環(huán)境規(guī)制對行業(yè)出口技術復雜度的調整效應

摘要 行業(yè)異質性導致出口企業(yè)在面對環(huán)境規(guī)制時采取不同的企業(yè)行為：被動型的“制度管理”或主動型的“技術創(chuàng)新”，從而對行業(yè)出口技術復雜度產生不同的調整效應。本文將環(huán)境規(guī)制的“抵消效應”與“補償效應”參數(shù)引入Hausman模型中構建環(huán)境約束下出口技術復雜度調整的理論模型，并在測算1995-2012年三位編碼下27個工業(yè)行業(yè)的出口技術復雜度的基礎上，用固定效應模型和系統(tǒng)GMM估計方法實證檢驗了環(huán)境規(guī)制對我國工業(yè)行業(yè)出口技術復雜度的直接及間接影響。此外，本文還利用門檻面板模型考察人力資本作為企業(yè)吸收能力的替代變量在環(huán)境規(guī)制的出口技術調整機制中的門檻效應，進而估計出我國工業(yè)行業(yè)人力資本的最優(yōu)“門檻閥值”。研究結論顯示：在“補償效應”與“抵消效應”的共同作用下，環(huán)境規(guī)制強度與出口技術復雜度之間表現(xiàn)出先負向抑制、后正向促進的U型特征；行業(yè)異質性導致環(huán)境規(guī)制對出口技術復雜度的調整效應不僅取決于環(huán)境規(guī)制的強度，還取決于行業(yè)自身的物質資本、人力資本、研發(fā)投入等要素稟賦。其中，行業(yè)人力資本的吸收能力是環(huán)境規(guī)制技術調整效應的門檻條件，即當行業(yè)人力資本水平跨越門檻閥值（行業(yè)員工人均受教育年限為11.49年）時，對企業(yè)實行嚴格的環(huán)境管制將促使企業(yè)選擇主動性的“技術創(chuàng)新”，從而對行業(yè)出口技術復雜度的提升產生較強的“補償效應”；反之，即使在適度的環(huán)境管制之下，企業(yè)在行業(yè)吸收能力及調整能力不足的情況下容易選擇被動性的“制度管理”，從而對行業(yè)出口技術復雜度的提升產生較強的“抵消效應”。

關鍵詞 環(huán)境規(guī)制；出口技術復雜度；行業(yè)異質性；人力資本；門檻效應

中圖分類號 F205 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2015）08-0125-10 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.08.016

環(huán)境規(guī)制與技術進步是否是一種“魚與熊掌不可兼得”的關系？這是一個關系到經濟、社會可持續(xù)發(fā)展的重大命題。早期的理論文獻認為，環(huán)境規(guī)制必然不利于企業(yè)的技術創(chuàng)新，因為環(huán)境規(guī)制成本的上升會加大出口企業(yè)的生產成本，消極誘導企業(yè)減少研發(fā)投入與技術創(chuàng)新來控制成本，嚴重妨礙廠商的生產率水平和國際市場競爭力，從而對出口技術復雜度的提升產生較強的“抵消效應”[1-3]。但這些結論大多建立在企業(yè)技術水平、生產過程及消費需求不變的假定下。隨著“波特假說”將動態(tài)創(chuàng)新機制引入企業(yè)競爭優(yōu)勢的分析框架，環(huán)境規(guī)制中的“創(chuàng)新補償”和“先動優(yōu)勢”效應得到了更多學者的重視。越來越的學者通過實證研究的方法證實了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術進步的積極影響，認為環(huán)境規(guī)制成本的上升會加大出口企業(yè)的競爭壓力從而正向激勵出口企業(yè)加大研發(fā)投入與技術創(chuàng)新，尤其是綠色技術創(chuàng)新行為的發(fā)生，從而對出口技術復雜度的提升產生較強的“補償效應”[4-9]。到底是“抵消效應”還是“補償效應”？實際上取決于出口企業(yè)在環(huán)境管制中所采取的差異化行為：一是被動性的“制度規(guī)避”，即通過更嚴厲的制度管理或更多的罰單承受來被動規(guī)避環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產的影響；二是主動性的“技術創(chuàng)新”，即通過原有技術工藝的升級來突破環(huán)境規(guī)制的約束。在實際經營中，企業(yè)到底是選擇被動性的“制度管理”還是主動性的“技術創(chuàng)新”不僅取決于環(huán)境規(guī)制的力度，還取決于企業(yè)自身的要素稟賦、技術特征、產品性質及節(jié)能減排適應程度等先定條件。這些條件差異不僅會導致企業(yè)在面對環(huán)境管制時采取不同的應對行為，還會在環(huán)境規(guī)制約束下自動調整其技術效率，從而表現(xiàn)出不同的行業(yè)技術進步效應。鑒于此，本文從企業(yè)異質性的角度出發(fā)，考察了環(huán)境規(guī)制對我國工業(yè)行業(yè)出口技術復雜度的直接影響及間接影響，并進一步考察了行業(yè)異質性所引發(fā)的門檻效應。相比以往文獻，本文的主要特色體現(xiàn)在：①在企業(yè)異質性框架下，引入環(huán)境規(guī)制變量的二次項、交叉項考察環(huán)境規(guī)制與出口技術之間的非線性關系，避免了直接采用線性模型的先驗性錯誤。②本文以人力資本作為拓展點考察了要素稟賦、創(chuàng)新投入、吸收能力等行業(yè)條件在環(huán)境規(guī)制技術調整機制中的重要性，并利用門檻效應模型估計了各行業(yè)人力資本在環(huán)境約束下技術調整的最優(yōu)“門檻閥值”，避免了環(huán)境規(guī)制政策的“一刀切”，也強調行業(yè)要素及企業(yè)能力自我優(yōu)化、自我提升的重要性。

