环境规制对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率的影响——基于面板门槛回归模型分析

黄万华，樊艳杰，冯 兵，王梦迪

(武汉工程大学 管理学院，湖北 武汉 430205)

党的十九大报告提出：“要加快生态文明体制改革，建设美丽中国”的战略目标，并要求“构建市场导向的绿色技术创新体系”。《关于加强长江经济带工业绿色发展的指导意见》提出要贯彻落实长江经济带发展的战略部署，坚持生态优先、绿色发展，全面实施《中国制造2025》，扎实推进《工业绿色发展规划(2016-2020)》加快传统制造业绿色改造升级，提高清洁生产能力和资源利用效率，引领长江经济带绿色发展。长江经济带医药制造业企业数量占据全国医药制造业数量的50%以上，企业分布广泛，市场规模庞大，是我国医药制造业主要聚集地之一。与传统制造业相比，医药制造业科技含量高，产业关联性强，附加值高，在推动国内制造业结构升级中起关键支撑作用。《长江经济带发展规划纲要》《长江经济带创新驱动产业转型升级方案》等都将医药制造业列为长江经济带重点转型发展的战略新兴产业。然而医药制造业在推动产业结构升级、促进经济增长的同时，对生态环境造成了严重的威胁。根据国家统计局数据显示，医药制造业作为国家环保重点治理的主要行业之一，其废水、废气、固体废弃物排放量约占制造业总排放量的30%。因此，亟需提升医药制造业绿色技术创新效率，加快医药制造业绿色发展。长江经济带医药制造业在进行绿色转型升级的同时，必须充分考虑环境规制对绿色技术创新效率的影响。因此，有必要研究环境规制对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率的影响机理，为促进长江经济带医药制造业绿色发展提供参考性政策建议。

1 文献回顾

从现有文献来看，学界从理论和实证两个角度研究企业或区域层面环境规制与绿色技术创新关系的较多，从产业层面展开探讨的较少。高苇、成金华[1]以矿业产业为研究对象，探讨了环境规制对矿业绿色发展的影响。张峰[2]以全国30个省市的先进制造产业为样本分析环境规制与先进制造业绿色技术创新效率的关系，但鲜有文献探讨环境规制对医药制造产业绿色技术创新的影响。提高医药制造业绿色技术创新效率水平，需要从医药制造产业角度出发研究环境规制与绿色技术创新之间的关系，设计精准的环境规制政策，提高环境规制政策效果。环境规制下绿色技术创新相关的理论主要涉及传统的新古典理论和波特假说。传统的新古典理论提出静态视角的“遵循成本说”[3]认为在企业资源配置、技术创新水平和市场需求保持不变的前提下，环境规制强度的加强会增加企业的环境污染治理成本，导致生产率降低，削弱技术创新能力。波特假说理论[4]基于创新的动态视角，认为适当的环境规制会刺激企业增加创新投资回报来降低污染治理成本，实现环境保护与经济增长的双赢。

实证研究方面，在构建绿色技术创新效率指标时，学者们已默认将资源与环境纳入到投入产出指标，即将能源消耗作为资源投入，环境污染物排放量作为非期望产出，测算方法有基于参数的随机前沿方法和基于非参数的数据包络分析方法两种。两种方法近年来被学者们广泛应用，模型构建也逐渐完善，肖黎明[5]、沈能[6]等利用随机前沿函数构建绿色技术创新效率测度模型；梁圣蓉[7]、邓峰[8]等分别运用DEA模型和基于非期望产出的SBM模型测算绿色技术创新效率。关于环境规制与绿色技术创新两者的关系探讨，大致形成了三种不同的观点。第一种观点认为环境规制对绿色技术创新具有正向促进作用。李婉红等[9]、任优生等[10]、陈璇等[11]分别以不同行业为研究对象，发现环境规制正向促进企业的绿色技术创新。第二种观点认为环境规制对绿色技术创新有抑制作用。Marcus Wagner[12]认为环境规制造成企业成本增加，妨碍了企业绿色技术创新。张平等[13]等认为费用型环境规制抑制了企业的技术创新。第三种观点认为环境规制对绿色技术创新的影响具有非线性关系。彭文斌等[14]、原毅军等[15]发现环境规制对绿色技术创新效率均呈U型非线性关系。邝嫦娥等[16]通过构建门槛面板模型发现环境规制对绿色技术创新呈现V型门槛特征。

