許長新,胡麗媛

(河海大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京 211100)

1 引言

近年來我國經(jīng)濟(jì)獲得高速增長,GDP年均增長率接近8%,但也伴隨著大量的資源消耗與日益加劇的環(huán)境污染。環(huán)境污染問題已尖銳地暴露出來,凸顯成為經(jīng)濟(jì)增長的焦點(diǎn)。2015年我國工業(yè)廢水排放量達(dá)到199.50億t,工業(yè)二氧化硫排放量達(dá)到1556.70萬t,工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量達(dá)到33.11億t,能源消費(fèi)總量達(dá)到40.22億t標(biāo)準(zhǔn)煤。環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長此消彼長,陷入“經(jīng)濟(jì)—環(huán)境”的怪圈,呈現(xiàn)出兩難格局。我國提出“加快生態(tài)文明體制改革”,樹立并落實(shí)“綠水青山就是金山銀山”理念,使“兩山”由沖突對(duì)立關(guān)系上升為協(xié)調(diào)統(tǒng)一的關(guān)系,推動(dòng)建設(shè)人與自然和諧發(fā)展的現(xiàn)代化,環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長相輔相成,走可持續(xù)發(fā)展之路。創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力,這高度概括了技術(shù)創(chuàng)新的重要意義。考慮到技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展中的重要地位,企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是平衡環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長的根本和有效的渠道。提升技術(shù)創(chuàng)新效率,實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)統(tǒng)一,是我國當(dāng)前亟待解決的難題。

本文將環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長納入同一個(gè)研究框架,綜合考察三者之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。選取我國30個(gè)省區(qū)(未包括香港與澳門特別行政區(qū)、臺(tái)灣地區(qū)和西藏自治區(qū))2008—2015年的省際面板數(shù)據(jù),構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型,運(yùn)用系統(tǒng)GMM探究環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)效益。采用面板門檻模型與空間面板杜賓模型實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系與空間相互關(guān)系,厘清環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新渠道作用于經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理,為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)的“雙贏”提供政策參考,對(duì)制定科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制政策具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

2 文獻(xiàn)述評(píng)

在理論研究方面,對(duì)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間的關(guān)系還存在著爭議,現(xiàn)有研究主要集中在:①直接考察環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)。Jorgenon、Wilcoxen[1]通過環(huán)境規(guī)制對(duì)美國經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致國民生產(chǎn)總值下降2.59%；Levinsohn、Petrin[2]發(fā)現(xiàn),美國造紙業(yè)較高的污染控制成本對(duì)造紙業(yè)的生產(chǎn)率具有抑制作用;Coria、Jaraite[3]以瑞典企業(yè)為研究樣本,發(fā)現(xiàn)CO2排放規(guī)制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)行為與經(jīng)濟(jì)效益不存在顯著影響;Hering、Poncet[4]以我國城市為樣本,研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)出口存在負(fù)向效應(yīng);Albrizio等[5]利用跨國數(shù)據(jù)研究環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)不同生產(chǎn)率企業(yè)的生產(chǎn)率增長率影響的異質(zhì)性,發(fā)現(xiàn)對(duì)生產(chǎn)率排名靠前的企業(yè),環(huán)境規(guī)制趨嚴(yán)會(huì)提高其生產(chǎn)增長率,而對(duì)生產(chǎn)率較低的企業(yè),更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制反而會(huì)降低其生產(chǎn)增長率。囿于數(shù)據(jù)可得性約束,并未對(duì)環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)生產(chǎn)率的作用機(jī)理進(jìn)行分析。②探究環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長間的間接關(guān)系,通過考察環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響,進(jìn)而驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。Porter[6]認(rèn)為,競爭優(yōu)勢(shì)不應(yīng)拘泥于靜態(tài)效率下的最優(yōu)行為,而應(yīng)建立在動(dòng)態(tài)約束下的技術(shù)提升與企業(yè)的創(chuàng)新行為之上。恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,抵消生產(chǎn)要素相對(duì)價(jià)格提升帶來的生產(chǎn)成本增加,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率提升。宋馬林、王舒鴻[7]采用DEA方法將環(huán)境效率分解為技術(shù)因素與環(huán)境規(guī)制因素,提出以技術(shù)進(jìn)步帶動(dòng)環(huán)境保護(hù)與產(chǎn)業(yè)升級(jí),加大環(huán)境規(guī)制,從而推動(dòng)我國環(huán)境效率的提升;Feng等[8]以我國企業(yè)為樣本,發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的提升存在正向積極影響;史貝貝[9]等采用雙重差分法檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制,研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制帶來的經(jīng)濟(jì)紅利具有邊際遞增效應(yīng)。

