环境规制、技术创新与产业升级的互动关系——基于中国30个省级面板数据分析

束金明,洪功翔

(安徽工业大学 商学院,安徽 马鞍山 243002)

环境规制、技术创新与产业升级的互动关系
——基于中国30个省级面板数据分析

束金明,洪功翔

(安徽工业大学 商学院,安徽 马鞍山 243002)

基于中国2001～2015年30个省级(省、市、自治区代称,下文均用省)面板数据,利用面板VAR模型,从全国、东部、中部和西部4个角度出发,分别分析环境规制、技术创新和产业升级三者之间的相互关系。研究结果表明,全国和东部的环境规制对于技术创新的影响不明显;而环境规制的增强,会抑制区域的产业升级。除少数时期以外,技术创新的提高,会激励各地区的产业升级,而抑制环境规制的强度。全国和东部地区的产业升级多数会正向作用于环境规制和技术创新;而中部和西部产业升级的增加对环境规制和技术创新的改善起到抑制作用。

环境规制;技术创新;产业升级;面板VAR

一、引言

改革开放的30多年间,我国人民生活水平日益提高,农业比重大幅度下降,城镇化水平也逐年上升。但是,与此同时,我国大多数城市都出现了雾霾天气,环境问题日益严峻,东部、中部和西部发展的差异也越来越大。能否在保护环境的同时也能促进经济持续稳定的增长,成为国家政策制定者和当今学者关注的重要问题。

因为环境规制、技术创新和产业升级之间关系的复杂性,加上如今东部、中部和西部各区域存在着巨大的差异,分析他们之间的相互联系,对今后的发展具有重大意义。本文采用面板向量自回归模型来分析环境规制、技术创新和产业升级三者之间的动态关系,以期掌握他们之间的相互影响效应。

二、文献综述

(一)环境规制与技术创新的关系

20世纪90年代初,Michael E.Porter提出了“波特假说”,他认为恰当的环境规制可以刺激企业进行额外的的创新活动,而这些创新活动又进一步促进企业的生产能力,从而弥补因为环境保护带来的费用,当然也可以加强企业相关的盈利能力[1]。Lanjouw和 Mody 运用了德国、美国和日本20世纪的环境方面专利数量和环境治理费用等相关数据,发现了专利的数量与环境治理支出两者存在着正相关关系,可是技术创新水平滞后于环境规制1～2年[2]。Brunnermeier 和Cohen运用了美国1983～1992年制造业的面板数据,研究了污染减排支出和监管制度变化的同时,环境创新是怎么变化的,实证发现污染减排费用虽然与技术创新间有着显著的正相关关系,但是政府的相关监督与检查对技术创新却没有显著的作用[3]。Paul Lanoie等人选取了7个OPEC国家大约4 200多个数据,研究了环境规制与技术创新之间的因果关系,结果表明灵活的环境规制制度会比规范的制度更好的激励企业的技术创新活动[4]。Knut Blind等人使用了1998～2004年21个OPEC国家的数据,发现了短期的环境规制对于技术创新有消极作用,而长期合理的环规制可以对技术创新有正向的促进作用[5]。Richard Kneller等人利用应该2000～2006年制造业的相关数据,发现环境保护的研发投入虽然是由减排压力刺激的,但是环境规制力度的加大并没有对环境保护的研发创新产生显著的影响[6]。

国内对环境规制和技术创新的关系也有相关的研究。江珂等人利用中国1997～2007年多个省、市、自治区的面板数据分析了环境规制对三类不同技术创新能力的影响,结果表明,环境规制对于我国技术创新没有显著影响,必须依赖于有关人力资本相结合才能对技术创新有正向作用,且中东西部环境规制对技术创新的促进程度不同[7]。李阳等人利用2004～2011年中国37个工业细分行业的相关数据,通过计量分析,表明了环境规制会对技术创新能力具有明显的的促进作用,但存在明显的行业异质性[8]。

(二)环境规制与产业升级的关系

李春米研究了1985～2007年陕西省的经济增长、环境规制与产业结构的相关数据,结果表明污染治理投资与第一产业产值之间不存在格兰杰因果关系,污染治理投资是第二产业产值变动的格兰杰原因,而第三产业产值的变动是污染治理投资的格兰杰原因[9]。李强利用中国2002～2011年面板数据实证分析表明环境规制强度的提高,会增加服务业相对于工业部门的比重,从而影响产业内部机构组成的相对占比,促进产业结构调整[10]。原毅军选取了1999～2011年中国的30省份的面板数据,运用门槛效应检验发现,正式的环境规制可以带动产业结构的调整,并随着环境规制强度的逐渐加强,会对产业结构造成先抑制、到促进、最后再抑制的影响效果[11]。钟茂初、李梦洁等人利用中国29个省市自治区2000～2012年的面板数据分析表明,环境规制与区域的产业转移、结构升级存在U型关系,只有环境规制达到一定的数值之后,才能提高产业结构的升级[12]。

