徐鴻翔，韓先鋒，宋文飛

（1.西安交通大學(xué) 經(jīng)濟與金融學(xué)院，西安 710061；2.西北大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710127）

0 引言

隨著經(jīng)濟增長與環(huán)境污染矛盾的日益突出，“綠色化”和“低碳化”已成為各國培育新的經(jīng)濟增長點的重大戰(zhàn)略選擇。毫無疑問，加強環(huán)境規(guī)制，實現(xiàn)清潔生產(chǎn)和綠色發(fā)展已成為推動中國工業(yè)可持續(xù)發(fā)展重點，尤其是如何加強對污染密集產(chǎn)業(yè)進行升級改造，促使其實現(xiàn)綠色化和清潔化的重要性和緊迫性日益凸顯。

污染密集產(chǎn)業(yè)是指在生產(chǎn)過程中若不加以治理會直接或間接產(chǎn)生大量污染物的產(chǎn)業(yè)。本文認為，污染密集產(chǎn)業(yè)是指相對其他產(chǎn)業(yè)而言，污染物產(chǎn)生的更多、排放物更為密集的產(chǎn)業(yè)。目前，學(xué)術(shù)界對污染密集產(chǎn)業(yè)的研究主要集中于以下兩方面：一是污染密集產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以此檢驗“污染避難所效應(yīng)”是否成立，如Dam and Schohen[1]、Hitam and Borha[2]、何龍斌[3]；二是環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)貿(mào)易的影響，如陸旸[4]、傅京燕等[5]。鮮有文獻涉及環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。李長青等[6]利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，通過技術(shù)創(chuàng)新的投入指標、產(chǎn)出指標、效率指標和基于DEA的Maluquist生產(chǎn)率及其分解指標，對污染密集產(chǎn)業(yè)中不同類型企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力進行了對比分析。從以上分析可以看出，關(guān)于環(huán)境規(guī)制與污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究還不多見。與以往研究不同的是，本文運用面板協(xié)整檢驗和誤差修正模型等方法，使用2004～2011年中國污染密集產(chǎn)業(yè)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的面板數(shù)據(jù)，來考察環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新影響的長期和短期差異。以期為促進污染密集產(chǎn)業(yè)升級，轉(zhuǎn)變轉(zhuǎn)變我國工業(yè)發(fā)展方式提供一定理論參考。

1 模型設(shè)計與檢驗

1.1 模型構(gòu)建與變量設(shè)計

由于我國污染密集產(chǎn)業(yè)對環(huán)境規(guī)制的敏感性可能存在較大差異，技術(shù)創(chuàng)新水平也不盡相同，因此，各行業(yè)環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新水平的影響也可能表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性特征。為了便于從強度效度和時期效應(yīng)的雙重視角客觀反映環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響，我們構(gòu)建了如下面板數(shù)據(jù)模型：

其中，ERit表示i行業(yè)t時期的環(huán)境規(guī)制水平，RDit為i行業(yè)t時期的技術(shù)創(chuàng)新投入水平變量，Patit為i行業(yè)t時期的技術(shù)轉(zhuǎn)換水平變量，Proit為i行業(yè)t時期的技術(shù)轉(zhuǎn)化水平變量。 εit為滿足 E(εit)=0 和 var(εit)=σ2的隨機擾動項。模型回歸參數(shù)τ、ν和ι的正負與大小分別反映了環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平與技術(shù)轉(zhuǎn)化水平影響的程度及方向。如果上述模型的變量服從面板單位根過程，且殘差εit～I(0)，則模型(1)、(2)和(3)均為協(xié)整模型。主要變量設(shè)定如下：

