環境規制對區域技術創新影響的門檻效應

沈 能

(1.蘇州大學商學院，江蘇 蘇州215021;2.蘇州大學企業創新與發展研究中心，江蘇蘇州215021)

環境規制對區域技術創新影響的門檻效應

沈 能1，2

(1.蘇州大學商學院，江蘇 蘇州215021;2.蘇州大學企業創新與發展研究中心，江蘇蘇州215021)

實現環境規制和經濟增長之間“雙贏”的關鍵在于環境規制能否促進企業技術創新。本文在環境規制強度和企業技術創新之間構建了數理模型，并基于區域異質性假定檢驗了我國環境規制與技術創新的非線性關系并確定了環境規制的最優規制水平。研究表明:環境規制強度與技術創新是非線性的。在強度維度上，環境規制強度和企業技術創新之間符合“U”型關系，即隨著環境規制強度的由弱變強，對企業技術創新產生先降低后提高的影響。環境規制的創新效應還取決于經濟發展水平的變量。經濟發展水平則存在雙門檻，經濟發展水平跨越的門檻值越高，環境規制對技術創新的促進作用越顯著。本文政策涵義明顯:政府切忌走入盲目提高環境規制強度的誤區，應根據各區域現實特點，有針對性地制定差異化的環境規制強度和標準，并注重滾動修訂，及時調整至最優水平。

環境規制;門檻效應;波特假說;環境庫茲涅茨曲線

自從上個世紀70年代以來，環境污染、生態失衡日益嚴重，已經成為影響人類生存和社會可持續發展的重大問題。盡管各國政府的環境政策不同，但是，提高環境治理標準，加強環境規制水平是各國環境規制政策的核心手段。不可否認，提高環境規制水平在一定程度上能約束企業的污染排放行為，緩解環境壓力，但是也有可能因提高治污成本給產業(企業)績效帶來負面影響。評價環境規制有效性的一個重要原則是權衡企業的治污遵從成本和環境保護的創新補償效應，只有在控制污染排放的前提下能最大程度上減少環境規制對企業競爭力的負面影響甚至獲得額外收益時，環境規制才達到了預期的目標。那么，在環境規制和企業競爭力之間能實現“雙贏”嗎?改革開放以來，伴隨著我國二元經濟向一元經濟轉變，加之工業化和城市化的超常規發展使得我國不可避免地提前出現了西方發達國家工業化進程中出現的環境污染和生態失衡問題(張紅鳳等，2009)。盡管我國政府也意識到加強環境規制的緊迫性和重要性，但是生態環境先天不足以及經濟增速剛性約束使得我國環境保護與產業發展的矛盾相對于其它發達國家而言更為突出，我國的環境政策也就被賦予了更多的責任。

1 文獻回顧

實現環境規制和企業競爭力、經濟增長之間“雙贏”的關鍵在于“創新補償”效應的大小，準確地說，很大程度上取決于環境規制能否促進企業的生產技術進步。關于環境規制與企業競爭力的關系問題，國內外學者進行了大量的理論和實證研究，初步形成了三種不同的觀點:一是環境規制降低企業競爭力［1－3］。部分學者根據新古典經濟學理論，認為環境規制不可避免加重了企業的治污成本負擔，在生產技術不變的條件下，通過對生產性投資的擠出效應和生產工藝的被迫改變等渠道降低了企業生產率。二是環境規制提高企業競爭力［4－5］。以波特(Michael Porter)為代表的學者擯棄了傳統的靜態分析思路，他們認為，盡管環境規制一定程度上提高了企業治污成本，但是科學合理的環境規制政策能夠引致企業創新行為，產生創新補償效應，進而形成企業的競爭優勢。三是環境規制對企業競爭力的影響難以確定［6－7］。部分學者研究發現，環境規制與企業競爭力的關系并非線性的，環境規制對企業競爭力的作用會受到產業技術特征、環境規制執行情況以及企業環保意識等內外部因素的影響，最終結果取決于成本負擔效應和創新收益效應的力量對比。

傳統研究大都是在區域同質性假設條件下，考察環境規制對區域技術創新的線性影響［11－13］。但是各地區在經濟規模、產業結構、污染排放方面存在的巨大差異，對于不同地區，技術創新對環境政策的響應是有所區別的，即使是同一地區，環境規制與技術創新也并非是簡單的線性關系。如果兩者是非線性的，線性模型估計將是有偏的，可能會誤導環境政策的選擇。考慮到我國各地區較大的差異性，環境規制與技術創新存在非線性關系是很有可能的。而且環境規制創新效應的發揮會受多種條件因素的影響，面臨著諸多“門檻”。因此，本文將在環境規制強度與技術創新之間構建數理模型，進而從理論上給出環境規制強度與技術創新之間的關系;然后從實證經驗方面考察我國環境規制和技術創新的“門檻效應”，并給出相應建議。

