環(huán)境規(guī)制對中國技術(shù)效率的影響機理研究＊

張曉瑩，張紅鳳

(1.山東大學(xué)經(jīng)濟研究院，山東 濟南 250100;2.山東財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟南 250100;3.山東財經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院，山東 濟南 250014)

隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，伴隨經(jīng)濟活動而產(chǎn)生的污染對全球環(huán)境造成巨大破壞，進而引發(fā)氣候的改變。全球氣候變暖已成為科學(xué)界和經(jīng)濟學(xué)界共同關(guān)注的棘手問題。解決環(huán)境污染的手段之一是實施環(huán)境規(guī)制政策，提高環(huán)境規(guī)制水平，通過相應(yīng)政策措施督促企業(yè)減少污染物的排放。然而，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)競爭力的負(fù)面影響一直是環(huán)境規(guī)制水平提高的最大阻力。直到1991年波特假說的提出，才為環(huán)境與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展找到一條共贏之路。Porter［1］認(rèn)為，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制并不一定阻礙競爭力，反而經(jīng)常是會增強競爭力的。此后，西方經(jīng)濟學(xué)家對環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進步的關(guān)系進行了理論與實證研究，幾乎都認(rèn)同二者的正相關(guān)關(guān)系。然而，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步產(chǎn)生正向作用的機理及其傳導(dǎo)路徑卻鮮有文獻提及，特別是中國正處于經(jīng)濟高速發(fā)展期，明晰中國環(huán)境規(guī)制對技術(shù)效率的影響機理對正確制定環(huán)境規(guī)制政策、實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展至關(guān)重要。

一、文獻回顧

波特假說一經(jīng)推出，在經(jīng)濟學(xué)界引起巨大反響，西方經(jīng)濟學(xué)家對假說進行了深入細致的解讀。Jaffe和 Palmer［2］將波特假說分為 “弱”、“強”和“窄”三個版本?！叭醢妗辈ㄌ丶僬f指環(huán)境規(guī)制可以刺激創(chuàng)新，但并未指出這種創(chuàng)新對企業(yè)的最終影響如何;“強版”波特假說指出環(huán)境規(guī)制通過刺激技術(shù)進步為企業(yè)帶來的收益可以完全彌補改善環(huán)境的成本支出;“窄版”波特假說指靈活的環(huán)境規(guī)制政策給予企業(yè)更多的創(chuàng)新激勵，因而優(yōu)于政策型規(guī)制政策。由此可見，“弱版”波特假說是“強版”和“窄版”波特假說的基礎(chǔ)，它體現(xiàn)了波特假說的核心思想，即環(huán)境規(guī)制可以刺激技術(shù)進步，這一思想起源于Hicks［3］提出的誘發(fā)型技術(shù)創(chuàng)新。針對“弱版”波特假說，經(jīng)濟學(xué)家們從理論和實證方面進行了多角度的分析和驗證。

