环境规制促进还是抑制了技术创新？——基于空间溢出效应的视角

■何雄浪，陈 锁

一、引言与文献综述

改革开放以来，我国经济高速平稳发展，取得了举世瞩目的成就，但资源匮乏、生态破坏和环境污染等问题日益受到社会各界的广泛关注。“既要金山银山，也要绿水青山”的提出意味着未来我国不仅要创造经济红利，也要创造环境红利。因此，如何在稳定经济持续健康增长的约束下提高环境质量是亟需解决的重大问题。

解决污染问题的有效手段就是技术创新，而环境规制与技术创新之间到底能否实现“双赢”一直都是学术界备受争议的问题。传统的新古典主义理论认为环境规制能提升社会整体的福利，但同时会提高企业的产出成本，降低企业的创新能力（Gary，1987）。但是，此后学者从动态角度证明环境规制与技术创新具备“双赢”的可能性。Porter（1995）指出合理的环境规制约束下，能倒逼企业进行生产技术创新，而技术进步带来的“创新补偿”收益会超过“遵循成本”的负面影响，实现技术进步和环境质量改善的“双赢”局面。Acemoglu et al.（2012）从理论和实证两方面分析了环境规制对研发创新的激励效应，发现污染税和创新补贴相结合的政策能促进企业进行清洁技术创新，改善环境质量。虽然不同学者在指标选取上存在差异，但是多数研究结论认为环境规制对技术创新具有正向的影响。事实上，这一正向影响是“成本遵循”和“创新补偿”两方面共同作用下产生的结果，更重要的是“成本遵循”和“创新补偿”的影响并不同步，“成本遵循”更多的是当前产生的影响，而“创新补偿”效应所需要的时间相对较长，这决定了环境规制的正向影响滞后于负面效应。因此环境规制水平与研发创新在时间维度上呈现先降低后提高的“U”型特征（董直庆和王辉，2019）。

这类文献对环境规制的“创新补偿”效应进行了有益的讨论，却忽略了地区环境规制水平加强以后，企业可能会搬迁到规制相对较弱的区域。实际上，企业在面临不断强化的环境规制时，不仅会进行技术创新以寻求降低治污费用，同样会通过搬迁来规避上升的成本，这就是“污染避难所效应”（Copeland&Taylor，2004）。遗憾的是不同学者对于污染避难所效应进行实证检验的结论并不一致，部分学者发现国际资本显著偏好于环境规制较弱的发展中国家，提供了污染避难所效应存在的证据（Javorcik&Wei，2004），也有学者的研究结论指出国际贸易能提升发展中国家的技术水平（Xing&Kolstad，2003）。适度的环境规制政策虽然能促进技术进步，但不同地区环境规制强度的不同会引致污染产业跨地区转移，容易导致环境规制较弱的地区出现“逐底竞争”（李胜兰等，2014）。

仅有少数文献关注环境规制对邻地研发创新所产生的影响。金刚和沈坤荣（2018）研究发现本地趋于强化的环境规制，会加剧企业的空间自选择效应，部分企业选择迁移到邻地而非研发创新，降低邻近地区的生产率增长；Wu et al.（2017）研究发现沿海省份提高环境标准之后，出现大量企业迁往西部内部省份的趋势。相比较于以往文献，本文可能有以下几点贡献：第一，本文研究考虑到不同类型的环境规制对创新活动产生的影响不同，所以选取两类环境规制指标，同时将公众环保诉求视为隐性环境规制考虑在内，有助于全面考察环境规制的技术创新效应；第二，重点关注环境规制的本地和邻地技术创新效应，本文弥补了现有文献中仅关注环境规制的本地“创新补偿”效应，特别重视环境规制是否会改变邻地研发创新活动；第三，以往文献多从空间维度上划分为东中西部，本文根据中央政府对环境规制政策的变动，并结合断点回归图，从时间维度上分为两个阶段进行检验，证明了政绩考核的变动对技术创新产生的积极影响。

