环境规制对技术进步的影响效应研究

崔立志，许 玲

环境规制对技术进步的影响效应研究

崔立志，许 玲

（安徽工业大学商学院，安徽马鞍山 243032）

文章利用2000-2014年省际面板数据，以索洛余值测算的全要素生产率表征技术进步，通过构建动态面板模型，采用两步系统GMM估计方法对环境规制影响技术进步的直接效应和间接效应进行了实证分析。研究结果表明：环境规制对技术进步的直接效应具有区域异质性，东部、中部和全国表现为倒“U”型关系，而西部地区表现为“U”型关系；东部、中部和西部地区的间接效应比较显著，其中东部与西部地区环境规制水平提高有利于FDI技术效应溢出，从而促进技术进步，而中部地区的间接效应抑制了技术进步。

技术进步；环境规制；间接效应；动态面板

一、引言及文献综述

改革开放以来，我国经济取得了飞速发展，年均增速为9.8%，2015年我国GDP达到67.67万亿元，排名世界第二。但是这种高投入、高排放、高能耗的粗放式发展模式对环境造成了严重污染，持续大规模的雾霾天气等环境问题在我国集中出现。因此，保护生态环境意识加强，环境规制水平逐渐得到提高。另一方面，我国城市越多地推进工业化，需要以技术进步为支撑促进经济增长。这表明我们既要保护环境，也要实现经济发展。另外，FDI是技术扩散的一种重要途径，它所形成的产业结构、管理模式等的改变会影响到技术进步，同时相关研究表明，环境规制会制约FDI，进而会影响到技术进步。因此，探讨环境规制如何影响技术进步具有重要意义。

对于环境规制与技术进步的研究起源很早，大部分都是研究两者之间的直接关系，很少有文献提及其间接作用。环境规制对技术进步的直接影响研究得出的结论主要有三种：一是环境规制促进了技术进步。即适合的环境规制强度的设定有利于被规制企业在这样的条件下进行技术创新，最终提高本国企业的生产与行业竞争力（Domazlicky，Weber，2004；李强，聂锐，2009）［1-2］。而且对于不同类型产业的技术影响各不相同，环境规制在中长期内存在促进效应（赵红，2008）［3］，并且具有行业异质性（徐鸿翔、韩先锋，2015）［4］。二是技术进步受到环境规制的阻碍。即提高了环境的管制力度从而增加了企业的费用，降低了企业的创新能力。大量的文献表明，在静态的条件下，企业规模、生产条件不变，环境规制必然导致技术创新能力的下降。严格的环境规制会导致企业发展状况恶劣，企业的创新发展受到抑制（Brannlund，1995；Chintrakarn，2008）［5-6］。而且被规制地由于受到环境的限制，可能产生一定的压力与负担，使得污染小的项目所获得的发展资金减少（王鹏、郭永芹，2013）［7］。三是两者之间具有不确定的曲线关系。随着对于环境治理程度的提高，其作用由抵消效用转为补偿效用，与技术创新之间先是呈现下降然后再是上升的U型关系（蒋伏心，2013；董直庆，2015）［8-9］。并且对于详细分类的技术进步种类研究中发现，对于生产、治污技术进步存在U型关系（张中元，2012；李斌、彭星，2011）［10-11］。而对于工业行业研发技术进步呈现倒U型的关系，随着环境规制强度的提高，先促进技术研发，当达到一定点后，又抑制了技术创新（韩先锋，2014；张晓莹、张红凤，2014）［12-13］。

环境规制对技术进步的间接影响研究较少，大部分学者结合引进的外商投资来进行分析，但是只是说明了三者中两两之间的关系。对于技术进步与外商FDI效应的联系研究，大体上也有3种不同的结论。处于城镇化与产业化的中国，我国较发达国家而言，环境规制制度较为宽松，为确保经济的快速增长，我国不断引进外商企业来提高本国的经济水平。随着引进数量的不断扩大，本国企业为保存自己在本国市场中的主导位置，必然招收新的人才来促进企业的创新能力，这样才能保持企业的竞争力（Liu、Siler，2000）［14］，随着引进外资增加，控制本国环境规制水平，还有助于推动多元化产业结构（王双燕、魏晓平，2015）［15］。同时由于FDI的引进，国内企业可能过度依赖于外国的企业，不利于企业自主创新，使企业逐渐放弃自主创新（Aitken、Harrison，1999）［16］。而由于国家环境及政策的不断变化，学者基于不同的研究视角来进行分析，认为外商直接投资对于本国企业的技术进步影响的大小是一个相互博弈竞争的过程，取决于各自能力的大小（白嘉，2013）［17］。