理論方面，經(jīng)濟學(xué)家們主要從行為經(jīng)濟學(xué)、市場失靈和組織失靈等角度對波特假說背后的原理進行分析?；谖小砝碚?，Kennedy［4］、Aghion 等［5］、Ambec 和 Barla［6］等指出在委托代理結(jié)構(gòu)下，當(dāng)面臨新的投資創(chuàng)新機會時，對于未來收益的不確定性往往使得個人利益最大化的經(jīng)理做出違背企業(yè)利潤最大化的決策。而環(huán)境規(guī)制政策可以幫助經(jīng)理克服這一問題，實現(xiàn)企業(yè)與經(jīng)理個人利益的“雙贏”。Mohr［7］則從技術(shù)溢出導(dǎo)致市場失靈角度解釋“弱版”波特假說，他指出當(dāng)企業(yè)的研發(fā)投資收益部分地被競爭對手獲得時，企業(yè)將減少對于清潔技術(shù)的投資，此時環(huán)境規(guī)制可以促使企業(yè)從低水平的研發(fā)投資轉(zhuǎn)向帕累托改進型的高水平研發(fā)投資。Ambec和Barla［8］從組織失靈的角度對環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步的作用進行解釋。他發(fā)現(xiàn)當(dāng)存在信息不對稱時，企業(yè)經(jīng)理有可能利用信息優(yōu)勢夸大研發(fā)成本尋租，而環(huán)境規(guī)制政策則可以降低經(jīng)理尋租的程度，從而保證研發(fā)投資得以實施。實證方面，多數(shù)學(xué)者的研究得出了與波特假說一致的結(jié)論，如Jaffe和 Palmer［2］利用 1973—1991 年美國制造業(yè)面板數(shù)據(jù)對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)革新的關(guān)系進行研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)遵從規(guī)制政策支出與研發(fā)支出存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。Hamamoto［9］運用污染治理支出和研發(fā)支出作為代理變量，對日本工業(yè)高速發(fā)展期(1960—1970年)環(huán)境規(guī)制政策提高對技術(shù)進步的影響研究發(fā)現(xiàn):命令控制型環(huán)境規(guī)制政策確實刺激了日本制造企業(yè)的研發(fā)活動。但也有少數(shù)學(xué)者的實證研究得出相反的結(jié)論，如Gray和Shadbegian［10］的研究發(fā)現(xiàn)嚴(yán)格的空氣和水的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)使造紙廠的技術(shù)投資選擇從改進生產(chǎn)效率轉(zhuǎn)向減少污染。國內(nèi)學(xué)者對這一問題的研究主要集中于實證檢驗，多數(shù)學(xué)者的結(jié)論基本支持波特假說，但由于選擇的環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進步的指標(biāo)不同導(dǎo)致結(jié)論略有不同，如李強和聶銳［11］發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度每提高1%，發(fā)明專利數(shù)量和實用新型專利數(shù)量分別提升0.17%和0.07%;張成等［12］發(fā)現(xiàn)中國東部和中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度與技術(shù)進步之間存在U型關(guān)系;王國印和王動［13］發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對滯后二期和三期的研發(fā)經(jīng)費支出有顯著負(fù)效應(yīng)，對即期專利申請數(shù)量有顯著正效應(yīng)，對滯后二期和三期的專利申請數(shù)量分別存在正的和負(fù)的影響。

現(xiàn)有文獻對“弱版”波特假說的檢驗基本都支持環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步的正向效應(yīng)，但分析過程存在以下問題:首先，多數(shù)文獻使用研發(fā)支出或者專利數(shù)量作為技術(shù)進步的代理變量，這不符合波特假說的原意。Porter和Van der Linde［14］強調(diào)革新并不僅僅指技術(shù)的變化，還包括產(chǎn)品或服務(wù)設(shè)計方面的更新，即如何生產(chǎn)、如何銷售、如何服務(wù)等;其次，多數(shù)文獻采用固定效應(yīng)等靜態(tài)分析方法，用同期的生產(chǎn)率指標(biāo)或技術(shù)進步指標(biāo)與環(huán)境規(guī)制指標(biāo)進行計量分析，而靜態(tài)分析方法恰恰是波特對傳統(tǒng)學(xué)派理論提出質(zhì)疑之處，靜態(tài)模型本身并沒有給予環(huán)境規(guī)制刺激技術(shù)進步發(fā)揮效應(yīng)的時間;再次，國內(nèi)學(xué)者的研究多為運用中國數(shù)據(jù)對波特假說的簡單驗證，缺乏針對中國國內(nèi)環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步影響機制的深入研究。針對上述問題，本文以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析DEA的Malmquist指數(shù)分解出的技術(shù)效率作為技術(shù)進步的代理變量，基于1999—2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型對中國環(huán)境規(guī)制政策對工業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響及其內(nèi)在機理進行實證分析，為制定環(huán)境規(guī)制政策提供現(xiàn)實依據(jù)。