基于文獻(xiàn)回顧與梳理,本文發(fā)現(xiàn)目前大多數(shù)研究使用的環(huán)境效果變量較單一,且主要檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的兩兩單一關(guān)系,而技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長間存在聯(lián)結(jié)效應(yīng),因此本文試圖做出以下四點(diǎn)邊際貢獻(xiàn):一是運(yùn)用主成分分析法多指標(biāo)系統(tǒng)地測度不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度,并采用隨機(jī)前沿分析法(SFA)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行估計(jì);二是基于動(dòng)態(tài)視角,構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型考察環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響以及技術(shù)創(chuàng)新在兩者關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用;三是采用面板門檻模型實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng),探究環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響;四是構(gòu)建空間面板杜賓模型,驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)。

3 環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理分析

有效的環(huán)境規(guī)制在保護(hù)環(huán)境的同時(shí),也要盡可能降低對(duì)被規(guī)制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的不利影響。技術(shù)創(chuàng)新是平衡政府環(huán)境規(guī)制與地區(qū)經(jīng)濟(jì)績效的決定因素,分析環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理,充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)以實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長的“雙贏”。環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是通過直接效應(yīng)與以技術(shù)創(chuàng)新為中介的間接效應(yīng)綜合作用實(shí)現(xiàn)的,具體的作用機(jī)理見圖1。

圖1 環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理

3.1 環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)

傳統(tǒng)學(xué)派的“遵循成本說”提出,環(huán)境規(guī)制增加了企業(yè)遵循成本,對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率具有抑制效應(yīng),不利于經(jīng)濟(jì)增長。一方面,基于環(huán)境污染的外部性,企業(yè)受制于環(huán)境約束進(jìn)行必要的污染治理投資以改善社會(huì)福利,或引進(jìn)先進(jìn)的減污設(shè)備、開發(fā)使用新的生產(chǎn)工藝,在資金有限的前提下,污染治理投資增加侵蝕了企業(yè)的生產(chǎn)性投資,導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)體生產(chǎn)績效下降,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用。另一方面,政府環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)用社會(huì)資源限定范圍或收取費(fèi)用,使環(huán)境資源具有經(jīng)濟(jì)物品特性,企業(yè)生產(chǎn)對(duì)環(huán)境資源的消耗需要支付必要的費(fèi)用,企業(yè)生產(chǎn)成本提高導(dǎo)致產(chǎn)品銷售價(jià)格上升,在產(chǎn)品需求不變的條件下,使產(chǎn)品利潤率降低,束縛企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效。Christainsen、Haveman[10]認(rèn)為,環(huán)境規(guī)制引致生產(chǎn)成本增加的同時(shí),用于提高質(zhì)量、減少污染的資金投入會(huì)擠占有前景的項(xiàng)目投資。此外,環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)趨嚴(yán)會(huì)占據(jù)部分管理時(shí)間,吸納企業(yè)財(cái)務(wù)資源,抑制企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益提升,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利影響。

3.2 環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟(jì)增長的間接效應(yīng)

以Porter為代表的修正學(xué)派“創(chuàng)新補(bǔ)償說”提出,合理的環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為具有刺激作用,在抵消遵循成本制約的同時(shí),也帶來技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)與結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí),提高企業(yè)生產(chǎn)率水平,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。伴隨環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升,政府的政策傾斜為企業(yè)帶來技術(shù)創(chuàng)新契機(jī),激發(fā)企業(yè)進(jìn)行環(huán)保技術(shù)升級(jí)與生產(chǎn)技術(shù)革新,催生產(chǎn)品創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng),降低企業(yè)生產(chǎn)成本或增加產(chǎn)品價(jià)值。同時(shí),環(huán)境規(guī)制的實(shí)施會(huì)推動(dòng)污染控制技術(shù)的開發(fā)與環(huán)境管理創(chuàng)新,優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)過程,提升資源生產(chǎn)率,產(chǎn)生生產(chǎn)過程中的工藝創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。產(chǎn)品與過程創(chuàng)新補(bǔ)償?shù)墓餐饔?有利于促進(jìn)企業(yè)與產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí),推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。馬海良等[11]提出,通過設(shè)置綠色進(jìn)入壁壘,環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng),推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變,進(jìn)而通過企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)營績效的良性互動(dòng),促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生“遵循成本效應(yīng)”與“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”,環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用效果取決于這兩種效應(yīng)孰優(yōu)孰劣,由于增加成本和創(chuàng)新補(bǔ)償共同作用下的凈效應(yīng)影響方向不能確定,需通過實(shí)證進(jìn)行檢驗(yàn)。

