环境规制对出口商品技术复杂度的影响效应及其约束条件——基于我国省际面板数据的门槛回归分析

肖晓军，陈志鹏

(赣南师范大学商学院，江西 赣州 341000)

改革开放以来，我国外贸出口快速增长。从1978年的97.5亿美元增长到2017年底的2.27万亿美元，且从2009年起已连续9年成为世界第一的商品出口大国。然而，随着我国面临日益严重的资源与环境的压力，传统的依靠廉价的资源要素优势来促进贸易出口发展的思路受到严峻的挑战，我国贸易出口亟需转型升级，以推动外贸可持续发展和竞争力的提高。而出口转型升级的一个重要方面就是出口技术复杂度的提高，因而近年来我国出口技术复杂度提升问题成为研究关注的焦点之一。

与此同时，伴随我国经济快速增长带来的严重资源环境问题，加强环境保护已逐渐成为政府和社会各界的共识，特别是党的十八大作出“大力推进生态文明建设”的战略决策以来，国家层面对环境的规制已日趋严厉。有观点认为过去我国宽松的环境规制导致的企业承担的环境成本较小，激励企业创新的动力不足是出口技术水平一直难以提高的重要原因之一。在此背景下，强化环境规制能否促进我国出口技术复杂度升级引起学术界的关注[1][2][3]，但得出的结论并不一致。鉴于此，本文拟进一步考察环境规制影响出口商品技术复杂度的效应和约束条件，这对指导我国科学制定环境保护政策、促进出口商品技术结构升级具有重要的现实意义。

一、相关文献回顾

早期，有关环境规制与贸易出口结构之间关系的研究主要是基于“污染天堂假说”而从环境规制的成本效应角度进行的。根据“污染天堂假说”，环境管制松弛的国家由于环境成本外在化，在污染密集型产品出口中具有低成本的比较优势。故从环境规制导致的环境成本内在化研究对贸易出口结构的影响，主要关注的是污染品出口与清洁品出口之间的结构，认为强化规制能增加清洁品出口，但迄今的实证研究仍未得出一致的结论。Tobey(1990)利用23个OECD国家的数据，检验环境规制对5个污染密集型行业净出口的影响，发现并没有显著不利的影响[4]。陆旸(2009)利用2005年95个国家的总样本和42个国家的子样本截面数据，研究环境规制是否影响污染密集型商品的贸易比较优势，认为环境规制并没有影响五类污染密集型商品的比较优势[5]。傅京燕和赵春梅(2014)的研究发现适度提高环境规制水平有利于污染密集型行业出口竞争力的形成[6]。卜茂亮等(2017)的研究结果表明环境规制能促进清洁行业出口，而对污染行业出口并无显著影响[7]。相反地，也有研究得出对污染密集型行业出口具有显著负面影响的结论。Beers、Jeroen和Bergh(1997)的研究发现环境规制总体而言对污染密集型产品出口产生不利影响，但区分资源密集型和非资源密集型污染产品后，环境规制对前者没有、但对后者的出口具有显著的负面影响[8]。Mani和Wheeler(1998)实证结果显示发展中国家对OECD成员国污染密集型产品的净出口在OECD国家环境规制加强期间呈不断上升趋势，表明环境规制在一定程度上抑制OECD国家污染密集型产品的生产[9]。封进(1998)认为环境规制导致环境成本内生化，当环境成本纳入比较优势理论后，降低发展中国家的污染密集型产品的比较优势[10]。