2 環境規制對技術創新影響的數理模型

張成假設企業的污染排放與產出成正比，產出越多，污染排放越多，而且企業的污染排放量不能超過政府環境規制的最低要求［8］。利潤最大化是企業的最終目標，假設企業的利潤函數為P·A(KA)f(KP)，其中，P代表商品價格;A(KA)為企業生產技術，生產技術取決于企業的研發投入(KA)，f(KP)為特定技術下的最大產出，取決于企業的資本投入(KP)。希克斯中性技術假定下，企業的產出函數為:A(KA)f(KP)(用F表示)。另外，所有市場包括要素和產品市場都是完全競爭的。W(F，E)是企業的污染排放量，取決于產量(F)和治污支出(E)，且滿足W'(F，·)＞0，W'(·，E)＜0［9－10］，W'(F，·)＞0 說明產出與污染是遞增關系，產出越多，污染越多;W'(·，E)＜0說明治污支出與排放是遞減關系，治污支出越多，污染越少。由于污染具有負外部性，當政府規定了環境規制水平(R)時，企業必須無條件滿足環境規制的要求。

當政府設定了環境規制強度時，企業通常會采用以下兩種方式降低污染排放以滿足環境規制要求。一是“治污技術進步效應”，即企業通過末端治污開支直接治理污染，降低當期污染排放。二是“創新補償效應”，即企業通過加大清潔技術的研發，提高產量和利潤，拿出更多的資金用于治污。所以企業的生產過程中，生產技術水平(A)、治污技術水平(E)決定了技術水平T(A，E)的大小，且滿足 T'(A，·)＞0，T'(·，E)＞0。

可以將生產集劃分為兩部分，以區分企業的“治污技術進步效應”和“創新補償效應”，一部分是廠商的總生產集A(KA)·f(KP);另一部分是治污的生產集αA(KA)·f(KP)，0＜α＜1，α表示用于治污支出占企業總產出的比重，也反映了企業對環境規制強度的響應程度。根據上面的定義可知，A(KA)·f(KP)=E。另外，污染(W)取決于企業的總產出和治污支出，那么企業治污和技術創新的最優行為為:

根據企業優化的一階條件，可以推導出:

上述等式意味著:面對一定的環境規制強度和標準，企業的最優選擇是讓生產的邊際污染增加等于治污的邊際污染減少。根據式(2)可知，W是在特定的環境規制強度下企業的污染排放量。那么環境規制變量可以用企業排放的污染量代理。若環境規制強度較低，企業的污染排放量就高，若環境規制強度較高，企業的污染排放量就低。另外根據企業的技術函數中T'(A，·)＞0，可得:

根據式(5)，當環境規制強度由弱變強時，企業的污染排放量需要不斷降低。根據，這也意味著，當環境規制強度不斷提升時，α不斷增大。由此可見當α在0至 0.5 的區間內時，由表明，當環境規制強度相對較弱時，環境規制強度的提升，伴隨著企業污染排放的減少，同時企業技術創新也趨于下降。當α在0.5至1的區間內時，此時可以是大于零或是小于零的。但當環境規制強度在這個階段繼續增強時，即當α變得接近于1時，此時廠商的治污投入變得很大時這表明，當環境規制強度進一步提高，進入到一個較嚴厲的階段時，企業的污染排放進一步降低的同時，企業技術創新越明顯。

根據上述推理，本文可以得出如下命題:從環境規制強度來看，環境規制強度與技術創新同樣也呈現“U”型曲線關系。即當環境規制強度較低時，環境規制強度與技術創新負相關;當環境規制強度較高時，環境規制強度與技術創新正相關。

3 環境規制影響技術創新的“門檻效應”

3.1 門檻面板模型

上述數理模型從理論上證明了環境規制強度與技術創新的非線性關系。接下來，本文以中國的經驗數據實證檢驗兩者之間的關系。以往文獻不考慮環境規制創新效應存在“門檻效應”。所謂“門檻效應”，是指環境規制對技術創新影響過程存在若干個關鍵點，區域有關的經濟變量只有跨越關鍵點，環境規制才會促進技術創新。對“門檻效應”的檢驗方法，通常采用分組檢驗和交叉項檢驗。分組檢驗事先對樣本進行分組，但對樣本進行分組的缺乏客觀統一的標準;交叉項檢驗建立包含交叉項的線性模型，但交叉項的形式難以確定，而且兩種方法都無法解決“門檻效應”的顯著性驗證問題。為此，筆者采用Hansen［14］提出的面板門檻回歸模型。它的優點在于一方面能估計出門檻值，同時也能對內生的“門檻效應”進行顯著性檢驗。其思想是將某門檻值作為一個未知變量納入回歸模型中，構建分段函數，并對該“門檻效應”及相應門檻值進行實證估計和檢驗。