余娟娟：環(huán)境規(guī)制對行業(yè)出口技術復雜度的調整效應

中國人口·資源與環(huán)境 2015年 第8期

1 分析框架與理論假設

Hausman模型[10]中的“成本發(fā)現(xiàn)”原理假設出口投資商進入一個全新的項目時會在模仿進入和創(chuàng)新進入兩種生產模式之間進行選擇。本文假設企業(yè)在面對環(huán)境管制時，同樣面臨著“自主創(chuàng)新”和“制度規(guī)避”兩種行為選擇。假設某出口企業(yè)的技術水平為A，服從[0，B]之間的均勻分布，B為該行業(yè)生產出口產品的技術水平的可能性邊界。如果該產品最具優(yōu)勢企業(yè)的出口技術水平為Amax，市場上共有m家企業(yè)從事該產品的生產，則最優(yōu)生產效率Amax的期望值為mB/（m+1）。當企業(yè)以“自主創(chuàng)新”進入市場時具備最大的生產效率為Amax，選擇“制度規(guī)避”進入市場的企業(yè)生產效率將受到規(guī)避效應參數(shù)μ的約束，最大生產技術效率表現(xiàn)為μAmax，0<μ<1。這里的制度規(guī)避效應參數(shù)μ反映的是企業(yè)采用制度管理模式規(guī)避環(huán)境規(guī)制時對出口技術生產率所產生的影響，是環(huán)境規(guī)制變量ERS的函數(shù)。當環(huán)境規(guī)制不恰當時，企業(yè)更多地選擇制度管理的方式而不是技術創(chuàng)新的方式去應對，從而對出口技術進步表現(xiàn)為較強的“抵消效應”，即μ/ERS<0。

在實際生產決策中，企業(yè)面對環(huán)境管制時進行自主創(chuàng)新還是進行管理制度的規(guī)避具有較大的不確定性，若企業(yè)自主創(chuàng)新生產率A大于μAmax，則選擇自主創(chuàng)新應對環(huán)境規(guī)制。否則企業(yè)將選擇制度規(guī)避來進行生產決策。因此，當企業(yè)生產效率為μAmax≤A

假設不存在環(huán)境規(guī)制時，企業(yè)產品的單位可變成本為c；存在環(huán)境管制時，企業(yè)若選擇“技術創(chuàng)新”應對則需要增加更多的研發(fā)投入、人才投入等創(chuàng)新成本，使得產品成本函數(shù)表現(xiàn)為c+k1μ；企業(yè)若選擇“制度規(guī)避”應對需要支付更多的管理費用、環(huán)保罰款等規(guī)避成本，使得產品成本函數(shù)表現(xiàn)為c+k2μ。其中，參數(shù)k1和k2分別表示企業(yè)進行技術創(chuàng)新和制度規(guī)避的費用彈性。另外，假設產品市場信息不對稱和市場失靈導致消費者難以辨別創(chuàng)新技術和傳統(tǒng)技術下的產品質量，產品的價格統(tǒng)一在p的水平。那么，在已知成本價格的情況下，企業(yè)進行“技術創(chuàng)新”和“制度規(guī)避”兩種不同選擇時所面臨的利潤期望值分別為：

由于企業(yè)在實際生產決策中進行技術創(chuàng)新還是制度規(guī)避帶有較大的不確定性，綜合考慮兩種選擇概率所得到的利潤期望值為：

上述結論表明，環(huán)境規(guī)制與出口企業(yè)生產率水平之間之間并非簡單的線性關系，環(huán)境規(guī)制對出口技術的作用方向取決于企業(yè)制度規(guī)避效應參數(shù)μ的大小。當企業(yè)的制度規(guī)避效應參數(shù)較低時，進一步加強環(huán)境管制有利于企業(yè)出口技術復雜度的提升；當企業(yè)的制度規(guī)避效應參數(shù)較高時，進一步加強環(huán)境管制則不利于企業(yè)出口技術復雜度的提升。

運用到行業(yè)層面：行業(yè)異質性的存在可能導致不同的行業(yè)在統(tǒng)一的環(huán)境規(guī)制框架下存在不同的“制度規(guī)避”效應，從而表現(xiàn)出不同的技術調整路徑。例如一些高新產業(yè)等知識技術密集型行業(yè)，行業(yè)間技術能力趨于多樣化和高端化使得產業(yè)技術升級和技術轉型的彈性空間較大，同時豐富的人力資本使得企業(yè)具備較強的吸收能力和學習能力，技術創(chuàng)新相對更容易成功。在這種情況下，行業(yè)的制度規(guī)避效應就較弱，進一步加強環(huán)境管制將使得企業(yè)主動選擇技術創(chuàng)新來實現(xiàn)環(huán)境約束下的生產最大化或成本最小化。相反，對于標準化、模式化生產為主要的紡織、文體制造等行業(yè)而言，行業(yè)間技術能力趨近于同質化和低端化使得行業(yè)產業(yè)轉型和技術升級的彈性空間不大，同時薄弱的創(chuàng)新能力和吸收能力也使得企業(yè)很難在短時間內進行技術創(chuàng)新和技術轉型，創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風險較大。在這種情況下，行業(yè)的制度規(guī)避效應就較強，進一步加強環(huán)境管制將只會使得企業(yè)被動選擇制度管理來規(guī)避環(huán)境規(guī)制的影響，從而對出口技術進步表現(xiàn)出較強的“擠占效應”。

