環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率：基于碳排放權(quán)交易試點的準自然實驗證據(jù)

楊露鑫　劉玉成

內(nèi)容提要：本文將2011年國家發(fā)改委印發(fā)的《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》作為一項準自然實驗，結(jié)合工具變量方法，在有效控制內(nèi)生性的基礎(chǔ)上更為科學地驗證了環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)境規(guī)制與實質(zhì)性創(chuàng)新效率和策略性創(chuàng)新效率之間均呈U型非線性關(guān)系，且分別約有88.79%和90.61%的觀測點處于環(huán)境規(guī)制會抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的階段。異質(zhì)性分析的結(jié)果表明，東部發(fā)達地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的門檻值較高，提升人力資本水平、提高對外開放度、增強融資能力、加強政府干預(yù)能夠緩解環(huán)境規(guī)制的負面影響。作用機制分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入強度、資本要素配置優(yōu)化、技術(shù)進步是環(huán)境規(guī)制影響地區(qū)創(chuàng)新效率的主要途徑。此外，環(huán)境規(guī)制不僅對當?shù)氐膶嵸|(zhì)性創(chuàng)新效率有先抑制后促進的影響，還對鄰近省份的實質(zhì)性創(chuàng)新效率有先促進后抑制的聯(lián)動效應(yīng)，反映了地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強度差異的影響。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;實質(zhì)性創(chuàng)新效率;策略性創(chuàng)新效率;DID

中圖分類號：F061.5? 文獻標識碼：A? 文章編號：1001-148X（2020）09-0011-14

一、引言

2011年10月國家發(fā)展改革委下發(fā)《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》，同意北京、天津、上海等7個省市開展碳排放權(quán)交易試點，旨在控制溫室氣體、加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。自歐盟2005年碳交易排放體系啟動以來，引起了諸多學者的關(guān)注，許多文獻表明歐盟這項政策的效果顯著[1-2]。與歐盟的碳排放交易體系相比，中國的政策效果如何？能否通過環(huán)境規(guī)制政策迫使創(chuàng)新效率提升，從而實現(xiàn)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展的目標？對這些問題的回答具有重要的現(xiàn)實意義。

通過控制污染物排放固然能夠在一定程度上改善環(huán)境，但從長遠看還需要依托技術(shù)進步實現(xiàn)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變，從而實現(xiàn)“節(jié)能減排”、“綠色發(fā)展”的長期任務(wù)。中國在研發(fā)、創(chuàng)新領(lǐng)域里不乏投入，但卻缺少有質(zhì)量的創(chuàng)新成果;因此，環(huán)境規(guī)制政策的成功與否不僅取決于它是否降低了企業(yè)的污染排放水平，而能否促進技術(shù)創(chuàng)新或是更重要的政策成功標志之一[3]。

自John Hicks（1932）首次提出“創(chuàng)新假設(shè)”以來，Porter和Van der Linde（1995）也將企業(yè)創(chuàng)新引入環(huán)境規(guī)制領(lǐng)域。他們認為，良好有效的環(huán)境規(guī)制不僅有利于環(huán)境本身，而且對企業(yè)也將產(chǎn)生積極影響，這被稱為“波特假說”，即企業(yè)面臨信息不完全、環(huán)境規(guī)制等不完全競爭時，可以通過提高技術(shù)創(chuàng)新水平，來抵消企業(yè)進入市場的機會成本。自20世紀90年代以來，該假說引起學術(shù)界的熱烈討論，但因研究視角和方法的不同得到的結(jié)論也不盡相同。現(xiàn)有文獻通常以企業(yè)或行業(yè)為視角，采用不同的研究方法分析環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，得出的結(jié)論通常有四類：（1）適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠促進技術(shù)創(chuàng)新[4-6]，這種促進作用也存在一定的滯后性[7]。（2）環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)的“遵循成本”，從而抑制企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新[8-9]。（3）環(huán)境規(guī)制對創(chuàng)新活動的影響是不確定的，存在企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)類型的異質(zhì)性[10-11]。（4）環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間不是簡單的線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)出先抑制后促進的U型非線性關(guān)系[9，12];還有部分學者認為環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新活動之間呈倒U行的非線性關(guān)系[13]。

上述文獻較多從企業(yè)或行業(yè)的視角關(guān)注環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新活動之間關(guān)系，也為本文理解環(huán)境規(guī)制的影響效應(yīng)提供了豐富且深刻的洞見，然而較少有文獻從地區(qū)層面關(guān)注地區(qū)的創(chuàng)新效率。創(chuàng)新效率指在創(chuàng)新投入資源得到有效配置的前提下，以較少的創(chuàng)新投入得到更多的創(chuàng)新產(chǎn)出。本文主要以地區(qū)創(chuàng)新效率為研究對象，分析環(huán)境規(guī)制強度所產(chǎn)生的影響。本文的主要工作如下：（1）我們根據(jù)創(chuàng)新質(zhì)量把申請專利的行為劃分為實質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新兩種形式，分別分析環(huán)境規(guī)制對兩種形式創(chuàng)新效率的影響。（2）將雙重差分法與工具變量法相結(jié)合，以2011年的《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》作為一項準自然實驗，運用雙重差分法（Difference in Differences，DID）構(gòu)建環(huán)境規(guī)制指標的工具變量，在充分考慮內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上科學評估環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率的因果關(guān)系。（3）利用廣義傾向得分匹配法對基準回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，確保結(jié)果的可靠。（4）利用逐步回歸法和交乘項系數(shù)檢驗法驗證環(huán)境規(guī)制影響地區(qū)創(chuàng)新效率的作用機制。（5）通過空間杜賓模型（Spatial Durbin Model，SDM）分析環(huán)境規(guī)制政策的溢出效應(yīng)。

二、經(jīng)驗事實與內(nèi)在影響機制

（一）經(jīng)驗事實

最早啟動全球污染物排放權(quán)交易體系建設(shè)的是美國。早在20世紀70年代初，美國的環(huán)保部門和以及一些州郡就制定了污染物排放計劃。自“京都議定書”簽署以來，碳排放交易政策已廣泛為眾多發(fā)達國家所倡導(dǎo)實施，以控制溫室氣體排放和提高能源利用效率。到目前為止，歐盟已經(jīng)建立了世界上最為完善的碳排放交易機制。

自20世紀90年代以來，中國就已經(jīng)在治理大氣污染領(lǐng)域中涉及了排放權(quán)交易機制。2002年3月，國家環(huán)?？偩峙c美國環(huán)保協(xié)會一起開展了“推動中國二氧化硫排放總量控制及排放權(quán)交易政策實施的研究項目”（簡稱“4+3+1”項目），試點選在山東、山西、江蘇、河南、上海、天津、柳州以及中國華能集團公司。此次的試點工作，為二氧化硫排放權(quán)交易的全面實施以及排污權(quán)交易的普及奠定了經(jīng)驗基礎(chǔ)。為了減少二氧化碳排放，倡導(dǎo)低碳經(jīng)濟，國務(wù)院于2011年發(fā)布了“十二五”溫室氣體排放控制工作計劃。同年10月，國家發(fā)展和改革委員會正式發(fā)布《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》，而北京、天津、上海等7個省市分別允許開展碳排放交易試點。到目前為止，所有七個試點省市都已經(jīng)開展了碳排放交易。