二、研究框架

技術(shù)進步的內(nèi)涵十分豐富，熊彼特［15］將技術(shù)創(chuàng)新分為開發(fā)新產(chǎn)品、開辟新市場、采用新的生產(chǎn)方法、原材料新的供應(yīng)源、實現(xiàn)企業(yè)的新組織。正如 Porter和 Van der Linde［14］所強調(diào)的:技術(shù)進步不僅僅指技術(shù)的變化，而應(yīng)該包括更廣泛的形式，因此，本文采用基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析DEA的Malmquist指數(shù)中的技術(shù)進步效率來作為技術(shù)進步的代理變量。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析DEA是運用線性規(guī)劃的方法構(gòu)建非參數(shù)分段前沿面，并針對前沿面進行效率計算的方法。這種方法避免了各種參數(shù)方法事前假定生產(chǎn)函數(shù)產(chǎn)生的誤差。1994年Fare等提出基于DEA的Malmquist指數(shù)，運用距離函數(shù)與線性優(yōu)化方法對每個決策單元的生產(chǎn)邊界函數(shù)進行估算，從而構(gòu)造代表全要素生產(chǎn)率的指數(shù)。Malmquist指數(shù)的具體公式如下:

Fare進一步將全要素生產(chǎn)率TFP分解為技術(shù)效率變化指數(shù) (TE)和技術(shù)進步指數(shù) (TP)，而TE又可以進一步分解為規(guī)模效率變化 (SC)和純技術(shù)效率變化 (PE)，即:

其中，技術(shù)進步TP是要素投入不變下的產(chǎn)出增長率，測度技術(shù)邊界即生產(chǎn)前沿面本身從t期到t+1期的移動，正是波特假說中所指的技術(shù)進步的含義，因此，本文采用TP指數(shù)作為技術(shù)進步的代理變量。

經(jīng)濟學(xué)家Clark［16］曾指出知識是唯一不遵守邊際收益遞減規(guī)律的生產(chǎn)要素，技術(shù)作為人力資本的一種形式同樣具有規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，并且一旦被獲得者擁有，就會不斷擁有并周而復(fù)始地自我增強。Ashish和 Gerard［17］指出一項新技術(shù)的產(chǎn)生總是從現(xiàn)有技術(shù)的下方開始，最終完成穿越停留在高于現(xiàn)有技術(shù)的平面，即技術(shù)進步表現(xiàn)出以現(xiàn)有技術(shù)為基礎(chǔ)的S型發(fā)展路徑。因此，一國技術(shù)進步的水平與該國現(xiàn)有技術(shù)水平的積累存在密切的關(guān)系。

當(dāng)面臨環(huán)境規(guī)制水平提高時，企業(yè)如果做出的反應(yīng)是末端治理式的，有可能因為治理環(huán)境污染投入而使部分資源從研發(fā)中轉(zhuǎn)移;但也有可能由于利潤的下降而促使企業(yè)將更多的資源投入研發(fā)，刺激技術(shù)進步。因此，當(dāng)期環(huán)境規(guī)制對于企業(yè)研發(fā)的影響存在不確定性。波特假說的成立依賴于動態(tài)分析方法，環(huán)境規(guī)制政策對技術(shù)的影響有可能存在時滯。Lanoie等［18］在分析中加入環(huán)境規(guī)制的當(dāng)期、滯后一期、滯后兩期以及滯后三期的值，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)期環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，而滯后項對生產(chǎn)率具有明顯的正效應(yīng);Yang等［19］在模型中加入污染控制費和污染治理支出的一階滯后項，也發(fā)現(xiàn)滯后項對TFP具有顯著的正效應(yīng)。因此，本文在分析中除了環(huán)境規(guī)制的當(dāng)期值外，還分別針對一期及多期滯后項進行檢驗。

技術(shù)進步的實現(xiàn)路徑包括自主研發(fā)、技術(shù)引進和技術(shù)溢出等。與發(fā)達國家高額研發(fā)資金投入下的自主研發(fā)相比，發(fā)展中國家采用技術(shù)引進或通過技術(shù)溢出實現(xiàn)技術(shù)變遷無疑是成本較低的方式。中國改革開放后，對外貿(mào)易的規(guī)模不斷加大，目前已成為全球第二大貿(mào)易國。開放程度的提高為企業(yè)提供了更多實現(xiàn)技術(shù)進步的渠道，企業(yè)可以通過技術(shù)貿(mào)易的方式引進先進技術(shù)，同時外商直接投資也會通過技術(shù)溢出為本國企業(yè)提供更多學(xué)習(xí)先進技術(shù)的機會。因此，本文將考慮環(huán)境規(guī)制政策對國際貿(mào)易與國際直接投資途徑下的技術(shù)進步的影響。

