环境规制技术创新效应实证研究——基于中国2004—2015年省际面板数据门限回归

李 泉，郭佳卫

(兰州大学 经济学院，甘肃 兰州 730000)

环境规制技术创新效应实证研究
——基于中国2004—2015年省际面板数据门限回归

李 泉，郭佳卫

(兰州大学 经济学院，甘肃 兰州 730000)

环境规制作为构成激励或约束经济社会发展制度框架的重要内容，通过引导经济主体的理性行为选择而作用于资源要素配置、企业空间布局、产业技术创新以及市场需求创造、区域经济增长等诸多领域。立足2004—2015年中国30个省际面板数据的门限回归分析,发现特定时空条件下环境规制与技术创新之间可能存在“U”型非线性关系，该变化关系受到对外开放程度(对外直接投资)和人力资本(人均受教育年限)等因素的显著影响。因此，根据创新、协调、开放、绿色、共享的新发展理念，实施有助于实现包容性增长的系统性环境规制措施，对推动企业设备更新、技术改造和结构升级，不断提高企业人力资本积累水平，充分激发市场微观主体的技术创新动力，促进企业积极适应和助力供给侧结构性改革，不断提高区域资源、环境和经济社会永续协调发展能力，至关重要。

环境规制；技术创新；门限回归

一、问题提出

产业革命特别是20世纪以来工业化和城市化的实践充分证明，经济发展与资源环境之间存在相互依托、相互推动的变化关系，经济发展的持续性显著依赖于资源环境的持续性，生态环境的持续改善能够为经济协调发展提供基本前提和物质基础。随着中国经济进入“新常态”，尽管中央不断完善环境保护、生态建设、节能减排等促进绿色发展的系统性环境规制顶层设计，但经济社会发展与生态环境之间的矛盾仍然突出，跨区域、大尺度、多领域、不同类型的生态环境问题仍然是中国打造经济“升级版”和全面推进供给侧结构性改革的突出“短板”。“十三五”及未来更长时期，在生态文明建设上升为国家战略背景下，如何立足“创新、协调、开放、绿色、共享”的新发展理念，通过制度创新驱动实现企业技术创新、产品创新和管理创新，最终提升产业经济协同融合发展的质量和效益，实现区域人口、资源、环境和经济社会协调永续发展，需要我们在“舒适绿色的自然环境”和“经济增长、就业和收入增加”之间做出理性选择。接下来的问题是，环境规制对技术创新的影响究竟是怎样的？为了验证环境规制与技术创新之间的关系及其影响因素，本文利用2004—2015年30个省市面板数据进行实证分析和检验，以期为中国在创新驱动时期从市场微观主体层面促进技术创新、提升环境规制绩效和实现绿色发展提供理论依据和实践借鉴。