4 研究方法與數(shù)據(jù)

4.1 模型構(gòu)建與方法說明

為探究環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響,本文借鑒現(xiàn)有研究的實(shí)證思路并進(jìn)行拓展,引入因變量經(jīng)濟(jì)增長的一階滯后項(xiàng),以考慮因變量的滯后效應(yīng)和模型可能存在的內(nèi)生性。同時(shí),為體現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新所導(dǎo)致的地區(qū)間環(huán)境規(guī)制行為的博弈性,引入技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng),構(gòu)建計(jì)量模型為:

yi,t=c+φ1yi,t-1+φ2eri,t+φ3rdi,t+φ4er×rdi,t+ΦXi,t+δi+εi,t

(1)

式中,y為經(jīng)濟(jì)增長;er為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度;rd為技術(shù)創(chuàng)新效率;X為其他對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響的控制變量向量;δi為地區(qū)效應(yīng);φ與Ф分別表示參數(shù)與參數(shù)向量;εi,t為殘差項(xiàng)。

4.2 環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)的門檻效應(yīng)

借鑒Hansen[12]面板門檻法,探究不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)是否有差異,即考察環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)的門檻效應(yīng)。以單門檻為例,構(gòu)建估計(jì)模型:

yi,t=c1+θ1eri,t+θ2rdi,t+θ3er×rdi,tI(er≤τ)+θ4er×rdi,tI(er>τ)+ΦXi,t+δi+εi,t

(2)

式中,I(·)為指示函數(shù);環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度er為門檻變量;τ為特定的門檻值。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度er小于門檻值τ時(shí),環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為θ3;當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度er大于門檻值τ時(shí),環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為θ4。多門檻模型可通過引入更多的τ擴(kuò)展得到。

4.3 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)濟(jì)增長y:以地區(qū)人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo),并取其對(duì)數(shù)形式表示。

環(huán)境規(guī)制er:現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于環(huán)境規(guī)制的測度尚存爭議,主要采取以下替代指標(biāo)以衡量環(huán)境規(guī)制:①采用環(huán)境規(guī)制政策表征[13];②不同污染物的排放量[14];③以不同污染物的排放密度作為其替代指標(biāo)[15];④以人均收入水平作為環(huán)境規(guī)制的代理變量[16];⑤以治污投資與工業(yè)產(chǎn)值的比值來衡量[17];⑥基于資源消耗情況[18]?？紤]到單一的衡量指標(biāo)存在不全面性,指標(biāo)體系選取的不完全可能會(huì)造成啡量結(jié)果的偏差，本文基于各地區(qū)的實(shí)際環(huán)境規(guī)制效果指標(biāo)混合衡量,運(yùn)用主成分分析法系統(tǒng)地測度環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。指標(biāo)體系由1個(gè)目標(biāo)層(環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指標(biāo))、3個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)層和9個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)層構(gòu)成,具體為:污染物排放量(單位GDP廢水排放量、單位GDP二氧化硫排放量。單位GDP固體廢物產(chǎn)生量)、資源消耗量(單位GDP水耗、單位GDP能耗)和污染處理率與利用率(廢水處置率、二氧化硫去除率、固體廢物處置率、固體廢物綜合利用率)。本文利用SPSS22.0軟件,運(yùn)用主成分分析法對(duì)各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度進(jìn)行測度。具體處理為:首先,由于各指標(biāo)量綱與單位屬性存在差異,因此進(jìn)行環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度測度時(shí)需要先對(duì)指標(biāo)進(jìn)行處理。單位GDP廢水排放量、單位GDP二氧化硫排放量、單位GDP固體廢物產(chǎn)生量、單位GDP水耗和單位GDP能耗與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度負(fù)相關(guān),取倒數(shù)進(jìn)行度量。同時(shí),為使數(shù)據(jù)具有可比性,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,以得到無量綱數(shù)據(jù)。其次,通過KMO和Bartlett檢驗(yàn)進(jìn)行分析方法的可行性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)符合因子分析的條件,可進(jìn)一步進(jìn)行主成分分析。然后，選擇提取特征根大于1對(duì)應(yīng)的主成分,由此將原始變量轉(zhuǎn)化為新變量指標(biāo),在起到降維作用的同時(shí),基本上包含了原始指標(biāo)的信息。最后進(jìn)行環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度測算,將計(jì)算所得的特征向量矩陣與標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值相乘,得到主成分函數(shù)的表達(dá)式,并以各主成分對(duì)應(yīng)的特征根占所抽取的主成分特征根之和的比值為權(quán)重,得到綜合主成分值。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越高,說明該地區(qū)政府對(duì)環(huán)境實(shí)行了更為嚴(yán)格的控制。

