环境规制对中国技术效率的影响机理研究＊

张晓莹，张红凤

(1.山东大学经济研究院，山东 济南 250100;2.山东财经大学国际经贸学院，山东 济南 250100;3.山东财经大学公共管理学院，山东 济南 250014)

随着经济的不断发展，伴随经济活动而产生的污染对全球环境造成巨大破坏，进而引发气候的改变。全球气候变暖已成为科学界和经济学界共同关注的棘手问题。解决环境污染的手段之一是实施环境规制政策，提高环境规制水平，通过相应政策措施督促企业减少污染物的排放。然而，环境规制对企业竞争力的负面影响一直是环境规制水平提高的最大阻力。直到1991年波特假说的提出，才为环境与经济的协调发展找到一条共赢之路。Porter［1］认为，严格的环境规制并不一定阻碍竞争力，反而经常是会增强竞争力的。此后，西方经济学家对环境规制与技术进步的关系进行了理论与实证研究，几乎都认同二者的正相关关系。然而，环境规制对技术进步产生正向作用的机理及其传导路径却鲜有文献提及，特别是中国正处于经济高速发展期，明晰中国环境规制对技术效率的影响机理对正确制定环境规制政策、实现经济与环境协调发展至关重要。

一、文献回顾

波特假说一经推出，在经济学界引起巨大反响，西方经济学家对假说进行了深入细致的解读。Jaffe和 Palmer［2］将波特假说分为 “弱”、“强”和“窄”三个版本。“弱版”波特假说指环境规制可以刺激创新，但并未指出这种创新对企业的最终影响如何;“强版”波特假说指出环境规制通过刺激技术进步为企业带来的收益可以完全弥补改善环境的成本支出;“窄版”波特假说指灵活的环境规制政策给予企业更多的创新激励，因而优于政策型规制政策。由此可见，“弱版”波特假说是“强版”和“窄版”波特假说的基础，它体现了波特假说的核心思想，即环境规制可以刺激技术进步，这一思想起源于Hicks［3］提出的诱发型技术创新。针对“弱版”波特假说，经济学家们从理论和实证方面进行了多角度的分析和验证。

理论方面，经济学家们主要从行为经济学、市场失灵和组织失灵等角度对波特假说背后的原理进行分析。基于委托—代理理论，Kennedy［4］、Aghion 等［5］、Ambec 和 Barla［6］等指出在委托代理结构下，当面临新的投资创新机会时，对于未来收益的不确定性往往使得个人利益最大化的经理做出违背企业利润最大化的决策。而环境规制政策可以帮助经理克服这一问题，实现企业与经理个人利益的“双赢”。Mohr［7］则从技术溢出导致市场失灵角度解释“弱版”波特假说，他指出当企业的研发投资收益部分地被竞争对手获得时，企业将减少对于清洁技术的投资，此时环境规制可以促使企业从低水平的研发投资转向帕累托改进型的高水平研发投资。Ambec和Barla［8］从组织失灵的角度对环境规制对技术进步的作用进行解释。他发现当存在信息不对称时，企业经理有可能利用信息优势夸大研发成本寻租，而环境规制政策则可以降低经理寻租的程度，从而保证研发投资得以实施。实证方面，多数学者的研究得出了与波特假说一致的结论，如Jaffe和 Palmer［2］利用 1973—1991 年美国制造业面板数据对环境规制与企业技术革新的关系进行研究发现企业遵从规制政策支出与研发支出存在显著的正相关关系。Hamamoto［9］运用污染治理支出和研发支出作为代理变量，对日本工业高速发展期(1960—1970年)环境规制政策提高对技术进步的影响研究发现:命令控制型环境规制政策确实刺激了日本制造企业的研发活动。但也有少数学者的实证研究得出相反的结论，如Gray和Shadbegian［10］的研究发现严格的空气和水的环境标准使造纸厂的技术投资选择从改进生产效率转向减少污染。国内学者对这一问题的研究主要集中于实证检验，多数学者的结论基本支持波特假说，但由于选择的环境规制与技术进步的指标不同导致结论略有不同，如李强和聂锐［11］发现环境规制强度每提高1%，发明专利数量和实用新型专利数量分别提升0.17%和0.07%;张成等［12］发现中国东部和中部地区环境规制强度与技术进步之间存在U型关系;王国印和王动［13］发现环境规制对滞后二期和三期的研发经费支出有显著负效应，对即期专利申请数量有显著正效应，对滞后二期和三期的专利申请数量分别存在正的和负的影响。