二、理论分析

现有环境经济学的研究多侧重对地方政府环境政策执行问题的理论研究，而忽略了对政府之间博弈过程的刻画。基于Barrett（1994）的研究本文构造了一个本地政府与邻地政府之间的静态博弈论模型来揭示环境规制、技术研发和政府行为之间的相互影响机理。

考虑某一个国家有两个相邻的地区，即本地政府1与邻地政府2。两个地区的政府在环境规制的策略性选择中有强化环境规制和弱化环境规制两种。政府选择强化环境规制可以遏制污染问题，使得环境质量得到提升。同样，政府选择弱化环境规制时，环境质量将不断恶化。当然，政府在强化环境规制时需要承担经济成本以及执行成本；经济成本主要指强化环境规制给地区经济带来的不利影响，执行成本指政府环境规制的实施费用。本文用C1A，C1B和C2A，C2B分别表示A、B两个地区的经济成本和执行成本。M1和M2分别表示强化环境规制后环境质量的改善程度；同样，E1和E2表示环境质量的恶化程度。

需要指出的是，地方政府之间的环境规制效果存在溢出效应，即本地政府在加强（放松）环境规制政策，还会一定程度上提升（恶化）邻地的环境质量。因此，本地政府对邻地政府的溢出效应记为W1，邻地政府对本地政府的溢出效应记为W2。政府作为地方利益的主体，不仅要实现自身政绩的目标，还要实现地区居民社会福利的目标。因此，本地和邻地从环境规制中获得的社会福利的权重记为β1和β2，地区经济和执行成本的权重记为θ1和θ2。本地政府和邻地政府的环境规制政策的静态博弈论模型如图1所示。

表1 本地政府和邻地政府的环境规制政策的静态博弈

本地政府选择强化环境规制政策的概率为x，弱化环境规制政策的概率为1-x；邻地政府选择强化环境规制政策的概率y，选择弱化环境规制政策的概率为（1-y）。根据纳什均衡可以得出政府的混合策略博弈均衡：

本地政府的最优函数为：

邻地政府的最优函数为：

根据以上博弈模型可以看出，本地政府和邻地政府都有绝对占优的策略来寻求最优，即地方政府可以通过衡量自身的收益与成本来进行环境规制的策略选择。一旦政绩考核体系偏向于经济指标，本地政府和邻地政府在环境规制的支付意愿上表现为愿意接受高的环境规制成本和低的环境规制收益。因此在此情况下，无论是本地政府还是邻地政府都倾向于弱化环境规制，采取“搭便车”的环境规制策略从而享受邻地强环境规制的溢出效应，期望减少本地环境治理成本。当然，如果本地政府充分考虑到整体居民的社会福利，且无论邻地政府采取任何环境规制策略，其策略都是强化环境规制。中央政府可以通过制定不同的政绩考核指标促使地方政府强化规制后的收益大于成本，在这种情况下，强化环境规制是占优策略。本地政府的规制策略选择可以独立于邻地政府行为选择，由自身的参数决定，但环境规制带来的收益与邻地政府的行为有关。故，本文提出如下命题：

当 β1M1+ β1E1＞θ1（C1A+C1B）和 β2M2+ β2E2＞θ2（C2A+C2B）同时成立时，或者β1M1+β1E1＜θ1（C1A+C1B）和β2M2+β2E2＜θ2（C2A+C2B）同时成立时，本地政府放松（收紧）环境规制时，邻地政府会采取“模仿”行为，即邻地在制定环境规制政策时会充分考虑本地政府的环境标准。

三、研究设计

本文将考虑选择的变量是否存在空间相关性，从而为选择合适的计量模型提供依据。空间相关性检验可以判断，技术创新等变量是否具有显著的空间相关性和异质性，因此，传统的面板计量模型并不适用。故本文采用空间计量模型进行估计。

（一）计量模型的建立

考虑到环境规制对本地技术创新表现为非线性影响，同时也会引致邻地技术创新处于搭便车或者搭黑车的境地，本文采用空间面板杜宾模型。本文构建的环境规制与技术创新的非线性空间面板杜宾模型如下：

