張振華，唐 莉，劉 薇

(1.蘭州大學 管理學院，甘肅 蘭州 730000；2.內(nèi)華達大學里諾分校 管理科學系，里諾 89557；3.復旦大學 國際關系與公共事務學院，上海 200433)

0 引言

隨著工業(yè)化進程的加快，資源環(huán)境問題日益突出，以科技進步推動環(huán)境規(guī)制已成為我國政府一項重要的工作議題。改革開放以來，我國政府頒布了一系列環(huán)境規(guī)制科技政策。1996年國家環(huán)境保護局發(fā)布《國家環(huán)境保護“九五”計劃和2010年遠景目標》，把加強環(huán)境保護作為社會發(fā)展的一項主要任務，提出實現(xiàn)環(huán)保目標必須依靠科學技術，加快環(huán)?？萍俭w制改革，壯大環(huán)境保護產(chǎn)業(yè)，提高科學技術在環(huán)境保護發(fā)展中的貢獻率。2005年國務院頒布《國務院關于落實科學發(fā)展觀加強環(huán)境保護的決定》，明確“依靠科技，創(chuàng)新機制”的基本原則，以技術創(chuàng)新促進環(huán)境問題的解決。2011年環(huán)境保護部頒布《國家環(huán)境保護“十二五”科技發(fā)展規(guī)劃》，分析了環(huán)境科技發(fā)展趨勢與需求，從12個重點領域部署了環(huán)境科技發(fā)展任務，為提升環(huán)境科技創(chuàng)新能力、探索中國環(huán)保新道路構建了強大堅實的科技支撐體系。習近平總書記在黨的十九大報告中指出，要牢固樹立社會主義生態(tài)文明觀，構建綠色技術創(chuàng)新體系，壯大節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)、清潔生產(chǎn)產(chǎn)業(yè)、清潔能源產(chǎn)業(yè)?？茖W技術是實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展轉型的重要手段，是對生態(tài)文明建設的有力支撐，也是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要動力[1]。環(huán)境技術創(chuàng)新成為解決我國能源危機、生態(tài)危機和氣候變化危機等一系列環(huán)境問題的關鍵[2]。

環(huán)境規(guī)制科技政策的作用越來越受到政府重視，已成為我國環(huán)境規(guī)制中不可忽視的重要因素。隨著我國環(huán)境規(guī)制所涉及領域不斷擴大，環(huán)境規(guī)制政策在科技領域的應用不斷深化。但是，已有研究成果主要關注環(huán)境規(guī)制政策與科技政策的概念內(nèi)容及作用效果，尚沒有研究基于政策文獻量化方法對我國環(huán)境規(guī)制科技政策進行系統(tǒng)梳理與評價。鑒于此，本文通過量化分析我國環(huán)境規(guī)制科技政策的文本內(nèi)容，對環(huán)境規(guī)制科技政策不同政策工具及其協(xié)同組合有效性進行評估。研究結果可為進一步完善我國環(huán)境規(guī)制科技政策提供參考。

1 文獻綜述

1.1 環(huán)境規(guī)制政策

環(huán)境規(guī)制是指社會公共機構通過法律規(guī)章的制定和執(zhí)行，對微觀經(jīng)濟主體直接或間接地加以約束、干預。通過改變市場資源配置以及企業(yè)和消費者的供需決策，內(nèi)化環(huán)境成本，從而實現(xiàn)減少污染物排放，保護環(huán)境，促進社會福利最大化的制度安排[3]。由于能源資源的稀缺性、環(huán)境產(chǎn)品的公共屬性、環(huán)境問題的負外部性、環(huán)境產(chǎn)權的模糊性以及信息不對稱性，政府環(huán)境規(guī)制在環(huán)境治理體系中處于基礎和核心地位[4]。

近年來，已有環(huán)境規(guī)制政策研究較多地關注以下兩個方面：①探究具體的環(huán)境規(guī)制政策所產(chǎn)生的治污減排效果。Wang & Wheeler[5]基于排污費，Chavez等[6]基于市場激勵型經(jīng)濟規(guī)制措施，分別檢驗了政策的減排效果。Chen等[7]以及Zhang[8]發(fā)現(xiàn)為了準備2008年奧運會，中國政府采取的激進式行政規(guī)制措施確實起到了改善空氣質量的效果。李永友和沈坤榮[9]以及黃清煌和高明[4]分別將多個不同類型的政策納入環(huán)境規(guī)制評價體系進而度量不同政策之間的相對控污績效；②重點圍繞地方政府競爭視角展開分析。Woods[10]認為由于大氣環(huán)境污染具有外部性，相比于其它政策和規(guī)制，環(huán)境規(guī)制政策更易引發(fā)區(qū)域內(nèi)“逐底競爭”行為。Konisky[11]以策略互動模型為基礎，通過引入非對稱效應實證分析探討了環(huán)境規(guī)制政策下美國區(qū)域政府間“逐底競爭”理論。而且，Konisky[12]基于美國的經(jīng)驗證據(jù)還發(fā)現(xiàn)，區(qū)域內(nèi)州的規(guī)模越小，環(huán)境污染防治的競爭壓力越大。朱平芳等[13]與張文彬等[14]基于地方政府競爭視角分別探討了我國地方政府間環(huán)境污染治理的策略性博弈以及環(huán)境規(guī)制強度的省際競爭形態(tài)。

