環境規制背景下長三角技術創新與制造業進口質量

高新GAO Xin；董兆艷DONG Zhao-yan

（安徽財經大學，蚌埠 233030）

0 引言與機制梳理

擴大進口、區域一體化、“雙碳目標”等多重國家戰略疊加背景下，作為新一輪改革開放的排頭兵，長三角地區通過技術創新、擴大進口、區域一體化實現并引領全國經貿高質量發展具有重要的現實意義。產品技術復雜度作為產品技術結構的一種表現形式，不僅可以體現貿易結構的轉變，還可以體現中國高水平、高質量開放的階段性成效（盛斌和毛其淋，2017；Acemoglu et al，2020），但是大多僅停留在出口貿易方面和企業、行業以及中間品（服務）層面，對進口貿易和區域差異關注不夠（杜傳忠和管海鋒，2021；楊曉云和趙小紅，2022）。與此同時，進口技術復雜度的研究主要包括測度和行業比較（Marvasi，2012；魏浩和李曉慶，2015），影響機制相關研究還處于“黑匣子”狀態（肖曉軍和陳志鵬，2019）。此外，環境規制等外部環境的變化對企業創新能力以及競爭優勢的形成提出了新的挑戰（高翔和袁凱華，2020），鑒于此，本文將以長三角地區為研究對象，探索技術創新對（制造業）進口質量的影響效應以及環境規制對其產生的作用。

擴大進口除了給本土產品帶來競爭效應外，不同出口市場的進口之間也存在競爭效應。一方面是直接競爭效應，激烈的競爭效應提高了進口產品市場準入條件限制了低技術類產品的進入，擴大了中高技術類產品的進口，提升了產品進口技術復雜度。另一方面是間接競爭效應，激勵競爭會對本土企業以及進口品企業獲利產生差異化影響，導致相關企業會通過技術創新、產品研發來彌補或保持競爭力，進而出現國內產品技術含量提升引致產品進口技術復雜度的提升。因此，可以得出假說1。

假說1：技術創新可以提升產品進口技術復雜度。

遵循成本效應，環境規制會引致企業短期成本增加（孫輝煌和韓振國，2010），導致小型企業的研發資本被擠占，迫使企業只能依靠進口以滿足產品結構升級中對于中高技術類中間品的需求。也就是說，短期內企業生產過程中對于技術類中間品需求的提升提高了中間品進口技術復雜度。因此，可以得出假說2。

假說2：環境規制能夠強化技術創新對進口技術復雜度的正向促進作用。

對于長三角地區①而言，三省一市之間在產業結構、經濟水平以及環境約束方面存在著一些差異。由于嚴格的環境規制迫使企業必須進行技術革新，投入大量經費開發綠色生產技術，環境規制所起的調節作用可能存在地區異質性。因此，環境規制對進口技術復雜度不僅存在明顯的提升作用，還存在顯著的正向調節效應。因此，可以得出假說3。

假說3：環境規制的調節作用存在區域異質性。

1 研究設計

1.1 模型設定

借鑒張艾莉和尹夢蘭（2019），設定計量模型方程（1）：

式（1）中i 為長三角地區三省一市；h 為制造業進口來源國（地區）；j 為制造業細分行業；t 為年份；So 為進口技術復雜度；Rd 為技術創新；Env 為環境規制；Rd×Env 為技術創新與環境規制的交互項；X 為控制變量；βi、γi、δt與εihjt分別表示國家固定效應、個體固定效應、年份固定效應和隨機誤差項；α1、α2與θ 為待估計參數。

1.2 指標選取和數據處理

1.2.1 技術創新（Rd）

采用中國統計年鑒中26 個制造業行業研發投入，即行業層面R&D 經費支出與各省GDP 占比的乘積，作為省際-行業層面技術創新的度量指標。

1.2.2 進口技術復雜度（So）

借鑒Hausmann 等（2007）的測算方法，基于39 個國家（地區）的出口數據，計算出HS6 位碼制造業產品技術復雜度。計算公式如下：

其中，Prodynkt表示從n 國進口的產品k 在t 年的技術復雜度；分子Xnkt/Xnt表示n 國（地區）在t 年k 產品出口額占所有產品出口額的比例；pergdpnt表示國家（地區）n 在t年的人均收入水平，為2007-2019 年的人均GDP，數據來源于世界銀行。其次，將產品技術復雜度數據與2007-2019 年中國海關貿易數據庫進行合并，利用中國進口產品數據測度長三角地區的進口技術復雜度：