2 模型、變量與數(shù)據(jù)

2.1 計量模型

理論模型顯示，環(huán)境保護制度通過影響制度規(guī)避效應參數(shù)μ來讓市場機制發(fā)揮作用進而影響出口技術復雜度，且其影響并非簡單的線性關系。為此，我們構建包含環(huán)境規(guī)制變量二次項的計量模型如下：

其中，下標i和t分別代表行業(yè)和時間。ETSi，t表示i行業(yè)第t年的出口技術復雜度，ERSi，t表示i行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度，為該模型的核心解釋變量。Zi，t表示影響行業(yè)出口技術進步的要素稟賦變量，主要有行業(yè)的物資資本量、人力資本量、研發(fā)投入、行業(yè)規(guī)模等，作為回歸方程的控制變量。

瘙 窞 i是不可觀察的行業(yè)效應，用于控制不隨時間變化的個體差異因素，如行業(yè)特征；μt是不可觀察的時間效應，用于控制不隨行業(yè)變化的時間因素，如國家的宏觀政策，貿易環(huán)境、信息化水平等；εi，t為隨機擾動項。為了減低異方差及時間趨勢因素的影響，各變量均做了對數(shù)化處理。

另外，環(huán)境規(guī)制不僅可以直接影響出口技術復雜度，還可以通過影響行業(yè)稟賦條件間接地影響出口技術復雜度。為了進一步考察這種間接效應的大小，本文引入環(huán)境規(guī)制與相關變量的交叉項構建計量模型如下：

（11）式中其他變量的含義不變，α系數(shù)值反映環(huán)境規(guī)制對出口技術復雜度的直接效應，β系數(shù)值反映環(huán)境規(guī)制對出口技術復雜度的間接效應，即環(huán)境規(guī)制約束下其他變量的出口技術結構調整效應。

2.2 相關變量及數(shù)據(jù)描述

（1）被解釋變量：行業(yè)出口技術進復雜度（ETS）。Hausmann認為一種出口產品的技術復雜度與該產品出口國的人均收入水平正相關[10]。在自由貿易條件下，某種出口產品的技術復雜度等于其所有出口國的人均收入的加權平均值，權重為各出口國出口該產品的總額占世界該產品出口總額的比重，即

ETSj=∑c[xcj/Xc∑cxcj/XcGDPc] （12）

其中，ETSj表示產品j的出口技術復雜度度，xcj表示c國j產品的出口額，Xc表示c國的所有產品的出口總額，xcj/Xc表示c國j產品的出口比重，GDPc表示c國的人均GDP。

由于行業(yè)間GDP差異的存在，行業(yè)出口技術復雜度不能直接采用公式（12）進行測算，而是在產品出口技術復雜度的基礎上進行加權求得。另外，姚洋、張曄認為對中國這樣的“加工貿易大國”而言，其進出口貿易中包含了大量的外國成分，如果直接使用Hausmann模型測算中國的出口技術復雜度，容易產生“統(tǒng)計假象”，進而拉高中國出口技術結構[11]。為此，本文借鑒姚洋、張曄測度國內技術含量的方法，從行業(yè)層面將中國出口技術含量中進口的“外國成分”進行剔除，得到基于國內要素投入產出的行業(yè)出口技術復雜度如下：

ETSk=（1-θk）∑j（xkjXkETSj）

（13）

其中，ETSk代表行業(yè)k的出口技術復雜度，θk為行業(yè)k進口中間產品的投入比重。xkj表示一國k行業(yè)j產品的出口額，Xk表示一國k行業(yè)所有產品的出口總額，xkj/Xk表示k行業(yè)j產品的出口比重。由于同類產品之間無技術差異，因此，基于產品層面推導行業(yè)出口技術復雜度可以不用直接考慮行業(yè)間GDP差異。

為了計算行業(yè)層面的ETSk值，首先根據(jù)盛斌總結的關于SITC（Rev. 3.0）分類標準和國家統(tǒng)計局公布的國民經濟行業(yè)分類標準GB/4757-2002 之間的對照表[12]，將SITC（Rev. 3.0）五位碼下的2 600多個產品歸類到國民經濟行業(yè)分類標準GB/4757-2002 兩位碼，并選用其中27個代表性工業(yè)行業(yè)作為研究對象；然后根據(jù)GB/T4757-2002和投入產出表的編制說明對投入產出表的行業(yè)進行合并，與國民經濟統(tǒng)計中的工業(yè)部門對應起來，從而獲得27個工業(yè)部門的進口中間產品投入比重θ值；最后在計算SITC（Rev 3.0）五位碼分類標準下2 600 多個產品出口技術復雜度的基礎上測算中國27個工業(yè)行業(yè)的國內技術復雜度。其中，進口中間產品投入比重θ值參考平新喬[13]對投入產出表的處理：假設i行業(yè)進口中間產品的比例λi等于i行業(yè)的總進口/（總產品=總產出+進口-出口），然后用λi乘以A矩陣可以得到進口要素投入矩陣AM。1995-2012年各國人均GDP數(shù)值來自WDI數(shù)據(jù)庫，各國出口數(shù)據(jù)來自UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫，采用2000年不變價計算，單位為美元。

