環境規制、技術創新與產業升級的互動關系
——基于中國30個省級面板數據分析

束金明,洪功翔

(安徽工業大學 商學院,安徽 馬鞍山 243002)

環境規制、技術創新與產業升級的互動關系
——基于中國30個省級面板數據分析

束金明,洪功翔

(安徽工業大學 商學院,安徽 馬鞍山 243002)

基于中國2001～2015年30個省級(省、市、自治區代稱,下文均用省)面板數據,利用面板VAR模型,從全國、東部、中部和西部4個角度出發,分別分析環境規制、技術創新和產業升級三者之間的相互關系。研究結果表明,全國和東部的環境規制對于技術創新的影響不明顯;而環境規制的增強,會抑制區域的產業升級。除少數時期以外,技術創新的提高,會激勵各地區的產業升級,而抑制環境規制的強度。全國和東部地區的產業升級多數會正向作用于環境規制和技術創新;而中部和西部產業升級的增加對環境規制和技術創新的改善起到抑制作用。

環境規制;技術創新;產業升級;面板VAR

一、引言

改革開放的30多年間,我國人民生活水平日益提高,農業比重大幅度下降,城鎮化水平也逐年上升。但是,與此同時,我國大多數城市都出現了霧霾天氣,環境問題日益嚴峻,東部、中部和西部發展的差異也越來越大。能否在保護環境的同時也能促進經濟持續穩定的增長,成為國家政策制定者和當今學者關注的重要問題。

因為環境規制、技術創新和產業升級之間關系的復雜性,加上如今東部、中部和西部各區域存在著巨大的差異,分析他們之間的相互聯系,對今后的發展具有重大意義。本文采用面板向量自回歸模型來分析環境規制、技術創新和產業升級三者之間的動態關系,以期掌握他們之間的相互影響效應。

二、文獻綜述

(一)環境規制與技術創新的關系

20世紀90年代初,Michael E.Porter提出了“波特假說”,他認為恰當的環境規制可以刺激企業進行額外的的創新活動,而這些創新活動又進一步促進企業的生產能力,從而彌補因為環境保護帶來的費用,當然也可以加強企業相關的盈利能力[1]。Lanjouw和 Mody 運用了德國、美國和日本20世紀的環境方面專利數量和環境治理費用等相關數據,發現了專利的數量與環境治理支出兩者存在著正相關關系,可是技術創新水平滯后于環境規制1～2年[2]。Brunnermeier 和Cohen運用了美國1983～1992年制造業的面板數據,研究了污染減排支出和監管制度變化的同時,環境創新是怎么變化的,實證發現污染減排費用雖然與技術創新間有著顯著的正相關關系,但是政府的相關監督與檢查對技術創新卻沒有顯著的作用[3]。Paul Lanoie等人選取了7個OPEC國家大約4 200多個數據,研究了環境規制與技術創新之間的因果關系,結果表明靈活的環境規制制度會比規范的制度更好的激勵企業的技術創新活動[4]。Knut Blind等人使用了1998～2004年21個OPEC國家的數據,發現了短期的環境規制對于技術創新有消極作用,而長期合理的環規制可以對技術創新有正向的促進作用[5]。Richard Kneller等人利用應該2000～2006年制造業的相關數據,發現環境保護的研發投入雖然是由減排壓力刺激的,但是環境規制力度的加大并沒有對環境保護的研發創新產生顯著的影響[6]。

國內對環境規制和技術創新的關系也有相關的研究。江珂等人利用中國1997～2007年多個省、市、自治區的面板數據分析了環境規制對三類不同技術創新能力的影響,結果表明,環境規制對于我國技術創新沒有顯著影響,必須依賴于有關人力資本相結合才能對技術創新有正向作用,且中東西部環境規制對技術創新的促進程度不同[7]。李陽等人利用2004～2011年中國37個工業細分行業的相關數據,通過計量分析,表明了環境規制會對技術創新能力具有明顯的的促進作用,但存在明顯的行業異質性[8]。

(二)環境規制與產業升級的關系

李春米研究了1985～2007年陜西省的經濟增長、環境規制與產業結構的相關數據,結果表明污染治理投資與第一產業產值之間不存在格蘭杰因果關系,污染治理投資是第二產業產值變動的格蘭杰原因,而第三產業產值的變動是污染治理投資的格蘭杰原因[9]。李強利用中國2002～2011年面板數據實證分析表明環境規制強度的提高,會增加服務業相對于工業部門的比重,從而影響產業內部機構組成的相對占比,促進產業結構調整[10]。原毅軍選取了1999～2011年中國的30省份的面板數據,運用門檻效應檢驗發現,正式的環境規制可以帶動產業結構的調整,并隨著環境規制強度的逐漸加強,會對產業結構造成先抑制、到促進、最后再抑制的影響效果[11]。鐘茂初、李夢潔等人利用中國29個省市自治區2000～2012年的面板數據分析表明,環境規制與區域的產業轉移、結構升級存在U型關系,只有環境規制達到一定的數值之后,才能提高產業結構的升級[12]。