现有文献对“弱版”波特假说的检验基本都支持环境规制对技术进步的正向效应，但分析过程存在以下问题:首先，多数文献使用研发支出或者专利数量作为技术进步的代理变量，这不符合波特假说的原意。Porter和Van der Linde［14］强调革新并不仅仅指技术的变化，还包括产品或服务设计方面的更新，即如何生产、如何销售、如何服务等;其次，多数文献采用固定效应等静态分析方法，用同期的生产率指标或技术进步指标与环境规制指标进行计量分析，而静态分析方法恰恰是波特对传统学派理论提出质疑之处，静态模型本身并没有给予环境规制刺激技术进步发挥效应的时间;再次，国内学者的研究多为运用中国数据对波特假说的简单验证，缺乏针对中国国内环境规制对技术进步影响机制的深入研究。针对上述问题，本文以数据包络分析DEA的Malmquist指数分解出的技术效率作为技术进步的代理变量，基于1999—2011年中国省际面板数据，采用动态面板模型对中国环境规制政策对工业产业技术进步的影响及其内在机理进行实证分析，为制定环境规制政策提供现实依据。

二、研究框架

技术进步的内涵十分丰富，熊彼特［15］将技术创新分为开发新产品、开辟新市场、采用新的生产方法、原材料新的供应源、实现企业的新组织。正如 Porter和 Van der Linde［14］所强调的:技术进步不仅仅指技术的变化，而应该包括更广泛的形式，因此，本文采用基于数据包络分析DEA的Malmquist指数中的技术进步效率来作为技术进步的代理变量。数据包络分析DEA是运用线性规划的方法构建非参数分段前沿面，并针对前沿面进行效率计算的方法。这种方法避免了各种参数方法事前假定生产函数产生的误差。1994年Fare等提出基于DEA的Malmquist指数，运用距离函数与线性优化方法对每个决策单元的生产边界函数进行估算，从而构造代表全要素生产率的指数。Malmquist指数的具体公式如下:

Fare进一步将全要素生产率TFP分解为技术效率变化指数 (TE)和技术进步指数 (TP)，而TE又可以进一步分解为规模效率变化 (SC)和纯技术效率变化 (PE)，即:

其中，技术进步TP是要素投入不变下的产出增长率，测度技术边界即生产前沿面本身从t期到t+1期的移动，正是波特假说中所指的技术进步的含义，因此，本文采用TP指数作为技术进步的代理变量。

经济学家Clark［16］曾指出知识是唯一不遵守边际收益递减规律的生产要素，技术作为人力资本的一种形式同样具有规模经济效应，并且一旦被获得者拥有，就会不断拥有并周而复始地自我增强。Ashish和 Gerard［17］指出一项新技术的产生总是从现有技术的下方开始，最终完成穿越停留在高于现有技术的平面，即技术进步表现出以现有技术为基础的S型发展路径。因此，一国技术进步的水平与该国现有技术水平的积累存在密切的关系。

当面临环境规制水平提高时，企业如果做出的反应是末端治理式的，有可能因为治理环境污染投入而使部分资源从研发中转移;但也有可能由于利润的下降而促使企业将更多的资源投入研发，刺激技术进步。因此，当期环境规制对于企业研发的影响存在不确定性。波特假说的成立依赖于动态分析方法，环境规制政策对技术的影响有可能存在时滞。Lanoie等［18］在分析中加入环境规制的当期、滞后一期、滞后两期以及滞后三期的值，研究发现当期环境规制对企业生产效率产生负效应，而滞后项对生产率具有明显的正效应;Yang等［19］在模型中加入污染控制费和污染治理支出的一阶滞后项，也发现滞后项对TFP具有显著的正效应。因此，本文在分析中除了环境规制的当期值外，还分别针对一期及多期滞后项进行检验。

技术进步的实现路径包括自主研发、技术引进和技术溢出等。与发达国家高额研发资金投入下的自主研发相比，发展中国家采用技术引进或通过技术溢出实现技术变迁无疑是成本较低的方式。中国改革开放后，对外贸易的规模不断加大，目前已成为全球第二大贸易国。开放程度的提高为企业提供了更多实现技术进步的渠道，企业可以通过技术贸易的方式引进先进技术，同时外商直接投资也会通过技术溢出为本国企业提供更多学习先进技术的机会。因此，本文将考虑环境规制政策对国际贸易与国际直接投资途径下的技术进步的影响。