除了環境規制強度(Sit*)的門檻值，本文還選取了經濟發展水平(GDP)作為門檻測定的對象。考慮到門檻變量可能會存在多個門檻值，因此分別建立如下以Sit*和GDP作為門檻變量的門檻面板數據模型:如式(6)和式(7):

其中，λ1，λ2…λn為待估算的門檻值，I(g)為指標函數。

進行門檻效應檢驗需要解決兩方面的問題:一是估計門檻值及其系數;二是對門檻效應進行顯著性檢驗。具體檢驗方法參見Bai和Hansen提出的方法［15］。

3.2 環境規制對技術創新影響效應結果

根據前面的模型估計及檢驗方法，本文利用Stata 10.0統計軟件穩健的估計方法進行實證分析，結果如表1所示。

以往文獻大都認為，環境規制強度和技術創新是線性關系，并且多數認為環境規制強度越大，對技術創新的促進作用越明顯，并呼吁提出環境規制強度，借以促進技術創新的政策建議。但從實證結果來看(表1)，環境規制對技術創新的作用并非單調遞增(遞減)的，而是存在一個“門檻”:當環境規制強度(Sit*)低于門檻0.427 4時，對技術創新的彈性系數顯著為負(－0.015);環境規制強度與技術創新負相關，并抑制了技術創新;當環境規制強度(Sit*)超過門檻值時，對技術創新的彈性系數顯著為正(0.022)，環境規制強度與技術創新正相關，促進了技術創新，即在強度維度上，環境規制強度和技術創新呈現“U”型曲線關系。

表1 門檻值及參數估計Tab.1 The thresholds and parameters estimation

之所以環境規制強度與技術創新呈現“U”型曲線關系。筆者認為:當政府設定了環境規制強度時，企業通常會采用以下兩種方式降低污染排放以滿足環境規制要求。一是“治污技術進步效應”，即企業通過末端治污開支直接治理污染，降低當期污染排放。二是“創新補償效應”，即企業通過加大清潔技術的研發，提高產量和利潤，拿出更多的資金用于治污。從短期來看，雖然通過末端治污開支降低了污染排放，或暫時滿足了環境規制要求，但末端治污開支必然會縮減對清潔技術(創新)的投研發力度和資金投入;從長期來看，通過治污開支只能暫時降低排放水平，不能從根本上解決污染問題，企業為了提高治污效果，必然會嘗試通過對清潔技術(創新)的投入，提高產量和利潤來滿足治污的資金需求。而且，當政府環境規制力度越大時，由于環境規制標準過于嚴格，部分企業必然會退出市場，市場集中度進一步提高在擴大企業規模的同時，也通過技術創新提高了企業核心競爭力。面對嚴格環境規制強度和標準，加之末端治污支出的邊際效應遞減，企業會重視清潔技術的研發。所以，面對不同的環境規制強度約束，企業會在末端治污開始與清潔技術研發之間進行權衡比較，也就導致了在強度維度上，環境規制和技術創新呈現的“U”型曲線關系。但是，提高環境規制強度并不是唯一手段，產業或企業對環境規制強度的承受能力是有限的。當環境規制強度操作空間受限時，環境政策的效果就取決于環境規制的手段和形式。如果環境規制手段單一或不合理，即使提高環境規制強度也可能達不到預期的效果，在推遲“U”型曲線拐點出現的同時還會降低“U”型曲線上升趨勢的顯著性。

以上我們從數理和實證兩方面證明了環境規制強度與技術創新的“U”型曲線關系，但是否意味著提高環境規制強度和標準就自動促進技術創新了嗎?實際上，環境規制對技術創新的影響不僅受到規制強度本身的因素，還會面臨其它方面的“門檻”。其中一個重要的因素是當地經濟規模和發展水平。從表1可以看出，不同的經濟發展水平會對環境規制的創新效應產生影響，即不同地區的環境規制創新效應是有差異的。與環境規制強度的單一門檻不同，經濟發展水平具有雙重門檻特征。當地區人均GDP低于第一門檻值(11 505元)時，環境規制對技術創新的彈性技術為－0.005;當地區人均GDP介于11 505－17 979元之間，環境規制對技術創新的彈性系數提升(0.018);而地區人均GDP跨越17 979這一門檻時，環境規制對技術創新的彈性系數最大(0.025)。

