肖曉軍，陳志鵬

(贛南師范大學商學院，江西 贛州 341000)

改革開放以來，我國外貿(mào)出口快速增長。從1978年的97.5億美元增長到2017年底的2.27萬億美元，且從2009年起已連續(xù)9年成為世界第一的商品出口大國。然而，隨著我國面臨日益嚴重的資源與環(huán)境的壓力，傳統(tǒng)的依靠廉價的資源要素優(yōu)勢來促進貿(mào)易出口發(fā)展的思路受到嚴峻的挑戰(zhàn)，我國貿(mào)易出口亟需轉(zhuǎn)型升級，以推動外貿(mào)可持續(xù)發(fā)展和競爭力的提高。而出口轉(zhuǎn)型升級的一個重要方面就是出口技術復雜度的提高，因而近年來我國出口技術復雜度提升問題成為研究關注的焦點之一。

與此同時，伴隨我國經(jīng)濟快速增長帶來的嚴重資源環(huán)境問題，加強環(huán)境保護已逐漸成為政府和社會各界的共識，特別是黨的十八大作出“大力推進生態(tài)文明建設”的戰(zhàn)略決策以來，國家層面對環(huán)境的規(guī)制已日趨嚴厲。有觀點認為過去我國寬松的環(huán)境規(guī)制導致的企業(yè)承擔的環(huán)境成本較小，激勵企業(yè)創(chuàng)新的動力不足是出口技術水平一直難以提高的重要原因之一。在此背景下，強化環(huán)境規(guī)制能否促進我國出口技術復雜度升級引起學術界的關注[1][2][3]，但得出的結論并不一致。鑒于此，本文擬進一步考察環(huán)境規(guī)制影響出口商品技術復雜度的效應和約束條件，這對指導我國科學制定環(huán)境保護政策、促進出口商品技術結構升級具有重要的現(xiàn)實意義。

一、相關文獻回顧

早期，有關環(huán)境規(guī)制與貿(mào)易出口結構之間關系的研究主要是基于“污染天堂假說”而從環(huán)境規(guī)制的成本效應角度進行的。根據(jù)“污染天堂假說”，環(huán)境管制松弛的國家由于環(huán)境成本外在化，在污染密集型產(chǎn)品出口中具有低成本的比較優(yōu)勢。故從環(huán)境規(guī)制導致的環(huán)境成本內(nèi)在化研究對貿(mào)易出口結構的影響，主要關注的是污染品出口與清潔品出口之間的結構，認為強化規(guī)制能增加清潔品出口，但迄今的實證研究仍未得出一致的結論。Tobey(1990)利用23個OECD國家的數(shù)據(jù)，檢驗環(huán)境規(guī)制對5個污染密集型行業(yè)凈出口的影響，發(fā)現(xiàn)并沒有顯著不利的影響[4]。陸旸(2009)利用2005年95個國家的總樣本和42個國家的子樣本截面數(shù)據(jù)，研究環(huán)境規(guī)制是否影響污染密集型商品的貿(mào)易比較優(yōu)勢，認為環(huán)境規(guī)制并沒有影響五類污染密集型商品的比較優(yōu)勢[5]。傅京燕和趙春梅(2014)的研究發(fā)現(xiàn)適度提高環(huán)境規(guī)制水平有利于污染密集型行業(yè)出口競爭力的形成[6]。卜茂亮等(2017)的研究結果表明環(huán)境規(guī)制能促進清潔行業(yè)出口，而對污染行業(yè)出口并無顯著影響[7]。相反地，也有研究得出對污染密集型行業(yè)出口具有顯著負面影響的結論。Beers、Jeroen和Bergh(1997)的研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制總體而言對污染密集型產(chǎn)品出口產(chǎn)生不利影響，但區(qū)分資源密集型和非資源密集型污染產(chǎn)品后，環(huán)境規(guī)制對前者沒有、但對后者的出口具有顯著的負面影響[8]。Mani和Wheeler(1998)實證結果顯示發(fā)展中國家對OECD成員國污染密集型產(chǎn)品的凈出口在OECD國家環(huán)境規(guī)制加強期間呈不斷上升趨勢，表明環(huán)境規(guī)制在一定程度上抑制OECD國家污染密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)[9]。封進(1998)認為環(huán)境規(guī)制導致環(huán)境成本內(nèi)生化，當環(huán)境成本納入比較優(yōu)勢理論后，降低發(fā)展中國家的污染密集型產(chǎn)品的比較優(yōu)勢[10]。