1.2 科技政策

科技政策是指一個國家或地區(qū)為了不斷強化其科學技術潛力，達成其綜合國力增強、國際地位提升目標而建立的執(zhí)行方向與組織制度[15]。長期以來，科技政策研究一直屬于學術界關注的重點領域。

近年來，已有科技政策研究較多關注以下兩個方面：①關注科技政策體制機制及其發(fā)展趨勢。在深入分析科技政策發(fā)展史的基礎上，Morlacchi & Martin[16]將科學政策、技術政策和創(chuàng)新政策等劃歸為科技政策的3種主要類型。在搜集1949-2010 年4 707 件中央政府科技政策文獻的基礎上，Huang等[17]梳理了我國5個階段的政策演進規(guī)律與變遷趨勢，探究了不同歷史時期科技政策主題聚焦點的變化。在對國際科技政策研究熱點與前沿的可視化分析中，唐莉[18]基于信息計量學在科技創(chuàng)新政策研究中的應用狀況與演化進程，詳細探討了當前信息計量學在該領域的前沿研究、存在不足以及發(fā)展前景。黃萃等[19]基于1978-2013 年科技政策文獻，分析了我國科技創(chuàng)新政策國務院部門間合作關系的演進情況。劉云等[20]系統(tǒng)回顧了不同階段的政策演進特征，結合實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的新形勢，提出加快制定我國國家創(chuàng)新體系國際化戰(zhàn)略的啟示；②探究科技政策的影響因素以及作用效果。Grupp & Mogee[21]通過系統(tǒng)總結科技政策指標驅動因素變遷過程，深入分析了其在美國及歐盟各國政策制定過程中的作用，并為提供科技綜合指標方面的實證證據(jù)開展了系列研究。Zhong & Yang[22]在研究中國科技改革3個不同階段的基礎上，通過分析科技改革對中國國家創(chuàng)新體系的影響，認為科技體制改革對于激勵大學和研究機構研發(fā)活動，增強企業(yè)創(chuàng)新能力，加強產(chǎn)學研聯(lián)系具有重要推動作用。Frischmann[23]在建立創(chuàng)新、市場與機構關系模型的基礎上，通過構建創(chuàng)新政策評價體系，探索了美國政府機構為更加有效地推動科技創(chuàng)新而應該采取的政策形式。仲為國等[24]采用柯布-道格拉斯函數(shù)形式的計量模型，探究了技術創(chuàng)新政策要素對技術績效的影響。

1.3 文獻小結

結合環(huán)境規(guī)制政策與科技政策相關定義，本文所述環(huán)境規(guī)制科技政策是指政府通過一系列法律法規(guī)、方針政策的制定和執(zhí)行，利用科技手段減少污染物排放，努力實現(xiàn)經(jīng)濟増長與環(huán)境保護雙贏的制度安排?？茖W技術在環(huán)境規(guī)制過程中扮演著越來越重要的角色，科技創(chuàng)新對于環(huán)境規(guī)制效果具有積極推動作用，環(huán)境規(guī)制離不開科技創(chuàng)新的有效支撐。隨著環(huán)境規(guī)制所涉及領域的不斷拓展，環(huán)境規(guī)制在科技領域的具體應用，已成為我國環(huán)境規(guī)制政策的重要內(nèi)容。

遺憾的是，目前對環(huán)境規(guī)制科技政策這一具體對象的研究較為匱乏。已有研究成果主要關注環(huán)境規(guī)制與科技政策的概念內(nèi)容及作用效果，尚沒有研究對我國環(huán)境規(guī)制科技政策進行系統(tǒng)梳理與評價。而且，已有政策評估研究側重于以單一代理變量刻畫政策強度，因而難免具有局限性，進而影響政策評估的準確性，亟待通過系統(tǒng)性、多層次性和綜合性的政策量化分析框架進行政策文獻量化研究。