以上經驗表明，我國較發達的地區支持了“波特假說”，經濟發展水平越高，環境規制對技術創新的促進作用明顯;而中西部欠發達地區不支持“波特假說”，經濟發展水平落后，抑制了環境規制創新效應的實現。這一結論給我們的啟示是:環境庫茲涅茨曲線假說與波特假說是否存在某種聯系，或者說，是否可以利用環境庫茲涅茨曲線假說對波特假說在不同地區獲得支持的差異性做出合理的解釋。當一個國家或地區經濟處于欠發達狀態，發展經濟、提高收入是政府面臨的首要問題，且較低的收入水平決定了此時人們對高質量的環境需求相對較小，即使面對嚴厲的環境規制標準，也難以激勵企業實施清潔生產，這也就解釋了環境庫茲涅茨左側曲線所描述的環境污染遞增的走勢。當帶經濟發展進一步到新的階段后，前期粗放型的經濟發展模式導致環境污染、生態惡化，收入的提高也提高了人們對高質量環境的需求。加大環境規制強度已經勢在必行，改革傳統末端治理模式，推行清潔生產已經成為企業的共識。清潔生產的實施在滿足環境規制要求的同時，也實現了“創新補償效應”，提高了企業的核心競爭力。這也就解釋了環境庫茲涅茨右側曲線所描述的環境污染遞減的走勢。

4 結論

波特認為:從時間序列來看，環境規制與技術創新呈現“U”型曲線關系，本文通過數理推導模型認為，從環境規制強度來看，環境規制強度與技術創新同樣也呈現“U”型曲線關系。即當環境規制強度較低時，環境規制強度與技術創新負相關;當環境規制強度較高時，環境規制強度與技術創新正相關。同時，本文通過經驗分析，環境規制強度對技術創新的影響并非單調遞增(遞減)的，而是存在一個“拐點”或“門檻”。另外，環境規制對技術創新的影響還取決于其他門檻，如經濟發展水平。經濟發展水平存在雙門檻，經濟發展水平跨越的門檻值越高，環境規制對技術創新的促進作用越顯著。

本文政策涵義明顯:我們必須清晰地認識到，提高環境規制強度不能自動促進技術創新，應根據不同地區的實際情況，環境規制應體現差異化的特征，不能走入盲目提高環境規制強度的誤區。實證結果表明，環境規制政策創新效應的發揮很大程度上取決于當地經濟發展水平。一個國家或地區經濟規模只有達到一定的程度時，環境規制對技術創新的促進作用才會顯著，這也解釋了不同文獻實證結果差異的根源。值得一提的是，雖然經濟規模是“波特假設”成立的前提條件，但是要達到這個條件并非是靠粗放型增長實現的，關鍵在于徹底實現經濟發展方式的轉變，提高經濟發展質量。而這又需要改革原有的環境政策，創新環境規制體系。為了持續促進技術創新，要避免原有環境政策單一、固定的靜態標準，應根據區域發展情況注重滾動修訂，及時調整至合理水平。同時環境政策要有超前性，不能以經濟落后為借口忽視環境政策的積極作用。對于中西部欠發達地區，盡管經濟規模較小，尚未達到門檻值，但是并不能否認環境政策對技術創新的刺激作用。實際上，環境政策對技術創新的促進作用始終存在的，并隨著公眾環保意識的增強和經濟的發展進一步體現。所以這些地區絕不能再走“先污染后治理”的老路，等到經濟發展后再重視環境規制政策。另外，中西部地區在承接東部產業轉移的過程中，尤其要強化產業轉移的甄別機制，防止污染型產業過度轉移的情況發生。

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The Threshold Effect of Environmental Regulation on Regional Technological Innovation

SHEN Neng1，2
(1.School of Business，Soochow University，Suzhou Jiangsu 215021，China;2.Center for Enterprise Innovation and Development，Soochow University，Suzhou Jiangsu 215021，China)

The key to promoting technological innovation is to achieve a“double-win”between environmental regulation and economic growth.The paper constructs a mathematical model between the intensity of environmental regulation and enterprises’technological innovation，empirically tests the nonlinear relationship between environmental regulation intensity and technology innovation，and determines the optimal level of regulation intensity.The result indicates that the intensity of environmental regulation and technology innovation shows a“U”type relationship.Only when the environmental regulation intensity crosses a single threshold value，Porter hypothesis can be achieved，which means a U-type relationship between the environmental regulation intensity and technological innovation.There exist two economic development level thresholds.The higher the GDP is，the more significant the role in promoting technological innovation.The policy implication is obvious:Government should put forward differentiated intensity of environmental regulation based on the reality of regional characteristics，and focus on rolling revision adjusted to the optimal level.

environmental regulation;threshold effect;Porter hypothesis;environment Kuznets curve

F062.2

A

1002－2104(2012)06－0012－05

10.3969/j.issn.1002－2104.2012.06.003

(編輯:劉呈慶)