环境规制、技术创新与经济增长——基于2008—2015年中国省际面板数据的实证分析

许长新,胡丽媛

(河海大学 商学院,江苏 南京 211100)

1 引言

近年来我国经济获得高速增长,GDP年均增长率接近8%,但也伴随着大量的资源消耗与日益加剧的环境污染。环境污染问题已尖锐地暴露出来,凸显成为经济增长的焦点。2015年我国工业废水排放量达到199.50亿t,工业二氧化硫排放量达到1556.70万t,工业固体废物产生量达到33.11亿t,能源消费总量达到40.22亿t标准煤。环境保护与经济增长此消彼长,陷入“经济—环境”的怪圈,呈现出两难格局。我国提出“加快生态文明体制改革”,树立并落实“绿水青山就是金山银山”理念,使“两山”由冲突对立关系上升为协调统一的关系,推动建设人与自然和谐发展的现代化,环境保护与经济增长相辅相成,走可持续发展之路。创新是引领发展的第一动力,这高度概括了技术创新的重要意义。考虑到技术创新在经济可持续发展中的重要地位,企业技术创新是平衡环境保护与经济增长的根本和有效的渠道。提升技术创新效率,实现环境保护与经济增长协调统一,是我国当前亟待解决的难题。

本文将环境规制、技术创新与经济增长纳入同一个研究框架,综合考察三者之间的内在关联性。选取我国30个省区(未包括香港与澳门特别行政区、台湾地区和西藏自治区)2008—2015年的省际面板数据,构建动态面板模型,运用系统GMM探究环境规制的经济效益。采用面板门槛模型与空间面板杜宾模型实证检验环境规制和经济增长的非线性关系与空间相互关系,厘清环境规制通过技术创新渠道作用于经济增长的机理,为实现经济增长与环境保护的“双赢”提供政策参考,对制定科学合理的环境规制政策具有重要的理论与现实意义。

2 文献述评

在理论研究方面,对环境规制与经济增长两者之间的关系还存在着争议,现有研究主要集中在:①直接考察环境规制对经济增长的影响效应。Jorgenon、Wilcoxen[1]通过环境规制对美国经济增长的实证研究发现,环境规制导致国民生产总值下降2.59%；Levinsohn、Petrin[2]发现,美国造纸业较高的污染控制成本对造纸业的生产率具有抑制作用;Coria、Jaraite[3]以瑞典企业为研究样本,发现CO2排放规制对企业生产行为与经济效益不存在显著影响;Hering、Poncet[4]以我国城市为样本,研究发现环境规制对出口存在负向效应;Albrizio等[5]利用跨国数据研究环境规制强度对不同生产率企业的生产率增长率影响的异质性,发现对生产率排名靠前的企业,环境规制趋严会提高其生产增长率,而对生产率较低的企业,更严格的环境规制反而会降低其生产增长率。囿于数据可得性约束,并未对环境规制影响企业生产率的作用机理进行分析。②探究环境规制与经济增长间的间接关系,通过考察环境规制对企业创新的影响,进而验证环境规制对经济增长的效应。Porter[6]认为,竞争优势不应拘泥于静态效率下的最优行为,而应建立在动态约束下的技术提升与企业的创新行为之上。恰当的环境规制可激励企业进行技术创新,抵消生产要素相对价格提升带来的生产成本增加,进而实现生产率提升。宋马林、王舒鸿[7]采用DEA方法将环境效率分解为技术因素与环境规制因素,提出以技术进步带动环境保护与产业升级,加大环境规制,从而推动我国环境效率的提升;Feng等[8]以我国企业为样本,发现环境规制对企业绿色创新能力的提升存在正向积极影响;史贝贝[9]等采用双重差分法检验环境规制对地区经济增长的作用机制,研究发现环境规制带来的经济红利具有边际递增效应。

基于文献回顾与梳理,本文发现目前大多数研究使用的环境效果变量较单一,且主要检验环境规制、技术创新与经济增长的两两单一关系,而技术创新在环境规制与经济增长间存在联结效应,因此本文试图做出以下四点边际贡献:一是运用主成分分析法多指标系统地测度不同地区环境规制强度,并采用随机前沿分析法(SFA)对技术创新效率进行估计;二是基于动态视角,构建动态面板数据模型考察环境规制对经济增长的影响以及技术创新在两者关系间的调节作用;三是采用面板门槛模型实证检验环境规制与技术创新交互项对经济增长的门槛效应,探究环境规制通过技术创新渠道对经济增长的非线性影响;四是构建空间面板杜宾模型,验证环境规制与技术创新对经济增长的空间溢出效应。