自Porter和Linde(1995)提出并被后來稱為“波特假說”的理論以來[11]，學術界開始從成本內(nèi)生化效應與技術創(chuàng)新效應綜合作用的視角來研究環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易出口結構的影響。與“污染天堂假說”僅考慮低環(huán)境規(guī)制水平的成本優(yōu)勢不同，“波特假說”更強調(diào)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新的激發(fā)作用，認為恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能激勵企業(yè)從事技術創(chuàng)新。因此，基于“波特假說”研究貿(mào)易出口結構，主要關注的是環(huán)境規(guī)制通過“成本抵消效應”和“創(chuàng)新補償效應”對出口商品技術結構的綜合影響。Costantini和Mazzanti(2012)利用歐盟制造業(yè)的數(shù)據(jù)對“波特假說”進行驗證，支持“波特假說”的觀點，認為得益于技術進步，環(huán)境規(guī)制的加強并未對制造業(yè)出口競爭產(chǎn)生負面影響[12]。曾春花(2012)的研究顯示環(huán)境規(guī)制與出口商品技術結構存在一定程度的非線性關系，且采用不同環(huán)境規(guī)制強度衡量變量，結論不盡相同[13]。余娟娟(2015)利用行業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在“補償效應”與“抵消效應”的共同作用下，環(huán)境規(guī)制強度與出口技術復雜度之間呈U型非線性關系[1]。黃永明和何劍峰(2017)利用省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗兩種不同類型的環(huán)境規(guī)制對我國出口技術復雜度的影響，發(fā)現(xiàn)“事前控制型”環(huán)境規(guī)制能促進出口技術復雜度的提升，但這種促進作用隨著出口技術水平的提高而呈倒U型變化，但“事后治理型”環(huán)境規(guī)制始終存在負面作用[2]。謝靖和廖涵(2017)利用華東六省一市的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)無論以污染物排放強度還是以污染治理程度衡量的環(huán)境規(guī)制，其強度加大都不利于出口技術復雜度的提升[3]。綜上可見，有關環(huán)境規(guī)制與出口技術復雜度之間關系的已有研究得出的結論也不一致，還存在進一步完善和探索的地方：一是雖已注意到環(huán)境規(guī)制強度與出口技術復雜度之間的非線性關系，但大多都是通過人為設定二次項或三次項的方法，具有一定的主觀隨意性且比較粗糙；二是在門檻變量選擇上，目前學術界的多數(shù)研究只是集中討論環(huán)境規(guī)制強度本身與出口技術復雜度之間的非線性關系，而關于其他因素對它們之間關系的影響還少有涉及，門檻變量的選取不夠全面?；诖?，本文擬從以下兩方面對現(xiàn)有文獻進行有益的補充：一是采用門檻效應模型來重新研究環(huán)境規(guī)制與出口技術復雜度之間的關系，該方法根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點來內(nèi)生地劃分區(qū)間，可有效解決區(qū)間單一化、主觀臆斷觀測值分區(qū)的問題[14]，從而更加精細地刻畫出它們之間可能存在的更為復雜的非線性關系；二是除環(huán)境規(guī)制強度本身外，創(chuàng)新能力也可能是影響環(huán)境規(guī)制與出口技術復雜度之間關系的重要門檻變量，環(huán)境規(guī)制與出口技術復雜度之間的關系可能隨創(chuàng)新能力而呈現(xiàn)非線性的變化特征，如果忽略創(chuàng)新能力，可能得出誤導性結論。因此，我們將進一步選擇衡量創(chuàng)新能力的替代變量(如經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本和研發(fā)投入)為門限變量，對環(huán)境規(guī)制與出口技術復雜度之間的關系進行研究。

二、模型設定、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

本文采用Hansen(1999)的非線性面板門檻模型來考察環(huán)境規(guī)制對出口商品技術復雜度影響的門檻效應[15]，基本的計量模型設定如下：

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnERIit≤1)+2lnERIit·I(lnERIit>1)+…+

(1)