中国地域辽阔，各地区经济发展水平存在较大差异，地区经济发展水平对当地企业研发投入、技术引进和吸引外资等都会产生重大影响，从而最终影响地区技术水平。1991年，Grossman和 Krueger［20］提出环境库茨涅兹曲线，指出地区经济增长与污染物排放存在倒U型关系;Lucas等也发现当一些发展中国家达到较高收入水平后，污染物的排放出现下降趋势，并指出这一现象是由于制造业份额下降所造成的。由此，我们有理由相信地区经济发展水平与技术水平之间存在相关关系，并有可能存在非线性关系［21］。

基于上述分析，本文提出以下四个命题，并对此进行计量检验:

命题1:由环境规制政策导致的技术进步水平依赖于该地区原有技术水平的积累，即某地区在环境规制政策刺激下的技术进步与原有技术水平呈正相关关系。

命题2:环境规制政策当期值对技术进步的影响不确定，但滞后期对技术进步存在正效应。

命题3:地区对外贸易与吸引外资状况将影响环境规制的波特效应。

命题4:环境规制引发的技术进步与地区经济发展水平存在非线性关系。

三、模型、样本和数据

根据上述分析，本文构造如下动态面板模型:

其中，下标i代表地区，t代表时期，t-1代表滞后一期值，tech代表地区技术进步率即Malmquist指数分解出的技术进步指数TP，reg代表地区环境规制强度，gdp代表地区经济发展水平，ftd代表地区对外贸易情况，fcd代表地区吸引国外直接投资情况。ui为随机效应，反应未观察到的地区效应，在截面间假设为独立同分布的;eit为随机扰动项，ui与eit独立。为消除异方差，变量均采用对数形式。

本文采用1999—2011年中国省际面板数据，具体包括北京、河北、天津、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、新疆。由于部分数据缺失，海南、宁夏和西藏三省的数据没有被包括在样本中。

为计算各省份的Malmquist指数，需要各地区工业产业的投入产出数据。本文以工业总产值作为产出变量，并通过以1999年为基期的工业品出厂价格进行平减;投入变量包括工业产业固定资产净值并通过以1999年为基期的固定资产投资价格指数进行平减，以及工业企业全部从业人员平均数;出于对环境因素的考虑，本文增加了各地区工业煤炭消费量作为投入变量之一。模型 (3)中，技术进步效率tech采用Malmquist指数分解出的技术进步率TP，并以1999年为基期进行折算;环境规制变量reg采用各地区防止污染投资与地区工业总产值的比率作为代理变量，以此反映各地区不同年份环境规制的强度;地区经济发展指标gdp采用各地区生产总值，并经过以1999年为基期的生产总值价格指数平减;对外贸易指标ftd采用对外贸易依存度作为代理变量，公式为ftd=各地进出口总值/地区工业总产值;吸引外资指标fcd采用外资依存度作为代理变量，公式为fcd=各地内向FDI/地区工业总产值。以上数据均来自《中国统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》以及《中国环境统计年鉴》。

四、实证结果

本文采用DEAP2.1软件计算各地Malmquist指数，并对其进行分解。计算结果发现所有地区的技术进步率都大于1，说明各个地区在环境规制不断强化下技术水平都在提升，从时间趋势来看，全国平均技术进步率从1999年的1.11增加到2011年的3.47。

动态面板模型中由于增加了被解释变量的一阶滞后项，因而容易产生内生性问题。IV估计和GMM估计都有助于解决内生性问题，但IV估计目前已经很少使用。GMM估计又包括一阶差分广义矩估计 (DIF-GMM)和系统矩估计(SYS-GMM)。DIF-GMM由 Arellano和 Bond提出，是在IV估计的基础上增加了更多可用的工具变量，但该种方法存在严重的小样本偏差。SYS-GMM 由 Arellano和Bover以及Blundell和Bond提出，它结合了差分方程和水平方程，大大减少了小样本偏误。为进行对比分析，本文分别采用DIF-GMM和SYS-GMM两种方法，同时，为消除异方差问题，均采用两阶段估计。当模型存在内生性问题时，普通最小二乘和固定效应模型的估计结果分别产生向上和向下偏误，但二者却给出了GMM稳健结果的上界和下界，可以作为衡量模型设定的判断标准之一。因此，本文同时报告了普通最小二乘、广义矩估计、系统矩估计和固定效应模型下的估计结果 (如表1所示)。为保证工具变量选取的有效性，我们对广义矩估计和系统矩估计估计结果分别进行了Sargan检验，并根据Arellano和Bond的要求对差分方程的残差是否存在二阶序列相关进行了检验。