（2）核心解釋變量：行業(yè)環(huán)境規(guī)制力度（ERS）。目前關于環(huán)境管制的直接統(tǒng)計數(shù)據(jù)較難獲取，學術界大多采用替代指標的方式進行衡量：Antweiler et al采用人均GDP作為環(huán)境規(guī)制的替代指標，認為隨著收入水平的不斷上升，環(huán)境規(guī)制將更加嚴格[14]；Domazlicy和Weber采用不同污染物的排放強度作為替代指標，即污染排放強度越高，環(huán)境規(guī)制措施越嚴格[15]；張成等分別采用環(huán)境治理成本及污染治理設施運行費來衡量環(huán)境規(guī)制的強度[16-17]。本文將借鑒Domazlicy和Weber的處理方法采用排污綜合指數(shù)（不同污染物排放強度的加權平均）作為衡量一國環(huán)境規(guī)制強度的指標[15]。該指標體系由一個目標層（環(huán)境規(guī)制強度）、三個評價指標層（廢水、廢氣、廢渣）構成。基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了廢水排放達標率、二氧化硫去除率和固體廢物綜合利用率3個單項指標綜合衡量環(huán)境規(guī)制強度。歷年工業(yè)“三廢”排放量數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，其中工業(yè)廢水、工業(yè)固體廢物計量單位為萬t，工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵的單位為t。

鑒于量綱差異及及污染物不可相加性，需做如下處理：①計算出單位產值的隱含污染排放量UEij。UEij=Eij/Yi，Y表示各行業(yè)工業(yè)增加值。考慮到價格變動因素和數(shù)據(jù)的可比性，將各年份的分行業(yè)工業(yè)總產值數(shù)據(jù)（當年價）用工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行了平減處理，換算成不變價工業(yè)總產值，單位為億元。相關數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》，②UEij標準化處理。為了減少行業(yè)數(shù)據(jù)異方差現(xiàn)象，利用UEsij=[UEij-min（UEij）max（UEij）-UEij]將各行業(yè)的排污系數(shù)UEij標準化為UEsij，UEsij的值位于0-1之間。其中，min（UEij）和max（UEij）分別表示該行業(yè)中各部門排污系數(shù)的最大值和最小值。③加權平均求得行業(yè)環(huán)境規(guī)制指數(shù)ERSi。ERSi=1n∑k[]j=1∑n[]j=1WjUEsij。其中，Wj為行業(yè)權重，表示i產業(yè)j污染物的單位排放在整個產業(yè)j污染物單位排放的比重。參考趙細康的做法，Wj等于i行業(yè)j污染物排放量占整個工業(yè)行業(yè)j污染物排放量的比重Eij/∑n[]i=1Eij比上i行業(yè)工業(yè)增加值占工業(yè)行業(yè)總產值的比重Yi/∑n[]i=1Yi，即

Wj=Eij∑n[]i=1Eij Yi∑n[]i=1Yi=EijYi×∑n[]i=1Eij∑n[]i=1Yi=UEijUEij[7]

（3）控制變量。為了提高估計結果的穩(wěn)健性，除了ERS變量以外，我們加入如下控制變量：①勞動資本比（KL）。非熟練勞動力和物質資本是生產函數(shù)的最基本要素投入，而勞動資本比反映了要素稟賦的基本結構，直接影響產出效率或技術系數(shù)。本文利用勞動資本比（KL）指標綜合考察勞動力和物質資本對技術復雜度的影響。其中，物質資本K的測算參照Goldsmith開創(chuàng)的永續(xù)盤存法[18]：Kit=Ki，t-1（1-δit）+Iit，Kit表示第t年第i行業(yè)的實際資本存量；δit表示經濟折舊率，這里參考張軍等人的處理方法其設定為9.6%[19]；Iit表示第t年第i行業(yè)的實際固定資本的投資總額； L代表樣本期間第t年第i行業(yè)的勞動投入，用各行業(yè)從業(yè)人員平均數(shù)表示。②行業(yè)規(guī)模（Scale）。這里用各行業(yè)的工業(yè)總產值的對數(shù)值表示。③研發(fā)投入（RD）。科研經費投入反映行業(yè)技術要素投入的水平，直接影響出口技術含量的提升。這里的科研投入比重使用各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的科研經費投入占各行業(yè)主營業(yè)務收入的比重。④外商投資資本（FDI）。外商投資資本不僅可以改善國內資本要素條件，還可以通過外溢效應促使出口企業(yè)的技術進步。本文選用“各行業(yè)外國和港澳臺工業(yè)企業(yè)實際利用外資占該行業(yè)工業(yè)總產值的比重”作為FDI的替代變量。⑤人力資本（Human）。Bowlus和Robinson指出，人力資本對于現(xiàn)代經濟學中的一些關鍵問題具有重要意義[20]，但學術界在量化人力資本數(shù)量（human）方面存在指標差異，如Ngo對人力資本的量化以大學生人數(shù)（含中專）占總人口的比重來衡量[21]；劉海英等采用人均受教育年限[22]；祝樹金等使用高等教育的總入學率[23]。結合中國的實際情況，本文選取選用“行業(yè)員工人均受教育年限”反映人力資本數(shù)量human。⑥其他影響因素。洪世勤等從經濟自由度的特征出發(fā)，使用三資企業(yè)資產占行業(yè)資產的比重來間接反應行業(yè)制度差異[24]本文已經通過物質資本納入了FDI變量，在此就不再重復考察。另外，本文在計量模型中納入環(huán)境規(guī)制的變量也是對行業(yè)制度差異的一個體現(xiàn)，其他不可觀察的行業(yè)差異（金融、物流、通訊、郵電等基礎設施方面）通過加入ηi進行控制，增強回歸結果的穩(wěn)健性。以上變量相關數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、WDI數(shù)據(jù)庫及UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫。