3 环境规制对经济增长的作用机理分析

有效的环境规制在保护环境的同时,也要尽可能降低对被规制地区经济增长的不利影响。技术创新是平衡政府环境规制与地区经济绩效的决定因素,分析环境规制对经济增长的作用机理,充分发挥环境规制对经济增长的技术创新效应以实现环境保护与经济增长的“双赢”。环境规制对经济增长的影响是通过直接效应与以技术创新为中介的间接效应综合作用实现的,具体的作用机理见图1。

图1 环境规制对经济增长的作用机理

3.1 环境规制影响经济增长的直接效应

传统学派的“遵循成本说”提出,环境规制增加了企业遵循成本,对企业生产效率具有抑制效应,不利于经济增长。一方面,基于环境污染的外部性,企业受制于环境约束进行必要的污染治理投资以改善社会福利,或引进先进的减污设备、开发使用新的生产工艺,在资金有限的前提下,污染治理投资增加侵蚀了企业的生产性投资,导致经济体生产绩效下降,对经济增长产生抑制作用。另一方面,政府环境规制对生产用社会资源限定范围或收取费用,使环境资源具有经济物品特性,企业生产对环境资源的消耗需要支付必要的费用,企业生产成本提高导致产品销售价格上升,在产品需求不变的条件下,使产品利润率降低,束缚企业经济绩效。Christainsen、Haveman[10]认为,环境规制引致生产成本增加的同时,用于提高质量、减少污染的资金投入会挤占有前景的项目投资。此外,环境规制标准趋严会占据部分管理时间,吸纳企业财务资源,抑制企业经济效益提升,对经济增长产生不利影响。

3.2 环境规制影响经济增长的间接效应

以Porter为代表的修正学派“创新补偿说”提出,合理的环境规制对企业创新行为具有刺激作用,在抵消遵循成本制约的同时,也带来技术扩散效应与结构的优化升级,提高企业生产率水平,促进经济增长。伴随环境规制强度的提升,政府的政策倾斜为企业带来技术创新契机,激发企业进行环保技术升级与生产技术革新,催生产品创新补偿效应,降低企业生产成本或增加产品价值。同时,环境规制的实施会推动污染控制技术的开发与环境管理创新,优化企业生产过程,提升资源生产率,产生生产过程中的工艺创新补偿效应。产品与过程创新补偿的共同作用,有利于促进企业与产业的转型升级,推动地区经济增长。马海良等[11]提出,通过设置绿色进入壁垒,环境规制促使企业进行技术创新活动,推动产业结构改变,进而通过企业技术创新和经营绩效的良性互动,促进地区经济发展。严格的环境规制会对经济产生“遵循成本效应”与“创新补偿效应”,环境规制对经济增长的作用效果取决于这两种效应孰优孰劣,由于增加成本和创新补偿共同作用下的净效应影响方向不能确定,需通过实证进行检验。

4 研究方法与数据

4.1 模型构建与方法说明

为探究环境规制与技术创新对经济增长的影响,本文借鉴现有研究的实证思路并进行拓展,引入因变量经济增长的一阶滞后项,以考虑因变量的滞后效应和模型可能存在的内生性。同时,为体现技术创新所导致的地区间环境规制行为的博弈性,引入技术创新与环境规制的交互项,构建计量模型为:

yi,t=c+φ1yi,t-1+φ2eri,t+φ3rdi,t+φ4er×rdi,t+ΦXi,t+δi+εi,t

(1)

式中,y为经济增长;er为环境规制强度;rd为技术创新效率;X为其他对经济增长产生影响的控制变量向量;δi为地区效应;φ与Ф分别表示参数与参数向量;εi,t为残差项。

4.2 环境规制与技术创新交互项的门槛效应

借鉴Hansen[12]面板门槛法,探究不同环境规制强度下环境规制与技术创新交互项对经济增长的影响系数是否有差异,即考察环境规制与技术创新交互项的门槛效应。以单门槛为例,构建估计模型:

yi,t=c1+θ1eri,t+θ2rdi,t+θ3er×rdi,tI(er≤τ)+θ4er×rdi,tI(er>τ)+ΦXi,t+δi+εi,t

(2)

