空間溢出、環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新

王文普，印 梅

(南通大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南通 226019)

中國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的一個(gè)顯著特征是資源環(huán)境壓力急劇上升。環(huán)境污染不僅導(dǎo)致環(huán)境承載能力已經(jīng)達(dá)到或接近上限，而且還伴隨著巨大的經(jīng)濟(jì)損失。例如，2009年因環(huán)境污染給中國(guó)造成的直接經(jīng)濟(jì)損失約為1．8億元［1］。從某種意義上說(shuō)，造成環(huán)境承載能力下降的一個(gè)主要原因是缺乏先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)。因此，理解環(huán)境規(guī)制如何影響技術(shù)變化，對(duì)減緩環(huán)境壓力來(lái)說(shuō)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制與技術(shù)變化關(guān)系的討論，最具影響的觀點(diǎn)是Porter假說(shuō)。根據(jù)這一假說(shuō)，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可能會(huì)產(chǎn)生“創(chuàng)新補(bǔ)償”，這不僅降低了遵從規(guī)制成本，甚至還引發(fā)受規(guī)制企業(yè)獲得某些競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制為企業(yè)潛在的無(wú)效率與技術(shù)改進(jìn)提供了有用的或新的信息，由于污染在本質(zhì)上預(yù)示著資源的浪費(fèi)或資源至少?zèng)]有被充分使用。環(huán)境規(guī)制將減少企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中投資回報(bào)的不確定性。當(dāng)前較高的新技術(shù)投入使企業(yè)形成一定的先行優(yōu)勢(shì)進(jìn)而提升其長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)力，如果其他國(guó)家和地區(qū)最終將施加類(lèi)似的嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)。環(huán)境規(guī)制也產(chǎn)生了某種壓力，從而有利于企業(yè)克服“路徑依賴(lài)”問(wèn)題，激發(fā)企業(yè)從事創(chuàng)造性的思考與活動(dòng)［2］。Porter假說(shuō)的早期研究大都側(cè)重于比較各種環(huán)境規(guī)制工具的理論模型，隨著創(chuàng)新活動(dòng)的度量變得可行而轉(zhuǎn)向Porter假說(shuō)的經(jīng)驗(yàn)研究。例如，以美國(guó)專(zhuān)利數(shù)據(jù)為例，Popp(2002)發(fā)現(xiàn)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)對(duì)環(huán)境規(guī)制引起的相對(duì)價(jià)格變化具有顯著的反應(yīng)［3］。Rehfeld(2007)等分析德國(guó)制造部門(mén)的公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境產(chǎn)品創(chuàng)新具有弱的顯著正影響［4］。一些國(guó)內(nèi)研究也顯示，我國(guó)的環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)變化有一定的激勵(lì)作用。黃德春 (2006)等發(fā)現(xiàn)我國(guó)的環(huán)境規(guī)制在給企業(yè)帶來(lái)直接成本的同時(shí)也激發(fā)了一定的技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力［5］。王文普和陳斌 (2013)發(fā)現(xiàn)中國(guó)的環(huán)境規(guī)制總體上對(duì)環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的激勵(lì)作用，當(dāng)期環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度具有顯著的負(fù)影響，而滯后一期的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度卻產(chǎn)生了顯著的正影響［6］。王文普(2014)利用空間Tobit模型發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)的環(huán)境技術(shù)創(chuàng)新不僅具有顯著正的直接作用，而且還存在顯著負(fù)的間接作用，造成環(huán)境規(guī)制總體上有不顯著的影響［7］。這些研究顯示環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間存在某種聯(lián)系，但鮮有文獻(xiàn)直接探討環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的傳導(dǎo)機(jī)制。

本文通過(guò)一個(gè)簡(jiǎn)單模型來(lái)考察環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的微觀機(jī)制并推導(dǎo)出兩個(gè)檢驗(yàn)假設(shè)，利用中國(guó)1998－2010年內(nèi)地30個(gè)省大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，不僅從微觀角度分析環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制，還考察地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的相互影響。

