励企业提升技术创新能力。3.综合考虑其他影响因素和配套设施的作用。政府应在强化环境规制的同时,提升产业集中度,促使企业开展自愿环境管理,重视环境保护的公众参与,制定适当的招商引资政策,加大研发的资金支持力度,提高企业人力资本水平,推进国有产权多样化以提高非国有企业比例等等,充分提升环境规制作用下技术创新效应。参考文献: 1 Porter M E, Van der Linde, C. Toward a New Conception of the Environment Competitiveness Relationship J . Jour-nal of Economic Perspectives, 1995, 9( 4) : 97- 118. 2 Yang C H, Tseng Y H, Chen C P. Environmental Regulations, Induced R& D, and Productivity: Evidence from Tain-wan s