中國地域遼闊，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)研發(fā)投入、技術(shù)引進和吸引外資等都會產(chǎn)生重大影響，從而最終影響地區(qū)技術(shù)水平。1991年，Grossman和 Krueger［20］提出環(huán)境庫茨涅茲曲線，指出地區(qū)經(jīng)濟增長與污染物排放存在倒U型關(guān)系;Lucas等也發(fā)現(xiàn)當(dāng)一些發(fā)展中國家達到較高收入水平后，污染物的排放出現(xiàn)下降趨勢，并指出這一現(xiàn)象是由于制造業(yè)份額下降所造成的。由此，我們有理由相信地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與技術(shù)水平之間存在相關(guān)關(guān)系，并有可能存在非線性關(guān)系［21］。

基于上述分析，本文提出以下四個命題，并對此進行計量檢驗:

命題1:由環(huán)境規(guī)制政策導(dǎo)致的技術(shù)進步水平依賴于該地區(qū)原有技術(shù)水平的積累，即某地區(qū)在環(huán)境規(guī)制政策刺激下的技術(shù)進步與原有技術(shù)水平呈正相關(guān)關(guān)系。

命題2:環(huán)境規(guī)制政策當(dāng)期值對技術(shù)進步的影響不確定，但滯后期對技術(shù)進步存在正效應(yīng)。

命題3:地區(qū)對外貿(mào)易與吸引外資狀況將影響環(huán)境規(guī)制的波特效應(yīng)。

命題4:環(huán)境規(guī)制引發(fā)的技術(shù)進步與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平存在非線性關(guān)系。

三、模型、樣本和數(shù)據(jù)

根據(jù)上述分析，本文構(gòu)造如下動態(tài)面板模型:

其中，下標(biāo)i代表地區(qū)，t代表時期，t-1代表滯后一期值，tech代表地區(qū)技術(shù)進步率即Malmquist指數(shù)分解出的技術(shù)進步指數(shù)TP，reg代表地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度，gdp代表地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，ftd代表地區(qū)對外貿(mào)易情況，fcd代表地區(qū)吸引國外直接投資情況。ui為隨機效應(yīng)，反應(yīng)未觀察到的地區(qū)效應(yīng)，在截面間假設(shè)為獨立同分布的;eit為隨機擾動項，ui與eit獨立。為消除異方差，變量均采用對數(shù)形式。

本文采用1999—2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，具體包括北京、河北、天津、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、新疆。由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，海南、寧夏和西藏三省的數(shù)據(jù)沒有被包括在樣本中。

為計算各省份的Malmquist指數(shù)，需要各地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。本文以工業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出變量，并通過以1999年為基期的工業(yè)品出廠價格進行平減;投入變量包括工業(yè)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)凈值并通過以1999年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，以及工業(yè)企業(yè)全部從業(yè)人員平均數(shù);出于對環(huán)境因素的考慮，本文增加了各地區(qū)工業(yè)煤炭消費量作為投入變量之一。模型 (3)中，技術(shù)進步效率tech采用Malmquist指數(shù)分解出的技術(shù)進步率TP，并以1999年為基期進行折算;環(huán)境規(guī)制變量reg采用各地區(qū)防止污染投資與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比率作為代理變量，以此反映各地區(qū)不同年份環(huán)境規(guī)制的強度;地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo)gdp采用各地區(qū)生產(chǎn)總值，并經(jīng)過以1999年為基期的生產(chǎn)總值價格指數(shù)平減;對外貿(mào)易指標(biāo)ftd采用對外貿(mào)易依存度作為代理變量，公式為ftd=各地進出口總值/地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值;吸引外資指標(biāo)fcd采用外資依存度作為代理變量，公式為fcd=各地內(nèi)向FDI/地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值。以上數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

四、實證結(jié)果

本文采用DEAP2.1軟件計算各地Malmquist指數(shù)，并對其進行分解。計算結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有地區(qū)的技術(shù)進步率都大于1，說明各個地區(qū)在環(huán)境規(guī)制不斷強化下技術(shù)水平都在提升，從時間趨勢來看，全國平均技術(shù)進步率從1999年的1.11增加到2011年的3.47。