综上所述，环境规制是否可以通过影响FDI效应进而对技术进步产生作用没有确切的定论，需要进一步探讨它们之间的联系。因此，本文要解决的问题是环境规制对技术进步的直接影响如何？FDI是否作为中介力量来使得环境规制对技术进步产生一定的影响？通过对全国与各地区分类来进行综合分析，深入研究环境规制对技术进步影响的直接效应和间接效应，最后通过研究结论提出相应建议来促使本国技术更好地发展。

二、数据来源和变量选取

模型中所涉及的各省市数据来源于2001-2015年的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》等各省份的统计年鉴与统计公报。主要选取2000-2014年的数据。其中西藏数据有缺失，因此本文的省份数据中不包括西藏的数据。数据主要包括各地区国内生产总值、固定资产投资额、从业人数、实际外商直接投资额以及工业治理污染完成投资额、各地区R&D经费内部支出、R&D人员全时当量、按目的地与货源地划分的进出口总额。

主要数据变量定义如下：

（1）固定资产投资额。采用的是各地区全社会固定资产投资净额来进行衡量，利用固定资产价格指数计算，按2000年不变价格的固定资产。

（2）从业人数。本文采用各地区全社会年末从业人数，主要是按照三次产业划分的总体人数。

（3）FDI效应。主要采用各地区实际使用外商直接投资金额与地区生产总值的比值来衡量。

（4）环境规制。本文采用各地区工业污染治理投资额与地区生产总值的比值再乘以1 000来表示每千元地区生产总值中环境污染治理投资的多少来表示，因为各地区的工业污染治理投资额直接反映了本年本地区政府对于地区污染的治理程度，这直接反映了该地区政府对于本地区环境污染所做的努力，所以本文采取该数据来表示环境规制水平。

（5）控制变量。本文采用的控制变量主要有：研发投入，主要用R&D经费支出与地区生产总值之比表示；研发人员投入，主要用R&D人员全时当量与地区就业人数的比值衡量；国家贸易程度，主要用按货源地与目的地划分的进出口额与地区生产总值的比值衡量；政府干预程度，主要用政府的一般预算支出与地区生产总值之比表示。

三、技术进步指数测度

技术进步指数主要用各地区生产率指标来表示。根据柯布—道格拉斯生产函数，Y=ALαKβ，其中Y为总产出，A表示科技水平，L表示劳动投入，K代表资产的投入。则两边取对数得出lnY=lnA+αlnL+βlnK。索洛将技术因素引进生产函数中，利用差分方程近似地替代微分方程，可以得到y=a+αl+βk，其中y表示总产出增长率，l和k表示劳动和资产增长率。通过以上两个方程可以得出索洛余值，用来表示各地区的生产率。则计算出来的回归方程如下：

Waldtest：F值=137.24 R2=0.9394

从上面的公式可以看出，常数项与两个变量系数的P值都为0.000、各系数的P值都通过1%了检验。这个回归是显著的。从而可以得出Solow余值增长方程为：

a=y-0.818 950 1l-3.060 061k

lnA=18.784，表明技术进步的弹性系数为18.784。表1列出了主要年份的技术进步指数。

表1 2005-2014年各省技术进步指数

四、技术进步影响效应分析

为了考察各地区环境规制与技术进步到底有何种关系，本文在前人研究的基础上设定模型如下：

其中，i表示地区；t表示时间；TECH表示各地区的技术进步；ω表示常数项；ENV表示各地区环境规制水平；考虑到环境规制的间接作用，所以模型中加入环境规制与FDI的交互作用项ENVFDI；ψ表示地区其他的控制变量；ε表示误差项。

则在（2）式中，γ表示环境规制对技术进步影响的间接效用系数，即环境规制如何影响FDI效应进而影响技术进步水平。假设γ大于0，则表示环境规制与FDI效应对技术进步影响存在互补效应，即环境规制强度提高促进了FDI技术溢出效应；相反，如果γ小于0，则表示环境规制与FDI效应对于技术进步影响存在替代作用，即提高环境规制水平阻碍了FDI技术溢出。

（一）数据描述性统计

本文主要变量的描述性统计见表2所列。

表2 主要变量的描述性统计

（二）估计结果

1.全国数据分析

通过模型（1）计算得出的技术进步指数，然后根据模型（2），对全国数据运用系统GMM与差分GMM的方法进行实证研究，结果见表3所列。

表3 全国动态面板模型估计结果

表3结果是对于模型（2）用差分GMM与系统GMM估计的结果，方程的被解释变量TCEH是按照方程（1）估计出来的结果，方程中加入了TECH的一阶与二阶滞后值，作为解释变量。系统GMM模型对于扰动项的检验中，发现扰动项的一阶统计量在1%水平上显著，说明存在一阶自相关，但二阶统计量在10%水平上不显著，说明二阶不存在自相关，因此接受原假设扰动项不存在自相关。而且对于模型的过度识别检验中，Sargan统计量表明所有工具变量都是有效的，说明该模型具有合理性。