(三)技术创新与产业升级的关系

W. Brian Arthur认为技术竞争会促使产业规模报酬的递增,从而正向的影响了产业升级的过程[13]。Gary Gereffi运用全球商品链的视角分析了国际贸易和产业升级的相关关系,强调了在产业升级过程中学习的重要性,认为技术进步和国际技术转移是产业升级过程中一个重要的因素[14]。

陈敦贤认为知识创新和技术进步是产业结构高度化和产业升级的核心,产业结构转移的动力主要来自于科技进步和创新形成的比较生产率的差异[15]。傅家骥认为,如果没有技术创新,就没有产业结构的演变;没有产业结构的演变,就没有经济的持久增长[16]。姜泽华和白艳阐述了社会需求、技术进步、制度安排和资源禀赋都会对产业结构升级造成一定的影响,其中,科技进步则是产业结构升级的直接动力[17]。张其仔认为产业升级主要取决于潜在的技术创新能力,一个国家或区域的产业升级的路径是依据比较优势理论所建立的[18]。刘芳和倪浩建立层次结构模型,研究表明产业升级的关键是技术创新,并认为政府能在促进技术创新的过程中起重要作用[19]。吴丰华、刘瑞明利用1997～2011年间中国30个不同省份的平衡面板数据进行分析,结果表明第二、第三产业的升级可以更好的促进自主创新能力的改善[20]。

三、指标选取与描述性统计

(一)变量指标选取

根据上述文献的梳理,我们可以发现,由于各区域地理条件、经济水平和政策环境不同,导致环境规制、技术创新和产业升级三者之间存在着复杂的逻辑关系,可以说是相互联系且相互影响的。为了有效地考察三个变量之间的关系,根据数据的可获得性原则,本文选取如下三个指标分别代表环境规制、技术创新和产业升级。

1. 环境规制

目前学术界衡量环境规制强度的指标很多,一般以两个方面为主。(1)环境规制一方面表现在政府治理环境投入的多少;(2)环境规制同样也表现为污染排放量的减少(比如:废水和废气中污染排放量)[21]。即“投入”与“产出”2个层面的环境规制。

本文结合了前人的研究,从“产出”的角度出发,选取了历年废气中二氧化硫排放量SO2(单位:吨)来表示环境规制强度ENV的指标,SO2越小,则说明环境规制ENV的力度越大(即环境规制强度与二氧化硫排放量成反比)。

2. 技术创新

关于技术创新指标的选择,国内外学者还未形成统一的选择,本文综合了相关文献的研究方法,选择了国内各省市自治区历年发明专利申请授权量(单位:项)的对数LNTEC来代表技术创新水平。这是因为一方面只有发明专利申请授权量能从侧面反映技术创新的能力和水平,另一方面,授权量代表了该专利的有效性和实用性,通过了国家的认证[22]。

3. 产业升级

多数文献对于产业升级指标的考察从产业结构合理化和产业结构高级化两个角度出发,其中,产业结构合理化指标用产业结构与就业结构的偏离程度来衡量[23],而产业结构高级化则采用不同产业产值与国民生产总值的比重来衡量。本文选取产业结构高级化指标来衡量产业升级的水平,具体测算公式为IND=(IND2+IND3)/GDP。IND表示产业升级水平,IND2表示区域第二产业增加值,IND3表示区域第三产业增加值,GDP表示区域生产总值。

4.数据选择

本文数据选取2001～2015年的数据,范围为中国大陆30个省(除了西藏),数据来源于国家统计局中的中国统计公报、《中国统计年鉴》以及各省统计年鉴。为了研究各个地区的差异性,本文从全国、东部中部和西部四个层面(根据国家统计局的划分,东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南共11个省、市、自治区;中部地区包括湖南、湖北、河南、江西、安徽、黑龙江、吉林、山西8个区域;西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、西藏12个省、市、自治区),分别讨论变量之间的相互关系。

(二)全国发展现状

改革开放30多年来,我国经济总量逐渐扩大,产业结构不断优化,经济总量从2001年的110 863.1亿元增加到2015年的676 700亿元,经济增速平均保持在8%以上,并且在2007年,经济增速值达到最大值14.16%。主要统计变量详情如表1所示。