動態(tài)面板模型中由于增加了被解釋變量的一階滯后項，因而容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題。IV估計和GMM估計都有助于解決內(nèi)生性問題，但IV估計目前已經(jīng)很少使用。GMM估計又包括一階差分廣義矩估計 (DIF-GMM)和系統(tǒng)矩估計(SYS-GMM)。DIF-GMM由 Arellano和 Bond提出，是在IV估計的基礎(chǔ)上增加了更多可用的工具變量，但該種方法存在嚴(yán)重的小樣本偏差。SYS-GMM 由 Arellano和Bover以及Blundell和Bond提出，它結(jié)合了差分方程和水平方程，大大減少了小樣本偏誤。為進行對比分析，本文分別采用DIF-GMM和SYS-GMM兩種方法，同時，為消除異方差問題，均采用兩階段估計。當(dāng)模型存在內(nèi)生性問題時，普通最小二乘和固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果分別產(chǎn)生向上和向下偏誤，但二者卻給出了GMM穩(wěn)健結(jié)果的上界和下界，可以作為衡量模型設(shè)定的判斷標(biāo)準(zhǔn)之一。因此，本文同時報告了普通最小二乘、廣義矩估計、系統(tǒng)矩估計和固定效應(yīng)模型下的估計結(jié)果 (如表1所示)。為保證工具變量選取的有效性，我們對廣義矩估計和系統(tǒng)矩估計估計結(jié)果分別進行了Sargan檢驗，并根據(jù)Arellano和Bond的要求對差分方程的殘差是否存在二階序列相關(guān)進行了檢驗。

從回歸結(jié)果來看，廣義矩估計和系統(tǒng)矩估計兩種模型都通過了Sargan檢驗，說明工具變量選擇是有效的;從p值來看，一階序列相關(guān)檢驗拒絕原假設(shè)，二階序列相關(guān)檢驗接受原假設(shè)，說明隨機擾動項存在一階序列相關(guān)，不存在二階序列相關(guān)。兩種方法的回歸結(jié)果中各個變量系數(shù)的方向一致，但廣義矩估計的回歸結(jié)果沒有介于最小二乘和固定效應(yīng)模型的結(jié)果之間，系統(tǒng)矩估計的回歸結(jié)果介于二者之間，且所有系數(shù)都在1%水平上顯著，因此系統(tǒng)矩估計的結(jié)果更加可信。

根據(jù)系統(tǒng)矩估計的回歸結(jié)果，中國環(huán)境規(guī)制刺激下的技術(shù)進步存在動態(tài)性，滯后一期的技術(shù)進步率對數(shù)值對當(dāng)期技術(shù)進步率對數(shù)值作用系數(shù)為0.86，并在1%水平上顯著，這與李斌等的研究結(jié)果一致［22］，說明中國環(huán)境規(guī)制刺激下的技術(shù)進步具有時間慣性。這一結(jié)果驗證了前文提出的命題一，也符合波特假說的理論內(nèi)涵。

環(huán)境規(guī)制的當(dāng)期值對技術(shù)進步的效應(yīng)為負(fù)，這體現(xiàn)了傳統(tǒng)學(xué)派的理論思想，說明當(dāng)中國環(huán)境規(guī)制水平提高時，工業(yè)產(chǎn)業(yè)當(dāng)期技術(shù)效率下降。這有可能是由于當(dāng)企業(yè)面臨更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策時，當(dāng)期采取的多為末端治理式的應(yīng)對措施，造成資源配置發(fā)生改變，部分資源由研發(fā)投入轉(zhuǎn)變?yōu)槲廴局卫恚斐杉夹g(shù)進步率的下降。然而，環(huán)境規(guī)制的一階滯后對當(dāng)期技術(shù)進步率的影響顯著為正，說明中國環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步存在滯后效應(yīng)，也體現(xiàn)了波特假說的思想，即從長期來看環(huán)境規(guī)制水平的提高可以刺激技術(shù)進步。