上式中，i表示地区，k表示环境规制种类，TIit表征技术创新，（ERk）it为第i省份在t年的环境规制，Xit表示影响技术创新的控制变量，δ0为反应个体变化的截距项，α为各个解释变量对应的系数，γ0为被解释变量的空间滞后系数，β为空间效应系数，εit为模型的随机扰动项。W为空间权重矩阵，其元素wij刻画出邻地j对本地i的相对重要程度。需要说明的是，在处理空间权重标准化问题上，本文对所构造的空间权重矩阵均采用行标准化方法，从而避免了可能导致的偏误问题。

（二）空间权重矩阵

空间权重矩阵描述变量间空间相关性的来源以及强弱，一般从地理角度或经济差别来考虑个体的空间距离，本文分别构造了四种空间权重矩阵：一是0-1型邻接矩阵（W1）。这是最简单也是文献中最为常用的设定方法，本地只与拥有相邻边界的邻地进行互动，即两地区拥有共同边界时为1，否则为0；二是地理距离空间权重矩阵（W2）。权重的设定其中dij为两省区省会城市之间的直线距离。相比于0-1型权重矩阵，该矩阵假定本地区与距离更近的省区具有更为显著的互动行为；三是经济距离空间权重矩阵（W3）。权重元 素 的 设 定 为 ：wij=（1/| pgdpi-pgdpj| ）/为样本区间人均实际GDP均值，该矩阵以地区经济距离作为衡量省区之间的邻近程度，即经济发展水平越相近的省区，其环境规制的执行程度越具有比较意义（Konisky，2007）；四是经济地理距离加权矩阵（W4）。本文在稳健性检验中构造了一个空间加权矩阵，该矩阵能同时体现出经济距离和地理距离的影响。首先分别计算两省会城市之间直线距离的倒数1/d，作为地理距离的衡量标准。再分别计算两省区之间的人均实际GDP差额的倒数1/g，作为经济距离的衡量标准，然后将两者相乘得到e=1/（d*g），标准化后作为空间权重个体的比重。

（三）变量与数据说明

（1）技术创新（TI）。如何度量技术创新是学界的一个难题，现有文献通常采用全要素生产率或者研发创新支出作为技术进步的替代变量。但全要素生产率不仅包含了技术创新对经济增长的贡献，也包含了企业规模优化、管理效率改善等没有体现在生产函数中，却对经济有实质贡献的要素；而研发创新支出尽管与产出高度相关，但是企业研发活动的不确定性、失败的风险以及创新效率的差异使得该衡量指标存在一定问题（余明桂等，2016）。本文从生产投入端和产出端两个视角考虑构建技术创新，以R&D支出作为投入指标，专利申请数作为产出指标，由此采用各省份历年专利申请数和R&D支出的比值来衡量技术创新水平，同时考虑到投入与产出存在一个时间滞后，因此将R&D支出费用滞后一期。

（2）环境规制（ER）。目前，国内外学者主要从以下几个角度来衡量环境规制：一是以环境规制的数量来度量地方政府的环境规制强度（王兵等，2010）；二是用治理污染设施的费用和排污费的收入来衡量环境规制的强度（Busse，2004）；三是用企业治理污染投资支出占生产成本或产值的比重来度量（Lanoie&Patry，2008）；四是用地区经济发展水平或污染的排放量变化作为环境规制的内生变量来衡量（傅京燕和李丽莎，2010）。本文从政府角度和市场角度考虑构建两类环境规制替代指标。具体指标如下：①政府性环境规制指标（ER1），用环境污染治理投资占GDP比重作为衡量政府主导的环境规制的工具，该指标反映政府在环境治理方面的决心和努力。其中环境污染治理投资包括环境基础设施建设投资、工业污染源治理投资以及当年完成环保验收项目的环保投资。②市场化环境规制（ER2），强调以市场为导向用经济手段来规范企业的排污行为，进而实现将污染的外部成本内部化，激励企业在实现自身利益最大化的同时完成政府设定的环保目标。本文采用各省份规模以上工业企业污染投资完成额与规模以上工业企业的主营业务成本的比例来测度。