2001～2015年,伴随着经济总量的增加,第一产业、第二产业和第三产业增加值也逐渐增加;另外,我们发现,第一产业增加值一直比第二产业和第三产业增加值要低;在2012年之前,第二产业增加值是高于第三产业增加值的,2012年及以后,第三产业增加值开始超过第二产业增加值。且由增长的趋势可以看出,第二、第三产业产值的增加速度明显快于第一产业产值的增加速度,说明产业升级水平的提高,即产业重心逐步从第一产业向第二、第三产业转移。另外,代表技术创新水平的发明专利申请授权量也在逐步增加,由2001年的5 395项发展到2015年的256 000项。具体的趋势见表1。

表1 全国经济相关指标统计

注:GDP单位为亿元,IND1、IND2、IND3分别表示第一、二、三产业增加值,IND表示产业升级指标,TEC表示发明专利申请授权量,单位为项,INVEST表示环境污染治理投资总额,单位为亿元,SO2单位为万吨, 数据来自国家统计局官网。

对于环境相关指标,我们看表2所示,首先从“投入”的角度来看,除了2010和2014年以外,环境污染治理投资总额逐年提高,说明随着时间的推移,环境规制强度逐渐增强;另外,从废气中SO2的排放总量可以看出,2001～2006年,除2002年外,SO2的排放总量是逐年增加的,由1 947.8万吨增加到2 588.8万吨;2006～2015年,SO2的排放总量每年相比前一年都有一定幅度的下降,由2 588.8万吨减少到了2015年的1 859.1万吨。从“产出”的角度,也反映了政府对于环境保护方面采取了相关的措施规制,使得环境中污染物的排放量逐渐下降,环境得以改善。

描述性统计参见表2。

四、实证分析

(一)数据平稳性检验

在使用面板VAR模型进行数据分析时,对数据进行平稳性检验是必不可少的步骤之一,其中,单位根检验在数据平稳性的检验过程中中占有至关重要的作用[24]。本文运用stata11.0分析软件,采用LLC和IPS两种面板数据的单位根检验方法[25,26],发现产业升级IND和二氧化硫排放量SO2是平稳的,而技术创新指标LNTEC是非平稳的,故先对它进行一阶差分,差分过后所有变量的检验结果为平稳序列。

(二)模型的设定

本文研究是为了掌握环境规制,技术创新以及产业升级三者之间的关系,三者互为解释变量与被解释变量,因此,采用面板VAR模型,它具有普通VAR模型的优点,并且所有的变量均为内生变量,分析一个变量的变动会对其他变量的影响程度。本文计量模型设计如下:

表2 各区域变量的统计特征

(1)

(2)

上式(1)中,i代表不同的区域(省、市、自治区),t代表时间;αi代表不可观测的个体效应,p表示滞后期变量的回归0系数;参考前人的面板数据的研究[27],γit表示的是个体的时点效应;μi,t为模型的随机扰动项,其服从正态分布。上式(2)中,SO2it、LNTECit和INDit分别代表了各省、市、自治区在不同时期的废气中二氧化硫的排放量、技术创新和产业升级。上式(3)中,SO2i,t-j,LNTECi,t-j和INDi,t-j分布代表了各变量的滞后j期。

个体效应和时间效应均会对模型的检验结果造成一定的影响,所以在进行模型估计前应该把它们消除,以提高模型结果的有效性。由于GMM估计方法比较稳健,故本文采用GMM估计方法来对模型的变量进行参数的估计。考虑到本文研究数据的时间阔度并不长(15年),结合数据频率以及根据AIC和SIC最小的原则,又为了保证不同区域的统一性,选取最优滞后阶数为2(即p=2)的模型进行估计[28]。

(三)脉冲响应分析

脉冲响应指的是在一个内生变量上施加一个脉冲函数所引起另一个内生变量的时间响应,其变化的特征可以用脉冲响应函数图来进行描述。以下分别从全国、东部、中部、西部层面的脉冲响应图出发,分析环境规制、技术创新、产业升级三者之间的相互关系(参见表3～6)。

1.全国层面分析

首先,我们首先分析环境规制对于技术创新和产业升级的冲击作用。表3左侧所示,除了1期外,SO2排放量的增加引起技术创新的变化值均为正值,即环境规制强度的提高会抑制技术创新活动,由于治理环境需要大量的资金及人力成本,加大了相关部门的投入,相应的技术创新投入缩减,所以降低了技术创新水平。SO2排放量对于产业升级的冲击作用均是促进作用,换句话说,环境规制的加强会对产业升级产生负面作用。