為彌補以上不足，本文擬從以下兩個方面進行拓展：一是在政策量化方面，基于事件系統(tǒng)理論構建系統(tǒng)性、多層次性和綜合性的政策量化分析框架，從政策屬性、政策目標和政策工具3個維度對我國1985-2015年制定的198條環(huán)境規(guī)制科技政策進行規(guī)范的政策文獻量化研究；二是在政策評估方面，基于政策評估中的工具理性和價值理性兩個層面，利用計量經(jīng)濟學模型，考察基于政策量化結果的政策變量對環(huán)?？萍歼M步效果和經(jīng)濟增長效應的影響程度。

2 政策量化分析框架

基于政策量化研究所獲得的結構化數(shù)據(jù)和指標，從政策內(nèi)容的不同維度建構政策全樣本評價指標，可以精確、定量、可視化地描繪和呈現(xiàn)政策變遷過程，解析政策之間普遍存在的復雜關聯(lián)關系，為分析政府政策績效提供新途徑[25-27]。通過更加關注大樣本量、結構化或半結構化政策文本的定量分析，將用語言表示而非數(shù)量表示的非結構化政策文本轉化為用數(shù)量表示的信息，可以有效規(guī)避以虛擬變量或單一代理變量刻畫政策導致的爭議性結果[28]。但是，不同學者對各類政策進行量化時，大多會獨自構建相應的政策量化分析框架，缺乏公認成熟的理論基礎。

事件系統(tǒng)理論[29]提供了一個由事件屬性特征構成的理論框架，闡釋了事件強度、空間和時間共同作用下實體的變化情況，并提出可以根據(jù)其研究問題、對象，創(chuàng)造性地尋找恰當?shù)臏y量工具，量化事件強度、時間、空間因素。不同或相同時空下的事件會交織在一起形成對實體施加影響的事件集[30]。事件集內(nèi)的事件并不互為因果，但能集合在一起共同作用于實體。當把“事件集”作為分析單元時，研究者可以采用聚合[31]方法量化“事件集”。事件系統(tǒng)理論具有認知哲學及研究方法上的優(yōu)勢，可以為政策量化研究提供完整的理論基礎。

依據(jù)事件系統(tǒng)理論，我國政府頒布的環(huán)境規(guī)制科技政策作為一類特殊的戰(zhàn)略型“事件集”，具有事件的時間、空間與強度特征。本部分利用具有跨時空特征的政策數(shù)據(jù)庫，從政策屬性、政策目標與政策工具角度對環(huán)境規(guī)制科技政策進行量化研究。

2.1 政策搜集

本文首先對全球法律法規(guī)數(shù)據(jù)庫進行檢索，收集1985-2015年全國人大和中央政府(國務院及各部委等)頒布的所有環(huán)境規(guī)制科技政策。為保證政策數(shù)據(jù)的全面性和準確性，進一步使用萬方數(shù)據(jù)庫和政府各部門官方網(wǎng)站等對上述政策進行復查、過濾和補充，最終確定與政策定義高度相關的環(huán)境規(guī)制科技政策。其后，從政策名稱、制定部門、制定時間、時效期間、政策屬性、政策目標和政策工具等方面制定政策分析單元編碼表，對政策進行文本量化。分析數(shù)據(jù)包括198條環(huán)境規(guī)制科技政策。

2.2 量化標準

本文從政策屬性力度、政策目標力度以及政策工具力度3個方面對環(huán)境規(guī)制科技政策強度制定量化標準。

(1)政策屬性力度。反映政策法律約束力大小的指標[32]。依據(jù)2002年國務院頒布的《規(guī)章制定程序條例》，根據(jù)頒布環(huán)境規(guī)制科技政策的部門級別和頒布的政策類型，為每項政策賦予5～1分不等的數(shù)值描述政策屬性力度。

(2)政策目標力度。反映政策規(guī)制過程中，對實現(xiàn)環(huán)?？萍歼M步目標態(tài)度的強硬程度及詳細程度[33]。

(3)政策工具力度。政府制定和執(zhí)行政策時，為實現(xiàn)既定目標采取的政策手段與措施的約束力大小。依據(jù)3類政策工具的定義[3]并結合專家建議，將主要環(huán)境規(guī)制科技政策工具分為命令控制型、市場激勵型與宣傳引導型3種工具類型。根據(jù)約束力水平和執(zhí)行程度制定政策目標力度與政策工具力度量化標準，并分別賦予5分、3分和1分。

2.3 量化過程

在確定環(huán)境規(guī)制科技政策文獻量化標準后，考慮到政策文獻量化過程的嚴謹性與真實性，本文通過對打分人員進行培訓，由10組不同人員對政策進行獨立打分，整個政策文獻量化過程參考已有文獻[34]的步驟與要求進行。為保證量化數(shù)據(jù)的內(nèi)部一致性，使用同質性信度分析方法對政策目標力度與政策工具力度的量化數(shù)據(jù)進行檢驗。根據(jù)Cronbach's α指數(shù)的特殊要求，Cronbach's α>0.7被認為信度結果良好。同質性信度分析結果見表1，政策目標力度與政策工具力度的Cronbach's α最低為0.835，表明政策目標力度與政策工具力度的量化數(shù)據(jù)可信度較高。這樣的量化過程可以始終保證最終結果的量化信度滿足研究需要[35]。