其中，i(i=1,2,…,30)代表省份，剔除數(shù)據(jù)缺失較多的西藏，樣本僅選擇大陸地區(qū)的30個省份；t(t=2003,2004,…,2010)代表年份；EXPY為被解釋變量，代表出口商品技術復雜；ERI代表環(huán)境規(guī)制強度，既是核心解釋變量，也是門檻依賴變量；為待估門檻值。(*)表示指示函數(shù)，當括號內(nèi)的條件滿足時，取值為1，反之為0。參考相關研究，控制變量(X)選擇研發(fā)投入(RD)、人力資本(HR)、外商直接投資(FDI)、基礎設施狀況(INFRA)和貿(mào)易開放度(TRADE)。μi為截面固定效應，用于控制無法觀察的與截面相關的因素。εit為隨機誤差項。為減少異方差，所有變量均取對數(shù)值。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量——各省區(qū)出口商品技術復雜度(EXPY)。本文借鑒Hausmann等(2005)的方法來測算各省區(qū)的出口商品技術復雜度[16]，其步驟如下：

首先，計算j類商品的技術復雜度(PRODYj)，它是各省區(qū)收入的加權平均，權重為各省區(qū)j類商品出口顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)(revealed comparative advantages)，其計算公式為：

其中，i代表各省區(qū)，j代表商品出口類別，Xij代表i省區(qū)出口j類商品的貿(mào)易額，Xi代表i省區(qū)商品出口總額，Yi代表i省區(qū)的人均GDP并采用居民消費物價指數(shù)且統(tǒng)一為2000年為基年的實際值。

其次，各省區(qū)商品出口籃子的技術水平(EXPYi)可通過對其出口的各類商品技術復雜度加權平均得到，權重為該省區(qū)各類商品出口占其總出口的比重，其計算公式為：

根據(jù)以上方法，我們利用國研網(wǎng)對外貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中HS大類共21類貿(mào)易出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)來計算各省區(qū)的商品出口技術復雜度。為更好地反映商品出口技術復雜度狀況，借鑒陳曉華和劉慧(2012)的方法[17]，計算時對數(shù)據(jù)處理后最終也選定12大類產(chǎn)品。

2.核心解釋變量——環(huán)境規(guī)制強度(ERI)。環(huán)境規(guī)制強度的度量有多種不同的方法，不同的研究采用的方法不盡相同，不同的方法都存在一定的局限性，目前并沒有一個一致認可的方法，本文參考傅京燕和李麗莎(2010)的研究而采用綜合指標法[18]?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文選取廢水排放達標率、二氧化硫去除率和固體廢物綜合利用率3個單項指標。

3.控制變量。研發(fā)投入(lnRD)采用各省市研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出占GDP比重的對數(shù)來衡量。外商直接投資(lnFDI)采用各省市實際利用外資總額占GDP比重的對數(shù)來衡量。人力資本(lnHR)選用各省市人均受教育年限的對數(shù)來度量，即HRi=pi1×6+pi2×9+pi3×12+pi4×16。其中，pi1、pi2、pi3和pi4分別表示各省市受教育程度為小學、初中、高中、大專及以上人口占6歲以上總人口的比重，6、9、12和16分別是相應各階段的受教育年限?；A設施(lnINFRA)反映各省市基礎設施建設狀況，采用各省市公路密度(公里/平方公里)的對數(shù)來衡量。貿(mào)易開放度(lnTRADE)采用各省市按經(jīng)營單位所在地統(tǒng)計的貿(mào)易進出口總額占GDP比重的對數(shù)來衡量。以美元表示的進出口總額和實際利用外資總額采用當年匯率轉(zhuǎn)換成人民幣表示。

三、實證研究結果及分析

(一)環(huán)境規(guī)制對出口商品技術復雜度影響的門檻效應分析

1.門檻效應檢驗。在分析門檻回歸前，首先對門檻效應及門檻值進行檢驗和測算。從表1、2可看到，單一門檻和雙重門檻模型都在10%的水平上顯著，而三重門檻模型并不顯著，表明環(huán)境規(guī)制對出口技術復雜度的影響存在雙重門檻效應，第一門檻值為1.0536，第二門檻值為1.5596。