一、環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的微觀機(jī)制

借鑒范承澤(2008)等人的方法［8］，本文考察環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的微觀機(jī)制。設(shè)想企業(yè)通過(guò)選擇技術(shù)創(chuàng)新投入來(lái)實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，從而代表性企業(yè)的利潤(rùn)水平受其技術(shù)水平影響。在環(huán)境規(guī)制的情形中，企業(yè)的技術(shù)水平有兩個(gè)主要來(lái)源:一是通過(guò)企業(yè)自主技術(shù)投入實(shí)現(xiàn)的技術(shù)創(chuàng)新;二是因環(huán)境規(guī)制引起的技術(shù)轉(zhuǎn)移(擴(kuò)散)［2］［9］［10］。因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制干預(yù)對(duì)企業(yè)形成了一些約束與激勵(lì)，進(jìn)而影響到技術(shù)變化的過(guò)程［2］。對(duì)于后者，假設(shè)環(huán)境規(guī)制(E)越嚴(yán)厲，企業(yè)因環(huán)境規(guī)制引起的技術(shù)轉(zhuǎn)移(t)就越多。這樣，二者的關(guān)系可定義為:

假設(shè)T'(E)＞0，意味著環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)水平的直接影響為正。

關(guān)于企業(yè)技術(shù)水平的第一個(gè)來(lái)源，我們假設(shè)該企業(yè)的自主技術(shù)創(chuàng)新(h)取決于三個(gè)因素:企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入(C);環(huán)境規(guī)制(E)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入效率的影響;來(lái)自相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制空間溢出的影響(S)。后兩個(gè)因素對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新來(lái)說(shuō)也很重要。對(duì)受環(huán)境規(guī)制的部門(mén)來(lái)說(shuō)，環(huán)境規(guī)制雖然給企業(yè)造成了直接成本的增加，但也可能激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)(包括技術(shù)創(chuàng)新)，這些創(chuàng)新收益可能部分甚至全部沖抵環(huán)境規(guī)制引起的成本［11］。此外，由于環(huán)境規(guī)制具有正的外溢性，很可能引起國(guó)家和地區(qū)之間的策略性行為［12］。楊海生(2008)等發(fā)現(xiàn)中國(guó)省級(jí)政府在環(huán)境規(guī)制上存在相互攀比式競(jìng)爭(zhēng)［13］。進(jìn)而，我們定義企業(yè)技術(shù)水平函數(shù)為:

假設(shè)HC＞0，HE＞0，HS＞0。我們?cè)O(shè)定企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入滿足邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，即HCC＜0。HCE表示環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入效率的間接影響:HCE＞0，說(shuō)明隨著一個(gè)地區(qū)環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)，在相同數(shù)量的研發(fā)支出下，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入更有效率;HCE＜0，則表示提高環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入效率有不利的影響。同理，HCS代表相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制的空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入效率的影響。

結(jié)合(1)和(2)式，代表性企業(yè)的技術(shù)總水平可表示為來(lái)自于自主技術(shù)創(chuàng)新和因環(huán)境規(guī)制引起的技術(shù)轉(zhuǎn)移之和，即Ω=T(E)+H(C，E，S)。于是，代表性企業(yè)利潤(rùn)可表示為:

其中，V(Ω)代表企業(yè)的價(jià)值函數(shù)，它是技術(shù)水平的函數(shù)且V'＞0、V″＜0。V″＜0，意味著技術(shù)水平的提高對(duì)企業(yè)利潤(rùn)的影響滿足報(bào)酬遞減規(guī)律。因此，代表性企業(yè)的利潤(rùn)最大化的一階條件為:

進(jìn)一步地，我們得到代表性企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入函數(shù)為:

其中，(5)式是個(gè)隱函數(shù)，不能直接觀察到環(huán)境規(guī)制及其空間溢出如何影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入。為識(shí)別環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的途徑，我們對(duì)(4)式求解關(guān)于C和E的全微分，經(jīng)整理后得到:

(6)式描述了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的總影響。由假設(shè)HCC＜0、V'＞0和V″＜0可知，V'因而，當(dāng)且僅當(dāng)如下條件