表1 量化數(shù)據(jù)同質性信度檢驗結果

3 研究設計

基于政策評估中的工具理性和價值理性兩個層面[36]，本文從環(huán)保科技進步效果和經(jīng)濟增長效應兩個維度對環(huán)境規(guī)制科技政策有效性進行評估。

3.1 政策評估變量

3.1.1 因變量

(1)環(huán)保科技進步。2016年國務院頒布《“十三五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》，明確提出加快發(fā)展先進環(huán)保產(chǎn)業(yè)，提升污染防治技術裝備能力。根據(jù)已有文獻的變量選取方法[37]，本文從國家知識產(chǎn)權局公布的環(huán)保產(chǎn)業(yè)專利統(tǒng)計簡報中搜集整理環(huán)保產(chǎn)業(yè)專利申請量EPP，用來測度環(huán)?？萍歼M步效果。

(2)經(jīng)濟增長。國內(nèi)生產(chǎn)總值是度量經(jīng)濟增長狀況最權威的指標[38]。本文采用1978年不變價國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP測度經(jīng)濟增長。

3.1.2 自變量

(1)政策工具效力。通過對環(huán)境規(guī)制科技政策的政策屬性力度、政策目標力度和政策工具力度進行打分賦值，得到初步量化數(shù)據(jù)。政策工具效力不僅與政策工具力度有關，還受到政策屬性力度和政策目標力度疊加累積的乘法效應影響[33]。一般來說，政策屬性力度越大，所要實現(xiàn)的政策目標越明確，所運用的政策工具越具體，那么政策工具效力就越高。因此本文將利用式(1)計算各年度環(huán)境規(guī)制科技政策的政策工具效力。

t∈[1985,2015]

(1)

(2)政策工具協(xié)同效力。同一條政策的政策屬性力度與政策目標力度越大，兩類組合使用的政策工具越具體，那么政策工具協(xié)同效力就越好。因此，本文在借鑒已有文獻[32]關于政策協(xié)同度度量方法的基礎上，利用式(2)計算各年度環(huán)境規(guī)制科技政策工具協(xié)同效力。

t∈[1985,2015]

(2)

其中，PMJt或PMSJt表示第t年政策工具效力或政策工具協(xié)同效力；N表示第t年政策總量，pei表示第i條政策的政策屬性力度得分；pgi表示第i條政策的政策目標力度得分；pmil表示第i條政策的第l項政策工具力度得分；pmik表示第i條政策中的第k項政策工具力度得分。從式(1)和式(2)可以看出，環(huán)境規(guī)制科技政策工具效力或政策工具協(xié)同效力越大，政府對利用該類政策工具或政策工具協(xié)同推動環(huán)?？萍歼M步的重視程度越高。

3.1.3 控制變量

環(huán)?？萍歼M步效果受到諸如國家總體科技發(fā)展環(huán)境等其它因素的影響，為了控制這些因素對環(huán)?？萍歼M步的影響，引入全國專利申請數(shù)量P作為政策效果評估模型的控制變量。 環(huán)保產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)據(jù)EPP與全國專利申請數(shù)據(jù)P來源于國家知識產(chǎn)權局專利統(tǒng)計簡報。

依據(jù)經(jīng)典柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，經(jīng)濟增長還受到資本、勞動力與技術進步等要素的影響[38]。因此，引入1978年不變價資本存量K、勞動力數(shù)量L與科技進步程度T作為政策效應評估模型的控制變量。1978年不變價國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP利用價格指數(shù)對中國統(tǒng)計年鑒中的GDP數(shù)據(jù)進行調(diào)整獲得。勞動力數(shù)量L采用中國統(tǒng)計年鑒中各年就業(yè)人員數(shù)量表示。關于1978年不變價資本存量K主要使用永續(xù)盤存法測算?？萍歼M步程度T采用索洛余值法計算的全要素生產(chǎn)率描述。各變量定義見表2。

3.2 政策評估模型

為獲得環(huán)境規(guī)制科技政策對科技進步效果及經(jīng)濟增長效應的總體解釋水平，以命令控制型政策工具、市場激勵型政策工具、宣傳引導型政策工具以及3種政策工具間兩兩協(xié)同使用程度為自變量，并在考慮不同控制變量影響的前提下，分別對因變量——我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)專利申請量和國內(nèi)生產(chǎn)總值進行回歸分析。

