劉紅梅 凌家慧 王克強(qiáng)

(1 上海師范大學(xué)商學(xué)院，上海 200234；2 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433)

0 引 言

經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施是我國(guó)綠色環(huán)境質(zhì)量的重要保障，而研發(fā)投入的提高是推動(dòng)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的重要舉措之一，地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升是提高國(guó)家創(chuàng)新水平的重要因素，為保證國(guó)家經(jīng)濟(jì)、環(huán)境質(zhì)量雙重效益，系統(tǒng)討論這三者之間的關(guān)系具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。企業(yè)創(chuàng)新面臨以下問(wèn)題：新技術(shù)、新產(chǎn)品、新工藝研發(fā)周期長(zhǎng)、研發(fā)成功概率無(wú)法保證、大量資金長(zhǎng)期沉積于研發(fā)項(xiàng)目和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，由此極大地挫傷了企業(yè)創(chuàng)新的積極性；同時(shí)，為保障環(huán)境質(zhì)量，企業(yè)承擔(dān)了因環(huán)境負(fù)外部性而內(nèi)化成的成本。以上兩方面導(dǎo)致企業(yè)自主創(chuàng)新難度加大，生產(chǎn)效能較低，此種情境下，政府對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入是激勵(lì)微觀企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵，是全要素生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵。政府研發(fā)投入的提高既可以為知識(shí)外溢提供部分補(bǔ)償，激勵(lì)微觀進(jìn)行創(chuàng)新，解決創(chuàng)新的環(huán)境外部性問(wèn)題[1]，又彌補(bǔ)了企業(yè)在保障環(huán)境方面產(chǎn)生的直接經(jīng)濟(jì)成本，有利于維護(hù)和推動(dòng)企業(yè)健康、綠色成長(zhǎng)。

由此引發(fā)以下思考：政府環(huán)境規(guī)制政策是否抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高？政府對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入是否有利于提升企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力，是否有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率？是否減緩了環(huán)境規(guī)制政策產(chǎn)生的抑制作用？鑒于此，本文首先探討三者間的理論影響關(guān)系，再以我國(guó)除西藏外的30個(gè)省區(qū)市的數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，進(jìn)一步從東、中、西部3個(gè)區(qū)域的視角對(duì)比性地分析環(huán)境規(guī)制與政府研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，為政府進(jìn)一步調(diào)整環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策，探尋更好的激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的措施，提高全要素生產(chǎn)率提供參考。

1 理論假說(shuō)

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與高污染、高投入、高消耗的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式共存，為彌補(bǔ)后者產(chǎn)生的一系列問(wèn)題，政府提高了對(duì)環(huán)境污染的規(guī)制力度。政府的環(huán)境規(guī)制政策在一定程度上約束了地方企業(yè)的生產(chǎn)性決策，一方面環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)性投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，導(dǎo)致管理、生產(chǎn)、銷售等方式受到約束；另一方面，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制限制了企業(yè)在科技研發(fā)上的投入支出，增加了能源需求以及能源使用成本，削弱了企業(yè)生產(chǎn)率和降低了企業(yè)的營(yíng)業(yè)績(jī)效[2]。

環(huán)境規(guī)制通過(guò)“遵循成本”和“創(chuàng)新補(bǔ)償”兩個(gè)效應(yīng)來(lái)影響微觀企業(yè)的生產(chǎn)決策[3-4]，前者增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，降低企業(yè)的生產(chǎn)性投資，而后者推動(dòng)企業(yè)加大研發(fā)力度，從源頭上推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1:環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升存在抑制作用。

政府研發(fā)投入是激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵要素[5]。政府研發(fā)投入一部分進(jìn)入政府層面科研創(chuàng)新，另一部分進(jìn)入微觀企業(yè)層面，為科技創(chuàng)新型企業(yè)提供一定的補(bǔ)助[6]。政府研發(fā)投入的增加有利于在宏觀層面營(yíng)造全社會(huì)創(chuàng)新的氛圍，通過(guò)各種激勵(lì)政策推動(dòng)企業(yè)加大創(chuàng)新力度，或通過(guò)提供補(bǔ)貼的方式鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新?；诖?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2:政府研發(fā)投入通過(guò)激勵(lì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新來(lái)推動(dòng)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升。

政府研發(fā)投入在進(jìn)入企業(yè)層面時(shí)，是否僅有單純推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新的作用[7-8]？考慮到環(huán)境規(guī)制給企業(yè)造成的成本壓力，政府研發(fā)資金投入是否會(huì)在某種程度上緩解企業(yè)因環(huán)境規(guī)制而產(chǎn)生的成本壓力？還是會(huì)因接受補(bǔ)貼后為滿足政府與社會(huì)對(duì)其環(huán)境責(zé)任的期望而進(jìn)一步加大環(huán)保創(chuàng)新投入，從而增大成本壓力？這些問(wèn)題都值得深入探討?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)3和假設(shè)4。