技術(shù)創(chuàng)新rd:近年來學(xué)者們通常采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)與隨機(jī)前沿分析(SFA)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行測度,而隨機(jī)前沿分析法針對(duì)大樣本面板數(shù)據(jù)更具有優(yōu)越性。基于此,本文利用2008—2015年30個(gè)省區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),運(yùn)用隨機(jī)前沿分析法估計(jì)區(qū)域工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率。本文借鑒Battese、Coelli[19]的模型設(shè)定,以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象,構(gòu)造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率隨機(jī)前沿模型(SFA),以專利申請(qǐng)數(shù)為產(chǎn)出指標(biāo),選取R&D經(jīng)費(fèi)與R&D人員全時(shí)當(dāng)量為投入指標(biāo),模型設(shè)定為:

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+μi,t-νi,t,TE=exp(-μi,t)

(3)

式中,i為地區(qū);t為時(shí)間;Y為產(chǎn)出指標(biāo),以區(qū)域規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)表示;X為投入指標(biāo);X1為各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi);X2為R&D人員全時(shí)當(dāng)量;TE為技術(shù)效率,在此處表示技術(shù)創(chuàng)新效率。

控制變量X:主要包括資本因素k,以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額的對(duì)數(shù)表示;勞動(dòng)因素w,以在崗職工平均工資的對(duì)數(shù)來衡量。

基于數(shù)據(jù)的可得性,本文采用2008—2015年的30個(gè)省區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本,數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份的《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。運(yùn)用Stata14.2軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,變量統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

5 實(shí)證結(jié)果與分析

5.1 動(dòng)態(tài)面板模型回歸

通過在回歸模型中引入被解釋變量滯后期,構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型,從動(dòng)態(tài)視角探究環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。為解決動(dòng)態(tài)模型可能存在的內(nèi)生性問題,采用兩步系統(tǒng)GMM方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。同時(shí),公布固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果,從固定效應(yīng)與兩步系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果看,變量系數(shù)的符號(hào)與顯著性一致,表明研究結(jié)果具有穩(wěn)定性,面板數(shù)據(jù)具體回歸結(jié)果見表2。AR(1)和AR(2)的檢驗(yàn)結(jié)果表明,擾動(dòng)項(xiàng)的差分僅存在一階自相關(guān)而不存在二階自相關(guān),Sargan檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型不存在過度識(shí)別,驗(yàn)證了工具變量的有效性。