表2 變量定義

表3 描述性統(tǒng)計結果

具體來看，為了反映工具理性政策評估標準，在評估環(huán)保科技進步效果的過程中，將政策因素引入環(huán)?？萍歼M步效果模型，構建專利申請量與政策變量對我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)專利申請量影響的計量模型。

t∈[1985,2015]

(3)

為了反映價值理性政策評估標準，在評估經(jīng)濟增長效應的過程中，參考Bjorn & Danny[39]的研究，將不同政策因素引入柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，并以此為基礎上，建立改進的柯布-道格拉斯生產(chǎn)模型，構建我國資本存量、勞動力數(shù)量、科技進步程度與政策變量對國內(nèi)生產(chǎn)總值影響的計量模型。

(4)

3.3 描述性統(tǒng)計

表3是因變量lnEPP、lnGDP，自變量lnAI、lnMI、lnGI、lnAM、lnAG、lnMG和控制變量lnP、lnK、lnL、lnT等的描述性統(tǒng)計結果(取對數(shù))。根據(jù)表3的結果可以看出，在lnEPP、lnGDP、lnP、lnK、lnL、lnT、lnAI、lnMI、lnGI、lnAM、lnAG和lnMG的標準偏差中，各變量的偏差都較小，說明1985-2015年我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、全國專利申請量、資本存量、勞動力數(shù)量、科技進步程度的變化過程均較為平穩(wěn)，命令控制型政策工具、市場激勵型政策工具、宣傳引導型政策工具以及3種政策工具間兩兩協(xié)同的使用程度也相差不大。但各個變量的最小值之間、最大值之間、均值之間以及偏差值之間相差較大，說明我國在1985-2015年不同時期環(huán)保產(chǎn)業(yè)專利申請量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、全國專利申請量、資本存量、勞動力數(shù)量、科技進步程度以及命令控制型政策工具、市場激勵型政策工具、宣傳引導型政策工具和3種政策工具間兩兩協(xié)同使用程度差異顯著。

表4 單位根檢驗結果

注：Δ代表一階差分；***，**和*分別代表p<1%，p<5%和p<10%；C代表ADF單位根檢驗方程中包含常數(shù)項；C&T代表包含常數(shù)項和趨勢項

4 實證檢驗

4.1 單位根檢驗

對非平穩(wěn)時間序列進行研究可能產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，甚至導致檢驗結果無效。為了驗證時間序列的平穩(wěn)性，本文選擇ADF檢驗方法進行單位根檢驗。從表4單位根檢驗結果可以看出，變量lnEPP、lnGDP、lnP、lnK、lnL、lnT、lnAI、lnMI、lnGI、lnAM、lnAG和lnMG的原序列不平穩(wěn)，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)序列。

4.2 協(xié)整檢驗

根據(jù)單位根檢驗結果，本文采用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗法對變量存在的協(xié)整關系進行檢驗。

表5列出各種準則選定的VAR滯后階數(shù)，根據(jù)LR、FPE、AIC、SC以及HQ準則，可選擇VAR模型的滯后階數(shù)為2。協(xié)整檢驗的VAR模型滯后階數(shù)實際是原VAR模型一階差分的滯后階數(shù)，由于原VAR模型的滯后階數(shù)是2，因此協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)應該是1。

表6無約束協(xié)整秩檢驗結果表明，存在0～6個協(xié)整方程的假設在5%的顯著性水平下都被拒絕，顯著性水平相同。存在7個協(xié)整方程的假設被接受，因而在5%顯著性水平下存在7個協(xié)整方程。另外，極大特征根協(xié)整檢驗結果顯示，在顯著性水平為5%時，存在0～2個協(xié)整方程的假設被拒絕，但是在相同顯著性水平上存在3個協(xié)整方程的假設被接受，因而在5%的顯著性水平下存在3個協(xié)整方程。

同理，在對描述經(jīng)濟增長效應的變量進行協(xié)整檢驗之前，需要先建立lnGDP、lnP、lnK、lnL、lnT、lnAI、lnMI、lnGI、lnAM、lnAG和lnMG構成的VAR模型，以確定協(xié)整檢驗時的滯后系數(shù)。在此基礎上，依據(jù)無約束協(xié)整秩檢驗得出在5%的顯著性水平下存在8個協(xié)整方程的結果，依據(jù)極大特征根協(xié)整檢驗得出在5%的顯著性水平下存在5個協(xié)整方程的結果。

