技術創新對環境污染的影響研究

【摘?要】本文以產業結構升級為門檻變量構建門檻回歸模型，實證分析技術創新對環境污染的影響。結果顯示，基于產業結構升級的門檻效應顯著存在。對于全國而言，單門檻效應檢驗顯著;分地區來看，東西部地區存在雙門檻效應，而中部地區門檻效應不顯著。本文的研究結果對我國的環境污染治理具有重要的啟示。

【關鍵詞】技術創新;環境污染;門檻效應

一、引言及文獻綜述

中國經濟高速增長的背后是普遍而嚴峻的環境污染問題，加強技術創新是解決環境污染問題的根本路徑。目前學術界關于技術創新抑制環境污染的觀點已經達成基本共識，Grossman等人 [1]在分析環境污染的影響因素時發現，技術創新在改善環境質量中發揮著重要作用。也有學者認為技術創新是產業結構升級的直接推動力，劉啟華、樊飛等 [2]證實了技術創新能夠顯著推動產業結構升級的觀點。因此，在討論技術創新對環境污染的影響時，有必要考慮產業結構升級的內在作用。本文將從實證層面驗證產業結構升級是技術創新抑制環境污染的門檻變量，考察技術創新對環境污染作用的異質性效果。

二、變量選取及模型構建

本文選取二氧化硫的排放量作為環境污染的代理指標，用lnSO2表示;技術創新指標選取國內專利申請受理量（項），用對數lntech表示;產業結構升級指標選取第三產業增加值與第二產業增加值的比重（%），用對數lnindus表示。以2004-2017年中國30個省市（不包括西藏）為樣本，數據出自《中國統計年鑒》、《國家統計局》。模型設定參照Hansen（1999）[3]門檻回歸模型：

三、實證分析

首先進行門檻效應檢驗。全國樣本單門檻效應檢驗的P值為0.047，在5%的顯著性水平上通過檢驗;雙門檻效應檢驗的P值未通過檢驗，全國地區存在單重門檻。分地區來看：東西部地區均存在雙重門檻效應，而中部地區基于產業結構升級的門檻效應不存在。

下面進行門檻回歸估計，表1報告了所選樣本的面板門檻回歸結果。

全國來看，當產業結構升級水平lnindus小于門檻值5.417時，技術創新lntech對環境污染lnSO2的影響系數為-0.346，當產業結構升級水平跨越門檻值5.417時，技術創新對環境污染的影響系數變為-0.462，且均在1%的水平上負向顯著。表明隨著產業結構升級水平的提升，技術創新對環境污染的抑制程度會加深，產業結構升級水平的提升能在一定程度上緩解環境污染帶來的負面效應。從東部地區來看，以產業結構升級單一門檻進行估計時，當產業結構升級水平小于5.417和大于5.417時，技術創新系數由-0.353變為-0.467;以產業結構升級雙重門檻進行估計時，當產業結構升級水平分別小于4.727、處于4.727和5.417之間、大于5.417三個區間時，技術創新解釋系數分別為-0.246、-0.293以及-0.405，同樣可以說明隨著產業結構升級水平的提升，技術創新對環境污染的抑制作用逐漸增強。西部地區的門檻估計結果分析與東部地區類似。因此，不論是單門檻還是雙門檻回歸結果均表明：隨著產業結構升級水平的逐步提升，技術創新對環境污染的負向抑制作用也越來越大，產業結構升級在技術創新降低環境污染的過程中充分發揮了門檻作用。

四、結論與啟示

本文實證驗證了在技術創新影響環境污染的過程中，基于產業結構升級的門檻效應顯著存在，且不同產業結構升級水平下技術創新對環境污染的影響存在顯著差異。分區域回歸結果證明，不論是全國還是東中西部地區，隨著產業結構升級水平的提升，技術創新對環境污染的負向抑制作用越來越大。研究結論對我國的環境污染治理具有重要的啟示：各地區技術創新和產業結構升級協同發展，是環境污染防治取得重大成效、實現經濟高效高質量發展的必然選擇。

參考文獻：

[1]Grossman G M，Krueger A B. Economic Growth and the Environment[J]. Quarterly Journal of Economics，1995（2）：2.

[2]劉啟華，樊飛，戈海軍，等 . 技術科學發展與產業結構變遷相關性統計研究[J]. 科學學研究，2005（02）：160-168.

[3]Hansen B E. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J]. Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.

作者簡介：

朱夢成（1995—），女，漢族，安徽安慶人，碩士研究生在讀，重慶大學經濟與工商管理學院，重慶市，郵編：400044，主要從事產業經濟學、金融學研究

（作者單位：重慶大學經濟與工商管理學院）