其中，Sofnkt表示省份f 從n 國進口的產品k 在t 年的技術復雜度，Xfkt表示省份f 在t 年進口產品k 的金額，Xft表示省份f 在t 年的進口總額。

1.2.3 環境規制綜合指數（Env）

采用任曉松等人計算出來的環境規制綜合指數來衡量環境規制實施程度。該指數取值范圍為0-1，環境規制越嚴格，取值越小。

1.2.4 控制變量選取

參考何思雨（2021）、雷紅敏（2016）等文獻，控制變量主要包括出口國經濟規模（Gdp）、經濟自由度指數（Free）、制造業固定資產投資（Inv）。已有文獻結果表明，出口國經濟規模、經濟自由度指數與進口技術復雜度之間呈正相關，制造業固定資產投資與進口技術復雜度之間呈負相關。

1.2.5 數據處理

本文所選擇的39 個國家（地區）經濟發展水平存在一定的異質性，因此中國從這些國家（地區）的制造業進口也存在差異，這就導致各省制造業進口技術復雜度存在年份、行業、進口來源地為0 值或者缺失值。基于此，本文做出了如下處理：

①對省份、行業、國家（地區）進行編號，只保留具有完整13 個年份的編號；②這些編號具有完整的時間維度和省份維度，但是進口來源地和制造業行業存在差異；③由于經濟自由度指數是指數類數據，因此模型對除經濟自由度指數外所有變量進行取對數處理，以盡可能降低異方差對模型估計結果可能產生的影響。

2 實證分析結果與政策建議

2.1 基準回歸結果

本文以2007-2019 年長三角區域制造業進口作為研究樣本，從進口來源國-行業-省際維度對技術創新對進口技術復雜度影響效應以及環境規制起的調節作用進行研究。結果如表1 所示：（1）（4）列表明技術創新對產品進口技術復雜度存在顯著的正向效應。（4）列還表明環境規制的系數顯著為負，說明環境規制對產品進口技術復雜度存在顯著的正向效應。與此同時，環境規制與技術創新的交互項顯著性水平下顯著為正，但是其系數較小也揭示了中國的環境規制存在微弱的調節作用。控制變量方面，經濟自由度指數、目的國經濟規模與產品進口技術復雜度之間存在正向影響關系，制造業固定資產投資則負相關，經濟學含義與已有文獻的預期的結果一致（何思雨，2021；雷紅敏，2016）。

表1 技術創新、環境規制與進口技術復雜度

2.2 穩健性檢驗

在基準回歸的基礎上變換了解釋變量和回歸方法以驗證上述結論是否具有穩健性，因此做了如下穩健性檢驗：

第一，采用技術創新滯后一期的變量替代調節變量，研發經費從審批到最終落實到各省、各行業存在時間滯后效應進而對于進口技術復雜度的影響產生滯后作用。

第二，行業層面專利申請數與各省GDP 占比的乘積作為技術創新的替換變量，技術創新除了創新投入，以專利數衡量的創新產出也能夠說明我國的創新水平。

第三，對被解釋變量進行縮尾處理以消除極端值和異常值。

結果如下：與表1 結果對比，表2 的回歸結果表明各變量之間除了回歸系數發生微弱波動外，方向和顯著性平均基本相同，技術創新水平、環境規制對進口技術復雜度仍具有提升作用，環境規制對技術創新仍存在正向促進作用。

表2 穩健性分析

2.3 異質性檢驗結果

將環境約束程度劃分為環境規制嚴格和環境規制松懈，其中環境規制指數小于等于平均值0.474 的為環境規制嚴格。

根據表3 結果顯示可知：環境規制松懈，技術創新與產品進口技術復雜度在5%的顯著性水平下顯著為負，表明環境規制松懈的背景下技術創新不利于進口技術復雜度的提升，進而要求政府要加大環境規制強度，促進技術創新對進口技術復雜度的影響效應。然而，環境規制相對嚴格的背景下，技術創新與進口技術復雜度呈正相關但不顯著主要是因為本文所采用的環境規制綜合指數是個整體的概念，沒有充分考慮地區的異質性，因此，在制定環境規制政策時需要因地制宜。

表3 環境約束異質性

2.4 政策建議

第一，由于技術創新對于進口技術復雜度都存在正向影響，企業作為創新性行為的主體，應該推進技術創新規范化、專業化，進而推動技術創新的國際標準化。擁有多數由中國主導制定的國際標準，才能有實力爭奪國際貿易主導權。同時，應重視創新性人才的培養，加強創新創業平臺建設，完善創新成果轉化機制。

第二，由于環境規制在技術創新對進口技術復雜度的促進中發揮了重要的保障作用，加強環境規制的力度的同時，各級政府還應充分考慮其地區、行業的實際情況，不能“一刀切”，需要制定差異化的、符合自身特點的政策體系。

第三，考慮到技術創新對進口產品技術復雜度的影響以及環境規制的調節作用具有區域異質性，長三角區域應該秉持“高質量一體化”理念，加快構建“共商共建共享”體制，切實推進長三角一體化示范區建設。

注釋：

①長三角地區主要為江蘇、浙江、上海、安徽。