表1 門檻效應的自抽樣檢驗

注：*、** 和*** 分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。下同。

表2 門檻估計值和置信區(qū)間

2.門檻回歸結果。表3的第三列報告門檻模型(2)的回歸估計結果(為便于對比，固定效應模型的估計結果已列示)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制水平低于1.0536時，估計參數(shù)為負但不顯著，表明此時環(huán)境規(guī)制加強對我國出口技術復雜度具有不顯著的負面影響；當環(huán)境規(guī)制水平位于1.0536～1.5596區(qū)間時，估計參數(shù)顯著為正且達到最大值0.2158，表明此時環(huán)境規(guī)制對我國出口技術復雜度的促進效果最為明顯；而環(huán)境規(guī)制水平高于1.5596時，估計參數(shù)雖仍顯著為正，但數(shù)值下降為0.0763，表明此時環(huán)境規(guī)制加強盡管對我國出口技術復雜度產(chǎn)生促進作用，但效果減弱。因此，從經(jīng)驗研究的角度，本文證實環(huán)境規(guī)制強度存在一個適度區(qū)間。在此區(qū)間內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對我國出口技術復雜度的促進效應最大，過低或過高的規(guī)制水平都不利于技術創(chuàng)新，即環(huán)境規(guī)制與我國出口技術復雜度之間存在倒N型關系。究其原因在于環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新具有雙重效應，即面對環(huán)境規(guī)制帶來的生產(chǎn)成本上升，企業(yè)可能作出兩種不同的選擇：一是支付環(huán)境遵循成本，同時減少創(chuàng)新的研發(fā)投入，以控制總生產(chǎn)成本，結果產(chǎn)生“抵消效應”，不利于技術創(chuàng)新和出口技術復雜度的提升；二是激勵企業(yè)增加研發(fā)投入進行技術創(chuàng)新，以規(guī)避環(huán)境規(guī)制成本，從而產(chǎn)生“創(chuàng)新的補償效應”，提高出口技術復雜度和競爭力。在較低的環(huán)境規(guī)制水平時，“抵消效應”往往占主導，不利于技術創(chuàng)新。但如果環(huán)境規(guī)制水平過高，高昂的環(huán)境成本可能超出企業(yè)的承受能力，損害其創(chuàng)新能力，不利于其技術創(chuàng)新，因而只有環(huán)境規(guī)制水平處在一個合適的區(qū)間內(nèi)，企業(yè)技術創(chuàng)新的積極性才能得到最大程度的激發(fā)。據(jù)此，2010年我國處在最優(yōu)規(guī)制水平的省份包括湖北、湖南、江西、黑龍江、山西、陜西、安徽、北京、天津和廣西共10個省份，而重慶、云南、甘肅、海南、貴州和寧夏屬于規(guī)制水平過高的省份，其余14個省份的規(guī)制水平過低。

表3 門檻回歸結果分析(N=240)

從其他控制變量來看，無論在門限模型還是固定效應模型中，研發(fā)投入、人力資本和基礎設施大部分均顯著正相關，表明它們的提高均有利于我國出口商品技術復雜度的提升，這與已有的大多數(shù)研究結論相符。FDI與出口技術復雜度之間回歸系數(shù)不顯著甚至負相關，表明FDI對提升我國出口技術水平影響不明顯，這與我國FDI有很大一部分從事加工貿(mào)易、技術溢出不明顯等因素有關。貿(mào)易開放度與出口技術復雜度之間呈現(xiàn)弱的負相關性，對外貿(mào)易的基礎是比較優(yōu)勢，我國作為發(fā)展中國家的比較優(yōu)勢主要集中在勞動密集型和低技術密集型產(chǎn)品，該回歸結果表明貿(mào)易開放在一定程度上使我國陷入比較優(yōu)勢陷阱，被鎖定在價值鏈的低端，不利于出口技術水平的提升。