式中,I(·)为指示函数;环境规制强度er为门槛变量;τ为特定的门槛值。当环境规制强度er小于门槛值τ时,环境规制与技术创新交互项对经济增长的影响系数为θ3;当环境规制强度er大于门槛值τ时,环境规制与技术创新交互项对经济增长的影响系数为θ4。多门槛模型可通过引入更多的τ扩展得到。

4.3 变量选择及数据来源

经济增长y:以地区人均GDP作为经济增长的衡量指标,并取其对数形式表示。

环境规制er:现有文献关于环境规制的测度尚存争议,主要采取以下替代指标以衡量环境规制:①采用环境规制政策表征[13];②不同污染物的排放量[14];③以不同污染物的排放密度作为其替代指标[15];④以人均收入水平作为环境规制的代理变量[16];⑤以治污投资与工业产值的比值来衡量[17];⑥基于资源消耗情况[18]。考虑到单一的衡量指标存在不全面性,指标体系选取的不完全可能会造成啡量结果的偏差，本文基于各地区的实际环境规制效果指标混合衡量,运用主成分分析法系统地测度环境规制强度。指标体系由1个目标层(环境规制强度综合指标)、3个评价指标层和9个单项指标层构成,具体为:污染物排放量(单位GDP废水排放量、单位GDP二氧化硫排放量。单位GDP固体废物产生量)、资源消耗量(单位GDP水耗、单位GDP能耗)和污染处理率与利用率(废水处置率、二氧化硫去除率、固体废物处置率、固体废物综合利用率)。本文利用SPSS22.0软件,运用主成分分析法对各地区环境规制强度进行测度。具体处理为:首先,由于各指标量纲与单位属性存在差异,因此进行环境规制强度测度时需要先对指标进行处理。单位GDP废水排放量、单位GDP二氧化硫排放量、单位GDP固体废物产生量、单位GDP水耗和单位GDP能耗与环境规制强度负相关,取倒数进行度量。同时,为使数据具有可比性,对数据进行标准化处理,以得到无量纲数据。其次,通过KMO和Bartlett检验进行分析方法的可行性检验,发现符合因子分析的条件,可进一步进行主成分分析。然后，选择提取特征根大于1对应的主成分,由此将原始变量转化为新变量指标,在起到降维作用的同时,基本上包含了原始指标的信息。最后进行环境规制强度测算,将计算所得的特征向量矩阵与标准化后的指标值相乘,得到主成分函数的表达式,并以各主成分对应的特征根占所抽取的主成分特征根之和的比值为权重,得到综合主成分值。环境规制强度越高,说明该地区政府对环境实行了更为严格的控制。

技术创新rd:近年来学者们通常采用数据包络分析(DEA)与随机前沿分析(SFA)对技术创新效率进行测度,而随机前沿分析法针对大样本面板数据更具有优越性。基于此,本文利用2008—2015年30个省区规模以上工业企业数据,运用随机前沿分析法估计区域工业企业技术创新效率。本文借鉴Battese、Coelli[19]的模型设定,以规模以上工业企业为研究对象,构造企业技术创新效率随机前沿模型(SFA),以专利申请数为产出指标,选取R&D经费与R&D人员全时当量为投入指标,模型设定为:

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+μi,t-νi,t,TE=exp(-μi,t)

(3)

式中,i为地区;t为时间;Y为产出指标,以区域规模以上工业企业专利申请数表示;X为投入指标;X1为各地区规模以上工业企业R&D经费;X2为R&D人员全时当量;TE为技术效率,在此处表示技术创新效率。

控制变量X:主要包括资本因素k,以全社会固定资产投资总额的对数表示;劳动因素w,以在岗职工平均工资的对数来衡量。

基于数据的可得性,本文采用2008—2015年的30个省区的相关数据作为样本,数据来源于相关年份的《中国环境统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》与《中国统计年鉴》。运用Stata14.2软件对数据进行处理,变量统计见表1。