為了考察環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，我們將環(huán)境規(guī)制指標分別與實質(zhì)性創(chuàng)新效率與策略性創(chuàng)新效率進行二次擬合，圖1（a）和圖1（b）中的橫軸表示環(huán)境規(guī)制強度，縱軸分別表示實質(zhì)性創(chuàng)新效率和策略性創(chuàng)新效率。通過初步觀察，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與實質(zhì)性創(chuàng)新效率、策略性創(chuàng)新效率之間均存在U型的非線性關(guān)系，且大部分觀測點處于圖左邊的下降區(qū)域，表明隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加，會對地區(qū)創(chuàng)新效率產(chǎn)生先抑制后促進的影響，從現(xiàn)有的樣本看，大部分觀測點處于低環(huán)境規(guī)制強度下抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的階段。當然，為了科學判斷環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率之間是否存在上述顯著的因果關(guān)系，還需要通過構(gòu)建計量模型進行實證分析。

（二）內(nèi)在影響機制

不可否認，環(huán)境規(guī)制政策能夠?qū)ζ髽I(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生顯著影響[6，14]，同時環(huán)境規(guī)制政策也是影響企業(yè)運營成本、管理效率、資源再配置的重要因素[9，15]。因此，本文認為環(huán)境規(guī)制政策主要通過以下途徑影響地區(qū)創(chuàng)新效率。

1.資金擠占效應(yīng)。由于環(huán)境污染的負外部性，政府需要通過約束性的環(huán)境規(guī)制政策來加以控制，這在一定程度上降低了污染物排放，但也必然會增加企業(yè)的運營成本，包括企業(yè)治理內(nèi)部污染和防范外部污染的成本，我們稱之為“遵循成本”。企業(yè)進行創(chuàng)新需要大量資金，因“遵循成本”的上升，會擠占研發(fā)投入所需的資金，這必然導(dǎo)致創(chuàng)新效率的下降[16]，從而產(chǎn)生資金擠占效應(yīng)。此外，運營成本上升還將使企業(yè)在市場競爭中處于不利地位，不僅會影響企業(yè)的利潤率，還會加緊企業(yè)的融資約束，進而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響。

2.配置優(yōu)化效應(yīng)。由于環(huán)境規(guī)制政策產(chǎn)生的“遵循成本”上升，會引導(dǎo)要素特別是資本向更有效率的領(lǐng)域流動以規(guī)避成本上升所帶來的負效應(yīng)（韓超等，2017），使資源得以優(yōu)化再配置。資源配置效率更高的企業(yè)一般擁有更高的研發(fā)實力，能夠通過開發(fā)整合各種要素資源以實現(xiàn)較高質(zhì)量的創(chuàng)新產(chǎn)出[17]，從而實現(xiàn)創(chuàng)新效率的提升。由于環(huán)境規(guī)制主要影響企業(yè)的資本投入，同時勞動力相較于資本而言更缺乏流動性，因此，環(huán)境規(guī)制不會直接對勞動力資源的再配置產(chǎn)生影響。

3. 管理創(chuàng)新效應(yīng)。當環(huán)境規(guī)制政策使企業(yè)陷入更高的融資約束時，企業(yè)通常會從節(jié)約成本的角度考慮，不斷提高管理決策能力，實現(xiàn)對資源的合理科學配置、降低交易成本、提高管理效率。更高效的管理層往往更傾向于創(chuàng)新并追求創(chuàng)新效率。一方面較強的管理能力有利于加強企業(yè)在市場中的競爭力，爭取更多的市場份額和更高的經(jīng)營績效以緩解創(chuàng)新資金壓力;另一方面更科學的管理決策有助于企業(yè)減少創(chuàng)新成本、控制創(chuàng)新風險，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。

4. 技術(shù)進步效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制引發(fā)企業(yè)的運營成本增加，不僅擠占了企業(yè)的研發(fā)投入，還影響了企業(yè)的利潤率。為了維持企業(yè)原有的利潤率，會倒逼企業(yè)通過技術(shù)手段控制污染，同時也迫使企業(yè)在生產(chǎn)過程中不斷通過改進生產(chǎn)工藝和流程以降低成本，促使企業(yè)技術(shù)進步。技術(shù)進步能夠進一步提高企業(yè)的生產(chǎn)和管理效率，能夠以更科學的方式合理高效地利用資源，從而有利于創(chuàng)新效率的提升。

三、模型設(shè)定與變量說明

（一）模型設(shè)定

環(huán)境規(guī)制究竟是改善還是抑制了中國的地區(qū)創(chuàng)新效率？ 為了對此問題進行解答，參考 Lu 等（2017）[18]的做法，設(shè)定基準模型如下：

tejt=α+β0co2jt+β1co2_sqjt+β2∑Xjt+εjt（1）

其中，tejt 為j地區(qū)在t時期的創(chuàng)新效率;co2jt 為j地區(qū)在t時期的單位產(chǎn)出二氧化碳排放量，用來表示j地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度;考慮環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率之間可能存在非線性關(guān)系，因此在模型中加入 co2 的平方項;∑Xjt 代表一系列的控制變量，包括基礎(chǔ)設(shè)施水平、政府干預(yù)度、融資能力、對外開放度以及人力資本水平;εjt 為隨機擾動項。

從理論上講，地區(qū)的創(chuàng)新效率往往也會影響該地區(qū)的二氧化碳排放量，從而產(chǎn)生逆向因果關(guān)系。此外，遺漏不可觀測因素或解釋變量也會導(dǎo)致潛在的內(nèi)生性問題。為此，本文借鑒Lu等（2017）的做法，將雙重差分法引入到工具變量回歸方法中，這樣能夠較好地利用碳排放權(quán)交易這一政策沖擊，因而其實質(zhì)也是工具變量法。此時，環(huán)境規(guī)制的工具變量主要由碳排放權(quán)交易的政策調(diào)整所決定。具體地，以2011年國家發(fā)展和改革委員會印發(fā)的《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》作為一項準自然實驗，將這一政策沖擊視為環(huán)境規(guī)制的工具變量，使得環(huán)境規(guī)制具有顯著外生性，可以較好地控制模型1中潛在的互為因果等內(nèi)生性問題。采用雙重差分法構(gòu)建工具變量，最小二乘法的第一階段回歸設(shè)定如下：

co2jt=α+β0didjt+β1treatedj+β2postt+β3∑Xjt+δj+γt+εjt（2）

其中，treated 為分組變量，以2011年的碳排放權(quán)交易試點省份北京、上海、天津、湖北、重慶、廣東六個省份作為實驗組（treated=1），其他省份作為對照組（treated=0）;post 為政策年份變量，以2011年為政策沖擊的時間節(jié)點，2011年及以后年份取值為1，2011年以前年份取值為0;did 為分組變量與政策年份變量的交互項，也是該模型的核心解釋變量，用來表示碳排放交易政策的政策效果;∑Xjt 代表一系列控制變量，與模型1中的控制變量相同;δj、γt、εjt 分別為個體固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和隨機擾動項。