自Porter和Linde(1995)提出并被后来称为“波特假说”的理论以来[11]，学术界开始从成本内生化效应与技术创新效应综合作用的视角来研究环境规制对贸易出口结构的影响。与“污染天堂假说”仅考虑低环境规制水平的成本优势不同，“波特假说”更强调环境规制对企业创新的激发作用，认为恰当的环境规制能激励企业从事技术创新。因此，基于“波特假说”研究贸易出口结构，主要关注的是环境规制通过“成本抵消效应”和“创新补偿效应”对出口商品技术结构的综合影响。Costantini和Mazzanti(2012)利用欧盟制造业的数据对“波特假说”进行验证，支持“波特假说”的观点，认为得益于技术进步，环境规制的加强并未对制造业出口竞争产生负面影响[12]。曾春花(2012)的研究显示环境规制与出口商品技术结构存在一定程度的非线性关系，且采用不同环境规制强度衡量变量，结论不尽相同[13]。余娟娟(2015)利用行业面板数据，发现在“补偿效应”与“抵消效应”的共同作用下，环境规制强度与出口技术复杂度之间呈U型非线性关系[1]。黄永明和何剑峰(2017)利用省级面板数据，实证检验两种不同类型的环境规制对我国出口技术复杂度的影响，发现“事前控制型”环境规制能促进出口技术复杂度的提升，但这种促进作用随着出口技术水平的提高而呈倒U型变化，但“事后治理型”环境规制始终存在负面作用[2]。谢靖和廖涵(2017)利用华东六省一市的面板数据，研究发现无论以污染物排放强度还是以污染治理程度衡量的环境规制，其强度加大都不利于出口技术复杂度的提升[3]。综上可见，有关环境规制与出口技术复杂度之间关系的已有研究得出的结论也不一致，还存在进一步完善和探索的地方：一是虽已注意到环境规制强度与出口技术复杂度之间的非线性关系，但大多都是通过人为设定二次项或三次项的方法，具有一定的主观随意性且比较粗糙；二是在门槛变量选择上，目前学术界的多数研究只是集中讨论环境规制强度本身与出口技术复杂度之间的非线性关系，而关于其他因素对它们之间关系的影响还少有涉及，门槛变量的选取不够全面。基于此，本文拟从以下两方面对现有文献进行有益的补充：一是采用门槛效应模型来重新研究环境规制与出口技术复杂度之间的关系，该方法根据数据本身的特点来内生地划分区间，可有效解决区间单一化、主观臆断观测值分区的问题[14]，从而更加精细地刻画出它们之间可能存在的更为复杂的非线性关系；二是除环境规制强度本身外，创新能力也可能是影响环境规制与出口技术复杂度之间关系的重要门槛变量，环境规制与出口技术复杂度之间的关系可能随创新能力而呈现非线性的变化特征，如果忽略创新能力，可能得出误导性结论。因此，我们将进一步选择衡量创新能力的替代变量(如经济发展水平、人力资本和研发投入)为门限变量，对环境规制与出口技术复杂度之间的关系进行研究。

二、模型设定、变量选择与数据说明

(一)模型设定

本文采用Hansen(1999)的非线性面板门槛模型来考察环境规制对出口商品技术复杂度影响的门槛效应[15]，基本的计量模型设定如下：

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnERIit≤1)+2lnERIit·I(lnERIit>1)+…+

(1)

其中，i(i=1,2,…,30)代表省份，剔除数据缺失较多的西藏，样本仅选择大陆地区的30个省份；t(t=2003,2004,…,2010)代表年份；EXPY为被解释变量，代表出口商品技术复杂；ERI代表环境规制强度，既是核心解释变量，也是门槛依赖变量；为待估门槛值。(*)表示指示函数，当括号内的条件满足时，取值为1，反之为0。参考相关研究，控制变量(X)选择研发投入(RD)、人力资本(HR)、外商直接投资(FDI)、基础设施状况(INFRA)和贸易开放度(TRADE)。μi为截面固定效应，用于控制无法观察的与截面相关的因素。εit为随机误差项。为减少异方差，所有变量均取对数值。

(二)变量选择与数据说明

1.被解释变量——各省区出口商品技术复杂度(EXPY)。本文借鉴Hausmann等(2005)的方法来测算各省区的出口商品技术复杂度[16]，其步骤如下：

首先，计算j类商品的技术复杂度(PRODYj)，它是各省区收入的加权平均，权重为各省区j类商品出口显示性比较优势指数(revealed comparative advantages)，其计算公式为：

其中，i代表各省区，j代表商品出口类别，Xij代表i省区出口j类商品的贸易额，Xi代表i省区商品出口总额，Yi代表i省区的人均GDP并采用居民消费物价指数且统一为2000年为基年的实际值。