从回归结果来看，广义矩估计和系统矩估计两种模型都通过了Sargan检验，说明工具变量选择是有效的;从p值来看，一阶序列相关检验拒绝原假设，二阶序列相关检验接受原假设，说明随机扰动项存在一阶序列相关，不存在二阶序列相关。两种方法的回归结果中各个变量系数的方向一致，但广义矩估计的回归结果没有介于最小二乘和固定效应模型的结果之间，系统矩估计的回归结果介于二者之间，且所有系数都在1%水平上显著，因此系统矩估计的结果更加可信。

根据系统矩估计的回归结果，中国环境规制刺激下的技术进步存在动态性，滞后一期的技术进步率对数值对当期技术进步率对数值作用系数为0.86，并在1%水平上显著，这与李斌等的研究结果一致［22］，说明中国环境规制刺激下的技术进步具有时间惯性。这一结果验证了前文提出的命题一，也符合波特假说的理论内涵。

环境规制的当期值对技术进步的效应为负，这体现了传统学派的理论思想，说明当中国环境规制水平提高时，工业产业当期技术效率下降。这有可能是由于当企业面临更严格的环境规制政策时，当期采取的多为末端治理式的应对措施，造成资源配置发生改变，部分资源由研发投入转变为污染治理，造成技术进步率的下降。然而，环境规制的一阶滞后对当期技术进步率的影响显著为正，说明中国环境规制对技术进步存在滞后效应，也体现了波特假说的思想，即从长期来看环境规制水平的提高可以刺激技术进步。

表1 模型回归结果

地区生产总值的当期值对技术进步产生明显正效应，作用系数为1.48，且在1%水平上显著，这与王国印和王动［13］、沈能和刘凤朝［23］的研究结果一致。这一结果说明地区经济发展的总体水平在很大程度上决定了研发投入、技术引进的能力，从而最终影响地区技术水平;而生产总值的二次项对技术进步率的作用系数为-0.10，表明地区经济发展对技术进步的作用存在倒U型关系，这符合环境库茨涅兹曲线的理论思想，当地区经济发展达到一定高度时，污染产业比重下降，此时增强环境规制对技术进步的作用逐渐减弱。

对外贸易依存度对技术进步率影响显著为正，说明中国企业面临环境规制水平提高而造成成本上升压力时，主要依靠技术引进来实现技术进步，这与王瑾［24］的部分研究结果一致;而外资依存度对技术进步率的影响显著为负，这与王鹏和郭永芹［25］的研究结果一致，但与宣烨和李光泗［26］、李斌等［22］的结论相反，本文认为，这主要与目前中国作为发展中国家接受发达国家产业转移的层次较低所致。一般来讲，发达国家的环境规制水平往往高于发展中国家，发达国家的企业为了规避本国较高水平的环境规制政策，会将技术未达标的污染产业转移至规制水平较低的发展中国家，使得发展国家在肮脏行业的生产中具有竞争优势，此时发展中国家的环境技术水平就会停滞不前甚至发生后退。

五、结 论

本文利用1999—2011年中国省际面板数据，通过构建动态面板数据模型，并采用系统矩估计方法对模型进行回归分析，实证检验了中国环境规制对工业产业技术进步率的影响机理。研究结果表明，中国环境规制刺激下的技术进步具有动态特性，当期技术进步率取决于前期技术水平的积累，中国环境规制对技术进步的效应呈现先下降后上升的趋势，环境规制下的技术进步与地区经济发展呈现倒U型关系，中国环境规制刺激下的技术进步主要通过技术引进方式实现，而内向FDI对技术进步的影响为负。

针对以上研究结论，本文提出如下政策建议:(1)环境规制政策应多采取以绩效为基础的(performance-based)或以市场为基础的(market-based)规制方式，而少采用命令控制式的 (command-and-control)规制方式，从而避免引发企业成本上升，减少当期对技术进步的负效应;(2)制定环境规制政策应当根据各地不同的发展状况，因地制宜，使环境规制水平与地区经济发展相符，上级部门不能一刀切，地方政府不能盲目跟风。同时，政府管理部门应做好信息收集工作，充分掌握各行业环境污染及治理的相关数据，以防止企业寻租行为的发生;(3)加强专利及知识产权的保护工作，技术外溢是造成研发投入不足的原因之一，因此，完善的知识产权保护法能够降低技术溢出给研发者造成的损失，当存在技术溢出时，政府应当给予企业适当补贴，以弥补其损失，激励更多的研发产出。

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