表5 科技進步效果的VAR滯后期選擇標準

表6 科技進步效果的Johansen-Juselius協(xié)整檢驗結果

4.3 協(xié)整回歸分析

在利用協(xié)整檢驗確定科技進步效果、經(jīng)濟增長效應與環(huán)境規(guī)制科技政策等不同要素間的協(xié)整關系后，利用完全修正最小二乘法(FMOLS)估計變量長期協(xié)整關系的系數(shù)。FMOLS方法通過消除解釋變量與隨機干擾項之間的相關性，從而獲得協(xié)整參數(shù)估計量的一致估計量以及FMOLS估計量的漸近正態(tài)性分布，這樣可以避免由于冗余參數(shù)對檢驗統(tǒng)計量極限分布的影響[40]。為了體現(xiàn)所研究變量的作用效果，本文采用逐步回歸法首先對控制變量進行協(xié)整回歸，然后在考慮控制變量的基礎上對所研究變量進行協(xié)整回歸分析。

4.3.1 科技進步效果協(xié)整回歸分析

科技進步效果協(xié)整回歸模型的估計結果見表7。可以看出，F(xiàn)MOLS方法估計結果的DW值都在可接受范圍內(nèi)，調(diào)整值均較高，表明FMOLS方法的擬合效果比較準確。由表7第一次回歸結果可知，LnP對科技進步效果具有顯著正向作用，說明我國專利申請量的增加會促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步，與現(xiàn)實狀況相符合。

由表7第二次回歸結果可知，lnAI、lnAM和lnMG對lnEPP具有顯著正向影響，說明命令控制型政策工具、命令控制型與市場激勵型政策工具協(xié)同、市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同使用對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步具有促進作用。這表明在頒布環(huán)境規(guī)制科技政策時，政府單獨使用命令控制型政策工具，對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步起到了較好的推動作用，這是因為該工具對行政、人事等具有強約束力，強制性工具屬性有助于推動環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技發(fā)展。命令控制型政策工具與市場激勵型政策工具協(xié)同也促進了環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步，表明組合使用兩種政策工具，即同時調(diào)控行政、人事等命令控制型政策工具以及財政稅收、金融等市場激勵型政策工具能夠有效促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步。市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同的作用，表明在實施積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策的同時，加強對企業(yè)與公眾環(huán)境規(guī)制科技意識的引導，可以有效促進環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步。lnMI對lnEPP具有顯著負向影響，說明市場激勵型政策工具在一定程度上對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步具有抑制作用。政府單獨使用市場激勵型政策工具，可能削弱財政稅收與金融措施的效果，使環(huán)境規(guī)制科技政策在缺少行政管理與公眾監(jiān)督的情況下不能有效發(fā)揮效力。甚至由于市場激勵型政策工具中某些稅收或金融懲罰辦法，導致企業(yè)為規(guī)避風險而降低環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技投入。因此，強化市場激勵型政策工具與其它政策工具的協(xié)同使用對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步具有重要意義。lnGI和lnAG對lnEPP沒有顯著影響，說明宣傳引導型政策工具、命令控制型與宣傳引導型政策工具協(xié)同對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步的作用效果不明顯。這表明只加強對公眾環(huán)境規(guī)制科技意識的宣傳引導，或在宣傳引導的同時只采取監(jiān)督管理措施，而不在財政與金融方面給予實質性的幫助，不會對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技發(fā)展產(chǎn)生明顯效果。

表7 科技進步效果的FMOLS協(xié)整回歸結果

注：括號中的數(shù)值表示標準誤；***，**分別表示p<1%，p<5%

4.3.2 經(jīng)濟增長效應協(xié)整回歸分析

經(jīng)濟增長效應協(xié)整回歸模型估計結果見表8。相應的DW值與調(diào)整值表明FMOLS方法的擬合效果良好。由表8第一次回歸結果可知，lnK、lnL、lnT對經(jīng)濟增長效應具有顯著正向作用，說明我國資本存量的提升、勞動力數(shù)量的增加以及科技進步程度的提高，會促進我國經(jīng)濟持續(xù)增長。