（1）技術(shù)創(chuàng)新：目前學(xué)術(shù)界通用的衡量技術(shù)創(chuàng)新的指標主要是從技術(shù)創(chuàng)新活動的投入和產(chǎn)出兩方面來考慮。從投入角度來看，一般用R＆D經(jīng)費支出來做代理變量。從產(chǎn)出角度來看，學(xué)者們采取了不同的指標，主要包括：專利授權(quán)量、發(fā)明專利量以及新產(chǎn)品銷售收入等。顯而易見，專利是反映研發(fā)資源轉(zhuǎn)換為技術(shù)成果的重要變量，新產(chǎn)品銷售收入是衡量研發(fā)創(chuàng)新給企業(yè)帶來經(jīng)濟效益的可靠指標，二者可分別有效反映研發(fā)創(chuàng)新活動的技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)轉(zhuǎn)化水平。為更加全面地反映環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的實際情況，本文將技術(shù)創(chuàng)新活動劃分為“研發(fā)投入—技術(shù)轉(zhuǎn)換—技術(shù)轉(zhuǎn)化”三階段來研究環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，分別選取R＆D經(jīng)費支出、專利授權(quán)量、新產(chǎn)品銷售收入等依次作為三階段技術(shù)創(chuàng)新活動的替代變量，并對指標數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理，該比值越大說明技術(shù)創(chuàng)新水平越高。

（2）環(huán)境規(guī)制，對環(huán)境規(guī)制的度量方法較多，可以使用工業(yè)廢氣排放達標率、工業(yè)污染治理投資額等表示，但這些指標均是從一個治理的角度對環(huán)境規(guī)制進行度量，沒有從規(guī)制效果的綜合視角來度量。Sonia BenKheder(2008)用GDP/Energy度量環(huán)境規(guī)制強度，他認為使用這個變量的好處在于可以度量政府針對環(huán)境的一系列規(guī)則和條款的真正影響效果[7]。一般來說，在總產(chǎn)值不變的情況下，能源消費越少，污染排放量也會相應(yīng)降低，該值越大，說明節(jié)能減排效果越明顯，即單位GDP的綠色能力越強，也預(yù)示著環(huán)境規(guī)制強度越大。鑒于該指標的優(yōu)越性，我們選用GDP/Energy來衡量污染密集產(chǎn)業(yè)的環(huán)境規(guī)制。

1.2 研究樣本與數(shù)據(jù)來源

在分析環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)前，須對污染密集產(chǎn)業(yè)的范圍進行界定，由于數(shù)據(jù)可得性以及研究目的的不同，學(xué)者們根據(jù)排污強度大小對污染密集產(chǎn)業(yè)的范圍界定標準存在一定差異。參照沈能[8]基于排污強度大小對污染密集產(chǎn)業(yè)的劃分標準，本文界定的污染密集產(chǎn)業(yè)包括：煤炭開采和洗選業(yè)，石油和天然氣開采業(yè)，黑色金屬礦采選業(yè)，有色金屬礦采選業(yè)，非金屬礦采選業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，橡膠制品業(yè)，塑料制品業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，燃氣生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等共17個細分行業(yè)。本文研究的所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

1.3 面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗

在進行經(jīng)驗分析之前，需要檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。對于面板數(shù)據(jù)考慮下面的AR(1)過程：

式（4）中，xit表示模型中外生變量向量，包括各個橫截面的固定影響和時間趨勢，參數(shù)ρi為自回歸系數(shù)，隨機誤差項uit滿足獨立同分布假設(shè)，若|ρi|＜1，則對應(yīng) yi平穩(wěn)序列。

本文采用 Levin,Lin&Chu t（LLC）、Fisher-ADF 和Fisher-PP三種面板單位根檢驗方法進行平穩(wěn)性檢驗。面板單位根檢驗表明，所有變量均在LLC檢驗、ADF-Fisher檢驗、PP-Fisher檢驗中通過了顯著性檢驗（見表1），表明面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

為了避免出現(xiàn)偽回歸，在對面板數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計前，需要分別檢驗ER與RD、ER與Pat、ER與Pro的協(xié)整關(guān)系。這里采用得Pedroni[9]的面板協(xié)整檢驗方法。Pedroni構(gòu)造了七個檢驗面板協(xié)整的統(tǒng)計量，其中四個是用聯(lián)合組內(nèi)尺度進行描述的，即Panelv-stat、Panel PP-stat、Panelρ -stat、Panel ADF-stat，另外三個是用組間尺度來描述的，即 Group ρ -stat、Group ADF-stat、Group PP-stat。七個檢驗面板協(xié)整的統(tǒng)計量中，除Panelv-stat為右尾檢驗外，其余均為左尾檢驗。這些統(tǒng)計量可表示如下：