二、文献回顾与述评

回顾和梳理已有研究文献发现，不同学者立足不同视角对环境规制和技术创新之间的关系进行了大量研究，所得结论不尽相同。直观上讲，环境规制对技术创新的影响可能具有双重效应。一方面，环境规制的实施会使企业增加污染治理成本，从而占用一部分企业技术创新的资金和人力资本，降低企业技术创新能力；另一方面，环境规制政策的实施又迫使企业不得不进行技术创新，企业为了降低治理污染运行成本，也有动力积极进行技术创新。事实上，Magat[1]1-25早在1978年就认为，技术创新是解决环境保护与企业经济绩效的重要决定因素，技术创新不仅能降低污染治理成本，也能通过开发新产品和改进原来生产过程提高企业生产效率和利润水平。1995年，Michael E. Porter[2]97-118提出的“波特假说(Porter Hypothesis)”认为,合理设置的环境规制政策能够刺激企业进行技术创新并产生创新补偿作用，从而弥补甚至超过环境规制的成本，最终达到环境绩效和企业经济绩效同时改进的“双赢”状态。由此可见，通过技术创新解决环境规制和企业绩效之间的矛盾，以及通过技术创新实现环境与经济协调发展，是人们促进经济包容发展的必然选择。就国外与此相类似的研究文献而言，以Gabel, L.[3]13-16，Jaffe, A. B.，S. R. Peterson，P. R. Portney[4]132-163，Sinclair-Desgagné, B.[5]331-346和Becker R, Henderson V[6]379-421，Berman E, Bui LTM[7]498-510，Bloom N, Genakos C, Martin R[8]551-572，以及Haller SA, Murphy L[9]277-296，van Leeuwen G,Mohnen P[10]1-39等人为代表，先后分别对公司面临环境问题时的路线图选择问题、环境规制实施中的国别制造业竞争发展和公共政策中的环境审计体系制定与实施过程问题、高污染行业中的大气质量规制及其效应问题、环境规制与生产率(来自石油冶炼行业的证据)问题、环境管理中的现代模型构建及效应以及公司应对环境规制的成本问题、环境规制与企业生产效率的经验与实证(或相关假说)检验问题进行了深入研究，形成了非常富有启发意义和颇具参考价值的代表性成果。总体来讲，其理论成果可以概括为两大类：一是环境规制与技术创新之间的线性关系研究，又细分为正向和负向影响效应问题研究；二是环境规制与技术创新之间的非线性关系研究，即环境规制对技术创新的影响存在一个或多个临界点，在这一点的前期和后期它们之间的关系也不同。

就国内研究成果而言，尽管该领域的文献相对比较丰富且很难对其代表性成果逐一进行述评，但我们仍然可以通过梳理归纳，对其进行两个方面回顾。第一，在环境规制与技术创新的线性关系研究方面，李阳和党兴华[11]937-949、余伟[12]18-25等学者基于工业37个细分行业数据，发现环境规制对技术创新能力具有显著的长短期促进效应，对技术创新能力的长期均衡具有显著的短期修正效应；环境规制对企业研发投入有显著促进作用，但这种促进作用还不充分从而不能提升经营绩效。郑晖智[13]77-80研究了环境规制下的企业绿色技术创新与扩散动力，从效用曲线角度分析了环境规制对技术创新的促进效应。任优生和任保全[14]101-110基于上市公司数据，证明环境规制促进了战略性新兴产业的技术创新，且环境规制对高研发强度企业的促进作用更强。在认为环境规制抑制技术创新的研究中，江珂和卢现祥[15]60-66的研究认为，环境规制对中国技术创新没有显著正影响，环境规制必须与人力资本相结合才对技术创新有一定推动作用。余东华和胡亚男[16]11-20的研究表明，在即期和滞后各期内，环境规制对重度污染行业的技术创新能力始终是负向影响，对中度污染行业的创新能力提升起到推动作用，环境规制与轻度污染行业的技术创新能力在时间维度上呈现“U”型关系。彭星和李斌[17]134-144根据东中西区域差异分析得出，环境规制并未对绿色技术创新及工业绿色转型形成有效激励；第二，在环境规制对技术创新效应的非线性影响方面，蒋伏心[18]44-55基于江苏制造业动态面板数据的实证分析表明，环境规制由弱变强对技术创新的影响表现为由“抵消效应”转变为“补偿效应”的动态过程。刘伟和薛景[19]72-80的研究认为，随着环境规制强度由弱变强，对技术创新水平产生先降低后提高的影响。臧传琴和张菡[20]72-83通过门槛模型实证研究发现，东部地区环境规制对技术创新的促进作用明显，中西部地区环境规制对技术创新的正效应不明显，西部地区甚至低于门槛值而出现负效应。陶长琪、琚泽霞[21]95-102基于价值链理论，发现环境规制与技术开发之间呈现倒“U”型关系。张爱华[22]39-45根据河北省制造业2009—2012年面板数据得出环境规制与企业技术创新之间表现为“U”型特征，企业规模和投资水平对企业创新具有显著促进作用。李璇[23]44-51基于供给侧改革视角，发现不同时期环境规制对绿色技术创新的影响不同，前期主要表现为负向抑制技术创新，后期两者之间表现为“U”型关系。