其次，各省区商品出口篮子的技术水平(EXPYi)可通过对其出口的各类商品技术复杂度加权平均得到，权重为该省区各类商品出口占其总出口的比重，其计算公式为：

根据以上方法，我们利用国研网对外贸易统计数据库中HS大类共21类贸易出口统计数据来计算各省区的商品出口技术复杂度。为更好地反映商品出口技术复杂度状况，借鉴陈晓华和刘慧(2012)的方法[17]，计算时对数据处理后最终也选定12大类产品。

2.核心解释变量——环境规制强度(ERI)。环境规制强度的度量有多种不同的方法，不同的研究采用的方法不尽相同，不同的方法都存在一定的局限性，目前并没有一个一致认可的方法，本文参考傅京燕和李丽莎(2010)的研究而采用综合指标法[18]。基于数据的可获得性，本文选取废水排放达标率、二氧化硫去除率和固体废物综合利用率3个单项指标。

3.控制变量。研发投入(lnRD)采用各省市研发经费内部支出占GDP比重的对数来衡量。外商直接投资(lnFDI)采用各省市实际利用外资总额占GDP比重的对数来衡量。人力资本(lnHR)选用各省市人均受教育年限的对数来度量，即HRi=pi1×6+pi2×9+pi3×12+pi4×16。其中，pi1、pi2、pi3和pi4分别表示各省市受教育程度为小学、初中、高中、大专及以上人口占6岁以上总人口的比重，6、9、12和16分别是相应各阶段的受教育年限。基础设施(lnINFRA)反映各省市基础设施建设状况，采用各省市公路密度(公里/平方公里)的对数来衡量。贸易开放度(lnTRADE)采用各省市按经营单位所在地统计的贸易进出口总额占GDP比重的对数来衡量。以美元表示的进出口总额和实际利用外资总额采用当年汇率转换成人民币表示。

三、实证研究结果及分析

(一)环境规制对出口商品技术复杂度影响的门槛效应分析

1.门槛效应检验。在分析门槛回归前，首先对门槛效应及门槛值进行检验和测算。从表1、2可看到，单一门槛和双重门槛模型都在10%的水平上显著，而三重门槛模型并不显著，表明环境规制对出口技术复杂度的影响存在双重门槛效应，第一门槛值为1.0536，第二门槛值为1.5596。

表1 门槛效应的自抽样检验

注：*、** 和*** 分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。下同。

表2 门槛估计值和置信区间

2.门槛回归结果。表3的第三列报告门槛模型(2)的回归估计结果(为便于对比，固定效应模型的估计结果已列示)，发现环境规制水平低于1.0536时，估计参数为负但不显著，表明此时环境规制加强对我国出口技术复杂度具有不显著的负面影响；当环境规制水平位于1.0536～1.5596区间时，估计参数显著为正且达到最大值0.2158，表明此时环境规制对我国出口技术复杂度的促进效果最为明显；而环境规制水平高于1.5596时，估计参数虽仍显著为正，但数值下降为0.0763，表明此时环境规制加强尽管对我国出口技术复杂度产生促进作用，但效果减弱。因此，从经验研究的角度，本文证实环境规制强度存在一个适度区间。在此区间内，环境规制对我国出口技术复杂度的促进效应最大，过低或过高的规制水平都不利于技术创新，即环境规制与我国出口技术复杂度之间存在倒N型关系。究其原因在于环境规制对技术创新具有双重效应，即面对环境规制带来的生产成本上升，企业可能作出两种不同的选择：一是支付环境遵循成本，同时减少创新的研发投入，以控制总生产成本，结果产生“抵消效应”，不利于技术创新和出口技术复杂度的提升；二是激励企业增加研发投入进行技术创新，以规避环境规制成本，从而产生“创新的补偿效应”，提高出口技术复杂度和竞争力。在较低的环境规制水平时，“抵消效应”往往占主导，不利于技术创新。但如果环境规制水平过高，高昂的环境成本可能超出企业的承受能力，损害其创新能力，不利于其技术创新，因而只有环境规制水平处在一个合适的区间内，企业技术创新的积极性才能得到最大程度的激发。据此，2010年我国处在最优规制水平的省份包括湖北、湖南、江西、黑龙江、山西、陕西、安徽、北京、天津和广西共10个省份，而重庆、云南、甘肃、海南、贵州和宁夏属于规制水平过高的省份，其余14个省份的规制水平过低。

