摘要：基于2008-2015年浙江省31个工业行业面板数据，以规模以上工业企业为口径，建立政府环境规制综合衡量指标，运用Sys- GMM估计方法，研究环境规制对企业技术创新的影响。本文研究显示，环境规制对企业技术创新存在先促进后抑制的倒“U”型影响关系，随着环境规制强度的不断增加，企业技术创新水平呈现先上升后下降的趋势，并基于本文实证结果，对环境规制的拐点进行测算，并提出政府环境规制政策应基于企业自身异质性，采取差异化的政策，以达到环境改善和企业技术创新双赢的目标。

关键词：规模以上工业企业;环境规制;企业技术创新

1引言

改革开放40多年来，依靠自身资源，能源和廉价劳动力，中国制造业发展迅速，成为世界上最大的制造业国家，但 “高投入，高能耗，高排放”的发展模式，带来了资源紧张和生态环境恶化问题，进一步导致高速增长和可持续发展受限。研究环境规制效果是否达到预期，是否降低企业生产效率，从而阻抑制制造业的发展，具有重要经济和政策意义。

2文献综述

环境规制与企业技术创新发展的利益平衡，一直是热点研究问题，学者们关于环境规制强度对企业技术创新的影响研究主要分为三种观点：环境规制强度抑制、促进企业技术创新和影响结果具有不确定性。

2.1环境规制抑制企业技术创新

新古典主义通常采用静态分析法，认为环境规制会抑制企业技术创新。Gray和Shadbegian（1998）、赵锡康（2003）等认为，企业将环境规制产生的成本转嫁给消费者，从而抑制了产品的市场需求，削弱企业的技术创新动力。王文普（2011）认为当环境规制干预持续增强时，企业技术创新投入会受到不利影响。

2.2环境规制促进企业技术创新

合理的环境规制能通过创新效应提高企业技术创新能力，从而部分或全部抵消规制成本，Jaffe和Palmer（1997）依据规制严格程度，将波特假设区分为强、弱和狭义“波特假说”。赵红（2008）实证分析表明环境规制对R&D投入强度、专利授权数量以及新产品销售收入比重有显著的正效应。

2.3影响作用是不确定的

当市场条件改变时，被规制企业与政府的差异性都将导致环境规制对企业技术创新作用结果不同。环境规制与企业技术创新之间存在显著的非线性关系（姚西龙，王文熹和刘佳，2014;黄德春和刘志彪，2006）。

因此，规制强度对企业技术创新之间并非简单线性相关。本文从直接和间接影响角度对2008-2015年浙江省31个工业行业进行实证分析。

3影响机制

长期来看，环境规制约束会对企业技术创新产生直接影响，并通过中间影响因素产生间接的影响。

3.1直接影响效应

首先，严格的环境规制会导致企业治理污染的支出增加，企业利润减少，为利润最大化，企业将有限的研发经费更多的投入污染治理技术中，从而挤出用于生产新产品的研发资金，同时，高强度的环境规制会使潜在进入企业放弃进入市场，这被称之为“抵消效应”。最后，在成本压力下，企业会自发促进产品工艺创新从而提高收益，政府在提高环境规制强度同时，也会通过提高对企业技术创新的财政补贴，来推动企业进行绿色创新，被称之为“补偿效应”。

3.2间接影响效应

如图2所示，政府环境规制会通过企业规模经济效益、人力资本和企业利润等中介间接作用于企业技术创新。首先，开放经济条件下，环境规制会影响外商投资的区位选择，从而影响该地区技术水平（李晓钟和张小蒂，2008）。其次，环境规制下高投入、高产出的企业需要承担更多环保成本，为了降低成本，更易和政府规制者产生寻租行为，进而减少研发投入。此外，环境规制下，企业为分摊污染治理成本，可能通过降低劳动成本、节省培训费用等措施来提升企业利润水平，导致人力资本的数量和质量下降。

4变量选择及模型构建

4.1变量选择及描述性统计

4.1.1面板数据来源和处理

为更好衡量各变量指标，本文对原始数据进行了一定处理，其中环境规制强度（ER）数据、外商直接投资数据（FDI）、企业规模测算数据（SIZE）来源于2009-2016年的《浙江省统计年鉴》和《浙江省自然资源与环境统计年鉴》，企业技术创新（RD）、人力资本水平（LA）原始数据来自浙江省科技厅统计报告及《浙江省科技统计年鉴》。

4.1.2主要变量选择

技术创新水平（RD）： R&D 内部经费支出是企业进行技术创新必备的投入要素，能更好的衡量企业进行技术创新的能力和动力，因此本文选用浙江省分行业 R&D 内部经费支出和作为衡量技术创新水平的指标。