从表3中可以看出，技术进步指数的一阶滞后值与二阶滞后值的系数都为负数，而且都在1%水平上显著，表明技术进步具有负向滞后效应，这可能是因为前期所研发的技术与后期新技术的发展不相适应；环境规制作用系数显著为正，二次项作用为负，说明环境规制对于全国技术进步的影响存在倒U型关系，说明随着环境规制强度的提高，刚开始提高了技术进步，但是到达一定强度后却阻碍了技术进步；环境规制与FDI的交互作用滞后期为正，说明环境规制强度的提高使外商企业使用更加先进的技术进入到本国市场，从而带来了更大的技术进步空间，但是效果不明显。

对于控制变量，在表3中可以发现，滞后期的FDI效应作用明显，可能的原因是随着新技术的引进以及时间的推移，本国吸收和借鉴了外国技术，从而提高了本国的技术水平。研发投入对于技术进步作用系数为正，各地区的政府可以提高经费支出来促进企业研发新技术；但是R&D人员的增加却对技术进步起到了抑制作用，说明地区研发人员的增加并没有对企业新技术的开发产生明显影响；政府的干预程度不同可能影响技术进步的结果不同；而贸易开放程度的系数为负，表明贸易开放程度的增加没有对当地的技术研发起到促进作用。

2.区域数据分析

考虑到地区的差异性以及地方政府对环境污染的治理投入，本文将全国划分为三大区域，即东部包括辽宁在内的11个省份以及直辖市，中部包括吉林与黑龙江在内的8个省份以及西部地区。针对不同区域的分析结果见表4所列。

表4 区域动态面板估计结果

续表4

针对不同区域划分，考虑区域之间的差异性，具体分析如下：

从东部地区来看，模型中包含被解释变量的一阶滞后值，选取技术进步指数作为内生变量，发现技术进步具有明显的负向滞后效应；环境规制强度的高低对于技术进步的影响作用与区域的经济发展水平有关系，在经济发达的东部地区环境规制与技术进步存在倒U型的关系；环境规制与FDI的交互作用系数为正，表明东部地区环境规制强度提高，可能使得外商企业采用了更加先进的技术来进入本国市场，从而促使该地区技术水平得到提升。表4中的控制变量FDI效应为正，从而验证了该地区外商增加促进了技术进步，研发人员的增加促进了技术进步，其他变量对于技术进步都起到了负向作用。

对于中部地区来说，模型考虑了被解释变量的一阶滞后影响，选取技术进步指数作为内生变量，发现其对于中部地区的技术进步在1%水平上存在负向滞后效应；环境规制强度提高促进了技术进步的发展，而环境规制二次项存在负向作用，表示在中部地区环境规制与技术进步存在倒U型关系；环境规制与FDI效应的交互作用滞后期系数为负，表明在该地区环境规制强度越高，可能抑制了该地区的外商引进，从而没有对技术进步产生影响。在控制变量中，FDI效应滞后期促进作用明显，外贸程度的影响不显著。

在西部地区中，发现技术进步负向滞后作用明显，在1%水平上显著；环境规制强度越高越抑制了技术进步，然而环境规制的二次项对技术进步存在正向作用，说明环境规制在西部与技术进步存在U型关系；两者之间的交互作用为正，而且非常显著，可能的原因是，环境规制强度的提高，促进外商大力引进先进技术，从而使得技术进步水平提高。控制变量中考虑到FDI效应、研发经费与研发人员的投入以及政府干预程度的影响，发现FDI效应为负，可能是由于过分依赖外来先进技术，从而使得本国技术进步水平下降，经费的增加促进了该区域的技术进步，然而研发人员的增加没有起到显著的影响，政府干预程度为负，但是作用不明显。

五、结论与启示

本文通过使用省级数据，运用动态面板模型分析了全国环境规制对于技术进步的直接以及间接作用，主要作用如下：①环境规制对技术进步的直接影响显著，受地区差异影响，东部与中部地区环境规制与技术进步为倒U型关系，而西部地区的环境规制对技术进步影响存在U型关系；②环境规制对FDI效应作用显著，并间接对技术进步产生影响，东部与西部地区环境规制与FDI效应之间存在互补作用，而在中部地区两者之间存在替代作用。

根据研究结果论出以下政策建议：

第一，各地区政府应该适当提高环境规制水平，虽然西部地区环境规制阻碍了技术进步，但是阻碍作用在不断减少。因此政府可以适当建立与地区相符合的环境规制政策，找到最合适的环境规制强度的平衡点。

第二，根据环境规制对技术进步的间接影响，各地区应该合理引进FDI，注意质量与数量相结合。对于有利于促进企业技术进步的外商企业应该积极引进，给予适当的环境规制优惠政策，同时制定和完善外商企业引进的环境标准，加强对外来企业的环境监管，实现外商投资和环境保护的双赢。

第三，结合地区实际发展情况，制定合适的经费投入与人才培养计划，提高科技人员自身素质和文化水平，确保真正把资金运用到企业的技术创新和科技研发上。同时政府要发挥在市场中的重要作用，逐步完善科技人员培养机制。

［1］Domazlicky B R，Weber W L.Does Environmental protection Lead to Slower Productivity Growth in the Chemical Industry［J］.Environmental and Resource Economics，2004，28：301-324.