面板協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示。Pedroni[10]認為，當(dāng)樣本期相對較長時（如T＞100），七個統(tǒng)計量的偏誤都較小而且效能也很高；當(dāng)樣本期較短時（如T≤20），Panel ADF-stat和 Group ADF-stat效果最好，Panelv-stat和Group ρ -stat效果最差，Panelρ -stat、Panel PP-stat、Group PP-stat效果居中。由于本文實證研究的時間跨度為2004～2011年（T=8），故這里主要依據(jù)Panel ADF-Stat統(tǒng)計量和Group ADF-Stat統(tǒng)計量檢驗結(jié)果，其余統(tǒng)計量僅作為參考。

綜上所述，ER與RD、ER與Pat、ER與Pro之間均存在協(xié)整關(guān)系?；谌A段技術(shù)創(chuàng)新活動的多角度協(xié)整檢驗表明，環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新之間存在長期的均衡關(guān)系，即模型（1）～（3）的設(shè)定均是正確的。

表2 環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)整檢驗

2 實證分析

2.1 環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的長期效應(yīng)

根據(jù)污染密集產(chǎn)業(yè)17個細分行業(yè)2004～2011年的面板數(shù)據(jù)，本文認為變量ER與RD、ER與Pat、ER與Pro之間應(yīng)建立固定效應(yīng)變系數(shù)模型。這里采用EGLS估計方法分別對這三個面板數(shù)據(jù)模型進行參數(shù)估計，得到的結(jié)果見表3所示。對上述三個面板模型的具體估計方程分別如模型(12)～(14)所示。由和F值可知，模型(12)～(14)均具有較高的擬合憂度，且總體線性關(guān)系顯著。DW值均在2左右說明模型不存在自相關(guān)問題。絕大多數(shù)行業(yè)的ER系數(shù)均顯著通過t檢驗，表明環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期影響顯著。模型中截距項是效率參數(shù)，其值越大，表明其它因素對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用越大，它實際上代表的是技術(shù)創(chuàng)新活動中不能被環(huán)境規(guī)制所解釋的部分，其中10.346、3.798、12.206分別反映了環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平、技術(shù)轉(zhuǎn)化水平促進的整體效果，截距的固定影響α、κ、δ均反映了各行業(yè)之間的差異。ER的系數(shù)χ、φ、θ均表現(xiàn)為各行業(yè)的彈性系數(shù)，分別反映了環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)開發(fā)水平的長期影響效果。

由表3可知，環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期促進效應(yīng)明顯，但具有一定的異質(zhì)性特征，主要表現(xiàn)如下：(1)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等行業(yè)三階段技術(shù)創(chuàng)新活動的截距項均較大，說明上述行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平受環(huán)境規(guī)制之外的綜合因素影響較大。而燃氣生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，黑色金屬礦采選業(yè)等行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平受環(huán)境規(guī)制之外的綜合因素影響較?。?2)黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)和非金屬礦物制品業(yè)具有較高的研發(fā)投入彈性系數(shù)和技術(shù)轉(zhuǎn)化影響系數(shù)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的技術(shù)轉(zhuǎn)換水平系數(shù)較高，但就黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)而言，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)轉(zhuǎn)換水平的促進效應(yīng)最大，研發(fā)投入次之，技術(shù)轉(zhuǎn)化最??；(3)環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)投入、技術(shù)轉(zhuǎn)換和技術(shù)轉(zhuǎn)化的促進效應(yīng)均較小，但其對技術(shù)轉(zhuǎn)化水平的促進效應(yīng)更大，技術(shù)轉(zhuǎn)換次之，研發(fā)投入最小。環(huán)境規(guī)制對塑料制品業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新促進作用亦較小，但其對技術(shù)轉(zhuǎn)換水平的促進作用更為明顯，技術(shù)轉(zhuǎn)化次之，研發(fā)投入最小。環(huán)境規(guī)制對石油和天然氣開采業(yè)的研發(fā)投入水平驅(qū)動效應(yīng)更大，技術(shù)轉(zhuǎn)換次之，技術(shù)轉(zhuǎn)化最小且不顯著；(4)環(huán)境規(guī)制對化學(xué)纖維制造業(yè)，非金屬礦采選業(yè)等行業(yè)的研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平以及技術(shù)轉(zhuǎn)化水平的影響均處于中等水平，但不同行業(yè)亦存在一定的差異；(5)環(huán)境規(guī)制對研發(fā)投入水平影響的彈性系數(shù)平均水平為1.05，對技術(shù)轉(zhuǎn)換水平影響的彈性系數(shù)平均水平為1.42，而對技術(shù)轉(zhuǎn)化水平的平均影響系數(shù)為1.20，可見，環(huán)境規(guī)制確實對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著重要促進作用，但促進效應(yīng)整體表現(xiàn)為明顯的階段性差異，即技術(shù)轉(zhuǎn)換＞技術(shù)轉(zhuǎn)化＞研發(fā)投入。