环境规制强度（ER）：本文环境规制强度测算参考（在张永旺、宋林，2019）的方法，使用废水和废气治理成本与工业总产值的比值来衡量：

环境规制强度（ER）（千元/元）=

（行业废水、废气治理设施运行总费用）/行业工业总产值

4.1.3数据的统计性描述

如表2所示，对2008-2015 年浙江省 31 个工业行业的关键变量进行统计性描述。

4.2模型构建

本文将被解释变量（RD）的一阶滞后变量引入動态回归模型（1）中：

其中，i表示浙江省规模以上工业企业分类，i=（1，2，···，31）;t表示年份，t=（2008，2009，···，2015）;RDi，t表示企业技术创新指标;RDi，t-1 表示企业技术创新的一阶滞后变量;ERi，t表示环境规制强度;表示环境规制强度的二次方;Z表示由行业人力资本水平（LA）、企业规模（SIZE）、行业利润率（PRO）和外商直接投资（FDI）等变量。

同时，构建间接效应模型如下（2）：

EZi，t表示环境规制强度与企业规模、人力资本、行业利润率和外商投资的交互项;i，t表示随机误差项。

5实证分析

表2、表3是利用STATA14.0对模型（1）和模型（2）进行回归的结果，表2为直接影响效应的回归结果，表5为间接创新影响效应的回归结果。

结果表明，逐步加入控制变量后，环境规制强度与企业技术创新存在倒“U”型的相关关系，可能的原因在于：由于浙江省环境污染治理措施宣传和执行力度和开始时间一直走在全国前列，在诸多规制措施实施下，取得了较大成效。企业在较强的环境规制下会自发的去进行技术创新，降低污染排放，而规制后期，污染治理进入攻坚期，减排空间有限，排放标准也更加严格，技术短期内无法实现较大的突破，故而当环境规制不断增强，企业的技术创新水平会停滞不前甚至下降。

同时，当期企业技术创新与滞后一期的企业技术创新水平显著正相关，即上期的企业技术创新水平会对本期产生显著影响，保持稳定的创新环境更有助于企业技术创新;企业规模对企业技术创新具有显著的正影响。

此外，人力资本水平以及行业利润率对企业技术创新呈现显著正相关关系，即高质量人才更能促进企业进行新技术的研发、吸收和转化，行业利润率达标企业获利能力，利润率越高的企业越有资本能力进行研发创新。

注：①所有模型的包括行业固定效应、年份固定效应。第（1）-（4）列分别控制了企业规模、人力资本、外商投资和行业利润率等变量，采样周期：2008-2015年。被解释变量均为企业技术创新（RD），解释变量为环境规制ER标准误聚类到城市层面，并在括号中报告。***、**、* 表示在1%、5%、10%的水平上显著。②检验一栏中列出的为过度识别的检验值，AR（1）、AR（2）分别表示一阶和二阶差分残差序列的Arellano-Bond 自相关检验。

表3回归结果显示：模型（1）-（4）中环境规制与企业规模交互项的影响系数由正变负，间接影响较大，可能的原因在于：在强环境规制环境下，企业更倾向于将资本投资于环境规制力度较小的行业中，从而抑制企业的技术研发投入;此外，大企业由于在已有的生产模式下能发挥较大规模经济优势，从而对旧的生产工艺和流程的依赖性很高，缺乏创新动力，这些都会弱化其规模经济优势，也抑制了企业进行技术创新。

在模型（4）中，环境规制与外商直接投资（FDI）的交互项对企业技术创新的影响系数也是负值，可能原因在于环境规制会抑制FDI 的流入（陈刚，2009）。人力资本水平（LA）及行业利润率对企业技术创新的影响系数并没有明显变化，表明环境规制强度通过人力资本水平和利润率对企业技术创新的间接影响较小。

6结论及政策建议

本文以2008年-2015年浙江省规模以上工业企业面板数据，实证分析环境规制对企业技术的影响分析。我们发现：

首先，在直接效应模型中，企业技术创新与上期技术创新水平显著正相关，随着环境规制强度不断增强，工业企业技术创新水平将先上升后下降;间接效应表明，通过雄厚的资金投入和较强的规模经济效应，大企业能较为持续的去进行研发创新，但环境规制也会削弱大企业创新的资金和规模优势。

从政府视角来看，首先，政府应提供相对稳定的政策规制环境。为能更好促进企业技术创新，政府环境规制政策应相对稳定，便于企业形成稳定预期，去开展更多研发活动。其次，依据企业的不同特点，制定差异化的环境规制措施。如对高污染企业适当降低污染排放标准，避免过度环境规制而带来的无效负担。

从企业视角看，企业从长期发展角度应自觉加大环保资金和技术创新研发资金的投入，从而显著提高自身的生产率，更从容面对后期规制强度增强，技术创新受限的难题;同时制定先进的人才引进机制，建立规范的职业培训体系和激励机制，为环境规制“补偿效应”的发挥提供良好的创新土壤，提高本土企业的技术创新能力。

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作者简介：

王甜（1997.3-），女，汉族，安徽安庆人，同济大学经济与管理学院硕士研究生。研究方向：环境污染与经济发展。