表1 变量描述统计

5 实证结果与分析

5.1 动态面板模型回归

通过在回归模型中引入被解释变量滞后期,构建动态面板模型,从动态视角探究环境规制对经济增长的影响。为解决动态模型可能存在的内生性问题,采用两步系统GMM方法对模型进行估计。同时,公布固定效应模型的回归结果,从固定效应与两步系统GMM的回归结果看,变量系数的符号与显著性一致,表明研究结果具有稳定性,面板数据具体回归结果见表2。AR(1)和AR(2)的检验结果表明,扰动项的差分仅存在一阶自相关而不存在二阶自相关,Sargan检验结果显示模型不存在过度识别,验证了工具变量的有效性。

表2 面板数据回归结果

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平下检验通过，表3、表4同。

基于模型(4)的回归结果,滞后一期的经济增长对当期的影响系数为0.435,且通过了1%的显著性检验,验证了我国的经济增长具有动态的正向持续性。环境规制系数为-0.038,在1%的水平上显著,表明环境规制对经济增长具有显著负向抑制作用。这一结果得到遵循成本假说的支持,在资源配置固定的前提下,企业污染治理支出将挤占其他生产性投资,造成企业机会成本增加,进而抑制地区经济增长。技术创新效率的影响系数在1%的水平上显著为正。即技术创新效率的提高对经济增长的正向影响显著,说明技术创新效率的提升是推动地区经济增长的重要动力。对控制变量,资本因素与劳动力因素的影响系数均为正且通过了1%的显著性检验,即资本与劳动力投入是促进地区经济增长的主要因素。引入环境规制与技术创新的交互项以度量环境规制的技术创新效应,进而测度环境规制通过技术创新渠道对经济增长产生的间接影响。环境规制与技术创新的交互项在5%的显著性水平下为正,表明环境规制引致的技术创新效应对经济增长具有正向促进作用。随着环境规制标准的趋严,企业若按照原有方式生产必将导致环境成本增加,为降低成本,企业会通过技术创新手段改善生产工艺或增强减排能力,提升企业竞争力,在保护环境的同时也能实现经济增长。

5.2 环境规制与技术创新交互项的门槛效应

研究在不同环境规制强度下,环境规制与技术创新交互项对经济增长的效应。单一门槛F值为54.84,P值为0.000,在1%水平上显著;双重门槛对应的F值为3.11,P值为0.870,在统计上不显著。因此,采用单门槛模型进行回归的结果见表3。由表3可知,环境规制的影响系数在1%的水平上显著为负,技术创新系数为正且在1%水平上显著,资本和劳动力系数分别为0.165和0.389,且均在1%的水平下通过显著性检验。

表3 环境规制与技术创新交互项的门槛效应估计

环境规制强度的单一门槛值为0.670,该门槛值将环境规制强度分为两个区段:第一个区段是环境规制强度较低水平,当er低于门槛值0.670时,er*rd的影响系数为正,且通过了1%的显著性检验;第二个区段是环境规制强度较高水平,当er高于门槛值0.670时,er*rd的影响系数在1%的水平下显著为负。这表明环境规制强度较低时,环境规制通过技术创新渠道对经济增长具有正向积极的影响效应;而当环境规制强度过高时,环境规制的技术创新效应会对经济增长产生显著抑制作用。究其原因,环境规制强度相对较低时,环境规制的实施会激励企业提高技术创新效率,通过“学习效应”与“创新补偿效应”推动地区经济增长。这与我国环境规制的实践相符随着经济发展条件的逐步积累,环境规制的制定实施与企业承载力联系紧密,同时环境法律法规与政策制度日臻完善,以环境规制为有效政策工具处理环境负外部性的作用逐步呈现,刺激企业主动提升技术创新效率,实现环境绩效与经济增长的“双赢”。当环境规制强度过高时,由于其自身的成本因素,企业环境治理适应性成本投入过多,环境规制所引致的创新补偿效应小于其负面效应,环境规制通过技术创新渠道对经济增长具有抑制作用。因此,适度的环境规制强度才能有效激励企业提高技术创新效率,对经济增长产生显著积极影响。

5.3 空间溢出效应分析

基于地理空间的邻近性,我国地区环境规制与经济增长可能存在空间溢出效应[20]。空间面板杜宾模型(SPDM)由面板数据扩展所得,综合考虑了自变量与因变量的空间相关性,以考察变量间的空间相互关系与结构模式。本文基于空间面板杜宾模型研究环境规制与经济增长的空间溢出效应,构建空间计量模型为:

(4)

本文采用车邻接方式构建空间权重矩阵,邻接元素为1,不邻接元素为0,设置海南与广东相邻以消除孤岛效应。运用Stata14.2软件计算得出我国各地区2008—2015年环境规制与经济增长的Moran′s I指数。检验结果显示,Moran′s I指数均在5%的水平上显著,即环境规制与经济增长均表现出显著的空间相关性。本文从直接效应、间接效应与总效应三个层面实证检验环境规制对经济增长的空间影响效应,空间面板杜宾模型检验结果见表4。

表4 空间面板杜宾模型检验结果

根据表4的估计结果可知:从直接效应角度,环境规制的直接效应回归系数为-0.014,通过了1%的显著性检验,表明各空间单元的环境规制对该空间单元的经济增长存在显著负向影响,环境规制强度每提升1%，将使该空间单元经济增长水平平均下降0.014%;从间接效应角度,环境规制的间接效应系数为-0.055,且通过了1%的显著性检验,表明环境规制对相邻空间单元经济增长表现出负向溢出效应,环境规制强度每提升1%，则相邻空间单元的经济增长水平平均下降0.055%;从总效应角度,环境规制的总效应估计系数为-0.069,且通过了1%的显著性检验,表明环境规制强度每提升1%,全部空间单元的经济增长水平下降0.069%。通过比较发现环境规制的间接效应大于直接效应,即相邻地区环境规制对经济增长的负向影响比当地环境规制更明显。

技术创新的直接效应系数为0.161,且通过了1%的显著性检验,说明技术创新效率每提高1%，则该空间单元经济增长0.161%;技术创新的间接效应系数为0.538,且通过了1%的显著性检验,表明技术创新对相邻地区经济增长具有正向空间溢出效应,技术创新效率每提高1%，使相邻空间单元经济增长0.538%;技术创新的总效应系数为0.699,通过了1%的显著性检验,技术创新效率每提高1%，则全部空间单元经济增长0.699%。同时,资本与劳动要素均对经济增长具有正向促进作用,表明资本与劳动力要素是推动经济增长的主要正向因素,且资本与劳动力投入的直接效应大于间接效应,当地的资本与劳动力要素对经济增长的推动作用大于相邻地区。

6 结论与政策涵义

基于2008—2015年我国省际面板数据,构建动态面板数据模型检验环境规制与技术创新对经济增长的经济效益,通过面板门槛模型与空间面板杜宾模型,探究环境规制、技术创新对经济增长的门槛效应与空间溢出效应,实证结果表明:①环境规制对经济增长具有显著负向抑制作用,而技术创新效率的提高对经济增长的正向影响显著,环境规制与技术创新的交互作用正向促进经济增长。②环境规制的技术创新效应对经济增长呈现出显著的单一门槛特征,环境规制强度较低时,环境规制通过技术创新渠道对经济增长具有正向积极的影响效应；而当环境规制强度过高时,环境规制的技术创新效应会对经济增长产生显著抑制作用。③环境规制对相邻或邻近地区的经济增长表现出明显的负向空间溢出效应,技术创新对相邻地区具有正向空间溢出效应。

以上实证结果蕴涵重要的政策涵义:首先，需建立适宜的环境规制体制,设置合理的规制水平,恰当的环境规制强度才能有效激励企业提高技术创新效率,降低环境规制的实施成本,进而促进经济增长,过犹不及。其次,加大技术创新力度,全面实施创新驱动战略,刺激实体经济发展,充分发挥技术创新对经济增长的促进效应,推动科技与经济深度融合。第三,政府环境规制政策的制定与实施应以技术创新效率的提升为导向,利用技术创新优势,弥补环境规制“遵循成本”劣势,从而更好地发挥技术创新在环境规制与经济增长的中介效应。第四,环境规制与技术创新的区域协调也必须得到关注与重视,强化区域间环境规制统筹,实现区域间经济的共同发展。

本研究丰富并拓展了环境规制与经济增长相关理论,为地方政府协调环境规制与经济发展提供了重要的决策基础,对我国实行合理的环境规制制度、提高技术创新效率具有深刻的参考价值。