（3）控制变量。参考以往学者的相关研究，本文在控制变量中引入如下变量：①经济发展水平（ED）：我国不同地区经济发展存在较大差距，使得区域内企业的技术创新水平业存在较大差异；同时，大量学者的研究多证明了环境库兹涅兹曲线的存在，因此本文采用人均实际GDP的对数衡量区域经济发展水平；②公众环保诉求（Pub）：众所周知，“公众环保诉求”并不存在直接测度的指标，现有文献均使用替代指标进行衡量；而替代指标主要从公众的抱怨行为、环境信访总数、来访人次以及政协提案等维度来测度。本文以环境信访量来衡量，该变量能表达出公众对于环境的直接诉求，其中2000～2010年的数据是来信数。随着网络的发展与普及，2011～2016年的数据为来信数与网络投诉的总和；③腐败（corr）：在查阅众多文献后发现隐性经济与腐败呈现显著的正相关关系，具体来说，腐败越严重，地区隐性经济的规模就越大。因此本文借鉴杨灿明和孙群力（2010）的做法，选取税收负担、居民收入、政府管制和失业率作为原因变量，并以实际GDP增长率作为指标变量，通过建立MIMIC模型（多指标多因素模型）测算出隐性经济指数作为腐败的替代变量；④产业结构（Indu）：目前学者一般简单采用工业增加值占GDP的比重来粗略度量产业结构升级，该测算指标仅能反映产业升级的某一阶段。本文借鉴张勇和蒲勇健（2015）的研究，测算Moore值重新定义产业结构指标，该指标能更确切的反映区域各个产业之间的分布情况。本文首先将产业结构划分为3个部分，定义空间向量中的分量为每个部分占GDP的比重，得到一组三维向量X=（x1，0，x2，0，x3，0），然后计算 X 与向量 X1=（1，0，0），X2=（0，1，0），X3=（0，0，1）的夹角θ1，θ2，θ3。

M值越大，地区产业结构水平越高；⑤地区开放水平（FDI）：张华（2016）认为市场化程度越高，地区的开放水平越高，因此本文用的地区开放水平指标也衡量了市场化因素的影响；⑥自然资源禀赋（Natu）：采用各省历年采掘业从业人员占地方总从业人员的比例作为代理变量。采掘业是与自然资源直接相关联的细分行业，能够全面代表当地的自然资源状况；⑦企业规模（As）：企业规模会在一定程度上影响到企业的技术创新能力，选取规模以上工业企业的总资产除以规模以上工业企业数量来衡量；⑧所有制结构（Os）：国有企业与非国有企业的产权不同，研发活动所面临的约束和优势也不尽相同，选取规模以上国有及国有控股工业企业资产总计占各地区规模以上工业企业资产总计的比重来衡量。本文采用2000～2016年我国30个省份（不含港澳台、西藏）的面板数据，所有数据来源于历年《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国环境年鉴》，价格型变量均调整为以2000年为基期的不变价格。变量的描述性统计见表2。

表2 变量描述性统计

四、实证结果与分析

（一）全样本时期检验结果分析

目前已有研究环境规制与技术创新的文献，常常忽略控制变量的内生性。本文首先用时空固定效应模型解决了部分因省略变量带来的内生性问题，空间面板固定效应控制了不随时间变化的异质性因素。其次，误差项的空间自相关很大程度来源于遗失变量的空间自相关，而滞后解释变量与遗失变量相关，从而在一定程度上解决了空间自相关问题。同时为了避免个体差异和时间因素对计量回归结果有效性的影响，本文采用固定时间效应和个体效应的空间面板杜宾模型进行估计。