(三)技術創新與產業升級的關系

W. Brian Arthur認為技術競爭會促使產業規模報酬的遞增,從而正向的影響了產業升級的過程[13]。Gary Gereffi運用全球商品鏈的視角分析了國際貿易和產業升級的相關關系,強調了在產業升級過程中學習的重要性,認為技術進步和國際技術轉移是產業升級過程中一個重要的因素[14]。

陳敦賢認為知識創新和技術進步是產業結構高度化和產業升級的核心,產業結構轉移的動力主要來自于科技進步和創新形成的比較生產率的差異[15]。傅家驥認為,如果沒有技術創新,就沒有產業結構的演變;沒有產業結構的演變,就沒有經濟的持久增長[16]。姜澤華和白艷闡述了社會需求、技術進步、制度安排和資源稟賦都會對產業結構升級造成一定的影響,其中,科技進步則是產業結構升級的直接動力[17]。張其仔認為產業升級主要取決于潛在的技術創新能力,一個國家或區域的產業升級的路徑是依據比較優勢理論所建立的[18]。劉芳和倪浩建立層次結構模型,研究表明產業升級的關鍵是技術創新,并認為政府能在促進技術創新的過程中起重要作用[19]。吳豐華、劉瑞明利用1997～2011年間中國30個不同省份的平衡面板數據進行分析,結果表明第二、第三產業的升級可以更好的促進自主創新能力的改善[20]。

三、指標選取與描述性統計

(一)變量指標選取

根據上述文獻的梳理,我們可以發現,由于各區域地理條件、經濟水平和政策環境不同,導致環境規制、技術創新和產業升級三者之間存在著復雜的邏輯關系,可以說是相互聯系且相互影響的。為了有效地考察三個變量之間的關系,根據數據的可獲得性原則,本文選取如下三個指標分別代表環境規制、技術創新和產業升級。

1. 環境規制

目前學術界衡量環境規制強度的指標很多,一般以兩個方面為主。(1)環境規制一方面表現在政府治理環境投入的多少;(2)環境規制同樣也表現為污染排放量的減少(比如:廢水和廢氣中污染排放量)[21]。即“投入”與“產出”2個層面的環境規制。

本文結合了前人的研究,從“產出”的角度出發,選取了歷年廢氣中二氧化硫排放量SO2(單位:噸)來表示環境規制強度ENV的指標,SO2越小,則說明環境規制ENV的力度越大(即環境規制強度與二氧化硫排放量成反比)。

2. 技術創新

關于技術創新指標的選擇,國內外學者還未形成統一的選擇,本文綜合了相關文獻的研究方法,選擇了國內各省市自治區歷年發明專利申請授權量(單位:項)的對數LNTEC來代表技術創新水平。這是因為一方面只有發明專利申請授權量能從側面反映技術創新的能力和水平,另一方面,授權量代表了該專利的有效性和實用性,通過了國家的認證[22]。

3. 產業升級

多數文獻對于產業升級指標的考察從產業結構合理化和產業結構高級化兩個角度出發,其中,產業結構合理化指標用產業結構與就業結構的偏離程度來衡量[23],而產業結構高級化則采用不同產業產值與國民生產總值的比重來衡量。本文選取產業結構高級化指標來衡量產業升級的水平,具體測算公式為IND=(IND2+IND3)/GDP。IND表示產業升級水平,IND2表示區域第二產業增加值,IND3表示區域第三產業增加值,GDP表示區域生產總值。

4.數據選擇

本文數據選取2001～2015年的數據,范圍為中國大陸30個省(除了西藏),數據來源于國家統計局中的中國統計公報、《中國統計年鑒》以及各省統計年鑒。為了研究各個地區的差異性,本文從全國、東部中部和西部四個層面(根據國家統計局的劃分,東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南共11個省、市、自治區;中部地區包括湖南、湖北、河南、江西、安徽、黑龍江、吉林、山西8個區域;西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏12個省、市、自治區),分別討論變量之間的相互關系。