(二)環(huán)境規(guī)制對出口商品技術復雜度影響的約束條件分析

如上所述，企業(yè)面對環(huán)境規(guī)制加強帶來的生產(chǎn)成本上升，可能產(chǎn)生“抵消效應”和“創(chuàng)新的補償效應”。而哪種效應占優(yōu)，我們認為不但取決于環(huán)境規(guī)制強度本身，還取決于企業(yè)創(chuàng)新能力。對創(chuàng)新能力強的企業(yè)，由于與環(huán)境規(guī)制帶來的遵循成本相比，創(chuàng)新成本低，面對逐步強化的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)傾向于技術創(chuàng)新，從而促進出口技術復雜度的提升；而對創(chuàng)新能力弱的企業(yè)，創(chuàng)新成本高，企業(yè)傾向于支付遵循成本、進一步減少創(chuàng)新投入，最終不利于出口商品技術復雜度的提升。也就是說，企業(yè)創(chuàng)新能力也可能是環(huán)境規(guī)制與出口商品技術復雜度之間關系的門檻變量，只有企業(yè)創(chuàng)新能力高于某一門檻值時，加強環(huán)境規(guī)制才有利于出口技術升級。因此，我們進一步采用衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的代理變量(如經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本和研發(fā)投入水平)作為門檻變量來檢驗環(huán)境規(guī)制的門檻效應，并設定以下的三個門檻計量方程：

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnPGDPit≤1)+2lnERIit·I(lnPGDPit>1)+…+

(2)

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnHRit≤1)+2lnERIit·I(lnHRit>1)+…+

(3)

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnRDit≤1)+2lnERIit·I(lnRDit>1)+…+

(4)

上述的方程(2)、(3)、(4)分別以人均GDP(PGDP)、人力資本(HR)和研發(fā)投入(RD)為門檻變量，其他變量的含義與方程(1)相同。從表4可看到，研發(fā)投入不是門檻變量，但人均GDP和人力資本是環(huán)境規(guī)制與出口商品技術復雜度之間關系的門檻變量且呈現(xiàn)雙重門檻效應，出現(xiàn)這種情況的一個可能的解釋是我國的研發(fā)投入水平普遍較低，各省區(qū)仍未達到研發(fā)投入水平的最低門檻值；另一種可能是當前我國研發(fā)投入的效率不高，規(guī)模的大小還難以作為創(chuàng)新能力的代理變量。由于研發(fā)投入不是門檻變量，因而我們僅對經(jīng)濟發(fā)展水平和人力資本門檻模型(2)和(3)進行參數(shù)估計。由表3的第4、5列可看到，隨著人力資本和人均GDP水平的提升，環(huán)境規(guī)制與出口商品技術復雜度之間的關系經(jīng)歷由顯著負到顯著正的U型非線性轉(zhuǎn)變。當人力資本的對數(shù)低于2.133和人均GDP的對數(shù)低于9.303時，加強環(huán)境規(guī)制不利于出口商品技術復雜度的提升，表明此時的“抵消效應”占優(yōu)；只有當人力資本的對數(shù)和人均GDP的對數(shù)分別超過2.133和9.303時，加強環(huán)境規(guī)制才有利于促進出口商品技術復雜度的提升，表明此時的“創(chuàng)新的補償效應”占優(yōu)。

表4 面板門檻值估計和顯著性檢驗結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為確保上述實證分析結論的可靠性，我們擬從以下兩方面進行穩(wěn)健性檢驗。

1.交互項檢驗。這里，我們引入人均GDP、人力資本同環(huán)境規(guī)制的交互項來檢驗上述門檻回歸模型(2)、(3)估計結果的穩(wěn)健性。由表5、6的第1列可看到，加入交互項后，環(huán)境規(guī)制對出口技術復雜度的總體影響可分別表示為二項式“-0.9970+0.1103lnPGDP”和“-0.9790+0.5054lnHR”。當人均GDP和人力資本的對數(shù)值分別低于9.04和1.94時，二項式的值為負，說明此時環(huán)境規(guī)制對我國出口技術復雜度具有負面影響；而當人均GDP和人力資本的對數(shù)值分別高于9.04和1.94時，二項式的值為正，表明此時環(huán)境規(guī)制對出口技術復雜度的影響由負轉(zhuǎn)正。這與門檻模型(2)、(3)得出的結論一致，說明前述結果具有良好的穩(wěn)健性。