表2 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

注:***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下檢驗(yàn)通過，表3、表4同。

基于模型(4)的回歸結(jié)果,滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長對(duì)當(dāng)期的影響系數(shù)為0.435,且通過了1%的顯著性檢驗(yàn),驗(yàn)證了我國的經(jīng)濟(jì)增長具有動(dòng)態(tài)的正向持續(xù)性。環(huán)境規(guī)制系數(shù)為-0.038,在1%的水平上顯著,表明環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著負(fù)向抑制作用。這一結(jié)果得到遵循成本假說的支持,在資源配置固定的前提下,企業(yè)污染治理支出將擠占其他生產(chǎn)性投資,造成企業(yè)機(jī)會(huì)成本增加,進(jìn)而抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。技術(shù)創(chuàng)新效率的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正。即技術(shù)創(chuàng)新效率的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正向影響顯著,說明技術(shù)創(chuàng)新效率的提升是推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿?。?duì)控制變量,資本因素與勞動(dòng)力因素的影響系數(shù)均為正且通過了1%的顯著性檢驗(yàn),即資本與勞動(dòng)力投入是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。引入環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)以度量環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng),進(jìn)而測度環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的間接影響。環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)在5%的顯著性水平下為正,表明環(huán)境規(guī)制引致的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用。隨著環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)的趨嚴(yán),企業(yè)若按照原有方式生產(chǎn)必將導(dǎo)致環(huán)境成本增加,為降低成本,企業(yè)會(huì)通過技術(shù)創(chuàng)新手段改善生產(chǎn)工藝或增強(qiáng)減排能力,提升企業(yè)競爭力,在保護(hù)環(huán)境的同時(shí)也能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。

5.2 環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)的門檻效應(yīng)

研究在不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下,環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。單一門檻F值為54.84,P值為0.000,在1%水平上顯著;雙重門檻對(duì)應(yīng)的F值為3.11,P值為0.870,在統(tǒng)計(jì)上不顯著。因此,采用單門檻模型進(jìn)行回歸的結(jié)果見表3。由表3可知,環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),技術(shù)創(chuàng)新系數(shù)為正且在1%水平上顯著,資本和勞動(dòng)力系數(shù)分別為0.165和0.389,且均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)。

表3 環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新交互項(xiàng)的門檻效應(yīng)估計(jì)

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的單一門檻值為0.670,該門檻值將環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度分為兩個(gè)區(qū)段:第一個(gè)區(qū)段是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低水平,當(dāng)er低于門檻值0.670時(shí),er*rd的影響系數(shù)為正,且通過了1%的顯著性檢驗(yàn);第二個(gè)區(qū)段是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較高水平,當(dāng)er高于門檻值0.670時(shí),er*rd的影響系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)。這表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí),環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有正向積極的影響效應(yīng);而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度過高時(shí),環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著抑制作用。究其原因,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度相對(duì)較低時(shí),環(huán)境規(guī)制的實(shí)施會(huì)激勵(lì)企業(yè)提高技術(shù)創(chuàng)新效率,通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”與“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。這與我國環(huán)境規(guī)制的實(shí)踐相符隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件的逐步積累,環(huán)境規(guī)制的制定實(shí)施與企業(yè)承載力聯(lián)系緊密,同時(shí)環(huán)境法律法規(guī)與政策制度日臻完善,以環(huán)境規(guī)制為有效政策工具處理環(huán)境負(fù)外部性的作用逐步呈現(xiàn),刺激企業(yè)主動(dòng)提升技術(shù)創(chuàng)新效率,實(shí)現(xiàn)環(huán)境績效與經(jīng)濟(jì)增長的“雙贏”。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度過高時(shí),由于其自身的成本因素,企業(yè)環(huán)境治理適應(yīng)性成本投入過多,環(huán)境規(guī)制所引致的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)小于其負(fù)面效應(yīng),環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有抑制作用。因此,適度的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度才能有效激勵(lì)企業(yè)提高技術(shù)創(chuàng)新效率,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著積極影響。

5.3 空間溢出效應(yīng)分析

基于地理空間的鄰近性,我國地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長可能存在空間溢出效應(yīng)[20]。空間面板杜賓模型(SPDM)由面板數(shù)據(jù)擴(kuò)展所得,綜合考慮了自變量與因變量的空間相關(guān)性,以考察變量間的空間相互關(guān)系與結(jié)構(gòu)模式。本文基于空間面板杜賓模型研究環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng),構(gòu)建空間計(jì)量模型為:

(4)