假設(shè)3:政府研發(fā)投入不能彌補(bǔ)微觀企業(yè)因環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施而增加的企業(yè)成本，即研發(fā)投入會(huì)提高地區(qū)生產(chǎn)率水平，但環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升存在抑制作用。

假設(shè)4:政府研發(fā)投入可以彌補(bǔ)微觀企業(yè)因環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施而增加的企業(yè)成本，推動(dòng)地區(qū)生產(chǎn)率的提升。

環(huán)境規(guī)制政策在我國(guó)存在較為明顯的區(qū)域差異，地方政府在環(huán)境規(guī)制中存在相互模仿的行為，相鄰地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策存在互補(bǔ)性，且地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制政策未能充分有效實(shí)施。從地區(qū)發(fā)展來(lái)看，東部地區(qū)普遍環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較高、對(duì)創(chuàng)新的研發(fā)投入較大，地區(qū)生產(chǎn)率也相對(duì)較高。基于此，本文提出假設(shè)5。

假設(shè)5:東部地區(qū)的地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策與研發(fā)投入對(duì)地區(qū)生產(chǎn)率的影響作用最明顯，而中、西部地區(qū)的地區(qū)環(huán)境規(guī)制、研發(fā)投入與地區(qū)生產(chǎn)率之間也存在顯著影響，但影響效果沒(méi)有東部地區(qū)明顯。

2 實(shí)證框架

2.1 生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定

假設(shè)不同地區(qū)按照科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，只存在資本與勞動(dòng)力兩種要素，則某省份在某年份的生產(chǎn)函數(shù)如式(1)所示。

(1)

其中，Y表示產(chǎn)出，K、L分別為資本與勞動(dòng)，i表示不同省區(qū)市，t則表示年份。αK、αL分別表示資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，其中0<αK<1,0<αL<1。A表示隨時(shí)間變化的外生技術(shù)進(jìn)步。

對(duì)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，可以得到式(2)。

lnY=lnA+αKlnK+αLlnL

(2)

可以獲得i省在t年份的全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity,簡(jiǎn)稱tfp)，如式(3)所示。

(3)

2.2 空間計(jì)量模型

由于存在空間異質(zhì)性，不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅受自身區(qū)位影響，還受相鄰或者其他經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較為一致的區(qū)域影響。相比之下，空間計(jì)量模型更有利于識(shí)別個(gè)體變量之間的空間相關(guān)關(guān)系[9]，而且不忽略來(lái)自空間地理信息的影響。空間計(jì)量模型分兩種：當(dāng)變量之間的依賴性對(duì)模型十分重要而導(dǎo)致空間自相關(guān)時(shí)，選擇空間滯后模型(SLM)；當(dāng)模型的誤差項(xiàng)存在空間自相關(guān)時(shí)，選擇空間誤差模型(SEM)。本文同時(shí)設(shè)定了上述兩類模型，來(lái)考察環(huán)境規(guī)制、政府研發(fā)投入對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的空間影響效應(yīng)?？臻g滯后模型如式(4)所示。

lntfpit=α+ρWlntfpit+β1lnRDit+β2lnSO2it+β3lnpatentit+β4assetgdpit+β5lnsalaryit+μit

(4)

其中，lntfp為全要素生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)值，右邊lnRD、lnSO2、lnpatent、assetgdp、lnsalary分別表示研發(fā)投入、環(huán)境變量、專利申請(qǐng)量、投資額占比和就業(yè)人員(職工)平均薪資等5個(gè)解釋變量，β1～β5表示上述各自變量的系數(shù),μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，ρ為空間滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，下標(biāo)i表示不同省市，t則表示年份。

空間誤差模型如式(5)所示。

lntfpit=α+β1lnRDit+β2lnSO2it+β3lnpatentit+β4assetgdpit+β5lnsalaryit+μit

μit=λWμit+εit

(5)

空間誤差模型中第一個(gè)等式的變量界定與空間滯后模型相同。第二個(gè)等式中，Wμ表示誤差項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)，λ表示空間誤差相關(guān)系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3 實(shí)證過(guò)程及結(jié)果分析

3.1 變量說(shuō)明

1. 被解釋變量：全要素生產(chǎn)率(lntfp)，tfp的測(cè)算根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，通過(guò)資本存量、勞動(dòng)力投入與產(chǎn)出值等計(jì)算出來(lái)。產(chǎn)出值使用地區(qū)GDP來(lái)度量，勞動(dòng)力投入使用地區(qū)年末從業(yè)人數(shù)來(lái)度量，資本存量使用永續(xù)盤存法計(jì)算獲得。