成立時(shí)，則dC/dE＜0，這意味著環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)將阻礙企業(yè)進(jìn)行更多的技術(shù)創(chuàng)新投入。根據(jù)上述假設(shè)可知，V″HCT'＜0，V″HCHE＜0。從(7)式可以看出，當(dāng)HCE有較小的正值(V'HCE也相應(yīng)地有較小的正值)而V″相對(duì)較大時(shí)，則有dC/dE＜0。

至于上述符號(hào)的經(jīng)濟(jì)含義，T'代表環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平帶來(lái)的邊際影響。T'值越大，表明環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)厲，其對(duì)企業(yè)技術(shù)增長(zhǎng)率的影響也越大。換句話說(shuō)，環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)激發(fā)了企業(yè)從事更多的技術(shù)轉(zhuǎn)移，對(duì)企業(yè)技術(shù)水平增長(zhǎng)的直接貢獻(xiàn)就越大。V″＜0表示技術(shù)水平對(duì)企業(yè)利潤(rùn)的邊際貢獻(xiàn)率是遞減的。V″的絕對(duì)值越小，表明邊際報(bào)酬率的遞減速度就越小。HCE＞0代表環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入具有補(bǔ)償作用。HCE值越大，表明環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生更加明顯的邊際激勵(lì)作用。

綜上可知，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生了方向相反的兩種影響，即替代作用和補(bǔ)償作用。一方面，環(huán)境規(guī)制的干預(yù)促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)水平(通過(guò)技術(shù)轉(zhuǎn)移)，從而可能降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的需求。特別是當(dāng)V″HCT'絕對(duì)值越大，即隨著環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)，企業(yè)技術(shù)水平的邊際增長(zhǎng)率(T')越大，技術(shù)水平對(duì)企業(yè)利潤(rùn)呈現(xiàn)更大的邊際報(bào)酬率遞減率(V″的絕對(duì)值越大)，此時(shí)的替代作用就更加明顯，即dC/dE＜0。另一方面，環(huán)境規(guī)制可能對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生補(bǔ)償作用(HCE＞0)，進(jìn)而激勵(lì)企業(yè)從事更多的技術(shù)創(chuàng)新投入。因此，當(dāng)且僅當(dāng)上述的替代作用超過(guò)補(bǔ)償作用時(shí)，環(huán)境規(guī)制的干預(yù)將不利于企業(yè)更多地從事技術(shù)創(chuàng)新投入。如果補(bǔ)償作用等于替代作用，那么它的凈影響將為零。根據(jù)上述分析，我們推導(dǎo)出本文的第一個(gè)檢驗(yàn)假設(shè):

假設(shè)1:環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制引起的技術(shù)轉(zhuǎn)移對(duì)提高企業(yè)技術(shù)水平的邊際影響較大，并且技術(shù)創(chuàng)新投入帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步對(duì)邊際利潤(rùn)的影響相對(duì)較大時(shí)，只要環(huán)境規(guī)制引起的技術(shù)創(chuàng)新投入的補(bǔ)償作用比較低，那么企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入將隨環(huán)境規(guī)制干預(yù)的增強(qiáng)而減少。

接下來(lái)，我們考察環(huán)境規(guī)制的空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響。類(lèi)似地，對(duì) (4)式求解關(guān)于C和S的全微分，則有:

正如前面討論的那樣，(8)式中的分母為負(fù)。因此，當(dāng)且僅當(dāng)V'HCS+V″HCHS＜0時(shí)，則dC/dS＜0成立，表明環(huán)境規(guī)制的空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入有不利影響。其中，HCS代表環(huán)境規(guī)制空間溢出對(duì)一個(gè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入效率的影響。HCS值越大，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制空間溢出的影響就越大。而V″＜0表示技術(shù)進(jìn)步對(duì)企業(yè)利潤(rùn)的邊際貢獻(xiàn)率是遞減的。因此，環(huán)境規(guī)制空間溢出對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入也產(chǎn)生了截然相反的兩種影響，即替代作用和補(bǔ)償作用。一方面，環(huán)境規(guī)制空間溢出使企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入更有效率 (HCS＞0)，企業(yè)將傾向于增加自主技術(shù)創(chuàng)新投入，即環(huán)境規(guī)制空間溢出的補(bǔ)償作用較大。另一方面，較高的技術(shù)水平降低了進(jìn)一步技術(shù)創(chuàng)新的邊際報(bào)酬率 (V″＜0)，這將削弱企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的需求。特別是當(dāng)V″絕對(duì)值越大，即技術(shù)進(jìn)步對(duì)企業(yè)利潤(rùn)具有更高的邊際報(bào)酬遞減率時(shí)，這種替代作用會(huì)更加明顯。如果環(huán)境規(guī)制空間溢出的替代作用超過(guò)其補(bǔ)償作用，那么其對(duì)自主技術(shù)創(chuàng)新的凈影響將小于零。因而，我們推導(dǎo)出本文的第二個(gè)檢驗(yàn)假設(shè):

假設(shè)2:環(huán)境規(guī)制空間溢出的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制的空間溢出對(duì)一個(gè)地區(qū)中企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入效率產(chǎn)生的正的補(bǔ)償作用小于進(jìn)一步技術(shù)進(jìn)步給該企業(yè)帶來(lái)的邊際報(bào)酬率遞減率的負(fù)影響時(shí)，環(huán)境規(guī)制的空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響將為負(fù)的。

上述分析表明，環(huán)境規(guī)制及其空間溢出影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的微觀機(jī)制主要有替代機(jī)制和補(bǔ)償機(jī)制兩個(gè)。然而，它們的影響究竟是正的還是負(fù)的，則取決于二者疊加的結(jié)果。也就是說(shuō)，這些凈影響的大小和方向究竟如何，將有待于實(shí)證來(lái)檢驗(yàn)。

二、研究模型、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的凈影響，參照Mamuneas(2006)等的方法［14］，考慮到使用的是面板數(shù)據(jù)，對(duì) (5)式求解時(shí)間微分并除以C，我們得到:

考慮到地區(qū)特定因素的差異，我們引入地區(qū)固定效應(yīng)μi，以捕捉地區(qū)不變因素的影響，并假設(shè)隨機(jī)誤差項(xiàng)eit服從(0，σ2)。于是，基準(zhǔn)方程可寫(xiě)為:

其中，C代表技術(shù)創(chuàng)新投入，E代表環(huán)境規(guī)制，空間滯后因變量W ln Cit和空間滯后解釋變量W ln Eit衡量環(huán)境規(guī)制空間溢出，Z為控制變量集。(11)式中包含空間滯后因變量，標(biāo)準(zhǔn)的面板估計(jì)方法并不可行。因模型中包含固定效應(yīng)，通過(guò)“去均值”法來(lái)消去固定效應(yīng)，Lee和Yu(2010)稱(chēng)之“直接法”。當(dāng)“截面(N)較大和時(shí)間(T)固定”時(shí)， “直接法”有可能導(dǎo)致(部分)參數(shù)估計(jì)有偏［15］。為消除這種影響，Lee和Yu建議通過(guò)“轉(zhuǎn)換法”來(lái)解決參數(shù)估計(jì)有偏問(wèn)題［15］。不過(guò)，“轉(zhuǎn)換法”使觀察數(shù)由NT降至N(T－1)。因此，本文把Lee和Yu的“轉(zhuǎn)換法”作為基準(zhǔn)估計(jì)量。

另外，我們還需事先確定權(quán)重矩陣W，即W=IT?WN。其中，IT為T(mén)×T單位矩陣;WN是事先設(shè)定的N×N矩陣，以捕捉空間單元之間的聯(lián)系強(qiáng)度。因此，我們構(gòu)建2個(gè)矩陣WN:(1)經(jīng)濟(jì)加權(quán)相鄰權(quán)重矩陣，即，其中g(shù)dpij為與地區(qū)i相鄰地區(qū)j在樣本期間GDP的平均值，否則wij=0。這個(gè)矩陣的一個(gè)顯著特點(diǎn)是它不僅考慮地區(qū)間地理因素，也考慮經(jīng)濟(jì)因素。因?yàn)榈貐^(qū)間的聯(lián)系不僅受地理因素影響，還可能受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越相當(dāng)?shù)牡貐^(qū)，它們之間越可能有更多的貿(mào)易聯(lián)系;(2)反距離權(quán)重矩陣，即其中dij是地區(qū)i和j之間的直線距離。一般地，距離越遠(yuǎn)，地區(qū)間的相互影響就越弱，尤其對(duì)環(huán)境污染來(lái)說(shuō)，這種設(shè)定可能更加合適。上述權(quán)重矩陣W在分析時(shí)均進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