通过文献分析发现，已有研究成果主要集中在环境规制与技术创新之间是否存在“U”型和线性关系上，但环境规制可能通过FDI、企业规模、人力资本、利润率等多种因素对技术创新产生间接影响，这种间接影响效应现有文献还未充分研究和检验。本文在分析环境规制与技术创新之间是否存在非线性关系的基础上，进一步检验环境规制与技术创新之间的关系是否受其他因素如对外开放程度(对外直接投资)和人力资本(人均受教育年限)等因素的影响。

三、模型构建、变量解释与数据来源

(一)模型构建

参考2000年Hansen[24]575-603提出的方法，此处构建如下模型检验环境规制与技术创新之间的非线性关系，一般形式的门限回归模型为：

yi,t=α+βXi,t+γ1xi,t·I(hi,t≤τ)+

γ2xi,t·I(hi,t≥τ)+εi,t

(1)

其中yi,t是被解释变量，Xi,t为一系列对被解释变量有直接影响的控制变量向量，β是相应的系数向量，xi,t是受门限变量影响的核心解释变量，hi,t为门限变量，τ是特定的门限值，γ1、γ2分别表示在门限变量小于和大于门限值时，即在hi,t≤τ、hi,t≥τ条件下的系数值。I(·)表示指标函数，在门限变量符合其条件时值为1，否则为0，εi,t为随机扰动项，满足同方差和无自相关假定。

在分析环境规制与技术创新之间是否存在非线性关系时，将环境规制水平变量作为门限变量进行回归；在分析环境规制与技术创新之间的关系是否受对外开放程度和人力资本因素的影响时，分别将该因素变量作为门限变量进行实证回归，具体回归模型如下：

logsni,t=α+β1logfdii,t+β2huci,t+

β3nati,t+β4pro+γ1erii,t·I(erii,t≤τ)+

γ2erii,t·I(erii,t≥τ)+εi,t

(2)

logsni,t=α+β1logfdii,t+β2huci,t+β3nati,t+

β4pro+γ1erii,t·I(logfdii,t≤τ)+

γ2erii,t·I(logfdii,t≥τ)+εi,t

(3)

logsni,t=α+β1logfdii,t+β2huci,t+β3nati,t+

β4pro+γ1erii,t·I(huci,t≤τ)+γ2erii,t·

I(huci,t≥τ)+εi,t

(4)

(二)变量解释

1．被解释变量：技术创新(logsn)。衡量技术创新能力的指标主要分为两类：一是对技术创新等科研活动经费和人员投入；二是采用专利授权和申请量。各地区技术创新水平与科研人员多少密切相关，此处将R&D人员全时当量这一指标作为被解释变量。为了消除异方差的影响导致估计系数不一致后果，将该原始数据取对数再进行回归(单位：人年)。

2.核心解释变量：环境规制水平(eri)。由于现有统计资料尚未明确建立评价环境规制水平的指标，因此，通常采用替代指标的方法衡量环境规制水平。例如，单位产值的污染物排放强度、污染治理运行成本、衡量经济发展水平的人均国内生产总值、环境规制政策数量等。本文采用各地区工业污染治理投资完成额与各地区工业产值的比值作为衡量环境规制水平的标准。污染治理投资完成额越多表示该地区越重视环境治理，即环境规制水平越高，而污染治理投资完成额又依赖于地区工业产值和工业污染状况，因此将两者的比值作为衡量不同地区环境规制水平的代理变量。比值越高环境规制水平越高；反之，规制水平越低(单位：%)。

3.控制变量：所有权性质(nat)、企业利润率水平(pro)。一般而言，企业所有权性质不同，企业内部进行技术创新的积极性和动力也不同。国有大型企业受政府政策约束力较强、实力雄厚，进行技术创新的能力也强。为了控制所有权性质对技术创新的影响，此处将其作为控制变量加入回归模型。为检验所有权性质如何影响地区技术创新水平，同时采用各地区规模以上国有及国有控股企业资产与各地区规模以上工业企业资产的比值作为该指标的代理变量，比值越高说明国有化程度越高，市场化竞争越弱；反之，则市场化竞争越激烈(单位：%)。不仅如此，利润率水平越高、资金越充裕，则企业进行技术创新的能力也越强；反之，技术创新能力和可能性就越小。因此，需要将企业利润率水平作为另一个控制变量加入回归模型，此处采用各地区规模以上工业企业利润总额与销售收入之比作为衡量企业利润率水平的代理变量(单位：%)。

