方徐兵

(安徽财经大学 国际经济贸易学院，安徽 蚌埠 233030)

新冠疫情的暴发，环境、资源能源的约束，人口红利的衰竭等因素使得中国经济增长速度放缓，实行经济高质量增长成为中国经济发展的首要目标。党的十九大明确指出，科技创新是经济高质量发展进程中的关键因素，在经济高质量发展背景下，高技术产业以其高附加值、带动性强等特征得到快速发展[1]。同时，随着国际贸易程度的不断加深，提高产品附加值、提升产业国际竞争力成为经济高质量发展关键。因此，探讨高技术产业出口竞争力具有一定现实必然性。

据2020年12月发布的《2020年人类发展指数报告》统计显示，中国的“人类发展指数”为0.761，排在全球189个国家与地区中的85位，由此可见，中国经济在发展的同时也破坏了生态环境。党的十八大明确指出，良好的生态环境是最强大的生产力。国家2021年3月颁布的十四五规划纲要中，已明确将生态环境保护作为国家经济社会发展的重大目标。为了保护、改善生态环境，政府制定了严格的环境规制政策。然而，高技术产业在发展过程中也会产生环境污染[2-3]。那么，在经济高质量发展背景下，环境规制与高技术产业出口竞争力之间会存在何种关系是值得去探讨的。

既有文献大都研究发现环境规制在促进出口竞争力提升方面发挥着重要作用。究其原因，环境规制不仅可以直接提升出口竞争力[4]，也会倒逼企业技术创新间接提升出口竞争力[5]。也有相关学者认为环境规制与出口竞争力存在非线性关系[6]。此外，关于环境规制影响作用研究的对象迥然各异，主要有园艺品[7]、污染密集型行业[8]、制造业[9]、企业出口[10]等。

综上所述，本文的边际贡献在于：其一，在理论层面上，研究环境规制对高技术产业出口竞争力的影响效应及内在逻辑，丰富和补充了二者之间相关关系的研究。其二，在实证层面上，首先，研究指标上，本文采用区域优势竞争力指数对高技术产业出口竞争力进行了测量，为高技术产业出口竞争力的后续研究提供了更直观、更具操作性和应用性的评价体系和数据支撑；其次，研究视角上，本文以高技术产业为研究对象，立足于环境规制政策的现实背景，基于高技术产业出口竞争力的视角评估环境规制的影响效果，丰富了环境规制的有关研究；最后，从产业集聚和人力资本等视角实证检验环境规制影响高技术产业出口竞争力的机制路径，有助于全面且清晰地理解环境规制与高技术产业出口竞争力之间的内在联系与影响机制。其三，在政策层面上，分析环境规制对高技术产业出口竞争力影响，为评估环境规制的影响效果提供了数据支撑和分析视角，也为探寻高技术产业出口竞争力的提升路径提供了政策参考。

一、文献回顾与机理分析

1.环境规制对高新技术产业出口竞争力的直接影响

当环境规制低于企业的治污成本，在追求成本最小化和利润最大化的双重动机下，企业会选择排污而放弃技术创新，至少要达到环境规制标准的下限[11]，由此，环境规制会增加企业的生产成本[12]。Kemp & Pontoglio(2011)[13]和张彩云(2019)[10]的研究发现，严格的环境规制会促使企业引进先进技术和设备来控制污染，从而增加企业生产过程中的各项成本。因此，环境规制强度越高，企业用于生产的成本相对增加，产品在市场上的竞争优势随之降低[14]，即环境规制抑制了高技术产业的出口竞争力。

随着环境规制的加强，并且高于企业的治污成本时，企业不得不采用两种方式进行治污，一种是进行末端治污，另一种是加大清洁技术研究以提高企业的生产效率。短期来看，末端治污减少了排污水平，满足了环境规制的要求，但是清洁技术研发水平并未达到最优，而清洁技术研发投入的增加必然会增加企业的融资约束，此时企业出口竞争力未能提高；长期来看，当企业清洁技术研发成功后，企业的生产工艺得到改进，补偿了企业的生产成本，生产效率进一步提升，这将对企业出口竞争力产生推动作用[15]。因此，我们提出如下假说：

假说1：环境规制与高技术产业出口竞争力之间存在显著的U型关系。

2.环境规制对高技术产业出口竞争力间接影响

环境规制不但通过技术创新直接影响高技术产业出口竞争力，而且通过产业集聚、人力资本对高技术产业出口竞争力产生间接影响。

(1)产业集聚效应

产业集聚对高技术产业出口竞争力的影响体现在以下三方面：第一，高技术企业单独进行技术创新时会面临高风险以及收益的不确定性，决策失败极有可能致使企业破产，因此，企业之间的技术联盟就成为必然趋势。产业集聚有利于加强企业间信息、技术的传播，促进企业技术合作，实现新知识、新技术的溢出与扩散，提高产业创新效率，进而增强高技术产业出口竞争力[16]。第二，高技术产业集聚有利于形成“劳动力蓄水池”效应，较快实现人才与岗位的相匹配，减少企业搜寻高素质人才的成本，提升高技术企业的创新效率[17]，进而提高其出口竞争力。第三，高技术产业集聚会带动集聚区科技咨询、物流等服务业的快速发展，有利于降低企业的成本费用，提高企业的利润率，保证了企业研发投入资金，提升了企业的技术创新能力，并进一步提升其出口竞争力[17]。