3 方法、結果及分析

3.1 環(huán)境規(guī)制對出口技術調整的直接效應

面板數(shù)據(jù)容易產生異方差和序列相關的問題，可能導致OLS估計失效。為了消除異方差和序列相關的不良影響，本文采用Hausman檢驗和似然F統(tǒng)計量來確定選擇固定效應還是隨機效應。結果顯示，無論是似然F統(tǒng)計量還是Hausman檢驗都在5%顯著性水平上拒絕了隨機效應模型，為此，本文均采用固定效應模型。另外，通過Pearson相關系數(shù)檢驗發(fā)現(xiàn)，各控制變量之間均存在不同程度的正相關關系。為了避免多重共線性對回歸結果的影響，本文將在納入核心變量的基礎上依次納入其他控制變量，從而形成表1所示的7組方程。

表1顯示環(huán)境規(guī)制變量二次項系數(shù)在7組方程中均顯著為正，估計系數(shù)值位于0.189 9-0.311 5之間。這表明在控制相關變量的情況下，環(huán)境規(guī)制強度對出口技術復雜度的調整效應表現(xiàn)為先下降后上升的“U”型動態(tài)特征：

當?shù)陀谂R界“閥值”時，呈現(xiàn)出負面抑制效應；當超過臨界“閥值”時，呈現(xiàn)出正面促進效應。這一結論與前文的理論預期相吻合。在環(huán)境規(guī)制的初期階段，環(huán)境污染的治理成本占企業(yè)總成本的比重較低，企業(yè)以節(jié)能減排為目的技術創(chuàng)新和管理制度創(chuàng)新沒有足夠的驅動力[25-26]。在這種情況下，企業(yè)的治污成本過多地表現(xiàn)為對企業(yè)研發(fā)成本的“擠占效應”，從而對出口技術進步產生顯著的“負效應”。但隨著環(huán)境規(guī)制的不斷加強，企業(yè)需要增加治污成本才能滿足環(huán)境規(guī)制的要求，從而造成治污成本占企業(yè)總成本比重的不斷上升。一旦這一比重超過某一臨界值，就會對企業(yè)形成強有力的“治污動力”。企業(yè)將會根據(jù)環(huán)境規(guī)制的強度主動增加研發(fā)投入來提高污染治理技術和生產工藝水平，以降低環(huán)境規(guī)制所產生的負面影響。在這種情況下，環(huán)境規(guī)制力度的提升將對企業(yè)研發(fā)與創(chuàng)新產生較強的“補償效應”，從而對出口技術進步產生顯著的“正效應”。由此可見，環(huán)境規(guī)制與出口技術復雜度之間并非簡單的線性關系，而是在“擠占效應”與“補償效應”共同作用下表現(xiàn)為先負向抑制后正向促進的 “U”型動態(tài)特征。

其他控制變量的回歸結果基本符合理論預期。其中，KL變量的回歸結果顯著為正，表明資本勞動力要素稟賦結構的優(yōu)化有利于我國出口技術進步。這種要素稟賦結構的優(yōu)化主要反映在資本勞動力的配比上，盡管中國長期以來是勞動力充裕大國，但隨著市場經濟的發(fā)展和資本結構的不斷深化，資本要素的比重在顯著提升，資本勞動力

表1 環(huán)境規(guī)制與技術進步之間直接關系的固定效應模型回歸結果

Tab.1 Fixed effect regression result of direct relationship between environmental regulation and technological progress

配比不斷優(yōu)化，從而帶來產出效率和出口技術水平的顯著提升。Scale，RD， FDI及Human變量的回歸系數(shù)也均通過了顯著性檢驗，說明在環(huán)境規(guī)制下，行業(yè)規(guī)模的擴大、研發(fā)投入的增加、外商資本投入的增加及人力資本的提升等行業(yè)條件的優(yōu)化均有利于行業(yè)出口技術復雜度的提升，這與唐海燕等[28]、祝樹金等[24]的研究結論相一致。

3.2 環(huán)境規(guī)制對行業(yè)出口技術調整的間接效應

前文研究顯示，物質資本、人力資本、研發(fā)投入等行業(yè)要素稟賦是影響中國工業(yè)行業(yè)出口技術復雜度的重要變量。在環(huán)境規(guī)制的約束下，這些要素條件對出口技術復雜度的作用機制是否會發(fā)生變化？本部分將通過設置交叉項的方法檢驗環(huán)境規(guī)制對行業(yè)出口技術進步的間接效應。由于KL的變異程度較高，所以KL *ERS與KL高度相關，而與變量ERS的相關性較小。類似的還有變量Scale，RD， FDI及Human。逐步納入各變量的交叉項進行回歸，結果如表2所示。