在空間設(shè)定中對(duì)估計(jì)系數(shù)的解釋不是很直接，因?yàn)橐粋€(gè)空間單元解釋變量的變化不僅影響自身因變量，還影響到“鄰居”因變量，進(jìn)而再反饋到自身因變量，所以估計(jì)系數(shù)的解釋?xiě)?yīng)考慮這種“反饋”效應(yīng)。因此，我們利用LeSage和Pace(2010)提供的方法來(lái)測(cè)算環(huán)境規(guī)制的直接影響及其空間溢出，并通過(guò)自舉 (bootstrap)法獲得它們的t值［15］。

(二)變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)是中國(guó)30個(gè)省 (不包括西藏)的大中型工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)自各年的《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技年鑒》和《中國(guó)環(huán)境年鑒》(見(jiàn)表1所示)。

表1給出了3種衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的方法，分別是企業(yè)平均科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、員工人均科技支出和科技投入在主營(yíng)業(yè)務(wù)收入中的占比。第一個(gè)變量反映了企業(yè)科技投入的絕對(duì)量，后兩個(gè)變量是經(jīng)企業(yè)規(guī)模調(diào)整后的相對(duì)科技支出，其中企業(yè)規(guī)模分別用企業(yè)的年平均就業(yè)人數(shù)和主營(yíng)收入來(lái)表示。為消除價(jià)格因素的影響，我們采用GDP折減指數(shù)把企業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出轉(zhuǎn)換為2000年不變價(jià)格。

環(huán)境規(guī)制(E)用各省的排污收費(fèi)總額除以排污收費(fèi)企業(yè)數(shù)作為各省的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的近似替代指標(biāo)，其中排污收費(fèi)額用GDP折減指數(shù)轉(zhuǎn)換為2000年不變價(jià)格，以消除價(jià)格因素的影響。之所以選取排污收費(fèi)額，我們主要是基于以下的考慮:排污收費(fèi)是中國(guó)環(huán)境規(guī)制中的一項(xiàng)基本制度，也是促進(jìn)污染防治的一項(xiàng)重要經(jīng)濟(jì)政策工具，同時(shí)也能獲得完整的數(shù)據(jù)。E的值越大，表示該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度就越大。

控制變量是與各省工業(yè)企業(yè)特征相關(guān)的變量。第一個(gè)變量是資本，用來(lái)衡量各省大中型工業(yè)企業(yè)的平均規(guī)模，它用企業(yè)的總資本除以企業(yè)數(shù)來(lái)表示，其中資本總額用GDP折減指數(shù)轉(zhuǎn)換為2000年不變價(jià)格。

表1 樣本主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述

三、實(shí)證研究結(jié)果及分析

在估計(jì)模型之前，我們需要確定空間設(shè)定具體形式。表2是含有固定效應(yīng)模型的各種檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)Elhorst的做法［15］，首先對(duì)SDM進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)使用經(jīng)濟(jì)加權(quán)空間矩陣來(lái)說(shuō)，當(dāng)lnPd1為被解釋變量時(shí)，似然比LR_lag統(tǒng)計(jì)量拒絕了零假設(shè)，而LR_err統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上也拒絕了零假設(shè)，表明模型應(yīng)設(shè)定為SDM。由于LR檢驗(yàn)都拒絕了零假設(shè)，因而不需要再進(jìn)行LM檢驗(yàn)。當(dāng)lnPd2為被解釋變量時(shí)，LR_lag統(tǒng)計(jì)量拒絕零假設(shè)，而LR_err統(tǒng)計(jì)量卻未能拒絕零假設(shè)，故還需進(jìn)行LM檢驗(yàn)。LM檢驗(yàn)結(jié)果指向含有空間滯后因變量，即模型應(yīng)設(shè)定為SAR。當(dāng)lnPd3為解釋變量時(shí)，兩個(gè)LR統(tǒng)計(jì)量都拒絕了零假設(shè)，表明模型可設(shè)定為SDM。