表3 環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的長期效應(yīng)

進一步從環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新長期促進效應(yīng)的影響特征來看，不難得出：化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等五個行業(yè)呈現(xiàn)“高高高”特征；煤炭開采和洗選業(yè)，黑色金屬礦采選業(yè)，有色金屬礦采選業(yè)，非金屬礦采選業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，橡膠制品業(yè)，塑料制品業(yè)等八個行業(yè)呈現(xiàn)“低低低”特征；造紙及紙制品業(yè)表現(xiàn)出“低高低”特征；石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)則表現(xiàn)為“高低低”特征；環(huán)境規(guī)制對燃氣生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用僅體現(xiàn)在研發(fā)投入和技術(shù)轉(zhuǎn)化階段，而對石油和天然氣開采業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動效應(yīng)則僅體現(xiàn)在研發(fā)投入和技術(shù)轉(zhuǎn)換階段。綜上可知，環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期影響效應(yīng)存在顯著的階段和行業(yè)異質(zhì)性現(xiàn)象。

2.2 環(huán)境規(guī)制對污染密集型產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的短期效應(yīng)

在模型(12)～(14)的長期均衡關(guān)系成立的基礎(chǔ)上，我們進一步對環(huán)境規(guī)制與污染密集產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平、技術(shù)轉(zhuǎn)化水平之間的短期波動影響進行分析。為此，本文通過引入長期均衡關(guān)系模型產(chǎn)生的殘差序列ECMit，分別建立式(15)～(17)的一階差分誤差修正模型(PVECM)。

其中，Δ為一階差分，i=1，2，…，n;t=1，2，…，T ，差分項反映了短期波動的影響，n表示個體截面成員的個數(shù)，T為面板數(shù)據(jù)的時間跨度。污染密集產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)轉(zhuǎn)化水平的變動均可以分為兩部分：一是短期環(huán)境規(guī)制的波動影響；二是偏離長期均衡的影響。?、ρ和ω均為誤差修正系數(shù)，其值大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。若?、ρ和ω為零的原假設(shè)不成立，則誤差修正機制產(chǎn)生，檢驗說明環(huán)境規(guī)制與污染密集產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)轉(zhuǎn)化水平的長期均衡關(guān)系是可靠的，反之是不可靠的。若拒絕π、?和υ為零的原假設(shè)，說明變量之間存在短期波動影響，反之則不存在短期波動影響。

根據(jù)模型(15)～(17)檢驗環(huán)境規(guī)制的短期波動對污染密集產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)轉(zhuǎn)化水平長短期波動的影響，估計結(jié)果如表4所示。表4中絕大多數(shù)行業(yè)的誤差修正項系數(shù)均顯著為負，誤差修正機制發(fā)生，基于“研發(fā)投入—技術(shù)轉(zhuǎn)換—技術(shù)轉(zhuǎn)化”的不同角度進一步證實環(huán)境規(guī)制是污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期原因，即其檢驗結(jié)論是可靠的，表明當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以一定的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。誤差修正項系數(shù)為負，具有反向修正作用，在t-1期內(nèi)，若研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)轉(zhuǎn)化水平低于長期均衡值，則誤差修正為負，使得ΔRDit、ΔPatit、ΔProit增加，以縮小各階段技術(shù)創(chuàng)新水平的偏移，使得技術(shù)創(chuàng)新水平向長期均衡移動。反之，若上一年度研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)轉(zhuǎn)化水平高于長期均衡值，則誤差修正項會促使ΔRDit、ΔPatit、ΔProit減小，技術(shù)創(chuàng)新水平會向與環(huán)境規(guī)制水平協(xié)調(diào)的方向調(diào)整?？梢?，在短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新水平的關(guān)系可能偏離長期均衡水平，但他們的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度較快。但是各行業(yè)研發(fā)投入水平、技術(shù)轉(zhuǎn)換水平和技術(shù)轉(zhuǎn)化水平的提升速度均存在較大差異，ECMi，t-1的調(diào)整力度不同。