4.影响环境规制与技术创新之间关系的因素：对外开放程度(logfdi)、人力资本(huc)。区域技术创新能力一般来自两个方面：一是本地的资本积累和技术经验积累，例如自然而然产生的技术创新变革；二是来自于向国外先进技术学习、吸收和再创新，这会受国外资本的技术溢出效应影响。并且，不同区域对外开放程度不同，外资引进数量也不同，从而对区域技术创新影响就不同。此处采用各地区外商投资总额衡量特定区域对外开放程度，将其取对数以消除异方差(单位：亿美元)。同时，进行技术创新不可或缺的关键要素是人力资本，人力资本积累对技术创新具有决定性作用。因此，有必要验证环境规制与技术创新之间的关系是否也受人力资本影响。此处采用劳动力平均受教育年限来衡量人力资本存量，即劳动力平均受教育年限=小学学历人口比重×6+初中学历人口比重×9+高中学历人口比重×12+大专及以上学历人口比重×16，其中以6岁及其以上人口数量作为总体人口(单位：年)。

(三)数据来源

分析过程中所有原始数据均来自历年《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》和相应年份国家统计局网站。利用收集到的2004—2015年30个省际面板数据(由于西藏相应年份部分指标数据严重缺失，故不包括在内)的原始数据经整理后运用stata13.1统计软件进行统计和回归分析，见表1。

表1 变量描述性统计

四、实证分析

(一)面板数据平稳性检验

为了排除变量由于趋势性的影响出现伪回归的严重后果，首先对面板数据进行面板平稳性检验。此处用HT检验、LLC检验和IPS检验三种方式进行平稳性检验，结果如表2。

表2 面板数据平稳性检验结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%置信水平下通过显著性检验。

检验结果表明所有变量均通过了平稳性检验，其中环境规制水平eri和企业利润率pro一致地通过了显著性水平在1%的三项平稳性检验；其他变量，例如代表技术创新变量的研究与实验发展人员logsn、对外直接投资logfdi只通过了LLC平稳性检验。总体上可以说，所有变量均不存在非平稳性，即可以接受不存在非平稳变量导致的伪回归假设。

(二)门限效应检验与回归

1.环境规制与技术创新的非线性回归分析

从表3门限效应检验结果看出，检验统计量LM=17.9253381，其P值为0.0105，在1%的显著性水平上可以拒绝不存在门限效应的原假设，说明回归模型存在环境规制水平门限效应。

表3 环境规制门限效应检验

在不同的环境规制强度区间，对技术创新的影响存在显著差异，以下是stata13.1的回归结果，见表4。

首先，以环境规制水平为门限变量，人力资本、对外直接投资、企业所有权性质和企业利润率为控制变量进行回归，环境规制水平的单一门限效应统计检验显著地拒绝了不存在门限效应的原假设，显著证实了环境规制与技术创新之间存在非线性关系的门限效应；其次，门限值水平eri=54%，本文将环境规制水平定义为工业污染治理投资完成额与工业产值之比，其值越大环境规制程度越严格，其系数为正表示对技术创新有促进作用，系数为负表示对技术创新有抑制作用。在环境规制水平低于54%区间时，环境规制变量的系数为-0.0005293，环境规制水平的提高倾向于抑制技术创新活动。当环境规制水平超过54%时，环境规制的变量系数为0.000197，环境规制水平的提高会促进技术创新实现，环境规制与技术创新表现出“U”型非线性特征关系，但环境规制的弹性系数在统计上并不显著。因此，这种“U”型关系不显著，但两者之间存在显著的非线性关系；最后，环境规制与技术创新存在这种非线性关系的原因可能是由于环境规制水平较低时，对技术创新主要变现为一种抵消效应，企业不需要进行大量资金投入科研进行技术创新和改造就可以达到政府的污染治理和排放要求，还可能是因为企业对原来的经营运行模式存在一定程度的路径依赖；当环境规制水平提高到一定程度时，企业原来仅仅对污染物处理和净化产生的费用可能迅速增加，使企业不得不寻求进行技术升级来降低污染排放和处理净化成本，从而环境对技术创新的影响表现出补偿效应。