(二)全國發展現狀

改革開放30多年來,我國經濟總量逐漸擴大,產業結構不斷優化,經濟總量從2001年的110 863.1億元增加到2015年的676 700億元,經濟增速平均保持在8%以上,并且在2007年,經濟增速值達到最大值14.16%。主要統計變量詳情如表1所示。

2001～2015年,伴隨著經濟總量的增加,第一產業、第二產業和第三產業增加值也逐漸增加;另外,我們發現,第一產業增加值一直比第二產業和第三產業增加值要低;在2012年之前,第二產業增加值是高于第三產業增加值的,2012年及以后,第三產業增加值開始超過第二產業增加值。且由增長的趨勢可以看出,第二、第三產業產值的增加速度明顯快于第一產業產值的增加速度,說明產業升級水平的提高,即產業重心逐步從第一產業向第二、第三產業轉移。另外,代表技術創新水平的發明專利申請授權量也在逐步增加,由2001年的5 395項發展到2015年的256 000項。具體的趨勢見表1。

表1 全國經濟相關指標統計

注:GDP單位為億元,IND1、IND2、IND3分別表示第一、二、三產業增加值,IND表示產業升級指標,TEC表示發明專利申請授權量,單位為項,INVEST表示環境污染治理投資總額,單位為億元,SO2單位為萬噸, 數據來自國家統計局官網。

對于環境相關指標,我們看表2所示,首先從“投入”的角度來看,除了2010和2014年以外,環境污染治理投資總額逐年提高,說明隨著時間的推移,環境規制強度逐漸增強;另外,從廢氣中SO2的排放總量可以看出,2001～2006年,除2002年外,SO2的排放總量是逐年增加的,由1 947.8萬噸增加到2 588.8萬噸;2006～2015年,SO2的排放總量每年相比前一年都有一定幅度的下降,由2 588.8萬噸減少到了2015年的1 859.1萬噸。從“產出”的角度,也反映了政府對于環境保護方面采取了相關的措施規制,使得環境中污染物的排放量逐漸下降,環境得以改善。

描述性統計參見表2。

四、實證分析

(一)數據平穩性檢驗

在使用面板VAR模型進行數據分析時,對數據進行平穩性檢驗是必不可少的步驟之一,其中,單位根檢驗在數據平穩性的檢驗過程中中占有至關重要的作用[24]。本文運用stata11.0分析軟件,采用LLC和IPS兩種面板數據的單位根檢驗方法[25,26],發現產業升級IND和二氧化硫排放量SO2是平穩的,而技術創新指標LNTEC是非平穩的,故先對它進行一階差分,差分過后所有變量的檢驗結果為平穩序列。

(二)模型的設定

本文研究是為了掌握環境規制,技術創新以及產業升級三者之間的關系,三者互為解釋變量與被解釋變量,因此,采用面板VAR模型,它具有普通VAR模型的優點,并且所有的變量均為內生變量,分析一個變量的變動會對其他變量的影響程度。本文計量模型設計如下:

表2 各區域變量的統計特征

(1)

(2)

上式(1)中,i代表不同的區域(省、市、自治區),t代表時間;αi代表不可觀測的個體效應,p表示滯后期變量的回歸0系數;參考前人的面板數據的研究[27],γit表示的是個體的時點效應;μi,t為模型的隨機擾動項,其服從正態分布。上式(2)中,SO2it、LNTECit和INDit分別代表了各省、市、自治區在不同時期的廢氣中二氧化硫的排放量、技術創新和產業升級。上式(3)中,SO2i,t-j,LNTECi,t-j和INDi,t-j分布代表了各變量的滯后j期。

個體效應和時間效應均會對模型的檢驗結果造成一定的影響,所以在進行模型估計前應該把它們消除,以提高模型結果的有效性。由于GMM估計方法比較穩健,故本文采用GMM估計方法來對模型的變量進行參數的估計。考慮到本文研究數據的時間闊度并不長(15年),結合數據頻率以及根據AIC和SIC最小的原則,又為了保證不同區域的統一性,選取最優滯后階數為2(即p=2)的模型進行估計[28]。

(三)脈沖響應分析

脈沖響應指的是在一個內生變量上施加一個脈沖函數所引起另一個內生變量的時間響應,其變化的特征可以用脈沖響應函數圖來進行描述。以下分別從全國、東部、中部、西部層面的脈沖響應圖出發,分析環境規制、技術創新、產業升級三者之間的相互關系(參見表3～6)。