2. 核心解釋變量：政府研發(fā)投入(lnRD)，本文主要使用各省區(qū)市研究與開(kāi)發(fā)經(jīng)費(fèi)投入中的政府資金來(lái)度量地方政府推動(dòng)創(chuàng)新的研發(fā)資源投入量。

環(huán)境規(guī)制變量：本文借鑒白俊紅等的研究方法[10]，選擇地區(qū)二氧化硫(lnSO2)作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代表性指標(biāo)，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大，SO2等污染物排放量越小。

3. 控制變量：控制變量使用的度量指標(biāo)情況如表1所示。

表1 變量說(shuō)明

3.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2006—2019年我國(guó)除西藏外30個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)作為分析數(shù)據(jù)集，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省區(qū)市級(jí)的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

考慮到變量在不同地域的變化趨勢(shì)存在些許差異，故將研究樣本主要分為東、中、西部3個(gè)區(qū)域①，具體描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

從表2的描述性結(jié)果來(lái)看，就全要素生產(chǎn)率而言，我國(guó)各區(qū)域呈現(xiàn)不同的變化態(tài)勢(shì)，東部地區(qū)平均生產(chǎn)率顯著高于中部和西部地區(qū)。東部地區(qū)政府開(kāi)發(fā)投入資金較高，而中部地區(qū)的污染程度顯著高于東、西部地區(qū)。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.3 空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

使用Moran I進(jìn)行全局空間自相關(guān)性檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表3所示。表中各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的莫蘭指數(shù)值均為正數(shù)且在10%的水平上顯著，表明中國(guó)30個(gè)省區(qū)市的經(jīng)濟(jì)變化在空間上存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。一方面說(shuō)明要素資源存在稀缺性、趨利性等特征，在要素可以自由流動(dòng)的條件下，生產(chǎn)率較低的要素會(huì)自動(dòng)流向生產(chǎn)率較高、收益較大的地區(qū)，促使原本發(fā)展較快的地區(qū)生產(chǎn)率水平進(jìn)一步提升；另一方面，由于現(xiàn)代通信技術(shù)的逐步應(yīng)用，信息共享、信息傳遞等加強(qiáng)了地區(qū)之間的知識(shí)溢出效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)。其余變量也存在顯著的空間正相關(guān)性。

表3 各變量的空間自相關(guān)性

3.4 空間計(jì)量模型

空間相關(guān)性結(jié)果表明，我國(guó)地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間溢出效應(yīng)，本文基于各省市空間地理位置上的鄰接關(guān)系設(shè)立權(quán)重矩陣，同時(shí)使用空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)對(duì)變量之間的影響關(guān)系進(jìn)行分析說(shuō)明，其中模型1和模型2考察環(huán)境規(guī)制變量對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響關(guān)系，模型3和模型4考察政府研發(fā)投入對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，模型5和模型6考察在全樣本情況下環(huán)境規(guī)制與政府研發(fā)投入對(duì)地區(qū)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，結(jié)果如表4所示。

表4各項(xiàng)數(shù)據(jù)表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間溢出效應(yīng)。通過(guò)對(duì)比表4模型1和模型2、模型3和模型4、模型5和模型6調(diào)整后的R2以及模型5和模型6的Log-L(極大似然函數(shù)值)，結(jié)果顯示空間滯后模型優(yōu)于空間誤差模型。故而，本文主要選擇空間滯后模型的回歸結(jié)果進(jìn)行討論與分析。

表4 空間計(jì)量模型回歸結(jié)果

由模型1和模型2實(shí)證結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制指標(biāo)SO2排放量與地區(qū)生產(chǎn)率水平正向相關(guān)，即SO2排放量的減少約束了地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展，表明一方面仍存在以犧牲環(huán)境質(zhì)量來(lái)提高企業(yè)生產(chǎn)率的生產(chǎn)方式，另一方面環(huán)境規(guī)制政策落實(shí)越完善，企業(yè)因環(huán)境保護(hù)而承擔(dān)的成本越大，降低企業(yè)創(chuàng)新投資份額的可能性更大，總體層面上不利于企業(yè)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展，證明假設(shè)1成立。模型3和模型4的實(shí)證結(jié)果數(shù)據(jù)在5%水平下顯著，說(shuō)明地方政府研發(fā)投入的增加促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提升，有利于優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部研發(fā)資源的配置，提高地區(qū)創(chuàng)新水平，促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的提升，證明假設(shè)2成立。