表2 空間設(shè)定的檢驗(yàn)結(jié)果

表3報(bào)告了空間設(shè)定的各種估計(jì)結(jié)果。在各種估計(jì)中，系數(shù)ρ均顯著為正，表明地區(qū)之間存在明顯的空間聯(lián)系。從測(cè)算的各種影響來(lái)看，我們可以得到三個(gè)重要結(jié)果:

第一，環(huán)境規(guī)制總體上對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入的凈影響為不顯著的負(fù)值，除ln-Pd3估計(jì)中系數(shù)高度顯著外。換言之，一個(gè)地區(qū)環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)將減少該地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新投入，造成這種結(jié)果的一個(gè)潛在原因主要是我國(guó)現(xiàn)行的排污收費(fèi)本身缺陷所致。我國(guó)于2003年提高了排污收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，但相對(duì)于治污成本來(lái)說(shuō)，排污收費(fèi)率相對(duì)較低，排污收費(fèi)在實(shí)施中受人為因素干擾相對(duì)較大［16］，導(dǎo)致不同地區(qū)的企業(yè)面臨不同的治污成本。在此情形下，如果一個(gè)地區(qū)環(huán)境規(guī)制的干預(yù)增強(qiáng)，企業(yè)從事技術(shù)轉(zhuǎn)移的可能性就越大，從而減少了企業(yè)自主技術(shù)創(chuàng)新投入的需求。相對(duì)于自主技術(shù)創(chuàng)新來(lái)說(shuō)，技術(shù)引進(jìn)的代價(jià)顯得較低。另外，當(dāng)企業(yè)在進(jìn)行大量技術(shù)轉(zhuǎn)移后，企業(yè)可能認(rèn)為進(jìn)一步的技術(shù)創(chuàng)新投入的價(jià)值不高。這些因素導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的直接影響為負(fù)，進(jìn)而說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的替代作用大于其補(bǔ)償作用，使環(huán)境規(guī)制技術(shù)創(chuàng)新的凈影響為負(fù)。

第二，環(huán)境規(guī)制空間溢出的凈影響總體上顯著為負(fù)，即相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入存在顯著的負(fù)影響。這說(shuō)明環(huán)境規(guī)制的干預(yù)給企業(yè)帶來(lái)了一種潛在機(jī)會(huì)，企業(yè)可以通過(guò)省區(qū)外的技術(shù)溢出效應(yīng)來(lái)學(xué)習(xí)更先進(jìn)技術(shù)。然而，由于企業(yè)間學(xué)習(xí)的有效性存在很大差別，如果一個(gè)企業(yè)已進(jìn)行了大量的技術(shù)引進(jìn)，就可能與其他企業(yè)進(jìn)行更有效的技術(shù)交流，這樣的企業(yè)很可能會(huì)加大技術(shù)創(chuàng)新投入。相反地，如果企業(yè)因本地區(qū)實(shí)施較寬松的環(huán)境規(guī)制而從事很少甚至沒(méi)有技術(shù)引進(jìn)，那么該企業(yè)將難以與省區(qū)外企業(yè)進(jìn)行有效的技術(shù)交往，并缺乏吸收省區(qū)外技術(shù)溢出的能力。因此，企業(yè)從相鄰地區(qū)的環(huán)境規(guī)制中獲益很少，使相鄰省區(qū)環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)對(duì)它們的技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生不利的凈影響，進(jìn)而說(shuō)明環(huán)境規(guī)制空間溢出的替代作用超過(guò)其補(bǔ)償作用，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制技術(shù)創(chuàng)新的凈影響顯著為負(fù)。