表1 模型回歸結(jié)果

地區(qū)生產(chǎn)總值的當(dāng)期值對技術(shù)進步產(chǎn)生明顯正效應(yīng)，作用系數(shù)為1.48，且在1%水平上顯著，這與王國印和王動［13］、沈能和劉鳳朝［23］的研究結(jié)果一致。這一結(jié)果說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的總體水平在很大程度上決定了研發(fā)投入、技術(shù)引進的能力，從而最終影響地區(qū)技術(shù)水平;而生產(chǎn)總值的二次項對技術(shù)進步率的作用系數(shù)為-0.10，表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對技術(shù)進步的作用存在倒U型關(guān)系，這符合環(huán)境庫茨涅茲曲線的理論思想，當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展達到一定高度時，污染產(chǎn)業(yè)比重下降，此時增強環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步的作用逐漸減弱。

對外貿(mào)易依存度對技術(shù)進步率影響顯著為正，說明中國企業(yè)面臨環(huán)境規(guī)制水平提高而造成成本上升壓力時，主要依靠技術(shù)引進來實現(xiàn)技術(shù)進步，這與王瑾［24］的部分研究結(jié)果一致;而外資依存度對技術(shù)進步率的影響顯著為負(fù)，這與王鵬和郭永芹［25］的研究結(jié)果一致，但與宣燁和李光泗［26］、李斌等［22］的結(jié)論相反，本文認(rèn)為，這主要與目前中國作為發(fā)展中國家接受發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的層次較低所致。一般來講，發(fā)達國家的環(huán)境規(guī)制水平往往高于發(fā)展中國家，發(fā)達國家的企業(yè)為了規(guī)避本國較高水平的環(huán)境規(guī)制政策，會將技術(shù)未達標(biāo)的污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至規(guī)制水平較低的發(fā)展中國家，使得發(fā)展國家在骯臟行業(yè)的生產(chǎn)中具有競爭優(yōu)勢，此時發(fā)展中國家的環(huán)境技術(shù)水平就會停滯不前甚至發(fā)生后退。

五、結(jié) 論

本文利用1999—2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，并采用系統(tǒng)矩估計方法對模型進行回歸分析，實證檢驗了中國環(huán)境規(guī)制對工業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步率的影響機理。研究結(jié)果表明，中國環(huán)境規(guī)制刺激下的技術(shù)進步具有動態(tài)特性，當(dāng)期技術(shù)進步率取決于前期技術(shù)水平的積累，中國環(huán)境規(guī)制對技術(shù)進步的效應(yīng)呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，環(huán)境規(guī)制下的技術(shù)進步與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，中國環(huán)境規(guī)制刺激下的技術(shù)進步主要通過技術(shù)引進方式實現(xiàn)，而內(nèi)向FDI對技術(shù)進步的影響為負(fù)。

針對以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議:(1)環(huán)境規(guī)制政策應(yīng)多采取以績效為基礎(chǔ)的(performance-based)或以市場為基礎(chǔ)的(market-based)規(guī)制方式，而少采用命令控制式的 (command-and-control)規(guī)制方式，從而避免引發(fā)企業(yè)成本上升，減少當(dāng)期對技術(shù)進步的負(fù)效應(yīng);(2)制定環(huán)境規(guī)制政策應(yīng)當(dāng)根據(jù)各地不同的發(fā)展?fàn)顩r，因地制宜，使環(huán)境規(guī)制水平與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相符，上級部門不能一刀切，地方政府不能盲目跟風(fēng)。同時，政府管理部門應(yīng)做好信息收集工作，充分掌握各行業(yè)環(huán)境污染及治理的相關(guān)數(shù)據(jù)，以防止企業(yè)尋租行為的發(fā)生;(3)加強專利及知識產(chǎn)權(quán)的保護工作，技術(shù)外溢是造成研發(fā)投入不足的原因之一，因此，完善的知識產(chǎn)權(quán)保護法能夠降低技術(shù)溢出給研發(fā)者造成的損失，當(dāng)存在技術(shù)溢出時，政府應(yīng)當(dāng)給予企業(yè)適當(dāng)補貼，以彌補其損失，激勵更多的研發(fā)產(chǎn)出。

［1］Porter，M.America’s Green Strategy［J］.Scientific A-merican，1991，264(4):168.

［2］Jaffe，A.B.，Palmer，K.Environmental Regulation and Innovation:A Panel Data Study［J］.Review of Economics and Statistics，1997，79(4):610-619.