综上所述，学者们关于环境规制与绿色技术创新关系的探讨较为丰富，为本文的研究奠定了深厚基础，但仍存在一些不足之处：在绿色技术创新效率测度的研究方法上，大多是采用随机前沿法(SFA)法和基于非径向角度的传统DEA模型或SBM模型，而同时考虑径向和非径向的EBM模型方法的研究较少。二是鉴于环境规制与绿色技术创新效率的紧密关系，已有研究大多基于制造业、污染密集行业、工业等大型行业样本进行较为笼统的研究分析，鲜有以某一细分行业如医药制造业为对象的研究，容易忽略行业之间可能存在的异质性问题。三是目前很少有文献对长江经济带医药制造业绿色技术创新展开专门的研究。 因此，本研究选取2010-2017年长江经济带医药制造业的省际面板数据，采用超效率EBM模型对绿色技术创新效率进行测度分析，并利用门槛计量模型实证分析环境规制对医药制造业绿色技术创新效率的影响，试图为优化环境规制政策，促进长江经济带医药制造业绿色发展提供智力支持。

2 模型构建、变量与数据说明

2.1 超效率EBM模型

传统的DEA模型一般以径向角度来进行效率测算，未考虑投入产出间的松弛变量以及非期望产出的弱可处置性，使得效率的测度出现偏差，而SBM模型仅从非径向角度考虑松弛变量，未考虑径向角度松弛，因此本文采用Tone等提出的EBM模型，并进一步将EBM模型进行超效率化对绿色技术创新效率进行测评，超效率EBM模型考虑了决策单元投入产出要素的径向与非径向的松弛变动，也增强了决策单元的相对可比性，更使得测算结果更加准确，基于非导向的超效率EBM模型的表达式如下：

(1)

式(1)中，EBM模型超效率值即为线性规划最小值，ε是联合了非径向与径向效率值的关键参数，取值范围为[0，1]，θ为径向规划系数，λ为线性组合系数，s、w分别为松弛变量和相对权重。m、n、b为投入、期望产出和非期望产出的种类数量。x、y、z分别为投入、产出和非期望产出的对应向量。

2.2 门槛回归模型

本文借鉴Hansen提出的面板门槛回归模型，将环境规制作为门槛变量，构建门槛模型估计和检验环境规制对医药制造业绿色技术创新影响的门槛值和门槛效应,构建模型如式(2)、式(3)所示：

式中，i代表省份，t代表年份，LnERit为门槛变量，LnGTIit为被解释变量，xit代表与被解释变量相关的控制变量，γ代表门槛估计值，εit为随机干扰项。

3 研究设计

3.1 指标选取

(1)被解释变量：医药制造业绿色技术创新效率(GTI)。

在相关学者的研究基础上，基于指标建立的科学性、系统性原则，选用资本投入、劳动投入和资源投入作为效率测算的技术创新投入指标，并结合医药制造业绿色技术创新效率的内涵，分别选取医药制造业R&D内部经费支出、R&D人员当时全量和能源消耗总量作为资本、劳动和资源投入的二级指标；由于医药制造业绿色技术创新需同时兼顾经济效益和环境效益，因此将经济产出、专利产出作为期望产出指标，环境污染产出作为非期望产出指标。考虑到EBM模型必须满足决策单元数量至少是投入产出数量的两倍，而本文选取的决策单元数量少，投入产出指标多，不满足上述条件，因此本文利用熵值法对投入、产出指标进行降维处理，分别将技术创新投入、环境污染产出对应的6个三级指标降维形成一个技术创新投入综合得分和环境污染综合得分，构建的医药制造业绿色技术创新效率指标体系如表1所示。