表3 空間固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

第三，綜合上述兩種影響，環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入的總影響具有顯著的不利影響。環(huán)境規(guī)制的影響統(tǒng)計(jì)上不顯著，而環(huán)境規(guī)制空間溢出的影響基本上是顯著的，使環(huán)境規(guī)制的總影響 (即直接凈影響和空間溢出凈影響之和)是高度顯著的。

對(duì)控制變量的影響結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模的直接影響及其空間溢出的影響都顯著為正，從而其總影響也顯著為正，說(shuō)明企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入隨企業(yè)規(guī)模的增大而增長(zhǎng)，這一結(jié)果與范承澤 (2008)等的研究結(jié)論一致［8］。市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的直接影響及其空間溢出的影響均為負(fù)，從而其總影響也為負(fù)，表明隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的加劇，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入大都顯著下降。這可能是因?yàn)樵诩ち业氖袌?chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中，企業(yè)把更多的時(shí)間和資金用于應(yīng)對(duì)競(jìng)爭(zhēng)，很少有精力關(guān)注企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

關(guān)于敏感性分析，我們使用反距離權(quán)重矩陣對(duì)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果的可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)?？臻g設(shè)定形式檢驗(yàn)表明，當(dāng)lnPd1和lnPd3為被解釋變量時(shí)，LR兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都拒絕了零假設(shè) (見(jiàn)表2所示)，根據(jù)Elhorst的建議，模型應(yīng)設(shè)定為SDM形式［15］。當(dāng)lnPd2為被解釋變量時(shí)，兩個(gè)LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都未能拒絕零假設(shè)，因此模型可設(shè)定為SAR形式。

反距離權(quán)重矩陣下的估計(jì)結(jié)果表明①限于篇幅，本文未列出反距離權(quán)重矩陣下的估計(jì)結(jié)果，作者備索。，從系數(shù)和顯著性來(lái)看，除少數(shù)變量系數(shù)的顯著性有所下降外，其余系數(shù)的符號(hào)都沒(méi)有發(fā)生明顯變化，各種估計(jì)結(jié)果與表3中的結(jié)果基本相似。從變量的影響來(lái)看，lnE的直接影響符號(hào)總體上仍為不顯著的負(fù)值，其空間溢出的影響基本上顯著為負(fù)，從而其總影響仍顯著為負(fù)。控制變量的系數(shù)和顯著性也沒(méi)有發(fā)生明顯的改變，表明基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

環(huán)境規(guī)制及其空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響的主要結(jié)論在上述模型中基本上是一致的，表明實(shí)證結(jié)果支持了理論推斷，即環(huán)境規(guī)制及其空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入具有不利的影響。

四、主要結(jié)論

本文借鑒范承澤 (2008)等的方法［8］，通過(guò)簡(jiǎn)單模型考察了環(huán)境規(guī)制及其空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的微觀機(jī)制。理論分析表明，如果提高環(huán)境規(guī)制的干預(yù)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的替代作用超過(guò)補(bǔ)償作用，技術(shù)創(chuàng)新投入將隨環(huán)境規(guī)制的干預(yù)增強(qiáng)而減少;如果環(huán)境規(guī)制空間溢出的替代作用超過(guò)其互補(bǔ)作用，環(huán)境規(guī)制的空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響仍將為負(fù)。因此，環(huán)境規(guī)制及其空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的凈影響取決于它們的相對(duì)重要性。

本文通過(guò)中國(guó)30個(gè)省大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和空間設(shè)定，實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制及其空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響，所有的估計(jì)結(jié)果大都一致表明環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入總體上有不利影響，環(huán)境規(guī)制的空間溢出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入也存在顯著的負(fù)影響。也就是說(shuō)，相鄰地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對(duì)本地區(qū)中技術(shù)轉(zhuǎn)移較多的企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)生較大的積極影響，反而對(duì)本地區(qū)中技術(shù)轉(zhuǎn)移較少的企業(yè)有較大的不利影響。綜合來(lái)看，環(huán)境規(guī)制的總影響顯著為負(fù)，這一實(shí)證結(jié)果與理論推斷基本上是一致的。

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