表4 环境规制门限效应回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%置信水平下通过显著性检验，同表6、表8。

衡量地区对外开放程度的对外直接投资变量logfdi系数在1%的显著性水平上为正，说明对外开放程度加深有利于地区技术创新。外商投资总额每增加1%，研究与实验发展人员全时当量增加0.12%。人力资本对技术创新也有显著促进作用，人均受教育年限每增加1年，研究与实验发展人员全时当量增加20%，对技术创新有大幅度促进作用，人均受教育年限对技术创新的贡献率较高。而企业所用权性质变量的系数显著为负，即国有企业资产比重的增加对企业创新活动不具有正向促进效应，其原因可能是：一方面国有企业一般属于国家垄断行业，例如电力行业、通信行业，可以享受垄断利润，其本身进行技术创新的动力不足；另一方面，可能源自国有企业内部激励制度不足，员工的创新能力和意愿不足或者是国有企业本身所处行业性质造成企业缺乏创新。企业利润率水平提高也有利于企业进行技术创新，由于技术创新和科研需要大量资金和人力支持，因此，企业利润率提升带来的充裕资金对技术创新活动有促进作用，但这种提升效应不显著。

2.对外开放的门限效应分析

除环境规制外，为了验证对外开放和人力资本对技术创新的影响，进行了以下统计分析。

从表5门限效应检验结果看出：检验统计量LM=34.7592531，其P值为0.0000，在1%的显著性水平上可以拒绝原假设，说明回归模型存在对外开放门限效应。在不同的环境规制强度区间，对技术创新的影响存在显著差异。

表5 对外开放门限效应检验

本文用各地区外商投资总额衡量地区对外开放程度，其值越大表明地区开放程度越深，见表6。与环境规制门限效应表现不同，门限值logfdi=2.95，在logfdi≤2.95的区间，环境规制度技术创新的弹性系数为正，在其他条件不变情况下，eri每增加1%，研究与发展人员的投入增加0.0009%；在logfdi≥2.95的区间，环境规制对技术创新的弹性系数为负，其他条件不变情况下，eri每增加1%，研究与发展人员的投入减少0.0015%。可以看出，对外直接投资不同区间，环境规制对技术创新的弹性系数均在5%的水平上统计显著，但数值上对技术创新的影响程度有限。原因可能是：在外资投资额未超过门限值水平时，外国直接投资增加对本国企业的技术创新有激励和示范效应，其先进的技术和管理经验有较强的技术溢出效应，超过了环境规制对技术创新的抑制效应；当外资投入超过临界值水平时，那么，可能出现一个地区或某个行业完全由外资主导的情况，外资企业本身不再进行科研创新，只是将母公司的产品或服务出售给本国，技术创新缺乏，从而环境规制对技术创新表现为抑制效应。总之，外国直接投资对本地区的技术创新影响程度有限。其他变量的回归结果与环境规制作为门限变量的模型回归结果相似。