表1 医药制造业绿色技术创新效率指标体系

(2)解释变量：环境规制(ER)。

现有研究对环境规制还未形成统一的衡量指标，目前对环境规制的测量大致分为以下三种：一是用污染治理项目完成投资额或污染治理成本等来测算；二是利用环境污染物排放量或排放密度等来衡量；三是利用地区出台的相关环境规制政策数量来表示，但以上代理指标只从污染治理投入或污染物排放方面反映环境规制强度，内涵较为单一，难以有效的表示环境规制强度。因此，本文借鉴邓峰的研究方法，选用环境污染治理投资额与GDP的比值作为环境规制的代理变量。

(3)控制变量：①经济发展水平(GDP)。经济总量的扩张会带动产业结构的调整，促进医药制造业产业结构的转型升级，本文选取地区人均国民生产总值来衡量地区经济发展水平，为消除通货膨胀的影响，采用以2010年为基期用GDP平减指数将其平减为实际值。②人力资本(HUM)。高质量的人力资本是绿色技术创新效率劳动投入的重要因素，本文采用医药制造业R&D人员数与行业从业平均人员数的比值予以衡量。③产业规模(SC)。产业规模越大，表明科研实力、科技创新能力越强，本文选用医药制造业企业数目予以衡量。(有相关文献研究表示可以永企业数目衡量产业规模)④外商投资(FDI)。外商投资是影响绿色技术创新效率的重要因素，本文采用医药制造业外商投资额来衡量外商直接投资。⑤技术创新水平(TEC)。企业技术创新的投入会影响企业在环境规制方面的投入成本，本文采用医药制造业R&D内部经费支出衡量技术创新水平。为了避免异方差和极值对估计结果产生影响，本文对全部变量取自然对数予以规避，各变量的描述性统计如表2所示。

3.2 数据来源

本文选取长江经济带11个省市2010-2017年医药制造业相关面板数据作为测度集，相关统计数据主要来源于对应年份的《中国统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国高技术统计年鉴》，国家统计局以及各地区历年统计年鉴、环境统计公报等，其中存在的少数缺失值采用均值插值法进行补充。各变量的描述性统计如表2所示。

表2 变量的描述性统计

4 实证结果与分析

4.1 医药制造业绿色技术创新效率测算

为研究长江经济带医药制造业绿色技术创新效率，采用超效率EBM模型的基本思路，运用Max-DEA Pro软件对长江经济带11个省份2010-2017年医药制造业绿色技术创新效率进行计算，结果如表3所示。

表3 长江经济带医药制造业绿色技术创新效率值

续表3

根据超效率EBM模型的有关定义解释来看，当其评价值不小于1时，说明此决策单元处于效率有效状态，当效率小于1时，则为无效状态。根据测度结果显示，2010-2018年长江经济带医药制造业绿色技术创新效率均值分别为0.853、0.843、0.870、0.836、0.969、0.806、0.910、0.884、0.911，整体效率均值为0.876，年均效率值都小于1，均未达到效率有效状态，说明长江经济带医药制造业绿色技术创新水平虽大体呈波动上升趋势，但创新效率值仍较低。2010-2014年整体效率大体呈上升趋势，2014年是长江经济带医药制造业的拐点，在2015年出现下降趋势。究其原因是2014年底国务院部署将长江经济带建设为生态文明建设的先行示范带，长江经济带为了践行绿色发展理念，在之后的一年里积极寻找提高绿色技术创新水平的方法，导致绿色技术创新效率暂时下降，而2015年国务院发布“水十条”计划，同时医药制造业中的原料药制造被列为十大重点整治行业之一，医药制造业在环保红线以及长江经济带绿色发展目标的高压紧逼下，各地医药制造企业开始转型升级，绿色技术创新水平提高，说明国家近几年针对长江经济带医药制造业绿色技术创新出台的相关发展政策取得了良好成效，促进了绿色技术创新的发展。