由表8第二次回歸結果可知，lnGI對lnGDP具有顯著正向影響，表明宣傳引導型政策工具對經(jīng)濟增長效應具有促進作用。大力引導企業(yè)利用科技手段降低生產(chǎn)經(jīng)營中的環(huán)境污染排放，能夠不斷提升企業(yè)自身科技創(chuàng)新能力，保證企業(yè)長期盈利水平，也能夠有效降低政府在環(huán)境規(guī)制方面的投入成本。而且通過增強公眾環(huán)?？萍家庾R，使公眾在日常生活中有意識地購買科技水平高、環(huán)保效果好的產(chǎn)品，有利于促進綠色消費規(guī)模的有序擴大，保證經(jīng)濟持續(xù)健康增長。lnAG對lnGDP具有顯著負向影響，說明命令控制型與宣傳引導型政策工具協(xié)同使用在一定程度上對經(jīng)濟增長效應具有抑制作用。這是因為命令控制型政策工具以行政干預等強制手段為主，無法與企業(yè)、公眾環(huán)保科技意識的改善有效結合起來。公眾意識的提高應遵照循序漸進的原則，強制行為在某種程度上不僅不會奏效，還可能導致企業(yè)與公眾排斥。lnAI、lnMI、lnAM和lnMG對lnGDP沒有顯著影響，說明命令控制型政策工具、市場激勵型政策工具、命令控制型與市場激勵型政策工具協(xié)同以及市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同使用對經(jīng)濟增長效應的作用效果不明確。環(huán)境規(guī)制科技發(fā)展是一個長期的過程，科技研發(fā)主體是各類企業(yè)，無論是對環(huán)境規(guī)制科技研發(fā)提出單獨的行政人事要求，還是單獨提供財政金融投入，均不能獨自對企業(yè)效益甚至經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生立竿見影的效果。具體來看，單獨使用命令控制型政策工具，在行政和人事等方面對環(huán)境規(guī)制科技發(fā)展提出了要求。此種工具主要針對政府工作人員發(fā)揮效力，政府部門在政策執(zhí)行過程中對企業(yè)的行為提出了具體行政要求。如前述分析，其一定程度上能夠促進企業(yè)科技進步，但并沒有充分調(diào)動企業(yè)在環(huán)境規(guī)制科技成果轉化方面的積極性，也不能直接保證企業(yè)效益的持續(xù)提升，因此對經(jīng)濟增長的作用效果不明顯。而單獨使用市場激勵型政策工具，雖然在財政稅收與金融等方面對企業(yè)給予了支持，但由于缺乏有效的行政管理與公眾監(jiān)督評價等，不能保證企業(yè)將此類支持真正用于環(huán)境規(guī)制科技研發(fā)，也不能為企業(yè)效益的有效提升提供穩(wěn)定的科技保障，故其對經(jīng)濟增長的作用效果不明顯。此外，協(xié)同使用命令控制型與市場激勵型政策工具，將行政、人事與財政稅收金融等政策工具相結合，由前面的分析可知，對促進企業(yè)環(huán)境規(guī)制科技創(chuàng)新研發(fā)具有積極影響，但科技創(chuàng)新研發(fā)周期較長，且創(chuàng)新研發(fā)具有成功和失敗兩種結果，現(xiàn)階段我國處于環(huán)境規(guī)制科技發(fā)展重點強化的初期，研發(fā)結果具有不確定性，因而兩種工具協(xié)同使用對企業(yè)效益的影響不顯著，對經(jīng)濟增長效應的作用效果不明顯。宣傳引導型政策工具加大了環(huán)保科技宣傳力度，在企業(yè)和公眾環(huán)保科技意識引導上具有較大作用，與財政稅收金融等市場激勵型政策工具協(xié)同使用，能夠有效促進企業(yè)環(huán)境規(guī)制科技研發(fā)，但兩種政策工具長期交互效應不夠顯著，不能保證企業(yè)效益的持續(xù)提升，其經(jīng)濟增長效應也不顯著。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

4.4.1 模型穩(wěn)健性檢驗

已有研究指出，模型錯誤指定或參數(shù)非恒定會對研究過程產(chǎn)生嚴重負面影響，從而導致錯誤的研究結論[41]。本文使用系數(shù)矩陣的特征根檢驗模型穩(wěn)健性，檢測估計參數(shù)是否隨時間改變。如果特征根具有小于1的模數(shù)，則認為該模型是穩(wěn)健的。

由表9和表10可知，科技進步效果模型和經(jīng)濟增長效應模型的特征多項式的VAR根均具有小于1的模數(shù)，即均未位于單位圓外，表明本文使用的VAR模型和估計參數(shù)均滿足模型穩(wěn)健性條件。

表8 經(jīng)濟增長效應的FMOLS協(xié)整回歸結果

表9 科技進步效果模型穩(wěn)健性檢驗結果

表10 經(jīng)濟增長效應模型穩(wěn)健性檢驗結果

4.4.2 結構穩(wěn)健性檢驗

1985—2015年我國在經(jīng)濟、科技領域發(fā)生了巨大變化。與此同時，環(huán)境規(guī)制科技政策工具使用情況對經(jīng)濟和科技的影響也可能產(chǎn)生了結構性改變。如果把1985—2015年作為一個時期來估計環(huán)境規(guī)制科技政策工具使用對科技進步和經(jīng)濟增長的影響可能并不準確。因此，需要估計某一明顯的時間斷點前后環(huán)境規(guī)制科技政策工具對科技進步和經(jīng)濟增長影響的變化情況。1995年通過的“科教興國戰(zhàn)略”標志著我國正式進入科技改革深化階段[42]。依據(jù)本文所搜集政策數(shù)據(jù)庫的政策文本，環(huán)境規(guī)制科技政策在1995年前后出現(xiàn)了截然不同的發(fā)展趨勢。此外，2008年金融危機對經(jīng)濟領域的波及程度較深。因此，本文將1995年以及2008年分別作為可能的結構斷點。