雙重差分思想隱含著一個重要的前提假定，即在政策沖擊發(fā)生之前處理組和對照組應(yīng)具有相同的演變趨勢。圖1刻畫了實驗組與對照組二氧化碳排放量的演變趨勢，可以看到，在2011年碳排放權(quán)交易試點政策調(diào)整之前，實驗組與對照組單位產(chǎn)出二氧化碳排放量的發(fā)展趨勢基本一致，而在2011年之后，兩組單位產(chǎn)出二氧化碳排放量的演變態(tài)勢產(chǎn)生分化，這表明本文選取的實驗組與對照組滿足雙重差分法的平行趨勢假設(shè)，并且相較于對照組，實驗組的單位產(chǎn)出二氧化碳排放量下降趨勢更為明顯，初步表明碳排放權(quán)交易試點政策可能產(chǎn)生了較好的政策效果。

（二）變量說明

1.核心變量：地區(qū)創(chuàng)新效率和環(huán)境規(guī)制。地區(qū)創(chuàng)新效率指標，本文借鑒白俊紅和卞元超（2016）的方法，運用隨機前沿模型（SFA）來估計地區(qū)創(chuàng)新效率，該模型的一般形式如下：

rdyjt=f（rdljt，rdkjt，t）exp （vjt-ujt）（3）

其中，rdyjt 為創(chuàng)新產(chǎn)出，用地區(qū)的專利申請授權(quán)量表示，并參照黎文靖和鄭曼妮（2016）[19]的做法，根據(jù)創(chuàng)新質(zhì)量把申請專利的行為劃分為實質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新兩種形式。其中，申請發(fā)明專利的行為屬于實質(zhì)性創(chuàng)新，申請實用和外觀專利的行為屬于策略性創(chuàng)新，從而研究環(huán)境規(guī)制對不同創(chuàng)新類型的影響;rdljt、rdkjt 分別為生產(chǎn)過程中投入的人力和資本，分別用R&D全時人員當量和R&D經(jīng)費內(nèi)部支出表示;（vjt-ujt） 為復(fù)合誤差項。因此，由該模型估計出的地區(qū)創(chuàng)新效率有兩類，分別為實質(zhì)性創(chuàng)新效率（te_sz）和策略性創(chuàng)新效率（te_cl），模型1可以轉(zhuǎn)變成如下兩個第二階段回歸模型：

te_szjt=α+β0co2jt+β1co2_sqjt+β2∑Xjt+εjt（4）

te_cljt=α+β0co2jt+β1co2_sqjt+β2∑Xjt+εjt（5）

本文借鑒沈能（2012）[20]的方法用單位產(chǎn)出的二氧化碳排放量作為環(huán)境規(guī)制強度的指標。我國沒有直接公布二氧化碳排放量指標。因此，必須運用相關(guān)方法進行估算。借鑒杜立民（2010）[21]的方法，分別用能源消費量、水泥生產(chǎn)量及其二氧化碳的排放系數(shù)加權(quán)加總而得到二氧化碳排放量，再將二氧化碳排放量占地區(qū)GDP比值進行標準化處理后得到環(huán)境規(guī)制強度指標，標準化公式為：

co2jt=[co2jt0-min （co2jt0）]/[maxco2jt0-min （co2jt0）]（6）

其中，co2jt0 為單位產(chǎn)出的實際二氧化碳排放量;maxco2jt0、min （co2jt0） 分別為單位產(chǎn)出的最大和最小二氧化碳排放量。

2.控制變量。控制變量主要包括基礎(chǔ)設(shè)施水平、政府干預(yù)度、融資能力、對外開放度以及人力資本水平。其中，基礎(chǔ)設(shè)施水平（ctgl）用長途光纜長度表示;政府干預(yù)度（gov_zb）用政府一般預(yù)算支出占地區(qū)GDP比重表示;融資能力（fin_zb）用金融機構(gòu)貸款余額占地區(qū)GDP比重表示;對外開放度（fdi_zb）用實際利用外資額占地區(qū)GDP比重表示;人力資本水平（hr）用人均受教育年限表示，計算各省人均受教育年限時將小學、初中、高中、大專及以上學歷的居民平均受教育年數(shù)分別定為6年、9年、12年以及16年[22]。

本文以2006-2016年30個省份和直轄市為研究對象（由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，故將其從樣本中剔除），上述變量的數(shù)據(jù)均來自于2007-2017年的《中國宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》、《中國金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《國泰安金融數(shù)據(jù)庫》。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計見表1。

四、回歸結(jié)果與分析

本文旨在考察環(huán)境規(guī)制對中國地區(qū)創(chuàng)新效率的影響，即環(huán)境規(guī)制是顯著促進還是抑制了中國地區(qū)創(chuàng)新效率的提升？具體地，采用工具變量法進行回歸分析，得出基本結(jié)論，并在此基礎(chǔ)上進行穩(wěn)健性檢驗。

（一）第一階段回歸

表2匯報了第一階段DID模型的回歸結(jié)果。其中，第1列為不加入控制變量的雙重差分結(jié)果，初步表明碳排放權(quán)交易試點政策顯著降低了試點省份的單位產(chǎn)出二氧化碳排放量;第2列為加入控制變量基礎(chǔ)設(shè)施水平、政府干預(yù)度、融資能力、對外開放度以及人力資本水平后的雙重差分結(jié)果，核心解釋變量的系數(shù)略有下降，但依然十分顯著。

在利用DID結(jié)果構(gòu)建環(huán)境規(guī)制指標的工具變量之前，需要對上述DID結(jié)果進行一系列條件檢驗。

1.共同趨勢假設(shè)檢驗。共同趨勢假設(shè)是DID估計結(jié)果無偏的重要前提，我們采用事件研究法進行DID的共同趨勢假設(shè)檢驗。我們分別選擇該省份2011年碳排放權(quán)交易試點政策干預(yù)的前1年、2年、3年、4年、5年設(shè)置年份虛擬變量，對實驗組和對照組的發(fā)展趨勢進行檢驗，用以判斷分組樣本在碳排放權(quán)交易試點政策前是否具有一致的發(fā)展趨勢，以確保分組的合理性以及結(jié)果的可信性。根據(jù)表3中第1、2列的結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，政策干預(yù)前的年份與分組變量的交互項（treated1-treated5）均不顯著，而政策干預(yù)當期的年份與分組虛擬變量的交互項（did）顯著為負， 說明在碳排放權(quán)交易試點政策實施前，實驗組和對照組在二氧化碳排放量的變化趨勢上不存在顯著差異，從而滿足共同趨勢假設(shè)。