表6 对外开放门限效应回归结果

3.人力资本门限效应分析

从表7门限效应检验结果看出：检验统计量LM=32.984416，其P值显著为0.0000，在1%的显著性水平上可以拒绝原假设，说明回归模型存在人力资本门限效应。

本文用各地区人均受教育年限衡量人力资本存量水平变化，其门限huc=8.44年值，见表8。与环境规制门限效应的表现相同，在huc≤8.44的区间，环境规制对技术创新的影响弹性系数为负，即在其他条件不变的情况下，环境规制水平eri每增加1%，研究与发展人员的投入增加减少0.0012%；在huc≥8.44的区间，环境规制对技术创新的影响弹性系数为正，即在其他条件不变的情况下，环境规制水平eri每增加1%，研究与发展人员的投入增加0.0009%。可以看出，在人力资本水平的不同区间上，环境规制的弹性系数分别在在1%和5%的水平上统计显著，在数值上对技术创新的影响程度有限。其原因可能是人力资本是企业在技术创新活动中不可或缺的关键因素。在人力资本存量未超过门限值水平时，政府施加环境规制的措施约束企业的污染排放行为时，如果地区人力资本储存不足，即使有环境规制带来的技术创新升级压力，企业也无法开展高效率的科研创新活动；当人力资本存量入超过临界值水平时，政府的环境规制政策会激励企业进行技术创新升级，从而表现为促进技术创新。

表7 人力资本门限效应检验

表8 人力资本门限效应回归结果

总之，人力资本对本地区的技术创新具有很大的影响程度。其他变量的回归结果与环境规制作为门限变量的模型回归结果相似。

五、结论与启示

以上分析发现，制定适宜的环境规制措施，提高环境规制水平，能够充分激发企业技术创新动力，促使企业积极进行设备更新、改造和技术升级。尤其是对钢铁、化工等行业，技术创新是解决环境污染、经济增长问题的最优途径。同时，提高企业的人力资本水平，引进和培养科研人才是企业适应供给侧结构性改革的必然举措。人力资本水平对技术创新具有显著促进效应，是进行技术创新的关键因素。制定合理适宜的教育政策，提高本地区人均受教育年限，进而增加地区人力资本存量，有助于提高技术创新能力。不仅如此，改革开放的实践证明，外国直接投资在一定程度上对中国技术创新有促进作用，但这种作用影响强度不大。

面对经济“新常态”，各地区必须注重引进适宜的技术，提高地区自主创新能力，特别是改变过去为引进更多外资企业而给予超级优惠政策的做法，这种以牺牲环境发展经济的行为不符合可持续发展战略要求，不能给本地带来足以弥补其环境污染和治理成本的经济效益。正如李克强总理在2017年《政府工作报告》中提出的，坚持以改革开放为动力，以人才资源为支撑，加快创新发展，培育壮大新动能、改造提升传统动能，是推动经济保持中高速增长、产业迈向中高端水平和使环境改善与经济发展实现“双赢”的必然选择。

[1]Magat,W.A.PollutionControlandTechnologicalAdvance:ADynamicModeloftheFirm[J].JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement,Vol. 5,Issue1, 1978.

[2]PorterM.E.,vanderLindeC.TowardaNewConceptionoftheEnvironment-CompetitivenessRelationship[J].JournalofEconomicsPerspect, 9(4) ,1995.

[3]Gabel,L.andB.Sinclair-DesgagnéTheFirm,itsRoutines,andtheEnvironment,inT.H.TietenbergandH.Folmer,eds.[M].TheInternationalYearbookofEnvironmentalandResourceEconomics, 1998/99:ASurveyofCurrentIssues,Cheltenham:EdwardElgar. 1998.

[4]Jaffe,A.B.,S.R.Peterson,P.R.PortneyandR.StavinsEnvironmentalRegulationandtheCompetitivenessofU.S.Manufacturing[J].JournalofEconomicLiterature,Vol. 33, 1995.

[5]Sinclair-Desgagné,B.andH.L.GabelEnvironmentalAuditinginManagementSystemsandPublicPolicy[J].JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement,Vol.33, 1997.

[6]BeckerR,HendersonV.Effectsofairqualityregulationsonpollutingindustries[J].JournalofPoliticalEconomics, 108(2),2000.

[7]BermanE,BuiLTM.Environmentalregulationandproductivity:evidencefromoilrefineries[J].RevivesofEconomicalStatements, 83(3),2001.

[8]BloomN,GenakosC,MartinR,SadunR.Modernmanagement:goodfortheenvironmentorjusthotair?[J].EconomicsJournals, 120(544),2010.