本文采用車鄰接方式構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,鄰接元素為1,不鄰接元素為0,設(shè)置海南與廣東相鄰以消除孤島效應(yīng)。運(yùn)用Stata14.2軟件計(jì)算得出我國各地區(qū)2008—2015年環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的Moran′s I指數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示,Moran′s I指數(shù)均在5%的水平上顯著,即環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長均表現(xiàn)出顯著的空間相關(guān)性。本文從直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)三個(gè)層面實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的空間影響效應(yīng),空間面板杜賓模型檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 空間面板杜賓模型檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表4的估計(jì)結(jié)果可知:從直接效應(yīng)角度,環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)回歸系數(shù)為-0.014,通過了1%的顯著性檢驗(yàn),表明各空間單元的環(huán)境規(guī)制對(duì)該空間單元的經(jīng)濟(jì)增長存在顯著負(fù)向影響,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每提升1%，將使該空間單元經(jīng)濟(jì)增長水平平均下降0.014%;從間接效應(yīng)角度,環(huán)境規(guī)制的間接效應(yīng)系數(shù)為-0.055,且通過了1%的顯著性檢驗(yàn),表明環(huán)境規(guī)制對(duì)相鄰空間單元經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出負(fù)向溢出效應(yīng),環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每提升1%，則相鄰空間單元的經(jīng)濟(jì)增長水平平均下降0.055%;從總效應(yīng)角度,環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)估計(jì)系數(shù)為-0.069,且通過了1%的顯著性檢驗(yàn),表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每提升1%,全部空間單元的經(jīng)濟(jì)增長水平下降0.069%。通過比較發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的間接效應(yīng)大于直接效應(yīng),即相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向影響比當(dāng)?shù)丨h(huán)境規(guī)制更明顯。

技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)系數(shù)為0.161,且通過了1%的顯著性檢驗(yàn),說明技術(shù)創(chuàng)新效率每提高1%，則該空間單元經(jīng)濟(jì)增長0.161%;技術(shù)創(chuàng)新的間接效應(yīng)系數(shù)為0.538,且通過了1%的顯著性檢驗(yàn),表明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有正向空間溢出效應(yīng),技術(shù)創(chuàng)新效率每提高1%，使相鄰空間單元經(jīng)濟(jì)增長0.538%;技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)系數(shù)為0.699,通過了1%的顯著性檢驗(yàn),技術(shù)創(chuàng)新效率每提高1%，則全部空間單元經(jīng)濟(jì)增長0.699%。同時(shí),資本與勞動(dòng)要素均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用,表明資本與勞動(dòng)力要素是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的主要正向因素,且資本與勞動(dòng)力投入的直接效應(yīng)大于間接效應(yīng),當(dāng)?shù)氐馁Y本與勞動(dòng)力要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用大于相鄰地區(qū)。

6 結(jié)論與政策涵義

基于2008—2015年我國省際面板數(shù)據(jù),構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)效益,通過面板門檻模型與空間面板杜賓模型,探究環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)與空間溢出效應(yīng),實(shí)證結(jié)果表明:①環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著負(fù)向抑制作用,而技術(shù)創(chuàng)新效率的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正向影響顯著,環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的交互作用正向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。②環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出顯著的單一門檻特征,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí),環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有正向積極的影響效應(yīng)；而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度過高時(shí),環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著抑制作用。③環(huán)境規(guī)制對(duì)相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出明顯的負(fù)向空間溢出效應(yīng),技術(shù)創(chuàng)新對(duì)相鄰地區(qū)具有正向空間溢出效應(yīng)。

以上實(shí)證結(jié)果蘊(yùn)涵重要的政策涵義:首先，需建立適宜的環(huán)境規(guī)制體制,設(shè)置合理的規(guī)制水平,恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度才能有效激勵(lì)企業(yè)提高技術(shù)創(chuàng)新效率,降低環(huán)境規(guī)制的實(shí)施成本,進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,過猶不及。其次,加大技術(shù)創(chuàng)新力度,全面實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略,刺激實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展,充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng),推動(dòng)科技與經(jīng)濟(jì)深度融合。第三,政府環(huán)境規(guī)制政策的制定與實(shí)施應(yīng)以技術(shù)創(chuàng)新效率的提升為導(dǎo)向,利用技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢(shì),彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制“遵循成本”劣勢(shì),從而更好地發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的中介效應(yīng)。第四,環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的區(qū)域協(xié)調(diào)也必須得到關(guān)注與重視,強(qiáng)化區(qū)域間環(huán)境規(guī)制統(tǒng)籌,實(shí)現(xiàn)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)的共同發(fā)展。

本研究豐富并拓展了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)理論,為地方政府協(xié)調(diào)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了重要的決策基礎(chǔ),對(duì)我國實(shí)行合理的環(huán)境規(guī)制制度、提高技術(shù)創(chuàng)新效率具有深刻的參考價(jià)值。