2.反事實檢驗。由于在實驗組與對照組省份之間存在一些不可觀測的、隨時間變化的變量，可能會引起回歸結(jié)果的系統(tǒng)性偏誤，因此我們進一步通過反事實檢驗來確認回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

第一，構(gòu)建虛擬的碳排放權(quán)交易試點政策實施時間。本文的研究區(qū)間為2006-2016年，碳排放權(quán)交易試點政策的實施時間為2011年，即核心解釋變量did在2011年以前不會對當?shù)氐亩趸寂欧帕慨a(chǎn)生顯著的影響。因此，本文假設(shè)將碳排放權(quán)交易試點政策的實施時間提前到2011年以前，并構(gòu)建兩個虛擬的政策實施年份，分別統(tǒng)一提前1年和2年。具體回歸結(jié)果見表3中第4、5列，可以發(fā)現(xiàn)政策實施年份提前1年和2年的回歸結(jié)果均不顯著，說明政策未實施時，并沒有對當?shù)囟趸嫉呐欧帕慨a(chǎn)生影響。因此，基準回歸的結(jié)果不存在系統(tǒng)性偏誤，結(jié)果是可信的。

第二，采取重復(fù)隨機抽樣方式構(gòu)造虛擬政策變量。雖然我們在進行碳排放權(quán)交易試點政策效應(yīng)評估時已經(jīng)控制了大量表征地區(qū)特征的變量，但仍然很難排除不可觀測的地區(qū)特征差異對評估結(jié)果的影響。對此，我們采取以下思路間接檢驗這些無法觀測的地區(qū)特征差異會否影響結(jié)論的穩(wěn)健性。具體來說，首先將碳排放權(quán)交易試點政策對特定省份的影響變得隨機（由計算機生成），然后通過重復(fù)隨機抽樣500次的方式構(gòu)造虛擬的政策變量，并進行回歸，根據(jù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)這一虛假的估計系數(shù)均值為-0.4728，非常接近于0且不顯著，即未觀測到的地區(qū)特征差異沒有對回歸結(jié)果產(chǎn)生顯著的影響，證實基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.政策的動態(tài)影響效應(yīng)。從表3中第3列可以發(fā)現(xiàn)，政策沖擊當年（treated6）及以后年份（treated7-treated11）的估計系數(shù)均顯著為負，且顯著水平逐年提高，估計系數(shù)的絕對值也逐年增加，說明碳排放權(quán)交易試點政策能夠顯著持續(xù)、長期地降低當?shù)囟趸嫉呐欧帕?，并且該政策實施的時間越長效果越顯著。

（二）第二階段回歸

根據(jù)上文對第一階段回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗，可以發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)交易試點政策確實能夠降低當?shù)氐亩趸寂欧帕?。因此，我們可以根?jù)第一階段的回歸模型，計算出單位產(chǎn)出二氧化碳排放量的預(yù)測值作為第二階段回歸環(huán)境規(guī)制指標的工具變量，再利用工具變量回歸分析環(huán)境規(guī)制（單位產(chǎn)出二氧化碳排放量）對地區(qū)創(chuàng)新效率的影響，具體回歸結(jié)果見表4。

根據(jù)模型4和模型5的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率之間呈現(xiàn)U型的非線性關(guān)系。從估計系數(shù)上看環(huán)境規(guī)制對實質(zhì)性創(chuàng)新效率與策略性創(chuàng)新效率的影響效果極其相近（見表4第1、3列），即在環(huán)境規(guī)制強度較低時對地區(qū)創(chuàng)新效率產(chǎn)生抑制作用，當環(huán)境規(guī)制強度超過某一臨界值時，環(huán)境規(guī)制將對地區(qū)創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的促進作用。這個臨界值分別在環(huán)境規(guī)制強度為9.875和9.625時，即約有99.70%和99.39%的樣本觀測點處于環(huán)境規(guī)制會抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的階段。

為了合理評估環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，利用上文通過DID方法計算出的單位產(chǎn)出二氧化碳排放量預(yù)測值作為環(huán)境規(guī)制的工具變量再次進行回歸，具體結(jié)果見表4第2、4列。根據(jù)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的估計系數(shù)產(chǎn)生了顯著變化，并且在對實質(zhì)性創(chuàng)新效率與策略性創(chuàng)新效率的影響上產(chǎn)生了分化。具體而言，對于實質(zhì)性創(chuàng)新效率而言，轉(zhuǎn)折點出現(xiàn)在環(huán)境規(guī)制指標為6.12時，而對于策略性創(chuàng)新效率而言，轉(zhuǎn)折點出現(xiàn)在6.46時，分別約有88.79%和90.61%的觀測點處于環(huán)境規(guī)制會抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的階段，結(jié)果更加合理。同時，我們還可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對實質(zhì)性創(chuàng)新效率的抑制作用更加明顯。

為了驗證上述工具變量的有效性，需要檢驗環(huán)境規(guī)制指標確實是內(nèi)生性解釋變量。利用Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，對于實質(zhì)性創(chuàng)新效率而言，卡方值為32.62，并在1%的顯著水平下拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè);對于策略性創(chuàng)新效率而言，卡方值為13.63，在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，說明環(huán)境規(guī)制指標確實存在內(nèi)生性。此外，再次用2SLS、GMM、IGMM的估計方法進行回歸，結(jié)果趨勢均沒有顯著變化（如表5第3-5列、8-10列所示），且均通過了Hausman檢驗和DWH檢驗，說明工具變量回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）GPSM檢驗

為了確保上述工具變量回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文再次采用廣義傾向得分匹配方法（Generalized Propensity Score Matching，GPSM）對結(jié)果進行“反事實”檢驗，這樣可以避免因觀測變量不隨機導(dǎo)致的結(jié)果偏誤。與傳統(tǒng)的傾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）相比，GPSM能夠處理連續(xù)變量的效應(yīng)評估[23]，更適合本文中分析環(huán)境規(guī)制對地區(qū)創(chuàng)新效率的處理效應(yīng)評估。

1.方法介紹。GPSM與傳統(tǒng)的PSM相比更加一般化，它能夠處理連續(xù)的處理變量，同時又能消除觀測樣本的地區(qū)特征所帶來的結(jié)果偏差，即控制“自選擇效應(yīng)”。

Hirana和Imbens（2004）[24]通過估計出個體的“劑量反應(yīng)”函數(shù)（Unit-level Does Respanse Function），可以在給定連續(xù)的處理變量和廣義傾向得分下描述任一連續(xù)處理水平上所對應(yīng)結(jié)果的條件期望。由于GPSM方法模型控制了個體的“自選擇效應(yīng)”，因此，任意兩個環(huán)境規(guī)制強度上的地區(qū)創(chuàng)新效率差異，可以解釋為環(huán)境規(guī)制強度的變化對地區(qū)創(chuàng)新效率的凈影響。