從表2中我們可以看到，在環(huán)境規(guī)制的約束下，勞動資本比KL、研發(fā)投入RD和工資Wage對出口技術進步的作用機制沒有發(fā)生實質性變化。相反，環(huán)境規(guī)制的實施在一定程度上強化了勞動資本比KL、研發(fā)投入RD等變量對出口技術復雜度的作用機制。其中，ERS*KL的估計系數(shù)為0.421 4，且通過1%的顯著性檢驗。這在一定程度上說明了環(huán)境規(guī)制和要素稟賦結構優(yōu)化之間有著較強的互補性，即環(huán)境規(guī)制約束下要素稟賦結構優(yōu)化有利于出口復雜度的提升，而要素稟賦結構的優(yōu)化也有利于環(huán)境規(guī)制技術效率的發(fā)揮。勞動資本比的提升在一定程度上反映了要素稟賦結構的優(yōu)化及比較優(yōu)勢的升級，這種變化有利于企業(yè)在面對嚴格的環(huán)境管制中采取主動性的技術創(chuàng)新而不是被動性的制度管理，從而使得環(huán)境規(guī)制的“補償效應”大于“擠占效應”，最終表現(xiàn)為行業(yè)出口技術復雜度和國際競爭優(yōu)勢的提升；ERS*RD的回歸系數(shù)為正的0.151，且通過1%的顯著性檢驗。這說明環(huán)境規(guī)制與研發(fā)投入之間也存在較強的互補性。環(huán)境規(guī)制的增強有利于企業(yè)進一步加大研發(fā)投入從而表現(xiàn)出較強的技術進步效應，另一方面，對于研發(fā)投入比重較大的行業(yè)，在技術創(chuàng)新上具有一定的先發(fā)優(yōu)勢，因此在面對嚴格的環(huán)境管制時更容易采取積極的技術創(chuàng)新去規(guī)避環(huán)境規(guī)制所帶來的成本上升問題，從而表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制約束下行業(yè)出口技術復雜度的提升。

值得注意有兩個顯著變化：①FDI*ERS的回歸系數(shù)相比表1中FDI的回歸系數(shù)有了實質性變化，交叉項的回歸系數(shù)顯著為負。這表明，在不考慮環(huán)境管制的條件下，F(xiàn)DI對出口技術復雜度具有顯著的促進作用。但在考慮環(huán)境管制的條件下，F(xiàn)DI對出口技術復雜度的促進效應變得非常微弱。這可能是由于以下兩方面的原因：一是環(huán)境規(guī)制對FDI投資區(qū)位決策的影響。正如“污染避難所假

表2 環(huán)境規(guī)制與技術進步之間間接關系的固定效應模型回歸

Tab.2 Fixed effect regression result of indirect relationship between environmental regulation and technological progress

說”等理論所指出的，環(huán)境規(guī)制會顯著影響FDI的投資區(qū)位決策。陳剛曾證實環(huán)境規(guī)制會對我國FDI流入量產生顯著的抑制效應[28]；二是因為我國FDI大多以加工貿易為主，主要是承接的是勞動力密集型環(huán)節(jié)的生產，這些環(huán)節(jié)的技術含量本身就不高。在面對嚴格的環(huán)境管制時，這些以加工貿易為主的外資企業(yè)首先想到不是如何改進生產技術，而是如何通過調整管理制度或者組織結構來控制企業(yè)成本。在這種傾向下，企業(yè)極有可能分散原本稀缺的人力、物力、財力，減少了在技術引進和知識學習上的投入，導致吸收能力的下降，從而弱化了外資的技術溢出效應。②ERS*Human交叉變量的回歸系數(shù)變得不顯著。這和我們的理論預期不一致。為了保證回歸結果的穩(wěn)健性，本文進一步運用OLS方法進行回歸發(fā)現(xiàn)回歸結果仍然不顯著。這可能源自兩方面的原因：一方面可能是因為環(huán)境規(guī)制的加強容易導致我國工業(yè)行業(yè)中“人力資本的企業(yè)生產率悖論”的出現(xiàn)，即在環(huán)境保護約束下，人力資本不能帶來企業(yè)的技術進步和生產效率的上漲。這在某種程度上反映了我國人力資本培育中所存在的問題：在知識結構不能更新?lián)Q代的情況下企業(yè)員工缺乏對前沿性綠色工藝及綠色產品的理解能力和創(chuàng)新能力；另一方面可能是因為人力資本的構成部分存在行業(yè)異質性，忽略這種異質性進行總量層面的回歸可能導致結果的不顯著或者是不一致。這種異質性是否導致了環(huán)境規(guī)制技術調整機制的改變，本文將在第四部分做出進一步的探討。