由模型5和模型6的實(shí)證結(jié)果可以看出兩種模型中，環(huán)境規(guī)制變量與政府研發(fā)投入變量的回歸系數(shù)均為正。表明在政府研發(fā)投入與政府環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施雙重背景下，政府研發(fā)投入的提高并不能彌補(bǔ)微觀企業(yè)因環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施而直接增加的生產(chǎn)成本與創(chuàng)新成本，地區(qū)環(huán)境政策的實(shí)施對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出仍存在負(fù)面抑制作用，證明假設(shè)3成立。

分區(qū)域空間滯后模型回歸結(jié)果如表5所示，表明西部地區(qū)研發(fā)投入對(duì)生產(chǎn)率影響最大，也最為顯著，其次為中部，最后為東部。西部地區(qū)新知識(shí)、新技術(shù)的增加對(duì)生產(chǎn)率的推動(dòng)作用最為明顯。東部地區(qū)影響不夠顯著，說(shuō)明中國(guó)東部地區(qū)總體發(fā)展水平相對(duì)較高，經(jīng)濟(jì)體制架構(gòu)較為完善，政府研發(fā)投入對(duì)生產(chǎn)率影響相對(duì)較小，而中西部地區(qū)創(chuàng)新體系相對(duì)不夠完善，亟需政府研發(fā)資金投入來(lái)推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新能力提高，從而提升企業(yè)生產(chǎn)效率。

表5 分區(qū)域空間滯后模型回歸結(jié)果

從環(huán)境規(guī)制變量來(lái)看，各部地區(qū)SO2排放與全要素生產(chǎn)率正相關(guān)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加降低了企業(yè)的創(chuàng)新意愿，也增加了企業(yè)的創(chuàng)新難度，政府研發(fā)投入的增加并不能彌補(bǔ)因環(huán)境規(guī)制政策而增加的直接成本，證明假設(shè)5成立。相對(duì)于東部、西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制回歸系數(shù)為0.137 9，結(jié)合描述性分析，不難發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)SO2排放最高，環(huán)境規(guī)制對(duì)中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響最大，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越高，越不利于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，亟需適當(dāng)?shù)沫h(huán)境、創(chuàng)新協(xié)同機(jī)制，以推動(dòng)環(huán)境質(zhì)量與地區(qū)創(chuàng)新共同提升。

從控制變量來(lái)看，各地區(qū)專利申請(qǐng)量以及投資率占比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有顯著的正面影響，表明地區(qū)依靠專利等技術(shù)、科技的創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用十分明顯，應(yīng)進(jìn)一步加大地區(qū)創(chuàng)新力度，努力提升地區(qū)生產(chǎn)率水平。依據(jù)本文的計(jì)量結(jié)果，專利擁有量每增加1單位，東部、中部地區(qū)生產(chǎn)率水平大約會(huì)提升0.06～0.07單位，西部地區(qū)大約增加0.1單位，表明西部地區(qū)有相對(duì)更高的專利推動(dòng)生產(chǎn)率提升潛力。從勞動(dòng)力薪資對(duì)數(shù)指標(biāo)可以看出，促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的提高與促進(jìn)人才創(chuàng)新密不可分，人才是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的潛在力量，東部地區(qū)就業(yè)人員薪資對(duì)地區(qū)發(fā)展的影響最為顯著，表明相對(duì)中西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)人口流動(dòng)性相對(duì)較高，人員薪資越高越有利于留住優(yōu)秀人才，加快創(chuàng)新發(fā)展進(jìn)程。

4 啟 示

基于以上分析，本文得出如下啟示：第一，政府可以適當(dāng)加強(qiáng)各個(gè)省區(qū)市之間的經(jīng)濟(jì)交流合作，增強(qiáng)地區(qū)之間的空間溢出效應(yīng)，著力降低不同地區(qū)之間的發(fā)展差異。第二，應(yīng)加大對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入力度，緩解企業(yè)研發(fā)投入的資金壓力激勵(lì)研發(fā)投入的積極性。企業(yè)可以適當(dāng)拓寬融資渠道，增加研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)，提升技術(shù)溢出水平，實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新能力的突破。第三，建議根據(jù)企業(yè)對(duì)環(huán)境的危害程度大小執(zhí)行差異化的環(huán)境懲治政策，同時(shí)以有效的激勵(lì)政策激發(fā)企業(yè)在新產(chǎn)品、新工藝、新技術(shù)研發(fā)上的環(huán)?？剂?。第四，鼓勵(lì)東部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)協(xié)調(diào)發(fā)展方面探索新機(jī)制，為其他地區(qū)解決同類問(wèn)題提供借鑒。