由于Chow檢驗只能初步判斷回歸方程在前后兩個不同時期內(nèi)是否具有穩(wěn)健性，而不能得出兩個方程之間的具體差異，因此，本文采用能有效彌補以上缺陷的虛擬變量法[43]進行回歸方程的結構穩(wěn)健性檢驗。研究表明，科技進步效果與經(jīng)濟增長效應評估模型均具有結構穩(wěn)健性。

5 結論與建議

5.1 研究結論

本文在收集1985—2015年我國政府頒布的環(huán)境規(guī)制科技政策的基礎上，依據(jù)量化標準從政策屬性、政策目標和政策工具3個維度對環(huán)境規(guī)制科技政策強度進行量化，對我國政府在不同環(huán)境規(guī)制科技政策屬性層面上制定的相應政策目標，以及綜合利用3種類型政策工具與政策工具協(xié)同的狀況進行詳細描述。此外，本文通過基于乘法效應的政策工具效力及工具協(xié)同效力開展環(huán)境規(guī)制科技政策影響環(huán)?？萍歼M步以及經(jīng)濟增長的研究，并探究我國政府對環(huán)境規(guī)制科技政策工具及工具協(xié)同的使用狀況。主要結論如下：

(1)我國政府對不同環(huán)境規(guī)制科技政策工具及政策工具協(xié)同的使用程度明顯不同。在1985—2015年環(huán)境規(guī)制科技政策中，我國政府對命令控制型與宣傳引導型政策工具協(xié)同、命令控制型政策工具以及命令控制型與市場激勵型政策工具協(xié)同的使用較多，對宣傳引導型政策工具、市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同以及市場激勵型政策工具的使用較少。

(2)我國環(huán)境規(guī)制科技政策工具及政策工具協(xié)同對環(huán)?？萍歼M步效果的影響存在顯著的方向性差異。命令控制型政策工具、命令控制型與市場激勵型政策工具協(xié)同、市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同使用對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步具有顯著促進作用；宣傳引導型政策工具以及命令控制型與宣傳引導型政策工具協(xié)同對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步的作用效果不明顯；單獨使用市場激勵型政策工具一定程度上對環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步具有抑制作用。

(3)我國不同環(huán)境規(guī)制科技政策工具及政策工具協(xié)同對經(jīng)濟增長效應的影響也顯著不同。宣傳引導型政策工具對經(jīng)濟增長效應具有促進作用；命令控制型政策工具、市場激勵型政策工具、命令控制型與市場激勵型政策工具協(xié)同以及市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同使用對經(jīng)濟增長效應的作用效果不明顯；命令控制型與宣傳引導型政策工具協(xié)同使用在一定程度上對經(jīng)濟增長效應具有抑制作用。

5.2 政策建議

依據(jù)環(huán)境規(guī)制科技政策對環(huán)?？萍歼M步以及經(jīng)濟增長效應的分析結論，結合環(huán)境規(guī)制科技政策工具及工具協(xié)同使用，我國政府未來制定和完善環(huán)境規(guī)制科技政策時應在如下方面重點加強：

(1)不斷完善命令控制型、市場激勵型以及宣傳引導型環(huán)境規(guī)制科技政策工具的使用狀況。我國政府在后續(xù)環(huán)境規(guī)制科技政策制定過程中，應加大命令控制型政策工具在環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步以及宣傳引導型政策工具在經(jīng)濟增長效應中的使用，并在環(huán)保產(chǎn)業(yè)科技進步中適當減少單獨使用市場激勵型政策工具。

(2)持續(xù)優(yōu)化命令控制型與市場激勵型政策工具協(xié)同、市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同以及命令控制型與宣傳引導型政策工具協(xié)同。我國政府在后續(xù)環(huán)境規(guī)制科技政策實施中，應加大命令控制型與市場激勵型政策工具協(xié)同、市場激勵型與宣傳引導型政策工具協(xié)同在環(huán)?？萍歼M步中的使用，適當減少命令控制型與宣傳引導型政策工具協(xié)同在經(jīng)濟增長效應中的使用。

需要指出的是，本文主要探討了不同政策工具效力以及政策工具協(xié)同效力對環(huán)保科技進步與經(jīng)濟增長效應的影響。在政策規(guī)制過程中，每種政策工具都是在許多不同政策措施手段的綜合運用中體現(xiàn)出來的，而具體政策措施手段組合存在比本研究內(nèi)容更為復雜多變的情況。限于篇幅，本文并未充分討論政策工具及工具協(xié)同演變趨勢。因此，未來可以在這些方面深入開展后續(xù)研究。