从空间分布来看，如图1，长江经济带上中下游医药制造业绿色技术创新效率差异较为明显，上游绿色技术创新水平滞后，中游较强，下游最强，区域间呈现出“上游-中游-下游”逐级递升的梯度格局，效率值分别为0.763、0.897、0.966。上游地区整体创新资源相对匮乏，云南、贵州等地区的医药制造业绿色技术创新带动能力减弱，技术创新发展较弱。中游地区作为国家传统制造业基地，医药制造业创新资源虽然丰富但高耗能、高消耗的产业模式仍然突出，造成配置效率较低，绿色技术创新能力相对较弱。下游地区为长江经济带绿色技术创新核心增长极，产业基础雄厚，资源密集，其依托先进的产业结构与技术水平，带动了长江经济带医药制造业绿色技术创新发展。

图1 长江经济带医药制造业绿色技术创新效率变化趋势

4.2 变量检验

本文选用2010-2017年长江经济带医药制造业面板数据，对上述门槛模型展开估计，为保证数据估计结果的稳健性，须对面板数据模型进行平稳性检验，平稳性检验一般包括单位根检验和面板协整检验，检验结果如表4、表5所示。根据结果显示，模型面板数据均通过单位根检验与面板协整检验。

表4 单位根检验

表5 面板协整检验

4.3 门槛回归结果

在进行门槛回归模型之前，需要检验环境规制对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率影响是否具有门槛效应以及门槛个数，借鉴Hansen的Bootstrap自抽样法反复抽样100次测得相应的F值、P值和置信区间。利用Stata15.0软件进行以环境规制为门槛变量的门槛检验，检验结果如表6、表7所示。环境规制单一门槛通过显著性检验，说明存在单一门槛。环境规制的双重门槛和三重门槛未通过显著性检验，说明不存在双重门槛和三重门槛。随后对第一个门槛值进行回检，确定第一个门槛值是否稳健。结果显示，单一门槛值为-0.152，因此利用单一门槛回归模型实证环境规制对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率的影响。

表6 环境规制门槛效应检验

表7 门槛估值与置信区间表

根据门槛效应检验的结果，在确定其存在单一门槛，将长江经济带划分为上、中、下游三个区域，进一步分析环境规制对长江经济带上中下游医药制造业绿色技术创新效率的影响机理,同样以环境规制变量作为门槛变量，分别对上游、中游、下游是否存在门槛效应以及门槛个数进行检验，检验结果如表8所示，最后对门槛回归结果进行估计，实证分析环境规制对长江经济带上中下游医药制造业绿色技术创新效率的影响，门槛模型回归结果如表9所示。