按照Hirana和Imbens（2004）的方法，我們將分三個步驟來估計不同環(huán)境規(guī)制強度對地區(qū)創(chuàng)新效率的影響。第一步，控制匹配變量 Xj 后，估計環(huán)境規(guī)制強度的條件分布。假定對于觀測地區(qū)j，給定匹配變量 Xj 時，市場環(huán)境規(guī)制強度 co2j 的條件期望為：

Eco2j|Xj=FXjβ（7）

其中，對于所有的Xjβ∈R，則0FXjβ1。假定Logistic分布函數(shù)F·的計算公式如下：

FXjβ≡ΛXjβ≡exp Xjβ1+expXjβ（8）

借鑒Wagner（2003）[25]的做法，采用Papke和Wooldridge（1996）[26]提出的Fractional Logit 模型來估計環(huán)境規(guī)制強度的概率。用極大似然估計估計出 β。具體估計過程是在廣義線性模型框架下[27]進行的。其中，最大化伯努利對數(shù)似然函數(shù)：

β^：maxljβ=max∑Ni=1co2jlogΛXjβ+（1-co2j）log [1-ΛXjβ]]（9）

在估計出β^后，廣義傾向得分可由式（10）計算得出：

Rj︿=[ΛXjβ^]co2j[1-ΛXjβ^]1-co2j（10）

其中，Rj︿ 可以理解為環(huán)境規(guī)制達到某個程度的概率（GPS）。第二步，用環(huán)境規(guī)制強度 co2j 及其概率 Rj︿ 的構(gòu)造出地區(qū)創(chuàng)新效率 tej 的條件期望模型：

Etejco2j，Rj︿=δ0+δ1co2j+δ2co22j+δ3Rj︿+δ4Rj︿2+δ5co2jRj︿ （11）

在公式（11）的基礎(chǔ)上，利用估計出的系數(shù)，計算每一個環(huán)境規(guī)制強度對應(yīng)的平均地區(qū)創(chuàng)新效率：

E^ted=1N∑Nj=1[0+1d+2d2+3d，Xj+42d，Xj+5dd，Xj]（12）

其中，N為樣本容量，d，Xj 是 d，Xj 的密度函數(shù)，本文設(shè)定的步長為5%，即選擇d=0，0.05，0.10，…，0.95，1上的處理強度值，E^tfpd 是d取任一環(huán)境規(guī)制強度時對應(yīng)的地區(qū)創(chuàng)新效率均值。這里的d與co2j 是不同的，co2j 是真實的環(huán)境規(guī)制強度，而d是根據(jù)上文設(shè)定好的步長劃分的環(huán)境規(guī)制強度。公式（12）即為平均“劑量反應(yīng)”函數(shù)，地區(qū)創(chuàng)新效率在每一環(huán)境規(guī)制強度上的反應(yīng)函數(shù)。我們比較的是平均地區(qū)創(chuàng)新效率在兩個不同環(huán)境規(guī)制強度水平上的差異。公式（12）可以刻畫任一環(huán)境規(guī)制強度d 上的地區(qū)創(chuàng)新效率均值，將不同環(huán)境規(guī)制強度上的地區(qū)創(chuàng)新效率均值進行比較，于是環(huán)境規(guī)制強度變化對地區(qū)創(chuàng)新效率的影響可用式（13）的處理效應(yīng)（Pairwise Treatment Effect）表示：

EΔd1d2=Eted2-ted1d1、d2∈[0，1]（13）

結(jié)合本文研究的具體問題，當 d1=0、0

EΔ0d2=Eted2-te0d2∈[0，1]（14）

式（14）即可衡量任一環(huán)境規(guī)制強度水平給地區(qū)創(chuàng)新效率帶來多大的凈影響。按照與Hirano和Imbens（2004）的做法，本文通過Bootstrap法來計算公式（12）-（14）估計量的標準差。

2.模型檢驗。在運用GPSM方法獲得市場分割的強度對地區(qū)生產(chǎn)率的因果效應(yīng)估計時，首先需要對地區(qū)進行匹配，以滿足平行趨勢條件假設(shè)，而這就要求選取合適的匹配變量X以保證公式（11）的成立。其中，匹配變量X與上文兩階段模型中的控制變量相同。此外，要滿足平行趨勢條件假設(shè)，除了要選取合適的匹配變量外，還需要對樣本進行合適的分組。我們按照四分位法將環(huán)境規(guī)制強度劃分成4個樣本區(qū)間。根據(jù)篇幅的需要，我們僅報告第二步的回歸結(jié)果，見表6。

根據(jù)前文公式（11）式的估計過程，其中，被解釋變量分別為實質(zhì)性創(chuàng)新效率（te_sz）和策略性創(chuàng)新效率（te_cl），核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制強度（co2），控制變量為上一步估計出的廣義傾向得分，即地區(qū)形成當前環(huán)境規(guī)制強度的概率 R^（pscore），并進行最小二乘法估計。同時，根據(jù)估計結(jié)果的顯著性，決定是否在在公式（11）中加入變量 co2 和 R^（pscore）各自的平方項以及兩個變量的乘積。具體回歸結(jié)果見表6。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有變量均通過了顯著性檢驗。

根據(jù)公式（12），將處理變量 co2 的取值范圍劃分為s個子區(qū)間，即s=1，2，…，s，估計在每個子區(qū)間內(nèi)環(huán)境規(guī)制強度對地區(qū)創(chuàng)新效率變化的平均因果效應(yīng)。各子區(qū)間的平均因果效應(yīng)的連線即為圖3中實線所示。其中，圖3（a）和圖3（b）分別代表環(huán)境規(guī)制強度與實質(zhì)性創(chuàng)新效率、策略性創(chuàng)新效率的函數(shù)關(guān)系圖。圖3中另外兩條虛線分別代表這一函數(shù)關(guān)系的上下95%的置信區(qū)間。根據(jù)中間這條實線的變化趨勢，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度與實質(zhì)性創(chuàng)新效率、策略性創(chuàng)新效率之間呈現(xiàn)出明顯的U型非線性關(guān)系，這與工具變量回歸結(jié)果是一致的，經(jīng)過計算分別約有95.15%和95.76%的觀測點處于環(huán)境規(guī)制抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的階段（如表6所示）。同樣，根據(jù)表6可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對實質(zhì)性創(chuàng)新效率的抑制作用更加顯著，這一結(jié)論也與工具變量回歸結(jié)果相同。因此，可以認為工具變量回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四）異質(zhì)性分析