環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的短期影響亦具有明顯的異質(zhì)性特征。主要表現(xiàn)在：一是環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的短期影響具有明顯的階段性差異（見表5）；二是環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的短期影響具有顯著的行業(yè)差異；三是從表5列示的短期動態(tài)關(guān)系來看，環(huán)境規(guī)制與我國絕大部分污染密集產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入水平或技術(shù)轉(zhuǎn)換水平或技術(shù)轉(zhuǎn)化水平序列之間的關(guān)系密切，說明環(huán)境規(guī)制是這些行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平變動的短期原因。而有色金屬礦采選業(yè)和化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)兩個行業(yè)的三階段影響系數(shù)均不具有統(tǒng)計上的顯著性，說明短期內(nèi)這兩個行業(yè)環(huán)境規(guī)制的加強并未對技術(shù)創(chuàng)新提升產(chǎn)生影響。

短期與長期比較發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的長短期效應(yīng)存在一定的異質(zhì)性現(xiàn)象。主要表現(xiàn)在：一是環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)所有細分行業(yè)的研發(fā)投入具有顯著的長期促進效應(yīng)，但僅對黑色金屬礦采選業(yè)和醫(yī)藥制造業(yè)等9個行業(yè)短期效應(yīng)明顯。環(huán)境規(guī)制對黑色金屬礦采選業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)的短期促進效應(yīng)明顯高于長期促進效應(yīng)，而環(huán)境規(guī)制對塑料制品業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)等行業(yè)的長期促進效應(yīng)則明顯大于短期促進效應(yīng)；二是在非金屬礦物制品業(yè)，造紙及紙制品業(yè)等行業(yè)中，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)轉(zhuǎn)換水平的長期促進效應(yīng)小于短期促進效應(yīng)，煤炭開采和洗選業(yè)，黑色金屬礦采選業(yè)等行業(yè)則恰恰相反，環(huán)境規(guī)制對不同行業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)換水平長短期影響的顯著性亦存在明顯差異；三是環(huán)境規(guī)制對煤炭開采和洗選業(yè)等行業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)化水平的長期促進效應(yīng)大于短期效應(yīng)，但其對造紙及紙制品業(yè)，燃氣生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等行業(yè)的影響效應(yīng)則恰恰相反，此處不再贅述?？傮w看來，環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的影響出現(xiàn)了明顯的行業(yè)異質(zhì)、長短期異質(zhì)以及階段異質(zhì)現(xiàn)象。

表5 環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的異質(zhì)性特征

3 結(jié)論

本文通過建立面板數(shù)據(jù)模型，采用17個污染密集細分行業(yè)2004～2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用面板協(xié)整、面板誤差修正模型等方法從實證角度剖析了環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期和短期影響。通過研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，環(huán)境規(guī)制強度的提高可以推動污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平改善；環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期效應(yīng)表現(xiàn)為明顯的階段性差異，即總體表現(xiàn)為：技術(shù)轉(zhuǎn)換＞技術(shù)轉(zhuǎn)化＞研發(fā)投入，但這種階段性差異具有一定的行業(yè)異質(zhì)性；環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期均衡具有顯著的短期修正效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新水平向均衡狀態(tài)的調(diào)整速度存在明顯的行業(yè)異質(zhì)性；環(huán)境規(guī)制對污染密集產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新長期和短期的影響效應(yīng)存在一定的異質(zhì)性現(xiàn)象。

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