表8 上中下游环境规制门槛检验

从门槛回归结果可知，长江经济带上游地区单一门槛通过显著性检验，门槛值为-0.152，环境规制对上游地区医药制造业绿色技术创新效率的影响关系呈“U”型门槛特征。当环境规制强度低于-0.152时，环境规制对医药制造业绿色技术创新效率的影响在10%的置信水平上表现为显著抑制作用。原因可能为上游地区创新资源相对匮乏，创新能力较弱，环境规制政策实施前期，其对医药制造业绿色技术创新效率的抑制作用较为明显。而当环境规制强度高于-0.152时，环境规制对医药制造业绿色技术创新效率的影响在10%的置信水平上表现为显著促进作用。在环境规制政策实施的后期，医药制造业迫于环保压力开始进行绿色转型升级，环境规制对其绿色技术创新效率的影响作用由前期的抑制作用转变为促进作用。环境规制对上游地区医药制造业绿色技术创新效率的影响与长江经济带整体回归结果基本保持一致。长江经济带中游地区单一门槛和双重门槛都通过了显著性检验，门槛值分别为-0.158、-0.150。中游地区环境规制强度低于-0.158时对医药制造业绿色技术创新效率起到抑制作用，归因于长江经济带中游地区作为国家传统制造业基地，高消耗、高污染的产业比重较高，创新资源丰富，但资源配置效率低，导致低强度的环境规制对医药制造业绿色技术创新效率的影响作用不明显。当环境规制强度高于-0.150时，高强度的环境规制强度能够有效控制环境污染物排放，环境规制对医药制造业绿色技术创新效率的影响在10%的置信水平上表现为显著促进作用。长江经济带下游地区单一门槛通过显著性检验，门槛值为-0.497。环境规制强度低于-0.497时，环境规制对长江经济带上游地区医药制造业绿色技术创新效率的负向影响作用不明显。当环境规制强度高于-0.497时，其对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率的影响为促进作用，且在10%的置信水平下显著。下游地区门槛值明显低于上下游的门槛值，原因可能为下游地区经济发展水平高，产业发展雄厚，资源达到最优化配置，下游医药制造业对环境规制的实施强度具有较高的灵敏性和适应性。

表9 门槛模型回归结果

续表9

从控制变量的回归结果来看，经济发展水平在1%的置信水平下负向显著。原因可能为环境库兹涅茨曲线理论认为经济发展水平与环境污染呈现倒“U”型非线性关系。长江经济带的经济发展水平可能还未达到环境库兹涅茨曲线的拐点，经济发展水平的提高伴随着企业环境污染问题的加重，创新活动产生的经济效益无法抵消环境污染排放支付的成本，不利于企业的技术创新成果的转化，抑制了医药制造业绿色技术创新效率；人力资本在1%的置信水平上正向显著，人力资本正向促进长江经济带医药制造业绿色技术创新效率。医药制造业属于高耗能、高排放型产业，其对绿色技术创新的资源配置具有较高的敏感度，人力资本投入越多，技术创新优化资源的配置效率越高，绿色技术创新能力也就越高。产业规模在1%的置信水平上正向显著，产业规模代表了整个产业的市场竞争度，良好的市场竞争环境会刺激企业为了获得竞争优势进行绿色技术创新活动，促进企业绿色技术创新水平的提高；外商直接投资显著促进医药制造业绿色技术创新效率的提高。医药制造业通过与外资企业进行技术交流，学习并引进国外先进的绿色技术，引导国内企业进行绿色技术创新，进而促进绿色技术创新效率的提高；技术创新水平对绿色技术创新效率的影响为正，但没有通过显著性检验。究其原因，技术创新水平作为医药制造业绿色技术创新的动力源泉，在创新投入方面水平较低，资源配置效率不高，导致绿色技术创新效率提高并不明显。

4.4 稳健性检验

为进一步检验环境规制对长江经济带医药制造业绿色技术创新回归结果的稳健性，本文选择医药制造业R&D内部经费支出代替医药制造业技术改造经费支出作为技术创新水平指标的替代变量，检验结果如9所示。检验结果显示，环境规制变量依然存在门槛，门槛值相同且依然通过显著性检验，各变量估计系数符号基本相同且系数间差距小，回归结果与原模型保持高度一致，表明门槛回归模型具有较好的稳健性。