1.分區(qū)域回歸結(jié)果分析。上文已經(jīng)驗證了環(huán)境規(guī)制與地區(qū)創(chuàng)新效率之間呈現(xiàn)U型非線性關(guān)系的基本結(jié)論，但是位于不同區(qū)域的省份受到環(huán)境規(guī)制的影響是不同的。因此，本文將全樣本按照東、中、西三個區(qū)域劃分成三個子樣本分別進行分析，從具體回歸結(jié)果表7看，總體上環(huán)境規(guī)制對東部和西部省份實質(zhì)性創(chuàng)新效率以及策略性創(chuàng)新效率的影響均呈U型的非線性關(guān)系，但不同的是環(huán)境規(guī)制對東部省份地區(qū)創(chuàng)新效率的門檻顯著高于西部地區(qū)，具體而言，東部地區(qū)二者關(guān)系的轉(zhuǎn)折點分別處于二氧化碳排放量為7.51和7.39時，而西部地區(qū)二者關(guān)系的轉(zhuǎn)折點分別處于二氧化碳排放量為5.13和5.38時。這一現(xiàn)象說明：東部地區(qū)本身環(huán)境狀況較差（二氧化碳排放量均值3.48），地區(qū)創(chuàng)新效率也較高，需要較大的環(huán)境規(guī)制強度進一步提升自身的創(chuàng)新能力，并將其轉(zhuǎn)化為市場競爭優(yōu)勢，從而實現(xiàn)地區(qū)創(chuàng)新效率的提高。西部地區(qū)自身的環(huán)境狀況要優(yōu)于東部地區(qū)（二氧化碳排放量均值2.17），對技術(shù)和成本的要求均較小，因此，環(huán)境規(guī)制強度的門檻值也相較于東部地區(qū)更低。中部地區(qū)省份情況參差不齊，在回歸分析中發(fā)現(xiàn)估計系數(shù)不顯著，還需根據(jù)不同省份自身情況適當調(diào)整環(huán)境規(guī)制強度，平衡提升地區(qū)創(chuàng)新效率。

2.分地區(qū)特征回歸結(jié)果分析。由于不同地區(qū)特征也會引起基準回歸結(jié)果的地區(qū)差異，因此，本文進一步地將全樣本按照代表地區(qū)特征的相關(guān)控制變量進行分組再分析。具體而言，將模型1中的5個控制變量分別按數(shù)值從小到大排序，其中大于中位數(shù)的為一個子樣本，小于中位數(shù)的為第二個子樣本，回歸結(jié)果表8所示：（1）對于基礎(chǔ)設(shè)施水平較高的省份而言，環(huán)境規(guī)制強度的門檻較高分別為二氧化碳排放量為8.9和8.5，而基礎(chǔ)設(shè)施水平較低的省份環(huán)境規(guī)制強度的門檻較低，且環(huán)境規(guī)制僅對策略性創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著影響，其門檻值為2.99。這表示基礎(chǔ)設(shè)施水平越高越容易吸引企業(yè)流入，大量企業(yè)集聚生產(chǎn)需要排放更多的污染物，需要較強的環(huán)境規(guī)制才能促使產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，從而實現(xiàn)地區(qū)創(chuàng)新效率的提升。（2）對于人力資本水平較高的省份而言，環(huán)境規(guī)制的影響并不顯著，而對人力資本水平較低的地區(qū)而言卻影響顯著，其門檻值較高（門檻值分別為7.27和7.88），這說明當環(huán)境規(guī)制對地區(qū)創(chuàng)新效率產(chǎn)生負面影響時，人力資本能夠起到很好的互補作用。（3）根據(jù)計算，對于對外開放度、融資能力、政府干預(yù)度較高的省份，其環(huán)境規(guī)制強度的門檻值較低，數(shù)值分布于4-6之間，而對于對外開放度、融資能力、政府干預(yù)度較低的省份，其門檻值分布于7-10之間。這說明利用外資、緩解融資約束、增加政府補貼支出均能降低環(huán)境規(guī)制的負面影響。

五、作用機制分析

前文分別考察了環(huán)境規(guī)制對實質(zhì)性創(chuàng)新效率和策略性創(chuàng)新效率的影響，并從多個方面對研究結(jié)論的穩(wěn)健性給予了檢驗。那么，環(huán)境規(guī)制是通過哪些渠道影響地區(qū)創(chuàng)新效率的，需要從作用機制方面進一步考察環(huán)境規(guī)制對地區(qū)創(chuàng)新效率的影響。

從理論上來看，環(huán)境規(guī)制會通過增加“遵循成本”擠占創(chuàng)新投入資金，產(chǎn)生“資金擠占效應(yīng)”。當出現(xiàn)資金壓力時，資本將流向更有效率的領(lǐng)域，產(chǎn)生“配置優(yōu)化效應(yīng)”。此外，為了緩解高漲的“遵循成本”帶來的負面影響，將倒逼企業(yè)創(chuàng)新管理方式、革新生產(chǎn)工藝，產(chǎn)生“管理創(chuàng)新效應(yīng)”和“技術(shù)進步效應(yīng)”。其中，“資金擠占效應(yīng)”會抑制地區(qū)的創(chuàng)新效率，而“配置優(yōu)化效應(yīng)”、“管理創(chuàng)新效應(yīng)”和“技術(shù)進步效應(yīng)”會促進地區(qū)創(chuàng)新效率的提升?；诖?，本文將創(chuàng)新投入強度、資本市場扭曲度、管理能力和技術(shù)進步四個指標作為中介變量，分別通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型和引入交乘項兩種方法進一步驗證環(huán)境規(guī)制影響我國地區(qū)創(chuàng)新效率的傳導(dǎo)機制。

（一）逐步回歸分析法結(jié)果分析

為了檢驗創(chuàng)新投入強度和技術(shù)進步的中介效應(yīng)，需要建立聯(lián)立的回歸模型，如式（15）-（17）所示：

tej，t=c·co2j，t+β1·co2_sqj，t+β2·∑Xj，t+εj，t（15）

Mj，t=a·co2j，t+β1·co2_sqj，t+β2·∑Xj，t+μj，t（16）

tej，t=c′·co2j，t+b·Mj，t+β1·co2_sqj，t+β2·∑Xj，t+γj，t（17）

其中，Mj，t 為中介指標，包括創(chuàng)新投入強度、資本市場扭曲度、管理能力和技術(shù)進步。（1）創(chuàng)新投入強度（trqd）用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占技術(shù)市場成交額的比重表示。（2）資本市場扭曲度（dist）借鑒白俊紅和卞元超（2016）的方法，用資本邊際產(chǎn)出與一年期貸款利率的比值表示。按照要素市場扭曲度的含義解釋，其值越接近于1，代表扭曲程度越低，因此，我們將白俊紅和卞元超（2016）[28]中的公式稍作改動為：dist=abs（abs（distk）-1），其中，distk 為實際測算出的資本市場扭曲度，dist 為其偏離1的程度，該值越小，代表資本配置越合理。（3）管理能力（manage）用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值與管理費用支出的比值表示。由于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值缺少2016年的數(shù)據(jù)，因此，我們用主營業(yè)務(wù)收入加期末庫存再減去期初庫存來代替。（4）技術(shù)進步（techch）用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法分解而得。其余變量的解釋與上文各模型中一致。公式中系數(shù)c用于識別環(huán)境規(guī)制強度對地區(qū)創(chuàng)新效率的凈效應(yīng);公式中系數(shù)a用于識別環(huán)境規(guī)制強度對兩個中介指標的影響;公式中系數(shù)b用于分離兩個中介指標對地區(qū)創(chuàng)新效率的影響，系數(shù)a與b的乘積即為中介效應(yīng)，用以識別環(huán)境規(guī)制強度影響地區(qū)創(chuàng)新效率的傳導(dǎo)機制，系數(shù) c′ 為剔除中介效應(yīng)后，環(huán)境規(guī)制強度對地區(qū)創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)或剩余效應(yīng)。具體的檢驗結(jié)果見表9。