1.全國層面分析

首先,我們首先分析環境規制對于技術創新和產業升級的沖擊作用。表3左側所示,除了1期外,SO2排放量的增加引起技術創新的變化值均為正值,即環境規制強度的提高會抑制技術創新活動,由于治理環境需要大量的資金及人力成本,加大了相關部門的投入,相應的技術創新投入縮減,所以降低了技術創新水平。SO2排放量對于產業升級的沖擊作用均是促進作用,換句話說,環境規制的加強會對產業升級產生負面作用。

然后,我們再研究技術創新對于環境規制和產業升級的影響作用(表3中間)。SO2排放量對于技術創新沖擊的響應除了第6期外均在0刻度線以上,說明首先技術創新的加強會帶動SO2排放量的增加,換句話就是說會減少環境規制強度,一方面,技術創新水平的增加,會增加資本對于創新活動的投入,因此,會減少對環境保護環節的資金支持;另一方面,技術的進步,會刺激社會生產力的提高,從而促進制造業工業的大幅度上升,產生了更多的污染物(廢水、廢氣等),這樣也增加了環境的壓力;等到了一定時期,技術創新則會促進環境規制的強度。大多數情況,技術創新正向作用于產業升級,即技術創新水平的提高,會改變原來三大產業占比,更顯著的激勵第二、第三產業的產值,從而帶動產業向第二、第三產業升級的方向發展。

最后,我們分析產業升級對于環境規制和技術創新的影響(表3右邊)。從表中可以看出,產業升級對于SO2排放量的影響一直是負向的,即產業升級對環境規制有著促進的作用。另外,我們可以發現,技術創新對于產業升級的波動響應均是正值,則說明第二、第三產業的發展會促進技術創新水平的增加。

2. 東部層面分析

表3 全國層面SO2排放量、技術創新和產業升級之間的脈沖響應函數表

首先,先看環境規制對于技術創新和產業升級的沖擊影響(表4左邊)。我們看SO2排放量對于技術創新的影響,數值處于一種波動的狀態,1期和2期時,技術創新曲線在0刻度線以下,其余的均為正值,即大多數時期,東部SO2的排放量的增加會增加技術創新水平,表示東部地區的環境規制會抑制技術創新水平。對于SO2排放量與產業升級之間的關系,我們可以看到,與全國層面的曲線差不多,東部的曲線除了0時期外,其他均在0刻度線以上,所以說明環境規制強度越大,會造成產業升級水平的降低。

表4 東部地區SO2排放量、技術創新和產業升級之間的脈沖響應函數表

然后,我們分析一下技術創新對于環境規制和產業升級的影響(表4中間)。我們可以看到,SO2排放量對于技術創新沖擊的響應是先正后負,即西部地區技術創新對于環境規制的影響呈現U型,先技術創新的增加會阻礙環境規制的強度,然后到達一定的時期后,技術創新的改善會促進環境規制水平。另外,我們可以看出,除了第一期外,技術創新的變化引起產業升級的波動值均在0刻度以上,即說明技術創新的增加會正向作用于產業升級,隨著技術創新的提高,第二、三產業的生產效率提高,最終導致第二、三產業占比的逐步增加。

最后,我們探究產業升級對于環境規制和技術創新的影響效果(表4右邊)。SO2排放量對于產業升級沖擊的響應位于0刻度以下,則可以說明產業升級對于環境規制有促進作用。另外,我們發現,只有1期時,產業升級對于技術創新的影響是負值,其余的均在0刻度以上,這說明東部區域的產業升級一般會促進技術創新水平。

表5 中部地區SO2排放量、技術創新和產業升級之間的脈沖響應函數表

3. 中部層面分析

首先,我們研究環境規制對于產業升級和技術創新的影響(表5左邊)。看表所示,SO2排放量的增加反向作用于技術創新活動,即說明區域的環境規制會帶動技術創新的提高。接下來,我們看所有時期中,SO2排放量對技術創新的影響作用為正,則反向說明了中部的環境規制一般會抑制技術創新水平的提升。

然后,我們考察技術創新對于環境規制和產業升級的作用效果(表5中間)。我們可以發現技術創新對于SO2排放量的影響一直是正向的,即說明中部地區的技術水平的提高會抑制環境規制的強度。另外,產業升級對技術創新沖擊的響應是先負后正的,除了0時期外,一直處在0刻度線以上,則說明了技術創新會帶動產業升級水平的提高。

最后,我們研究產業升級對于環境規制和技術創新的影響。我們看到SO2排放量對于產業升級沖擊的響應值均為正值,也就是說中部區域的產業升級對于環境規制有抑制作用。再分析所有的數值均處于0刻度以下,即產業升級對于技術創新的影響為負,說明中部產業升級水平的提升,會抑制技術創新的發展。