然后,我们再研究技术创新对于环境规制和产业升级的影响作用(表3中间)。SO2排放量对于技术创新冲击的响应除了第6期外均在0刻度线以上,说明首先技术创新的加强会带动SO2排放量的增加,换句话就是说会减少环境规制强度,一方面,技术创新水平的增加,会增加资本对于创新活动的投入,因此,会减少对环境保护环节的资金支持;另一方面,技术的进步,会刺激社会生产力的提高,从而促进制造业工业的大幅度上升,产生了更多的污染物(废水、废气等),这样也增加了环境的压力;等到了一定时期,技术创新则会促进环境规制的强度。大多数情况,技术创新正向作用于产业升级,即技术创新水平的提高,会改变原来三大产业占比,更显著的激励第二、第三产业的产值,从而带动产业向第二、第三产业升级的方向发展。

最后,我们分析产业升级对于环境规制和技术创新的影响(表3右边)。从表中可以看出,产业升级对于SO2排放量的影响一直是负向的,即产业升级对环境规制有着促进的作用。另外,我们可以发现,技术创新对于产业升级的波动响应均是正值,则说明第二、第三产业的发展会促进技术创新水平的增加。

2. 东部层面分析

表3 全国层面SO2排放量、技术创新和产业升级之间的脉冲响应函数表

首先,先看环境规制对于技术创新和产业升级的冲击影响(表4左边)。我们看SO2排放量对于技术创新的影响,数值处于一种波动的状态,1期和2期时,技术创新曲线在0刻度线以下,其余的均为正值,即大多数时期,东部SO2的排放量的增加会增加技术创新水平,表示东部地区的环境规制会抑制技术创新水平。对于SO2排放量与产业升级之间的关系,我们可以看到,与全国层面的曲线差不多,东部的曲线除了0时期外,其他均在0刻度线以上,所以说明环境规制强度越大,会造成产业升级水平的降低。

表4 东部地区SO2排放量、技术创新和产业升级之间的脉冲响应函数表

然后,我们分析一下技术创新对于环境规制和产业升级的影响(表4中间)。我们可以看到,SO2排放量对于技术创新冲击的响应是先正后负,即西部地区技术创新对于环境规制的影响呈现U型,先技术创新的增加会阻碍环境规制的强度,然后到达一定的时期后,技术创新的改善会促进环境规制水平。另外,我们可以看出,除了第一期外,技术创新的变化引起产业升级的波动值均在0刻度以上,即说明技术创新的增加会正向作用于产业升级,随着技术创新的提高,第二、三产业的生产效率提高,最终导致第二、三产业占比的逐步增加。

最后,我们探究产业升级对于环境规制和技术创新的影响效果(表4右边)。SO2排放量对于产业升级冲击的响应位于0刻度以下,则可以说明产业升级对于环境规制有促进作用。另外,我们发现,只有1期时,产业升级对于技术创新的影响是负值,其余的均在0刻度以上,这说明东部区域的产业升级一般会促进技术创新水平。

表5 中部地区SO2排放量、技术创新和产业升级之间的脉冲响应函数表

3. 中部层面分析

首先,我们研究环境规制对于产业升级和技术创新的影响(表5左边)。看表所示,SO2排放量的增加反向作用于技术创新活动,即说明区域的环境规制会带动技术创新的提高。接下来,我们看所有时期中,SO2排放量对技术创新的影响作用为正,则反向说明了中部的环境规制一般会抑制技术创新水平的提升。

然后,我们考察技术创新对于环境规制和产业升级的作用效果(表5中间)。我们可以发现技术创新对于SO2排放量的影响一直是正向的,即说明中部地区的技术水平的提高会抑制环境规制的强度。另外,产业升级对技术创新冲击的响应是先负后正的,除了0时期外,一直处在0刻度线以上,则说明了技术创新会带动产业升级水平的提高。

最后,我们研究产业升级对于环境规制和技术创新的影响。我们看到SO2排放量对于产业升级冲击的响应值均为正值,也就是说中部区域的产业升级对于环境规制有抑制作用。再分析所有的数值均处于0刻度以下,即产业升级对于技术创新的影响为负,说明中部产业升级水平的提升,会抑制技术创新的发展。