根據(jù)表9中第1、2列可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對研發(fā)投入強度、實質(zhì)性創(chuàng)新效率的影響均呈U型非線性關(guān)系，根據(jù)計算其轉(zhuǎn)折點的臨界值分別為5.65、5.66，非常接近，可以理解為在環(huán)境規(guī)制強度較低時，創(chuàng)新投入的減少會抑制實質(zhì)性創(chuàng)新效率，而當環(huán)境規(guī)制強度超過5.65或5.66這一臨界值時，又會通過創(chuàng)新投入的增加促進實質(zhì)性創(chuàng)新效率，根據(jù)Sobel檢驗計算出中介效應(yīng)為0.0034。如表9中第3、4列所示，環(huán)境規(guī)制促進了技術(shù)進步，技術(shù)進步能夠在環(huán)境規(guī)制強度較低時緩解其對實質(zhì)性創(chuàng)新效率的抑制作用，根據(jù)計算約有86.36%的觀測點處于環(huán)境規(guī)制抑制實質(zhì)性創(chuàng)新效率的階段，因此，技術(shù)進步緩解對實質(zhì)性創(chuàng)新效率抑制作用的中介效應(yīng)為-0.0017。如表第5、6列所示，環(huán)境規(guī)制降低了資本市場的扭曲度，資本要素的配置趨于合理，說明資源的優(yōu)化再配置也能夠在環(huán)境規(guī)制強度較低時緩解其對實質(zhì)性創(chuàng)新效率的抑制作用，根據(jù)計算約有96.67%的觀測點處于環(huán)境規(guī)制抑制實質(zhì)性創(chuàng)新效率的階段，因此，資源的優(yōu)化再配置緩解對實質(zhì)性創(chuàng)新效率抑制作用的中介效應(yīng)為-0.0017。根據(jù)表9中7-12列所示，環(huán)境規(guī)制對策略性創(chuàng)新效率的影響與對實質(zhì)性創(chuàng)新效率的影響是一致的，創(chuàng)新投入強度、技術(shù)進步、資本市場扭曲度的中介效應(yīng)分別為0.0023、-0.0009、-0.0010，此處不再贅述。此外，管理能力的中介效應(yīng)沒有通過Sobel檢驗，可能是因為企業(yè)管理能力的提升是一個自上而下的復(fù)雜體系，環(huán)境規(guī)制政策難以在短時間內(nèi)產(chǎn)生較為明顯的促進作用。

（二）交乘項系數(shù)檢驗法結(jié)果分析

進一步地，分別在模型1中依次加入創(chuàng)新投入強度、技術(shù)進步、資本市場扭曲度及其與環(huán)境規(guī)制的交乘項，利用交乘項系數(shù)檢驗法再次識別環(huán)境規(guī)制影響地區(qū)創(chuàng)新效率的中介效應(yīng)，表10匯報了實證結(jié)果。

根據(jù)表10第1、3列，環(huán)境規(guī)制抑制了實質(zhì)性創(chuàng)新效率的提升，而環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新投入強度、技術(shù)進步交乘項的估計系數(shù)均顯著為正，說明創(chuàng)新投入的減少會增強環(huán)境規(guī)制對實質(zhì)性創(chuàng)新效率的抑制作用，技術(shù)進步能夠緩解緩解環(huán)境規(guī)制對實質(zhì)性創(chuàng)新的抑制作用。根據(jù)表10第2、4、6列，環(huán)境規(guī)制與策略性創(chuàng)新效率之間呈現(xiàn)U型非線性關(guān)系，環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新投入強度、技術(shù)進步、資本市場扭曲度的交乘項系數(shù)分別為顯著為正、不顯著、顯著為負，說明增加創(chuàng)新投入、減少要素扭曲度能夠緩解環(huán)境規(guī)制政策影響策略性創(chuàng)新效率的負效應(yīng)、增強環(huán)境規(guī)制政策的正效應(yīng)，而技術(shù)進步的中介作用不顯著。由于在模型中加入管理能力與環(huán)境規(guī)制的交乘項之后，核心解釋變量與該交乘項的估計系數(shù)均不顯著，故此處不再匯報其結(jié)果。

通過逐步回歸分析和交乘項系數(shù)檢驗兩種方法對環(huán)境規(guī)制影響地區(qū)創(chuàng)新效率作用機制的檢驗可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制政策會擠占創(chuàng)新投入資金、促進技術(shù)進步、降低資本市場的扭曲度，并通過這三種途徑影響地區(qū)的創(chuàng)新效率。

六、進一步分析

根據(jù)上文的分析，一定強度的環(huán)境規(guī)制政策不僅能夠控制污染排放量，還能夠提升當?shù)氐膭?chuàng)新效率。但是，環(huán)境規(guī)制強度較高也可能會引起污染企業(yè)向環(huán)境成本較低的臨近省份轉(zhuǎn)移[29-30]，從而引發(fā)不同程度的跨界污染[31-32]，違背了制定環(huán)境規(guī)制政策的原有初衷。那么，本地環(huán)境規(guī)制政策的實施是否會影響鄰省的環(huán)境狀況，導(dǎo)致“污染天堂”的產(chǎn)生？又是否會對鄰省的創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響？需要我們進一步構(gòu)建如下空間杜賓模型進行驗證：

te_szjt=α+β0co2jt+β1co2_sqjt+β2∑Xjt+γ0wco2jt+γ1wco2_sqjt+γ2w∑Xjt+εjt （18）

te_cljt=α+β0co2jt+β1co2_sqjt+β2∑Xjt+γ0wco2jt+γ1wco2_sqjt+γ2w∑Xjt+εjt （19）

其中，w 為地理距離空間權(quán)重矩陣。其余變量均與模型4和模型5相同。表11匯報了空間計量分析結(jié)果。根據(jù)表11可以發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境規(guī)制對當?shù)氐膶嵸|(zhì)性創(chuàng)新效率和策略性創(chuàng)新效率均表現(xiàn)出先抑制后促進的U型非線性關(guān)系，進一步驗證了上文的基本結(jié)論。（2）環(huán)境規(guī)制對相鄰省份實質(zhì)性創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)倒U型的非線性關(guān)系，即本地環(huán)境規(guī)制強度的過高會引起當?shù)匚廴酒髽I(yè)向環(huán)境規(guī)制強度較低的鄰邊省份轉(zhuǎn)移，由于成本的降低將緩解研發(fā)投入的資金壓力，從而促進鄰邊省份的實質(zhì)性創(chuàng)新效率。但從長期看，隨著鄰邊省份環(huán)境規(guī)制強度的增加，當?shù)氐奈廴酒髽I(yè)可能繼續(xù)轉(zhuǎn)移，將出現(xiàn)“逐底競爭”的現(xiàn)象。（3）環(huán)境規(guī)制對鄰邊省份策略性創(chuàng)新效率不存在空間聯(lián)動效應(yīng)。這可能是由于環(huán)境規(guī)制給當?shù)仄髽I(yè)所帶來的是長期的影響，僅僅依靠向鄰邊省份轉(zhuǎn)移不能解決長期的成本壓力，要想突破資源和環(huán)境瓶頸，必須進行有針對性、高質(zhì)量的創(chuàng)新，而不是簡單追求創(chuàng)新的數(shù)量和速度。

