房安庆

摘要：文章基于2004～2016年30个省（直辖市、自治区）的面板数据，分别以研发资本投入和研发劳动投入为门槛变量，构造面板门槛模型实证分析了环境规制和技术创新的非线性关系。研究发现：不同的研发投入水平下，环境规制对技术创新的影响表现出研发投入单一门槛特征，研发投入较少情况下技术不足导致污染产出较大，环境规制实施促使企业提高标准，加大研发投入提升技术创新能力，形成“倒逼机制”。研发投入超过门槛值后，创新能力达到一定水平，受到环境规制的约束较小，促进作用减弱。

关键词：技术创新;环境规制;研发投入;门槛效应

一、引言

我国自九五计划便提出经济转型，以应对经济结构出现的问题。但多年来经济发展方式仍然是以高能耗、粗放型为主导，经济总量跃居世界第二的同时带来了环境恶化的棘手问题。2018年发布的全球环境绩效指数中，中国的空气质量指数位居全球倒数第四位，环境治理形式依然十分严峻。当前中国处于经济转型升级期，并逐渐从转型协调发展阶段向高水平协调发展阶段跃进，高质量协调可持续的经济发展已成为首要目标，实现该目标的过程中的主要动力是创新驱动。以创新为导向的经济发展与生态环境的保护之间的矛盾突出，政府在实施环境监管时对技术创新会产生何种影响是值得探讨的问题。

关于环境规制对技术创新的影响，国内外学者进行了大量的理论和实证研究，通过梳理文献发现当前主要存在三种不同的观点。首先是环境规制抑制技术创新。该观点从遵循成本的角度出发，认为环境规制在解决环境污染问题的同时会增加企业的生产成本，从而使企业的生产率和生产绩效有所下降，最终抑制企业技术创新能力（Jaffe，1995;许冬兰，2009等）。其次认为环境规制促进技术创新。抑制论的观点主要从静态角度分析，与此不同的是，Porter 等人认为从动态视角来看，适当的环境规制措施可以部分补偿乃至超过该措施所导致的企业成本增加，从而增强企业的竞争力，进而促进企业技术创新能力。“创新补偿效应”是波特假说的核心支撑观点，实现环境规制、企业竞争力和经济增长之间共赢的关键在于该效应的大小（Jaffe，1997;张成等，2011）。由于我国各地区在经济发展程度、产业结构以及污染治理方面存在的巨大差异，这种区域差异使得二者并非简单的线性关系（蒋伏心等，2013;沈能，2012）。事实上，环境规制对技术创新的影响很大程度上是通过研发投入来实现的，也就是研发投入在环境规制对技术创新的影响中起到中介作用，本文将通过面板门槛模型来探讨此问题。

二、研究设计

（一）计量模型设定

为进行比较，先给出线性模型。且由于各变量单位不同相差较大，为避免异方差的影响使估计发生较大偏误，对部分数据进行对数化处理，可得基准计量模型为：

其中，Pit为i省第t年的专利申请授权量，剩余变量依次为环境规制、研发资本投入、研发劳动投入、外商直接投资、人力资本以及经济发展。但是由于各地区在经济发展程度、及污染治理等方面存在巨大差异，环境规制对技术创新的影响在本地区或不同地区的表现是有区别的，可能表现出门槛特征。因此基于面板门槛回归模型，本文的实证模型为：

其中γ1，γ2，…，γm是未知门槛值，I（·）是示性函数，thr为门槛变量lnEXP和lnNUM，Xit为控制变量，其余项和（1）式一致。

（二）变量选取及数据来源

被解释变量：技术创新。结合现有文献，本文采用专利申请授权量来衡量技术创新水平。

解释变量：环境规制。本文选取各地区环境污染治理投资总额占GDP比重来衡量。研发资本投入和研发劳动投入。创新产出过程需要研发要素投入，企业提高创新水平都是通过增加资本和劳动的投入来实现。本文使用各省研发资金内部支出和研发人员全是当量来分别表示EXP和NUM，并将二者作为门槛变量。

控制变量包括人力资本水平，本文用各省每十萬人在校大学生人数来衡量人力资本水平;区域经济发展水平，本文采用人均GDP来衡量区域经济发展水平;外商直接投资，本文使用各省实际利用外商直接投资规模来衡量。

考虑数据可得性，本文使用2004～2016年30个省市的面板数据，分别来自《中国城市统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》以及《中国统计年鉴》。

三、实证结果及其分析

（一）门槛效应检验

表一可知，以研发资本投入为门槛变量时，F统计值通过了5%的显著性水平，存在单一门槛效应，而双重门槛效应检验的P值没有通过显著性检验，因此应使用单一门槛模型进行考察。研发劳动投入为门槛变量时，单一门槛检验通过10%显著性水平，而双重门槛则没有通过显著性检验，因此应该使用单一门槛模型来考察。其中，研发资本投入的单一门槛值为11.89;研发劳动投入的单一门槛值为9.64。