4 進一步討論：人力資本的門檻效應及穩(wěn)健性檢驗

4.1 人力資本的門檻效應

間接效應模型的回歸結果顯示環(huán)境規(guī)制約束下人力資本對出口技術復雜度的提升效應不顯著，這與我們的理論預期不一致。我們認為這種不一致極有可能是因為行業(yè)人力資本構成的異質性所造成的。從行業(yè)異質性的角度來看，不同行業(yè)之間的人力資本的質量存在較大差異，這種差異可能導致企業(yè)在面對環(huán)境管制時采取不同的應對行為，從而產生不同的技術調整效應。例如一些知識密集型行業(yè)的人力資本較豐富，應對環(huán)境管制時適應能力和調整能力都較強，選擇自主創(chuàng)新的成本也相對較小，因此就更容易以“技術創(chuàng)新”來規(guī)避環(huán)境規(guī)制的影響。相反，一些知識稀缺型行業(yè)的人力資本較匱乏，企業(yè)的吸收能力和調整能力都較差。在面對嚴格的環(huán)境管制時，企業(yè)很難在短時間內進行技術調整與技術突破，另外，企業(yè)人力資本的匱乏也使得企業(yè)的創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風險都較大。在這種情況下，企業(yè)往往選擇被動性的“制度管理”去規(guī)避環(huán)境管制的約束。由此可見，行業(yè)人力資本構成的異質性極有可能導致ERS*Human與ETS之間的非線性關系。忽視這種行業(yè)異質性簡單地從行業(yè)總量的層面進行線性回歸將導致估計結果的偏誤。為此，本文將進一步討論人力資本要素在環(huán)境規(guī)制的出口技術調整機制中的門檻效應。這里的“門檻效應”指的是人力資本與環(huán)境規(guī)制對技術進步的影響過程存在若干個關鍵點，行業(yè)的人力資本水平只有跨越了關鍵點，環(huán)境規(guī)制才會促進出口技術水平的提升。對于“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，但對樣本進行分組缺乏客觀統(tǒng)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提出的面板門檻回歸模型檢驗人力資本要素在環(huán)境規(guī)制效應中的門檻值[29]。當只存在一個門檻值時，Hansen將面板門檻模型設定為：

（15）式中Xit表示前文出現(xiàn)的其他控制變量。在多門檻情形下，模型設定與此類似。概況而言，確定門檻值的思想是，模型殘差平方和最小時所對應的門檻值γ即為求得的實際門檻值γ。在得到門檻值之后，需要對其進行顯著性和真實性進行檢驗。顯著性檢驗就是考察β2和β3是否存在顯著差異。對于真實性檢驗，Hansen提供了一個簡單公式以計算出拒絕域[30]，即當LR（r）>2log（1-（1-α）1/2）時，拒絕原假設，α為顯著性水平，當α為1%、5%和10%時，LR統(tǒng)計量的臨界值分別為10.59、7.35和5.94。

表3顯示，式（15）的門檻效應檢驗中人力資本的門檻值為11.49年，表明當該行業(yè)人均受教育年限高于11.49年時，環(huán)境規(guī)制的加強對出口技術復雜度的影響系數(shù)顯著為正（0.117 2）；當?shù)陀谶@一水平時，環(huán)境規(guī)制的加強對出口技術復雜度的影響系數(shù)不顯著。Wald檢驗的p值為0.017 4，表明兩個系數(shù)之間存在顯著差異，人力資本對環(huán)境規(guī)制的出口技術調整效應存在明顯的門檻γ特征。另外，人均受教育年限的一個門檻值對應的LR值遠小于臨界值7.35表明門檻值是真實有效的。

觀察發(fā)現(xiàn)，1995-2012年間人均受教育年限的平

表3 面板門檻模型回歸結果

Tab.3 Regression results of panel threshold model

注：被解釋變量為出口技術復雜度的對數(shù)值；括號內的數(shù)字為對應的t值，列（3）根據(jù)常規(guī)標準誤計算，列（4）經過Driscoll和Kraay（1998）調整的穩(wěn)健標準誤計算。

均值高于11.49年的行業(yè)有7個，這7個行業(yè)分別是專用設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)。對于這些行業(yè)而言，人均受教育程度較高，員工的創(chuàng)新能力、吸收能力及新規(guī)則的適應能力都較強。在面對嚴格環(huán)境管制時，這些行業(yè)從無論從成本收益的角度來看，還是從企業(yè)轉型的角度來看都傾向于采取技術創(chuàng)新來積極應對環(huán)境規(guī)制所帶來的影響。由于人力資本水平較高，其技術創(chuàng)新和產品創(chuàng)新也更容易成功，最終在環(huán)境約束下實現(xiàn)成本節(jié)約與技術進步的雙贏局面。相比而言，對家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、黑色及有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)等行業(yè)在1995-2012年間人均受教育年限的平均值低于門檻值11.49，從而表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制對行業(yè)出口技術進步的抑制效應。這主要是因為這些行業(yè)大多屬于資本勞動密集型行業(yè)，一方面是行業(yè)員工的吸收能力、學習能力、創(chuàng)新能力較薄弱，企業(yè)的創(chuàng)新文化和創(chuàng)新動力均不足；另一方面是這些行業(yè)大多屬于污染密集型行業(yè)，所面臨的環(huán)境規(guī)制相對更加嚴厲。因此他們在考慮員工的吸收能力及企業(yè)的創(chuàng)新能力不足的情況下，往往會采取“制度管理”、“上繳罰款”等消極方式去應對環(huán)境管制問題，從而對出口技術復雜度的提升產生較強的“擠占效應”。由此可見，在考慮行業(yè)人力資本異質性的情況下，一定的人力資本水平是“波特定理”成立的先定條件，這將有利于我們更好地理解“波特定理”的適用性。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