(2)人力资本效应

高技术产业通常是知识密集型产业，具有技术更新快和技术投入要求较高的特征，因此，高素质人才是其提高技术创新的有力保障。在环境规制强度较低时，高技术产业排污成本较小，排污技术创新的动力不足，生产的产品大多位于全球产业价值链的低端[17]，企业将资金可能用于本公司员工培训，较少考虑通过高报酬的方式吸引具有排污技术等高素质人才进驻，人力资本的溢出效应和较低搜寻成本没有显现。当环境规制强度提高时，在政府治污减污倒逼之下，高技术企业技术创新意愿增强，提高工资吸引其他地区高技术人才进入，一方面，高技术人才的引入可以通过人力资本溢价又进一步促进知识溢出和产业创新，相应地促进了产业集聚；另一方面，高素质人才的大量流入促使企业可以比较容易搜寻到合适的员工，降低企业的搜寻成本，进而保证了该地区人才的充分供给[18]。由此，我们提出如下假说：

假说2：除环境规制对高技术产业出口竞争力的直接影响外，环境规制会通过高技术产业集聚、人力资本积累等途径间接影响高技术产业出口竞争力。

二、研究设计

1.计量模型设定

本文构建如下计量模型用以考察环境规制对高技术产业出口竞争力的影响：

(1)

式中，i表示省份，t表示时间；Er表示环境规制变量；EC代表高技术产业出口竞争力；X为影响高技术产业出口竞争力的系列因素，γ表示控制变量的系数矩阵；μi和vt分别代表地区固定效应和时间固定效应，用以控制那些随地区变化或者随时间变化的因素；ζit为随机扰动项。如果β1和β2均显著，特别是β2显著，则说明环境规制对高技术产业出口竞争力具有非线性关系。

2.变量与数据说明

(1)被解释变量：高技术产业出口竞争力(EC)。因此，本文采用区域优势竞争力指数来衡量出口竞争力：

(2)

(2)解释变量：环境规制(Er)。本文采用每万元工业企业总产值的工业污染源治理投资的自然对数作为环境规制衡量指标(lnEr1)[19]。同时，采用每万元主营业务成本的工业污染源治理投资的自然对数(lnEr2)进行稳健性检验。

(3)控制变量：外商直接投资(Fdi)、产业利润率(Profit)、研发投入(Rad)、固定资产投资(Ginv)、企业规模(Size)。外商直接投资(Fdi)，采用高技术产业外商直接投资额占GDP比值来衡量。企业绩效(Profit)，采用高技术产业利润总额与主营业务收入之比来度量。产业利润率越高，发展越快。研发投入(Rad)，采用高技术产业R&D内部经费支出占GDP比值来衡量。研发强度高，说明高技术产业有充足资金去研发新技术，增加高技术产品附加值，提升出口竞争力。固定资产投资(Ginv)，采用高技术产业固定资产投资额与高技术产业主营业务收入的比值来衡量。固定资产投入可以提高高技术产业基础设施的完备程度。企业规模(Size)，采用高技术产业主营业务收入与从业人员年平均人数的比值来衡量。

(4)中介变量：高技术产业集聚(Lq)、人力资本水平(Hc)。高技术产业集聚(Lq)，采用区位熵指数来测算。人力资本水平(Hc)，采用各地区高校在校学生数占年末常住人口数的比值衡量。本文所采用的数据主要来自《中国高技术产业统计年鉴》《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》。

三、实证分析

1.基准回归

根据公式(1)，环境规制对高技术产业出口竞争力的影响效应见表1。模型1、2是未加入固定效应的OLS估计，模型3、4是控制时间效应的WLS检验，模型5、6是采用双向固定效应模型估计。从模型1～6的估计结果可以看出，虽然环境规制及其平方项的估计系数值有所变化，但其符号和显著性均未改变，可以看出实证结果具有稳健性。从模型6中可知，环境规制一次性系数显著为负，二次项系数显著为正，这表明，在控制相关变量后，环境规制与高技术产业出口竞争力之间存在显著的U型关系。假说1成立。

表1 基准回归结果

在控制变量方面，模型6中外商直接投资(Fdi)和企业规模(Size)系数显著为正，说明外商直接投资和企业规模对高技术产品的出口竞争力具有促进作用，这可能由于引入外资可以加强高技术产业基础设施建设，同时外商加入势必会对国内企业带来冲击，促进国内产业技术创新；企业规模越大，劳动生产率水平提升，促进高技术产品出口。企业绩效(Profit)系数为负，不显著，与预期结果相反，这可能与企业绩效的指标测度相关。