（二）门槛值为真实值的检验

图一为门槛值估计的LR检验。门槛变量的95%置信区间位于虚线的下方，说明单一门槛估计值与真实值一致。

（三）门槛模型估计和结果分析

在确定门槛个数以及门槛值后，对模型进行参数估计和分析。为方便比较，先进行了一个线性模型的回归，采用Hausman检验后发现使用固定效用估计，具体结果见表5模型1，然后进行非线性的面板门槛回归。为了考虑内生性问题，将环境规制滞后一期作为自变量进行估计，具体结果如表五模型2。通过对比发现，模型1和2中核心解释变量以及其他控制变量的系数及显著性变化均较小，表明模型的内生性问题并不严重。模型1中，环境规制的系数为负但不显著，环境规制与技术创新无显著的线性相关关系;EXP、FDI和GDP的系数均显著为正，表明EXP、FDI和GDP对区域技术创新具有显著的促进作用。环境规制对技术创新无显著的线性关系，因此，在线性模型的基础上，分别以EXP和NUM为门槛考虑二者之间的非线性关系，探讨研发投入在环境规制影响技术创新中的中介作用。

模型3以研发资本投入为门槛变量。研发资本投入门槛值将我国各省研发资本投入水平划分为两个层次：当EXP低于门槛值时，环境规制的系数显著为正，环境规制对技术创新具有显著的促进作用;当EXP水平超出门槛值时，环境规制的系数并不显著。模型4以研发劳动投入为门槛变量，门槛值同样将我国研发劳动投入水平划分为两个层次，且环境规制对技术创新能力的影响有显著差异：当NUM水平低于门槛值时，环境规制的系数显著为正，环境规制对技术创新具有显著的促进作用;当NUM水平超过门槛值时，环境规制的系数同样显著为正，环境规制促进技术创新，但相比低于研发劳动投入门槛水平，环境规制对技术创新的促进作用出现显著减小，说明环境规制通过研发投入对技术创新的作用不仅存在门槛特征，还存在一个边际效率递减的特征。在不同的研发资本投入水平和研发劳动投入水平下，环境规制对技术创新的影响不同，原因在于：政府实施环境规制政策，企业由于研发能力较弱，基础设施不够完善，创新能力偏低等达不到所要求的环境标准，因此这会促使企业增加研发投入提高技术水平来达到所要求的环境标准，从而表现出环境规制促进技术创新;但当研发投入达到一定水平，企业达到了环境标准，所受到的环境规制约束就变得较小，环境规制对技术创新的促进作用就会极大减弱。

四、结论及政策建议

基于我国2004～2016年省级面板数据，从研发资本投入和研发劳动投入两个角度实证考察了环境规制影响技术创新的研发投入门槛效应。研究发现，环境规制对区域技术创新影响存在显著的研发资本投入和研发劳动投入门槛效应，当研发资本投入水平和研发劳动投入水平低于门槛值时，环境规制促进技术创新，但当超过门槛值时，环境规制对技术创新的促进作用显著减小。当前我国仍然是粗放型的发展方式，研发投入水平较低，环境规制对技术创新的“补偿效应”还有很大的发挥空间，政府在实施环境规制时应当加大研发投入，治理环境污染的同时提升技术创新水平，实现环境治理和提升创新能力的“双赢”局面，从而更好推动经济高质量可持续发展。

参考文献：

[1]许冬兰，董博.环境规制对技术效率和生产力损失的影响分析[J].中国人口·资源与环境，2009，19（06）：91-96.

[2]Porter M E， Linde C V D. Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].Journal of Economic Perspectives，1995，9（04）：97-118.

[3]张成，陆旸，郭路，于同申.环境规制强度和生产技术进步[J].经济研究，2011，46（02）：113-124.

[4]Jaffe A B， Palmer K. Environmental Regulation and Innovation： A Panel Data Study[J].Review of Economics and Statistics，1997，79（04）：610-619.

[5]蒋伏心，王竹君，白俊紅.环境规制对技术创新影响的双重效应——基于江苏制造业动态面板数据的实证研究[J].中国工业经济，2013（07）：44-55.

[6]沈能.环境规制对区域技术创新影响的门槛效应[J].中国人口·资源与环境，2012，22（06）：12-16.

*基金项目：教育部人文社科基金：多时空经济系统交互效应面板半参数建模理论与应用研究（项目编号：20YJC790181）;国家自然科学基金项目，多时空尺度下区域经济边界效应测度模型、变化机理与影响机制研究（项目编号：71874106）。

（作者单位：上海对外经贸大学国际经贸学院）