［2］李强，聂锐.环境规制与区域技术创新——基于中国省际面板数据的实证分析［J］.中南财经政法大学学报，2009（4）：18-23.

［3］赵红.环境规制对企业技术创新影响的实证研究——以中国30个省份大中型工业企业为例［J］.软科学，2008（6）：121-125.

［4］徐鸿翔，韩先锋，宋文飞.环境规制对污染密集产业技术创新的影响研究［J］.统计与决策，2015（22）：135-139.

［5］Brannlund R，Fare R，Grosskopf S.Environmental Regulation and Profitability：An Application to Swedish Pulp and Paper Mills［J］.Environment and Resource Economics，1995（1）：23-36.

［6］Chintrakarn P.Environmental Regulation and US States Technical Inefficiency［J］.Economic Letters，2008（3）：363-365.

［7］王鹏，郭永芹.环境规制对我国中部地区技术创新能力影响的实证研究［J］.经济问题探索，2013（1）：72-76.

［8］蒋伏心，王竹君，白俊红.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（7）：44-55.

［9］董直庆，焦翠红，王芳玲.环境规制陷阱与技术进步方向转变效应检验［J］.上海财经大学学报，2015（3）：68-78.

［10］张中元，赵国庆.环境规制对FDI溢出效应的影响——来自中国市场的证据［J］.经济理论与经济管理，2012（2）：28-36

［11］李斌，彭星，陈柱华.环境规制、FDI与中国治污技术创新——基于省际动态面板数据的分析［J］.财经研究，2011（10）：92-102.

［12］韩先锋，惠宁，宋文飞.环境规制对研发技术进步的影响效应研究［J］.中国科技论坛，2014（12）：75-79.

［13］张晓莹，张红凤.环境规制对中国技术效率的影响机理研究［J］.财经问题研究，2014（5）：124-129

［14］Liu X，Siler P，Wang C，et al.Productivity spillover from foreign direct investment：Evidence from UK industry level panel data［J］.Journal of International Business Studies，2000，31（3）：407-425.

［15］王双燕，魏晓平，赵雷英.外商直接投资、环境规制与产业结构高级化［J］.首都经济贸易大学学报，2016（1）：26-32.

［16］Aitken B，Harrison A.Do domestic firms benefit from direct foreign investment？Evidence from Venezuela［J］. American Economic Review，1999，89（3）：605-618.

［17］白嘉，韩先锋，宋文飞.FDI溢出效应、环境规制与双环节R&D创新——基于工业分行业的经验研究［J］.科学学与科学技术管理，2013（1）：56-66.

［责任编辑：余志虎］

A Study on the Effect of Environmental Regulation on Technological Progress

CUI Li-zhi，XU Ling
(School of Business，Anhui University of Technology，Maanshan 243032，China)

The paper，using the provincial panel data from 2000 to 2014 and the TFP estimated by Solow residual as characterization of technological progress，applies the two-step system GMM estimation method to make an empirical analysis on the impact of environmental regulation on the direct and indirect effects of technological progress by building a dynamic panel mod⁃el.The results show that:The impact of environmental regulation on the direct effect of technological progress has regional heterogeneity，the eastern and central regions and the nation present the inverted“U”type relationship，while the western region shows“U”type relationship；The indirect effect in the eastern，central and western regions is more significant，in which the improvement of the level of environmental regulation in the eastern and western regions is conducive to FDI technology spillover effect so as to promote technological progress，while the indirect effect in the central region suppresses technological progress.

technological progress；environmental regulation；indirect effect；dynamic panel

F124.3；F205

A

1007-5097（2016）12-0099-05

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.12.015

2016-05-26

国家社会科学基金项目（13BJY011）；教育部人文社会科学基金项目（11YJC630034）；安徽省自然科学基金资助项目（1208085QG132）；安徽省哲学社会科学规划项目（AHSKY2015D50）

崔立志（1978-），男，安徽庐江人，副教授，博士，研究方向：能源经济，数量经济学；

许玲（1991-），女，安徽安庆人，硕士研究生，研究方向：数量经济学。