企業(yè)出口行為的“慣性特征”可能導致面板數(shù)據(jù)之間的內生性問題。雖然工具變量能夠在一定程度上克服變量的內生性問題，但在實際操作中很難找到恰當?shù)墓ぞ咦兞俊MM動態(tài)面板模型以差分變量的滯后項作為工具變量，能夠較好地克服變量的內生性問題。為此，本文在固定效應模型的基礎上采用兩步差分法的系統(tǒng)GMM估計分別對方程（10）和方程（11）進行回歸，估計結果受篇幅所限在此忽略，有需要的讀者敬請向作者索取。將GMM的回歸結果與固定效應FE的回歸結果進行對比分析，發(fā)現(xiàn)兩種方法在關鍵變量的估計系數(shù)及顯著性水平上不存在實質性差異，因此我們有理由認為前文的分析結論是穩(wěn)健的。

5 政策建議

本文的政策含義是明顯的：首先，在環(huán)境管制由弱保護階段向強保護過渡的過程中，要科學、動態(tài)把握環(huán)境規(guī)制對出口企業(yè)生產成本及技術效率的影響，避免政策的盲目性。對廣大發(fā)展中國家而言，環(huán)境管制存在較強的“鰻魚效應”：在環(huán)境保護的初級階段，嚴峻的環(huán)境規(guī)制會加大企業(yè)成本負擔，擠占研發(fā)投入，從而降低企業(yè)的技術效率，甚至威脅到企業(yè)生存；但經過一段時間的磨合調整之后，企業(yè)的創(chuàng)新動力往往會得到激發(fā)，嚴格的環(huán)境規(guī)制將促使企業(yè)通過技術研發(fā)、產業(yè)升級來實現(xiàn)環(huán)境約束的突破，從而帶來新一輪的技術進步。因此，我國應根據(jù)宏觀經濟的發(fā)展階段和微觀企業(yè)的承受能力，分階段、分層次地實施環(huán)境保護戰(zhàn)略，多渠道、多層面地幫助各部門、各行業(yè)安全渡過環(huán)境規(guī)制的磨合階段，縮小環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的“抵消效應”，放大“補償效應”，最終實現(xiàn)“魚與熊掌兼得”的雙贏局面；其次，環(huán)境規(guī)制應該充分考慮行業(yè)的異質性，根據(jù)行業(yè)的具體情況實施差異化的環(huán)境保護戰(zhàn)略。本文研究顯示環(huán)境規(guī)制對出口技術復雜度的調整機制存在顯著的行業(yè)差異，因此，政府應該針對不同行業(yè)的稟賦特征制定出差異化的環(huán)境保護戰(zhàn)略：對行業(yè)規(guī)模較大、物質資本雄厚、吸收能力較強的產業(yè)，政府可以適度強化環(huán)境保護力度，通過加大企業(yè)的環(huán)境成本“倒逼”企業(yè)加大綠色清潔型技術的研發(fā)與創(chuàng)新，從而實現(xiàn)產業(yè)的綠色升級；對一些規(guī)模較小、物質資本薄弱、吸收能力較弱的產業(yè)，環(huán)境保護政策應該在考慮企業(yè)適應能力基礎上做到循序漸進、趨利避害，通過行業(yè)幫扶、技術支持等手段幫助企業(yè)更好地突破環(huán)境規(guī)制的約束。最后，環(huán)境規(guī)制中的技術“補償效應”并不能自主發(fā)揮，必須要具備一定的行業(yè)要素稟賦條件，尤其是需要具備一定的行業(yè)吸收能力和調整能力。這就需要各行業(yè)在面對環(huán)境管制的過程中積極提升和改善行業(yè)自身的要素條件，尤其是加強對行業(yè)優(yōu)質人力資本的創(chuàng)新和培育。只有當企業(yè)的吸收能力達到一定水平以后，企業(yè)在面對嚴格環(huán)境管制時才能更容易、更高效地向清潔型生產轉型，最終實現(xiàn)出口技術升級。但人力資本的培育是一個長期且持續(xù)的工程，需要政府企業(yè)、高校等多部門的通力合作：加大教育投入、提升教育水平、加強員工培訓等。

（編輯：田 紅）

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Adjustment Effect of Environmental Regulation on Industries Export Technology Complexity

YU Juanjuan

（Economic Department， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan Hubei 430073，China）

Abstract

Industry heterogeneity leads to different enterprise actions in face of the environmental regulation： the passive management circumvention or the active technology innovation， which would lead to the different adjustment on the industrial export technology complexity. This paper inducted the compensation effect parameters and the offset effect parameters of environmental regulation into Hausmans model about export technology complexity adjustment. Calculating threedigit code of 27 industries export technical complexity from 1995-2010， this paper tested the influence mechanism of environmental regulation on export technology complexity in the methods of fixedeffect model and the system GMM. Whats more， this paper observed the threshold effect of human as the substitute variable of enterprise absorption ability in the mode of threshold panel and estimated the optimal threshold value. Our conclusion is that with the combined influence of compensation effect and offset effect， the relationship of environmental regulation and export technology complexity is first negative and then positive， which performed like the Ucurve. Industry heterogeneity leads that export technical adjustment effect of environmental regulation depended both on the intensity of environmental regulation， and on the factor endowment of industry itself， such as the industries capital， human and R & D investment. Especially， the industrial humans absorption ability is the threshold precondition on the export technical adjustment effect of environmental regulation. Only if the industrial humans absorption ability transcended the threshold value （the industry employees average years of schooling is 11.49 years）， the industry would select the active technology innovation to cope with the environmental regulation， which would make strong compensation effects on export technology complexity. Otherwise， the industry would select the passive management circumvention because of inadequacy of human， which makes strong offset effects on export technology complexity.

Key words environmental regulation； export technology complexity； industry heterogeneity； human； threshold effect