2.稳健性分析

(1)替换解释变量。本部分将采用每万元主营业务成本的工业污染源治理投资的自然对数(lnEr2)替换lnEr1进行稳健性检验。表2中的模型1报告了替换解释变量的估计结果，环境规制及其二次项系数的符号和显著性，与前文基准回归结果基本一致，即环境规制与高技术产业出口竞争力之间存在显著的U型关系不会随变量测度方式不同而改变。

(2)内生性处理。考虑到环境规制可能受到政府相关政策的主导，与高技术产业发展之间存在反向因果关系，进而使模型产生内生性问题。因此，为解决内生性问题，本文将被解释变量的滞后项作为解释变量，构建动态面板模型，采用系统GMM方法进行估计。本文构建如式(3)的动态面板模型：

(3)

相关回归结果见表2。模型2的二阶序列相关检验结果均显示扰动项不存在自相关，且Sargan检验统计量表明工具变量均有效，说明采用系统GMM的估计结果是可信的。环境规制与高技术产业出口竞争力存在显著的U型关系。综上，说明更换估计方法所得到的结果与基准回归的估计结果是一致的，说明本文所得到的实证结论是稳健的。

(3)外部冲击检验。2008年全球金融危机爆发，我国产品出口竞争力降低，出口贸易受到重创。为考察其对环境规制与高技术产业出口竞争力影响，借鉴张营营等(2020)[20]的研究，在式(1)的基础上引入环境规制与对应0～1虚拟变量的交互项，结果见表2模型3，可以看出，交互项lnEr1×T系数为负，但不显著，表明金融危机后环境规制对高技术产业出口竞争力作用有所降低。

表2 稳健性检验结果

四、机制分析

本部分借鉴Baron & Kenny(1986)[21]的研究，采用如下中介效应模型考察环境规制、产业集聚(人力资本)与高技术产业出口竞争力之间的关系，即考察环境规制通过提高产业集聚度和人力资本效应，提升高技术产业出口竞争力的内在逻辑。具体的公式如下：

rrcait=δ+cERit+Xγ+μi+vt+ζit

(4)

Mit=δ+aERit+Xγ+μi+vt+ζit

(5)

rrcait=δ+c′ERit+bMit+Xγ+μi+vt+ζit

(6)

式中，Mit为中介变量。公式(4)中，若系数C显著，则意味着环境规制对高技术产业出口竞争力存在综合效应。公式(5)中，若系数a显著，则表明环境规制对中介变量具有显著影响。公式(6)中，若c′显著而b不显著，则表明中介效应不存在；若b显著而c′不显著，说明中介变量存在完全中介作用；如果估计系数与c′、b均显著，则说明存在部分中介作用，此时的中介效应可以通过ab/c计算得到。

1.人力资本效应

表3报告的是加入了环境规制的一、二次项后中介效应检验的结果。由于加入二次项，无法测算中介效应的大小，但是可以计算两个模型的拐点变化，第(1)列的拐点为2.86，而第(3)列的拐点为3.01，说明加入人力资本因素会使用拐点的位置显著右移，间接说明人力资本起到中介效应作用。

表3 影响机制检验结果1

2.产业集聚效应

同理，表4报告的是在中介变量为产业集聚情况下，加入了环境规制的一、二次项后中介效应检验的结果。如表4所示，由于加入二次项，无法测算中介效应的大小，但是可以计算两个模型的拐点变化，第(4)列的拐点为2.86，而第(6)列的拐点为3.95，说明加入产业集聚因素，会使用拐点的位置显著右移，间接说明产业集聚起到中介效应作用。

表4 影响机制检验结果2

五、结论与建议

本文基于2001—2016年中国30个省级面板数据，利用固定效应、系统GMM估计和中介效应等模型，考察了环境规制与高技术产业出口竞争力之间的非线性关系。主要结论如下：(1)环境规制与高技术产业出口竞争力存在显著的U型关系；(2)采用更换变量和采用系统GMM估计处理潜在的内生性问题后结论仍然稳健；(3)中介效应模型估计发现，产业集聚、人力资本在环境规制对高技术产业出口的影响过程中充当了中介效应作用，中介效应大小介于26.7%～29%之前，而考察二次项情况下，产业集聚、人力资本会导致环境规制对高技术产业出口竞争力的影响拐点向右移动。

基于以上结论，本文提出如下建议。

第一，在中国贸易出口形势严峻和国内经济放缓，亟需经济高质量增长背景下，大力加强保护、改善生态环境，提升环境规制强度，进而增加企业技术创新力度，提升高技术产品附加值，提高产品在国际上竞争力。

第二，高技术企业应增强环境保护和绿色经济等理念，提升企业在国际市场的竞争优势，主动应对不利的环境规制政策对高技术产品出口造成的负面影响。

第三，要积极优化环境规制，制定促进高技术产业出口竞争力的其他制度，进一步发挥产业集聚效应和人力带来资本效应。一方面，要加快高技术产业的集聚水平，让产业集聚水平的提升来规避部分环境规制给出口竞争力带来的不利影响；另一方面，增加人力资本投入，提高高技术人才培养水平，向发达国家学习相关的生产技术和管理经验。