七、結(jié)論與政策建議

本文以2006-2016年30個省份和直轄市為研究對象，將2011年的《關(guān)于開展碳排放權(quán)交易試點工作的通知》作為一項準自然實驗，通過DID方法構(gòu)建環(huán)境規(guī)制指標的工具變量，在充分考慮內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上分析環(huán)境規(guī)制對地區(qū)創(chuàng)新效率的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境規(guī)制與實質(zhì)性創(chuàng)新效率、策略性創(chuàng)新效率之間均呈現(xiàn)U型的非線性關(guān)系，即隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加，環(huán)境規(guī)制對兩種創(chuàng)新效率產(chǎn)生先抑制后促進的作用，經(jīng)過計算分別約有88.79%和90.61%的觀測點處于環(huán)境規(guī)制會抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的階段，其中環(huán)境規(guī)制對實質(zhì)性創(chuàng)新效率的抑制作用更加明顯。在經(jīng)過GPSM檢驗之后結(jié)果依然穩(wěn)健。（2）異質(zhì)性分析的分析結(jié)果表明，東部地區(qū)相較于西部地區(qū)而言，其環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生轉(zhuǎn)折作用的門檻值更高。此外，提升人力資本水平、提高對外開放度、增強融資能力、加強政府干預(yù)能夠緩解環(huán)境規(guī)制的負面影響。（3）作用機制分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入強度、資本要素配置優(yōu)化、技術(shù)進步是環(huán)境規(guī)制影響地區(qū)創(chuàng)新效率的主要途徑。其中，環(huán)境規(guī)制通過“資金擠占效應(yīng)”抑制地區(qū)創(chuàng)新效率的提升，而通過“配置優(yōu)化效應(yīng)”和“技術(shù)進步效應(yīng)”促進地區(qū)創(chuàng)新效率的提升。（4）進一步地分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制不僅對當?shù)氐膶嵸|(zhì)性創(chuàng)新效率產(chǎn)生先抑制后促進的影響，還對鄰近省份的實質(zhì)性創(chuàng)新效率產(chǎn)生先促進后抑制的聯(lián)動效應(yīng)。說明當?shù)仄髽I(yè)可能會因為高強度的環(huán)境規(guī)制選擇向較低環(huán)境規(guī)制強度的鄰近省份轉(zhuǎn)移。

在當前中國面臨環(huán)境保護和經(jīng)濟增長的雙重壓力下，提升創(chuàng)新效率、實現(xiàn)轉(zhuǎn)型發(fā)展無疑是一個很好的選擇。但在制定和實施環(huán)境規(guī)制政策時要充分考慮不同地理位置、不同地區(qū)特征省份的特殊情況，進行差異化引導(dǎo)。根據(jù)本文結(jié)論：第一，在東部地區(qū)給予更高的環(huán)境規(guī)制強度的同時給予相應(yīng)的政策激勵，倒逼當?shù)仄髽I(yè)加強技術(shù)創(chuàng)新，從而實現(xiàn)轉(zhuǎn)型發(fā)展。第二，重視人力資本的培育、增強政府補貼支出、完善當?shù)厝谫Y環(huán)境、積極利用外資的先進技術(shù)將有利于緩解環(huán)境規(guī)制的負面影響。第三，為了防止高環(huán)境規(guī)制強度省份的污染企業(yè)鄰近轉(zhuǎn)移，應(yīng)提高該類企業(yè)的轉(zhuǎn)移成本，同時加強經(jīng)濟帶、城市圈之間的協(xié)同發(fā)展，充分發(fā)揮經(jīng)濟帶、城市圈地區(qū)環(huán)境規(guī)制的聯(lián)動作用。第四，以高質(zhì)量創(chuàng)新為導(dǎo)向，增加政府對實質(zhì)性創(chuàng)新成果的支持與鼓勵，從而加快實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。

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Environmental Regulation and Regional Innovation Efficiency：Quasi-natural

Experimental Evidence based on Carbon Emission Trading Pilot

YANG Lu-xin1，2，LIU Yu-cheng3，4

（1.Department of International Trade and Economics， Hongshan College， Nanjing University of

Finance and Economics， Nanjing 210003，China;2. Institute of International Economics， University of

International Business and Economics， Beijing 100029，China;3. School of Management Engineering，

Capital University of Economics and Trade， Beijing 100070，China;4. National Economic Management

Experimental Center of Nanjing University of Finance and Economics， Nanjing 210023， China）

Abstract：This paper took the “Notice on Piloting Carbon Emissions Trading” issued by the National Development and Reform Commission in 2011 as a quasi-natural experiment. Based on the method of instrumental variables， the paper more scientifically verified the relationship between environmental regulation and regional innovation efficiency. Research found that there is a U-shaped nonlinear relationship between environmental regulation and substantive innovation efficiency， environmental regulation and strategic innovation efficiency. And about 88.79% and 90.61% of the observation points are in the stage of environmental regulation will inhibit the regional innovation efficiency.The results of the heterogeneity analysis show that the threshold of environmental regulation intensity in the developed eastern regions is relatively high. Improving the level of human capital， improving the degree of openness， enhancing financing capacity， and strengthening government intervention can alleviate the negative impact of environmental regulation. The analysis of the mechanism of action found that the intensity of innovation investment， optimization of capital factor allocation， and technological progress are the main ways for environmental regulation to influence innovation efficiency in regions. In addition， environmental regulation not only has the effect of first suppressing and promoting the local substantive innovation efficiency， but also has the synergistic effect of promoting and suppressing the substantial innovation efficiency of neighboring provinces，reflecting the influence of regional environmental? regulation intensity difference.

Key words：environmental regulation;substantial innovation efficiency;strategic innovation efficiency;difference in differences

（責任編輯：李江）

收稿日期：2020-07-07

作者簡介：楊露鑫（1986-），女，天津人，南京財經(jīng)大學紅山學院國際經(jīng)貿(mào)系講師，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟研究院博士研究生，研究方向：對外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展;劉玉成（1980-），本文通訊作者，男，江蘇鎮(zhèn)江人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學管理工程學院博士研究生，南京財經(jīng)大學國家級經(jīng)管實驗中心講師，研究方向：管理科學與信息技術(shù)。

基金項目：江蘇高校哲學社會科學研究項目，項目編號：2017SJB2122。