2.分組檢驗。依據(jù)上文得出的環(huán)境規(guī)制、人均GDP和人力資本的門檻值，我們將樣本按照門檻值分組，然后對分組后的各子樣本分別進行回歸，以檢驗門檻模型(1)、(2)、(3)結果的穩(wěn)健性。表7是以環(huán)境規(guī)制門檻變量為準的分組回歸結果，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度的對數(shù)值處于1.0536～1.5596區(qū)間時，環(huán)境規(guī)制變量顯著為正，而其他區(qū)間均不顯著，說明環(huán)境規(guī)制存在最優(yōu)區(qū)間，前述的門檻回歸結論得到驗證。考慮到人均GDP和人力資本的對數(shù)值分別處在9.303～10.150和2.057～2.133區(qū)間時，樣本容量過小，無法進行回歸估計，因而我們以人均GDP的門檻值10.150和人力資本的門檻值2.133分別將樣本分成兩組進行估計。由表5、6的第2、3列可看到，人均GDP、人力資本的對數(shù)值分別小于10.150和2.133時，環(huán)境規(guī)制估計參數(shù)呈現(xiàn)弱的負相關；而當人均GDP、人力資本的對數(shù)值分別大于10.150和2.133時，環(huán)境規(guī)制估計參數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正相關，說明只有經(jīng)濟發(fā)展水平和人力資本達到某一臨界值之后，加強環(huán)境規(guī)制才能促進出口技術復雜度的提升。這與門檻模型(2)、(3)得出的結論一致，說明前述結果具有良好的穩(wěn)健性。從上文可看到，無論交叉項還是分組檢驗，結果都表明模型(1)、(2)、(3)的門檻回歸結果具有良好的穩(wěn)健性。

表5 經(jīng)濟發(fā)展水平交互項與分組的回歸結果

表6 人力資本交互項與分組的回歸結果

表7 以環(huán)境規(guī)制門檻變量為準的分組回歸結果

四、結論與啟示

雖然已有許多文獻探討出口商品技術復雜度的眾多影響因素，但研究環(huán)境規(guī)制如何影響出口商品技術復雜度的文獻較少。本文利用我國2003～2010年30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用Hansen(1999)的非線性面板數(shù)據(jù)門檻模型，實證分析環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本和研發(fā)投入對環(huán)境規(guī)制影響出口商品技術復雜度的門檻效應。研究結果顯示，環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟發(fā)展水平和人力資本都是門檻變量且具有雙重門檻效應，而研發(fā)投入不是門檻變量；環(huán)境規(guī)制存在一個最優(yōu)的規(guī)制水平區(qū)間，在此區(qū)間內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對出口商品技術復雜度的促進效應最大，過低或過高的規(guī)制水平都不利于出口技術復雜度的提升，也即環(huán)境規(guī)制與出口技術復雜度之間存在倒N型關系；對經(jīng)濟發(fā)展水平和人力資本門檻變量而言，只有它們超越某一水平時，環(huán)境規(guī)制才能提升出口技術復雜度，環(huán)境規(guī)制與出口商品技術復雜度之間呈U型非線性關系。

本文研究結論的政策啟示為：(1)從促進技術進步和出口技術復雜度的角度來看，并不是環(huán)境規(guī)制強度越高越好，而是存在一個最優(yōu)規(guī)制水平，只有處在這一區(qū)間時效果才能達到最好。據(jù)2010年的數(shù)據(jù)，我國30個省份中只有三分之一的處于最優(yōu)規(guī)制區(qū)間，因而需調(diào)整其余三分二省份的規(guī)制水平，以更好地促進出口技術水平升級；(2)在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，應采取不同的環(huán)境保護政策。在經(jīng)濟發(fā)展的初級階段，強化環(huán)境保護反而不利于技術創(chuàng)新和出口技術水平提升。只有當經(jīng)濟發(fā)展到一定水平時，強化環(huán)境保護才有助于出口技術復雜度的提升，此時加強環(huán)境保護成為政策的必然選擇。當前，我國所有省份的經(jīng)濟發(fā)展水平都已越過這一門檻值并處在U型線的右端，加強環(huán)境規(guī)制將有利于出口技術水平的提升；(3)環(huán)境規(guī)制政策還需與人力資本水平相適應，才能促進技術進步和出口技術復雜度的提升。當前，我國還有部分省份(如青海、貴州、四川、云南和甘肅)的人力資本水平在門檻值之下，處在U型線的左端，在環(huán)境規(guī)制日益趨嚴的情況下，這些省份今后應著力提高自身的人力資本水平；(4)加快基礎設施建設特別是落后地區(qū)的基礎設施，加大研發(fā)支出力度，提高研發(fā)效率，提升利用外資的質(zhì)量，充分發(fā)揮政府在對外貿(mào)易中的作用，培育新的比較優(yōu)勢，避免墜入比較優(yōu)勢陷阱，以促進我國出口商品技術復雜度的提升。