表3 门槛回归结果分析(N=240)

从其他控制变量来看，无论在门限模型还是固定效应模型中，研发投入、人力资本和基础设施大部分均显著正相关，表明它们的提高均有利于我国出口商品技术复杂度的提升，这与已有的大多数研究结论相符。FDI与出口技术复杂度之间回归系数不显著甚至负相关，表明FDI对提升我国出口技术水平影响不明显，这与我国FDI有很大一部分从事加工贸易、技术溢出不明显等因素有关。贸易开放度与出口技术复杂度之间呈现弱的负相关性，对外贸易的基础是比较优势，我国作为发展中国家的比较优势主要集中在劳动密集型和低技术密集型产品，该回归结果表明贸易开放在一定程度上使我国陷入比较优势陷阱，被锁定在价值链的低端，不利于出口技术水平的提升。

(二)环境规制对出口商品技术复杂度影响的约束条件分析

如上所述，企业面对环境规制加强带来的生产成本上升，可能产生“抵消效应”和“创新的补偿效应”。而哪种效应占优，我们认为不但取决于环境规制强度本身，还取决于企业创新能力。对创新能力强的企业，由于与环境规制带来的遵循成本相比，创新成本低，面对逐步强化的环境规制，企业倾向于技术创新，从而促进出口技术复杂度的提升；而对创新能力弱的企业，创新成本高，企业倾向于支付遵循成本、进一步减少创新投入，最终不利于出口商品技术复杂度的提升。也就是说，企业创新能力也可能是环境规制与出口商品技术复杂度之间关系的门槛变量，只有企业创新能力高于某一门槛值时，加强环境规制才有利于出口技术升级。因此，我们进一步采用衡量企业创新能力的代理变量(如经济发展水平、人力资本和研发投入水平)作为门槛变量来检验环境规制的门槛效应，并设定以下的三个门槛计量方程：

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnPGDPit≤1)+2lnERIit·I(lnPGDPit>1)+…+

(2)

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnHRit≤1)+2lnERIit·I(lnHRit>1)+…+

(3)

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnRDit≤1)+2lnERIit·I(lnRDit>1)+…+

(4)

上述的方程(2)、(3)、(4)分别以人均GDP(PGDP)、人力资本(HR)和研发投入(RD)为门槛变量，其他变量的含义与方程(1)相同。从表4可看到，研发投入不是门槛变量，但人均GDP和人力资本是环境规制与出口商品技术复杂度之间关系的门槛变量且呈现双重门槛效应，出现这种情况的一个可能的解释是我国的研发投入水平普遍较低，各省区仍未达到研发投入水平的最低门槛值；另一种可能是当前我国研发投入的效率不高，规模的大小还难以作为创新能力的代理变量。由于研发投入不是门槛变量，因而我们仅对经济发展水平和人力资本门槛模型(2)和(3)进行参数估计。由表3的第4、5列可看到，随着人力资本和人均GDP水平的提升，环境规制与出口商品技术复杂度之间的关系经历由显著负到显著正的U型非线性转变。当人力资本的对数低于2.133和人均GDP的对数低于9.303时，加强环境规制不利于出口商品技术复杂度的提升，表明此时的“抵消效应”占优；只有当人力资本的对数和人均GDP的对数分别超过2.133和9.303时，加强环境规制才有利于促进出口商品技术复杂度的提升，表明此时的“创新的补偿效应”占优。

表4 面板门槛值估计和显著性检验结果

(三)稳健性检验

为确保上述实证分析结论的可靠性，我们拟从以下两方面进行稳健性检验。

1.交互项检验。这里，我们引入人均GDP、人力资本同环境规制的交互项来检验上述门槛回归模型(2)、(3)估计结果的稳健性。由表5、6的第1列可看到，加入交互项后，环境规制对出口技术复杂度的总体影响可分别表示为二项式“-0.9970+0.1103lnPGDP”和“-0.9790+0.5054lnHR”。当人均GDP和人力资本的对数值分别低于9.04和1.94时，二项式的值为负，说明此时环境规制对我国出口技术复杂度具有负面影响；而当人均GDP和人力资本的对数值分别高于9.04和1.94时，二项式的值为正，表明此时环境规制对出口技术复杂度的影响由负转正。这与门槛模型(2)、(3)得出的结论一致，说明前述结果具有良好的稳健性。