表3 环境规制的技术创新效应

表3为全样本时期的检验结果。首先讨论环境规制的本地效应。在三类空间权重矩阵下，ER1的本地效应线性系数是负的，但平方项系数是正的，并且均通过了显著性检验，这表明，政府型环境规制的本地技术创新呈现出正“U”型特征，即整体上表现出“先抑后扬”的特征，这也同时说明，政府型环境规制在短期内抑制了本地技术创新，即短期内无法激励企业进行有效的创新活动，这可能源于政府加强环境规制程度，导致短期内企业的生产成本过高，进而降低了企业的技术创新的研发投入。在长期政府型环境规制则有利于企业的技术创新，这可能是因为企业一旦意识到政府将长期严格执行环境规制，在考虑自身利益最大化条件下企业有充分的动机进行研发投入。在三类权重矩阵中，ER2的本地效应线性系数是正的，但平方项系数是负的，并且，大部分检验结果都通过了5%的显著性水平。这说明市场化环境规制对企业技术创新的影响整体上表现为“先扬后抑”的特征，即倒“U”型特征，这意味着短期内市场化环境规制能倒逼企业从事技术创新，进而提升企业的生产效率，但长期来看，市场化的环境规制引致了企业的自选择效应，使得一些企业最终迁址到环境规制较弱的邻地，削弱了市场化环境规制倒逼企业进行研发投入的波特效应，长此以往将不利于企业整体的技术创新。

本文接着讨论环境规制的邻地效应。在三类空间权重矩阵下，政府型环境规制的邻地技术创新效应整体上呈现出正“U”型特征，即整体上表现为“先抑后扬”，这与本地政府型环境规制效应表现基本一致，这说明地区间的政府型环境规制存在相互模仿的行为，某一地区的环境规制行为会“传染”给邻地。邻地的市场化环境规制在三类空间权重矩阵下的技术创新效应表现并不一致，可能的原因是市场化环境规制的邻地技术研发效应大小在不同空间权重矩阵下还需要满足一定其他条件，诸如环境规制的就近性以及经济的集聚特征。

经济发展水平（ED）对技术创新表现为显著的促进作用，这说明经济发展水平的不断提升，技术创新效应也会不断提高。公众环保意识（Pub）在经济距离矩阵中通过了5%的显著性水平，这说明地区公众环保意识和诉求驱使政府加强环境规制监察，激励企业通过技术创新适应政府的环境规制。本文认为公众环保意识作为隐性的环境规制，能够凸显“自下而上”的推力作用。腐败（Corr）对技术创新表现为显著的抑制作用，这说明腐败制约了企业的研发技术投入。产业结构（Indu）显著的制约了区域技术创新，这说明单纯的数量上的产业结构高级化并不意味着企业技术水平的提升。地区开放水平（FDI）对技术创新的影响为正，在地理距离和经济距离中都通过了显著性检验，这表明我国在对外贸易中通过引进、模仿和消化发达国家的先进技术，进而实现本地更快的技术进步。自然资源禀赋（Natu）的影响为正，在经济距离空间权重矩阵中通过了显著性检验，这说明良好的自然资源禀赋确实对技术创新有明显的促进作用。企业规模（As）显著的与研发创新活动负相关，这意味虽然大企业具有人力和资本上的优势，但是其创新体制比较僵化。所有制结构（Os）在三类权重矩阵下对技术创新均产生了显著的正向促进作用，表明国有企业的组织架构和资源配置效率更有利于研发创新。

邻地控制变量的检验结果中，经济发展水平（ED）与技术创新相关性不明显，这说明经济发展水平主要影响的是本地技术创新效应，而外溢效应不明显。自然资源禀赋在不同的空间权重矩阵下对邻地技术创新的影响存在明显差异，这显然是由不同的空间属性造成的。公众环保意识、腐败、企业规模和所有制结构与本地的实证结果方向一致，但显著性水平有明显的下降，这说明空间起了作用。需要说明的是对外开放水平依然表现为显著的促进邻地技术进步，这意味着外资在促进当地技术创新的同时，其扩散效应也能提升邻地生产技术。

（二）政绩考核视角下环境规制对技术创新的影响

在查阅相关文件后发现，2007年中央政府明确要求将单位GDP能耗降低20%和主要污染物排放总量减少10%纳入到各地经济社会发展综合评价体系中，作为对政府领导干部综合考核评价的重要内容，对没有达标者实行严格的问责制。政绩考核的“指挥棒”督促地方政府实行严格的环境规制，重塑地方政府的行为选择。其次，本文借助断点回归散点图来检验两类环境规制在临界值处是否有明显的断点存在。图1与图2显示，政府型环境规制和市场化环境规制在2007年的临界值处均有显著的断点存在，即规制在边界线临界值处是不连续的，这也说明对模型以2007年为界限进行分段回归分析是有必要的。故，本文将数据分为2000～2006年和2007～2016年两个时间段进行分析。