［3］Hicks，J.R.The Theory of Wages［M］.London:Macmillan，1932.1-388.

［4］Kennedy，P.Innovation Stochastique et Co?t de la Réglementation Environnementale ［J］.L’Actualité économique，1994，70(2):199-209.

［5］Aghion，P.，Dewatripont，M.，Rey，P.Corporate Governance，Competition Policy and Industrial Policy［J］.European Economic Review，1997，41(3-5):797-805.

［6］Ambec，S.，Barla，P.Quand la Réglementation Environnementale Profite aux Pollueurs:Survol des Fondements Théoriques De l'hypothése de Porter ［J］.L’Actualité économique，2007，83(3):399-414.

［7］Mohr，R.D.Technical Change，External Economics，and the Porter Hypothesis［J］.Journal of Environmental Economics and Management，2002，43(1):158-168.

［8］Ambec，S.，Barla，P.A.Theoretical Foundation of the Porter Hypothesis ［J］.Economics Letters，2002，75(3):355-360.

［9］Hamamoto，M.Environmental Regulation and the Productivity of Japanese Manufacturing Industries ［J］.Resource and Energy Economics，2006，28(4):299-312.

［10］Gray，W.B.，Shadbegian，R.J.Environmental Regulation Investment Timing，and Technology Choice.［J］.Journal of Industrial Economics，1998，46(2):235-256.

［11］李強，聶銳.環(huán)境規(guī)制與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2009，(4):18-23.

［12］張成，陸旸，郭路，于同申.環(huán)境規(guī)制強度和生產(chǎn)技術(shù)進步［J］.經(jīng)濟研究，2011，(2):113-124.

［13］王國印，王動.波特假說、環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——對中東部地區(qū)的比較分析［J］.中國軟科學(xué)，2011，(1):100-112.

［14］Porter，M.E.，Van der Linde，C.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship ［J］.Journal of Economic Perspective，1995，9(4):97-118.

［15］約瑟夫·熊彼特.經(jīng)濟發(fā)展理論［M］.葉華譯，北京:中國社會科學(xué)出版社，2009.1-78.

［16］Clark，C.The Conditions of Economic Progress［M］.USA:Macmillan，1951.247.

［17］Ashish，S.，Gerard，J.T.Technological Evolution and Radical Innovation［J］.Journal of Marketing，2005，69(3):152-168.

［18］Lanoie，P.，Patry，M.，Lajeunesse，R.Environmental Regulation and Productivity:New Findings on the Porter Hypothesis［J］.Journal of Productivity Analysis，2008，30(2):121-128.

［19］Yang，C.H.，Tseng，Y.H.，Chen，C.P.Environmental Regulations，Induced R＆D，and Productivity:Evidence from Taiwan’s Manufacturing Industries［J］.Resource and Energy Economics，2012，34(4):514-532.

［20］Grossman，G.M.，Krueger，A.B.Environmental Impacts of North American Free Trade Agreement［M］.Cambridge:The MIT Press，1993.13-56.

［21］Lucas，R.，Wheeler，D.，Hettige，H.Economic Development，Environmental Regulation and the International Migration ofToxic IndustrialPollution:1960—1988 ［R］.World DevelopmentReport，1992.67-86.

［22］李斌，彭星，陳柱華.環(huán)境規(guī)制、FDI與中國治污技術(shù)創(chuàng)新——基于省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析［J］.財經(jīng)研究，2011，(10):92-102.

［23］沈能，劉鳳朝.高強度的環(huán)境規(guī)制真能促進技術(shù)創(chuàng)新嗎?——基于“波特假說”的再檢驗［J］.中國軟科學(xué)，2012，(4):49-59.

［24］王瑾.國際技術(shù)引進與環(huán)境規(guī)制的互動影響——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.科技進步與對策，2011，(4):110-114.

［25］王鵬，郭永芹.環(huán)境規(guī)制、對外開放與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新——基于泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省區(qū)面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.經(jīng)濟經(jīng)緯，2011，(3):29-33.

［26］宣燁，李光泗.FDI對國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的實證研究［J］.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2008，(3):109-114.