[9]HallerSA,MurphyL.Corporateexpenditureonenvironmentalprotection[J].EnvironmentResourcesandEconomics, 51(2),2012.

[10]VanLeeuwenG,MohnenP.Revisingtheporterhypothesis:anempiricalanalysisofgreeninnovationfortheNetherlands[R].UNU-MERITWorkingPaperSeries, 2013：002.

[11]李阳,党兴华,韩先锋,宋文飞.环境规制对技术创新长短期影响的异质性效应[J].科学学研究,2014,(6).

[12]余伟,陈强,陈华.环境规制、技术创新与经营绩效——基于37个工业行业的实证分析[J].科研管理,2017,(2).

[13]郑晖智.环境规制下的企业绿色技术创新与扩散动力研究[J].科学管理研究,2016,(5).

[14]任优生,任保全.环境规制促进了战略性新兴产业技术创新了吗?[J].经济问题探索,2016,(1).

[15]江珂,卢现祥.环境规制与技术创新——基于中国1997—2007年省际面板数据分析[J].科研管理,2011,(7).

[16]余东华,胡亚男.环境规制趋紧阻碍中国制造业创新能力提升吗?[J].产业经济研究,2016,(2).

[17]彭星,李斌.不同类型环境规制下中国工业绿色转型问题研究[J].财经研究,2016,(7).

[18]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[J].中国工业经济,2013,(7).

[19]刘伟,薛景.环境规制与技术创新:来自中国省际工业行业的经验证据[J].宏观经济研究,2015,(10).

[20]臧传琴,张菡.环境规制技术创新效应的空间差异[J].宏观经济研究,2015,(11).

[21]陶长琪,琚泽霞.金融发展视角下环境规制对技术创新的门槛效应[J].研究与发展管理,2016,(1).

[22]张爱华.环境规制与企业技术创新:一项来自河北省面板数据的实证研究[J].兰州大学学报(社会科学版),2016,(2).

[23]李璇.供给侧改革背景下环境规制的最优跨期决策研究[J].科学学与科学技术管理,2017,(1).

[24]Hansen,B.E.SampleSplittingandThresholdEstimation[J].Economitrica, 68,(3)，2000.

(责任编辑 鲁守博)

An Empirical Analysis of the Effects of Environmental Regulations on Technological Innovation—Based on 2004—2015 Provincial Panel Data Threshold Regression

Li Quan,Guo Jiawei

(SchoolofEconomics,LanzhouUniversity,Lanzhou730000,China)

As an important part of the institutional framework for stimulating or constraining economic and social development, environmental regulations exert an effect on resource factor allocation, enterprise space layout, industrial technology innovation, market need creation, regional economic growth and many other fields by guiding the rational behavioral choice of economic bodies. According to the threshold regression analysis of 30 provincial panel data in China from 2004 to 2015, this paper finds that there may exist a “U” nonlinear relationship between environment regulations and technological innovation under specific condition, which is strongly influenced by factors like the degree of opening (direct foreign investment) and human capital (per capita educational time) etc. Therefore, based on the new development conception of innovation, coordination, opening, green and sharing, implementing systematic environmental regulations measures that help achieve inclusive growth is vitally important to promoting enterprise equipment renewal, technical transformation and structure upgrading, to continuously improving enterprise human capital accumulation level as well as the sustainable coordination and development of regional resources, environment, economy and society, to fully stimulating technological impetus of market microcosmic body, and to facilitating positive adaptation and assistance to the supply-side structural reform.

environmental regulations; technological innovation; threshold regression

2017-03-17

兰州大学中央高校基本科研业务费“一带一路”专项资金重点项目“农村宅基地转让制度改革实践研究”(16LZUJBWZD004)。

李泉，男，甘肃宁县人，兰州大学经济学院西北开发综合研究所、兰州大学西部经济社会发展研究与评价中心副教授、硕士研究生导师，经济学博士；郭佳卫，女，河北肥乡县人，兰州大学经济学院研究生。

F406

A

1672-0040(2017)04-0025-08