图1 政府型环境规制断点图示

图2 市场化环境规制断点图示

通过不引入控制变量形式进行分析可以从整体观察环境规制对研发创新的影响，表4为2000～2006年和2007～2016年两个样本期检验的结果，比较两个样本期可以发现两种环境规制的线性及其平方项影响效应大小皆发生了明显的变化，2000～2006年期间，无论是政府型环境规制，还是市场化环境规制在本地和邻地的影响总体上不显著。2007年以后，政府型环境规制在本地和邻地的影响皆为正“U”型，并在统计意义上显著，市场化环境规制在本地和邻地的影响皆为倒“U”型，在本地统计意义上显著。整体来看，2000～2006年环境规制的空间溢出效应并不明显，意味着地方政府在实施环境规制时不存在策略性博弈。而2007年以后对地方政府的考核标准由唯GDP论转向绿色多元化考核体系，导致地方政府的行为转变为“策略性的逐顶竞争”（Konisky，2007），这意味着中央政府将环境保护纳入绩效考核中，矫正了地方政府唯GDP的政绩观。政绩考核的变化，促使地方政府重视环境规制的制定、实施和监督，严格的环境规制使得地区技术创新的效率得到提高。总而言之，对地方政府的政绩考核纳入“环保指标”因素后，环境规制的实施能促进企业的技术创新，说明区域环境规制的竞争形态逐渐向“逐顶竞争”方向转变。结果与前文保持一致，说明本文的结论相当稳健。

表4 政绩考核视角下环境规制的技术创新效应再检验

五、结论和政策启示

本文基于我国2000～2016年30个省份的面板数据，运用空间杜宾模型检验环境规制的本地和邻地技术创新效应。通过分析发现：第一，政府型环境规制对本地和邻地技术创新效应的影响整体上呈现出正“U”型特征，即政府型环境规制在短期内抑制了企业技术创新，在长期则有利于企业技术创新。地区间的政府型环境规制存在相互模仿的行为，某一地区的环境规制行为会“传染”给邻地；第二，市场化环境规制对技术创新效应的影响在本地表现出倒“U”型特征，在邻地市场化环境规制技术创新效应的大小跟空间属性有关；第三，整体看来，2000～2006年环境规制的空间溢出效应并不明显，这表明地方政府在实施环境规制时不存在策略性博弈。2007年以后，政府型环境规制在本地和邻地的影响皆显著为正“U”型，市场化环境规制在本地和邻地的影响皆为倒“U”型，这说明对地方政府的政绩考核纳入“环保指标”因素后，区域环境规制的竞争形态逐渐向“逐顶竞争”方向转变；另外，经济发展水平、公众环保意识、腐败、产业结构、地区开放水平、自然资源禀赋、企业规模、所有制结构等因素对本地和邻地的企业技术创新效应也存在着不同的影响。

通过研究结论，本文得出的政策启示主要有：一方面，新常态下我国面临经济与环境的双重下行压力，而长期以来生产技术的非清洁性一直占据主导位置，若无有效的环境规制激励措施，技术进步很难朝绿色方向转变。因此地方政府在制定、实施和监督环境规制时，要通过环境规制引导企业向绿色技术进步转变。为此，政府要制定规制对技术创新的目标，谨慎的确定区域环境规制的力度，以及对创新的影响程度，选择合适的时机和强度发挥最优的环境规制效果。同时，要精确把握不同地区环境规制的差异化效果，为环境规制的适度调整提供政策空间；另一方面，转变地方政府考核体系，引导环境规制良性竞争。我国经济当前面临着潜力缺失和动力不足的问题，要充分认识到环境规制对促进技术进步的作用。政绩考核是推动政府发挥环境规制的重要导向，因此，要促使地方政府摒弃唯GDP论，重构其在环境规制中有序竞争的行为选择，注重经济绩效与环境绩效的有机统一，构建发展经济和保护环境之间均衡的考核体系，推动环境规制向“逐顶竞争”转变。