2.分组检验。依据上文得出的环境规制、人均GDP和人力资本的门槛值，我们将样本按照门槛值分组，然后对分组后的各子样本分别进行回归，以检验门槛模型(1)、(2)、(3)结果的稳健性。表7是以环境规制门槛变量为准的分组回归结果，发现环境规制强度的对数值处于1.0536～1.5596区间时，环境规制变量显著为正，而其他区间均不显著，说明环境规制存在最优区间，前述的门槛回归结论得到验证。考虑到人均GDP和人力资本的对数值分别处在9.303～10.150和2.057～2.133区间时，样本容量过小，无法进行回归估计，因而我们以人均GDP的门槛值10.150和人力资本的门槛值2.133分别将样本分成两组进行估计。由表5、6的第2、3列可看到，人均GDP、人力资本的对数值分别小于10.150和2.133时，环境规制估计参数呈现弱的负相关；而当人均GDP、人力资本的对数值分别大于10.150和2.133时，环境规制估计参数转变为显著的正相关，说明只有经济发展水平和人力资本达到某一临界值之后，加强环境规制才能促进出口技术复杂度的提升。这与门槛模型(2)、(3)得出的结论一致，说明前述结果具有良好的稳健性。从上文可看到，无论交叉项还是分组检验，结果都表明模型(1)、(2)、(3)的门槛回归结果具有良好的稳健性。

表5 经济发展水平交互项与分组的回归结果

表6 人力资本交互项与分组的回归结果

表7 以环境规制门槛变量为准的分组回归结果

四、结论与启示

虽然已有许多文献探讨出口商品技术复杂度的众多影响因素，但研究环境规制如何影响出口商品技术复杂度的文献较少。本文利用我国2003～2010年30个省份的面板数据，采用Hansen(1999)的非线性面板数据门槛模型，实证分析环境规制、经济发展水平、人力资本和研发投入对环境规制影响出口商品技术复杂度的门槛效应。研究结果显示，环境规制、经济发展水平和人力资本都是门槛变量且具有双重门槛效应，而研发投入不是门槛变量；环境规制存在一个最优的规制水平区间，在此区间内，环境规制对出口商品技术复杂度的促进效应最大，过低或过高的规制水平都不利于出口技术复杂度的提升，也即环境规制与出口技术复杂度之间存在倒N型关系；对经济发展水平和人力资本门槛变量而言，只有它们超越某一水平时，环境规制才能提升出口技术复杂度，环境规制与出口商品技术复杂度之间呈U型非线性关系。

本文研究结论的政策启示为：(1)从促进技术进步和出口技术复杂度的角度来看，并不是环境规制强度越高越好，而是存在一个最优规制水平，只有处在这一区间时效果才能达到最好。据2010年的数据，我国30个省份中只有三分之一的处于最优规制区间，因而需调整其余三分二省份的规制水平，以更好地促进出口技术水平升级；(2)在经济发展的不同阶段，应采取不同的环境保护政策。在经济发展的初级阶段，强化环境保护反而不利于技术创新和出口技术水平提升。只有当经济发展到一定水平时，强化环境保护才有助于出口技术复杂度的提升，此时加强环境保护成为政策的必然选择。当前，我国所有省份的经济发展水平都已越过这一门槛值并处在U型线的右端，加强环境规制将有利于出口技术水平的提升；(3)环境规制政策还需与人力资本水平相适应，才能促进技术进步和出口技术复杂度的提升。当前，我国还有部分省份(如青海、贵州、四川、云南和甘肃)的人力资本水平在门槛值之下，处在U型线的左端，在环境规制日益趋严的情况下，这些省份今后应着力提高自身的人力资本水平；(4)加快基础设施建设特别是落后地区的基础设施，加大研发支出力度，提高研发效率，提升利用外资的质量，充分发挥政府在对外贸易中的作用，培育新的比较优势，避免坠入比较优势陷阱，以促进我国出口商品技术复杂度的提升。