4. 西部层面分析

首先,我们分析环境规制对于技术创新和产业升级的影响情况。分析SO2排放量对于技术创新是负向的抑制作用;即同中部一样,说明在西部的环境规制会对技术进步水平有促进作用。另外,我们可以看出,SO2排放量对于产业升级影响一直处于0刻度以上,则说明西部的环境规制会对产业升级有抑制作用。

然后,分析技术创新对于环境规制与产业升级的影响效果。我们可以看到,SO2排放量对技术创新水平的脉冲响应在0刻度以上,即技术创新的改进会增加SO2的排放量,换句话说西部区域的的技术创新水平会抑制环境规制强度。从脉冲响应表中数据,我们可以看出,除了0期外,大多数时期产业升级对于技术创新的冲击响应函数一直为正值,与中部情况一致,说明西部区域的技术创新会促进产业升级的提高。

最后,我们研究产业升级对于环境规制和技术创新的影响。SO2排放量对于产业升级的脉冲响应我们可以看出,SO2排放量对于产业升级的脉冲响应在0刻度以上,说明了西部地区的产业升级会对环境规制产生抑制作用。再分析可以发现技术创新对于产业升级的脉冲响应都是负值,则说明西部的产业升级会抑制技术创新水平的增加,这与全国与中部地区的结果一致。

表6 西部地区SO2排放量、技术创新和产业升级之间的脉冲响应函数表

5. 总结

以上分析了全国、东部、中部和西部4个范围的环境规制、技术创新和产业升级之间的相互关系,这里对上面的分析做一个简单的总结(见表7)。表中的箭头表示前一个变量对后一个变量的冲击影响,即前一个变量的变化会导致后一个变量变化的方向。(t期)则代表t期为转折点;(m、n期正)则表示除m和n期以外,其他期的影响值为负;(d、e期负)则表示除了d和e期为负,其他期的冲击效用为正。

表7 脉冲响应小结

五、结论与启示

(一)结论

本文借助了面板VAR模型,对全国、东部、中部和西部四个区域的环境规制、技术创新和产业升级分别进行了实证研究,通过各自的脉冲响应图我们可以发现:

第一,关于环境规制与技术创新之间的关系，全国和东部区域环境规制对于技术创新的冲击影响正负波动的,而中部和西部的环境规制对于技术创新的冲击影响是正向的,即环境规制对技术创新的作用不明显。另一方面,除了东部区域和少数时期外,各区域的技术创新对于环境规制的作用是负向的,即说明技术创新的增加会抑制环境规制的强度。

第二,关于环境规制与产业升级之间的关系，除了东部区域少数时期,全国、中部和西部的环境规制对产业升级的影响是负向的,说明环境规制的加强会抑制产业升级。另外,关于产业升级对于环境规制的冲击影响,全国和东部区域是正向的作用,而中部和西部的区域是负向的,所以产业升级对环境规制的作用不明显。

第三,关于技术创新与产业升级之间的关系，一方面,技术创新对于产业升级的影响效应,除了少数时期外,全国、东部、中部和西部区域均为正值,即技术创新会带动产业升级水平。另一方面,全国、东部区域产业升级对于技术创新的影响作用为正的,而中部、西部地区的影响却是负的,所以,产业升级对技术创新的影响不显著。

(二)启示

第一,综合整体的情况,除了东部个别时期以外,环境规制的加强会抑制产业升级的水平,因此,在中国现有的实际情况中,我们可能需要通过减弱对环境规制的力度,去促进区域产业结构的升级。

第二,通过全国、东部、中部和西部面板数据的分析,我们发现技术创新对于产业升级有正向的促进作用,我们可以通过引进外来技术,和加大科技创新投资等方式,间接的促进产业结构的升级。

第三,不同区域环境规制、技术创新和产业升级三者之间的关系不同,我们需要结合实际的情况,针对不同的区域,建立不同的政策措施,才能缩小区域间经济水平的差距,使的全国各地区得以协调发展。

第四,环境问题对于社会的影响作用将会越来越大,所以,我们在谋求发展的同时,不能摒弃对环境的治理力度,要利用环境的外部效益去提高经济增长速度,做到“健康”“合理”的优质发展。

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[责任编辑:陈宇涵]

2017-03-06

束金明,1993年生,男,安徽合肥人,安徽工业大学硕士生,研究方向为区域经济增长,(电子信箱)1360280230@qq.com。洪功翔,1964年生,男,安徽庐江人,安徽工业大学教授,研究方向为国有企业改革与发展。

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.04.002

F124.3;X321.2

A

1672-5956(2017)04-0009-10