4. 西部層面分析

首先,我們分析環境規制對于技術創新和產業升級的影響情況。分析SO2排放量對于技術創新是負向的抑制作用;即同中部一樣,說明在西部的環境規制會對技術進步水平有促進作用。另外,我們可以看出,SO2排放量對于產業升級影響一直處于0刻度以上,則說明西部的環境規制會對產業升級有抑制作用。

然后,分析技術創新對于環境規制與產業升級的影響效果。我們可以看到,SO2排放量對技術創新水平的脈沖響應在0刻度以上,即技術創新的改進會增加SO2的排放量,換句話說西部區域的的技術創新水平會抑制環境規制強度。從脈沖響應表中數據,我們可以看出,除了0期外,大多數時期產業升級對于技術創新的沖擊響應函數一直為正值,與中部情況一致,說明西部區域的技術創新會促進產業升級的提高。

最后,我們研究產業升級對于環境規制和技術創新的影響。SO2排放量對于產業升級的脈沖響應我們可以看出,SO2排放量對于產業升級的脈沖響應在0刻度以上,說明了西部地區的產業升級會對環境規制產生抑制作用。再分析可以發現技術創新對于產業升級的脈沖響應都是負值,則說明西部的產業升級會抑制技術創新水平的增加,這與全國與中部地區的結果一致。

表6 西部地區SO2排放量、技術創新和產業升級之間的脈沖響應函數表

5. 總結

以上分析了全國、東部、中部和西部4個范圍的環境規制、技術創新和產業升級之間的相互關系,這里對上面的分析做一個簡單的總結(見表7)。表中的箭頭表示前一個變量對后一個變量的沖擊影響,即前一個變量的變化會導致后一個變量變化的方向。(t期)則代表t期為轉折點;(m、n期正)則表示除m和n期以外,其他期的影響值為負;(d、e期負)則表示除了d和e期為負,其他期的沖擊效用為正。

表7 脈沖響應小結

五、結論與啟示

(一)結論

本文借助了面板VAR模型,對全國、東部、中部和西部四個區域的環境規制、技術創新和產業升級分別進行了實證研究,通過各自的脈沖響應圖我們可以發現:

第一,關于環境規制與技術創新之間的關系，全國和東部區域環境規制對于技術創新的沖擊影響正負波動的,而中部和西部的環境規制對于技術創新的沖擊影響是正向的,即環境規制對技術創新的作用不明顯。另一方面,除了東部區域和少數時期外,各區域的技術創新對于環境規制的作用是負向的,即說明技術創新的增加會抑制環境規制的強度。

第二,關于環境規制與產業升級之間的關系，除了東部區域少數時期,全國、中部和西部的環境規制對產業升級的影響是負向的,說明環境規制的加強會抑制產業升級。另外,關于產業升級對于環境規制的沖擊影響,全國和東部區域是正向的作用,而中部和西部的區域是負向的,所以產業升級對環境規制的作用不明顯。

第三,關于技術創新與產業升級之間的關系，一方面,技術創新對于產業升級的影響效應,除了少數時期外,全國、東部、中部和西部區域均為正值,即技術創新會帶動產業升級水平。另一方面,全國、東部區域產業升級對于技術創新的影響作用為正的,而中部、西部地區的影響卻是負的,所以,產業升級對技術創新的影響不顯著。

(二)啟示

第一,綜合整體的情況,除了東部個別時期以外,環境規制的加強會抑制產業升級的水平,因此,在中國現有的實際情況中,我們可能需要通過減弱對環境規制的力度,去促進區域產業結構的升級。

第二,通過全國、東部、中部和西部面板數據的分析,我們發現技術創新對于產業升級有正向的促進作用,我們可以通過引進外來技術,和加大科技創新投資等方式,間接的促進產業結構的升級。

第三,不同區域環境規制、技術創新和產業升級三者之間的關系不同,我們需要結合實際的情況,針對不同的區域,建立不同的政策措施,才能縮小區域間經濟水平的差距,使的全國各地區得以協調發展。

第四,環境問題對于社會的影響作用將會越來越大,所以,我們在謀求發展的同時,不能摒棄對環境的治理力度,要利用環境的外部效益去提高經濟增長速度,做到“健康”“合理”的優質發展。

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[責任編輯:陳宇涵]

2017-03-06

束金明,1993年生,男,安徽合肥人,安徽工業大學碩士生,研究方向為區域經濟增長,(電子信箱)1360280230@qq.com。洪功翔,1964年生,男,安徽廬江人,安徽工業大學教授,研究方向為國有企業改革與發展。

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.04.002

F124.3;X321.2

A

1672-5956(2017)04-0009-10