表10 稳健性检验结果

5 结论与建议

本文以2010-2017年长江经济带11个省市医药制造业的面板数据为样本，基于绿色技术创新理论，综合考虑期望与非期望产出，采用超效率EBM模型测度分析长江经济带医药制造业绿色技术创新效率。在此基础上，将环境规制作为门槛变量，利用面板门槛回归模型深入研究环境规制对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率的影响，得出如下结论：(1)根据超效率EBM模型测算出的绿色技术创新效率值分析，长江经济带医药制造业绿色技术创新效率呈波动上升趋势，其中重庆、上海、浙江、安徽相对领先，区域间的差异较为明显，上中下游呈梯度递增的空间分布形态，上游地区绿色技术创新效率低于整体平均值，创新动力相对不足，创新发展水平较低。(2)环境规制对长江经济带上、中、下游地区医药制造业绿色技术创新效率存在差异性影响。上游地区环境规制为单门槛，门槛值为-0.152，环境规制对医药制造业绿色技术创新效率存在显著的“U”型门槛特征。中游地区环境规制存在双重门槛，门槛值分别为-0.158、-0.150。下游地区环境规制同样存在单一门槛，门槛值为-0.497。(3)人力资本、产业规模、外商直接投资与长江经济带医药制造业绿色技术创新效率呈显著正相关，三者在一定程度上提高了医药制造业市场竞争力和创新资源配置效率，对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率产生积极作用。经济发展水平与医药制造业绿色技术创新效率呈显著负相关，经济快速发展的同时环境污染物排放问题愈发严重，不利于长江经济带医药制造业绿色技术创新效率的提高。技术创新水平对医药制造业绿色技术创新效率的影响没有通过显著性检验。

因此，根据上述结论提出以下建议：

(1)避免环境规制政策“一刀切”，把握好医药制造业的环境规制强度，提高环境规制质量。政府要基于全局视角制定相关政策，结合不同地区经济发展水平、环境污染程度和技术创新现状等情况，制定精准的、差异化的环境规制政策。在绿色技术创新效率高且环境污染程度严重的下游地区，需要采取更加严格的环境规制政策，刺激医药制造业为了减少环境污染物的排放而选择进行绿色技术创新。中上游地区的绿色技术创新效率较低，尽管环境规制强度的实施不利于医药制造业绿色技术创新效率的提高，但从长期的绿色发展角度考虑，仍要严格执行环境政策，倒逼企业进行绿色技术创新。可采取排污费，排污交易权等灵活的市场激励制度推动企业开展绿色创新活动。

(2)大力实施创新发展战略，积极推动长江上中下游医药制造业绿色协调发展。面对长江经济带医药制造业绿色技术创新效率区域不平衡问题，除了采取技术进步、新产品的研发，还应因地制宜推动医药制造业产业结构优化升级，有效布局长江经济带的绿色技术产业。在创新基础弱、发展潜力小的上游地区加大创新资源投入与资源配置，提高绿色技术创新效率；在创新资源丰富、科研基础较好的中下游地区加大在绿色技术创新的主体地位，积极发挥领头作用，实现协同效应。

(3)积极推进医药制造企业绿色转型升级是医药制造业绿色技术创新的关键。淘汰生产技术落后、污染排放严重的企业，积极推动医药制造业绿色生产技术创新，改变高消耗、高污染的生产模式。鼓励医药制造业发展绿色生产技术，采用绿色清洁资源；提高医药制造业企业节能减排意识，严格控制企业的污染排放，协调环境保护与经济发展的共赢关系，提高企业绿色发展水平。

(4)持续增加对医药制造行业的科技创新投入，加大医药制造业的产业竞争度。医药制造业进行绿色技术创新不仅需要政府部门加大新技术、新设备引进的税收优惠政策和财政补贴，促进企业技术开发并引进新技术，还需要政府“疏堵结合”，在限制医药制造业污染排放的同时，加大对医药制造业的科技创新财政支持力度，从而提升医药制造业的产业竞争度。

(5)提高开放水平，合理引进外商投资。引进外资前合理估量外资水平和质量，避免盲目引进低端产业、高污染、低质量的外商投资，造成国外污染物转移到国内。应引进具有先进技术的高质量外商投资，并借鉴国外成熟的产业体系,引进国外先进的绿色生产技术和管理经验，不断提高医药制造业清洁生产能力和创新企业经营管理模式，加快医药制造业绿色创新成果的转化，带动长江经济带绿色技术创新能力协同提升。