環(huán)境約束下中國工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向識(shí)別及影響因素

黃慶華，潘 婷，胡江峰

（西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715）

長(zhǎng)期以來，工業(yè)部門的發(fā)展推動(dòng)了中國經(jīng)濟(jì)超高速增長(zhǎng)。尤其是在1978—2019年，中國工業(yè)增加值從1 633 億元增長(zhǎng)至317 109億元，增長(zhǎng)了近194倍。然而，粗放型工業(yè)發(fā)展方式也直接導(dǎo)致污染加重、能源消耗過大，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可持續(xù)。根據(jù)陳詩一［1］的估算，改革開放期間工業(yè)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率只有40.1%，但工業(yè)能耗和CO2排放占比卻高達(dá)67.9%和83.1%。環(huán)境承載力逐漸趨近最大閾值，被動(dòng)等待庫茲涅茨拐點(diǎn)來臨已不可行［2］，亟須轉(zhuǎn)變發(fā)展方式。一般認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步使得生產(chǎn)前沿面“外擴(kuò)”來推動(dòng)綠色技術(shù)規(guī)模擴(kuò)張［3］，是化解環(huán)境質(zhì)量改善與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“兩難”問題的關(guān)鍵因素［4］。然而，現(xiàn)有技術(shù)改進(jìn)以經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出最大化為主要目標(biāo)，忽視了對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也會(huì)增加能源消耗［5］。部分地區(qū)通過引進(jìn)外資實(shí)現(xiàn)技術(shù)水平提升，但也變成了“污染天堂”［6］，尤其是在技術(shù)引入初期，利益驅(qū)使人們偏向于發(fā)展生產(chǎn)型技術(shù)，導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境惡化［7］。部分學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了解釋，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步并非中性，而是有偏的，那些有助于節(jié)能減排的技術(shù)進(jìn)步才是化解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和節(jié)能減排“兩難”問題的突破口［8］。因此，該研究所要回答的問題是：在環(huán)境約束日益趨緊的背景下，中國工業(yè)技術(shù)進(jìn)步的要素偏向和趨勢(shì)特征如何？受到哪些關(guān)鍵因素的影響？解答這些問題可以深化對(duì)不同環(huán)境約束下技術(shù)進(jìn)步方向的認(rèn)識(shí)，為國家制定有益于工業(yè)轉(zhuǎn)向綠色增長(zhǎng)和技術(shù)進(jìn)步的支持政策提供啟示。

1 文獻(xiàn)綜述

有偏技術(shù)進(jìn)步作為引領(lǐng)中國經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的關(guān)鍵，其測(cè)度和識(shí)別方法主要分為參數(shù)方法和非參數(shù)方法。一般來說，參數(shù)方法具有較好的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)，可通過設(shè)定特殊的生產(chǎn)函數(shù)形式估算全要素生產(chǎn)率和有偏技術(shù)進(jìn)步。錢娟［9］通過CES函數(shù)構(gòu)建技術(shù)進(jìn)步偏向的理論模型，研究表明1995—2015年的工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向總體上表現(xiàn)為勞動(dòng)節(jié)約，資本、能源使用。白繼山等［10］在要素增強(qiáng)型CES生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個(gè)Kmenta分析框架，指出中國大多數(shù)省份的工業(yè)技術(shù)進(jìn)步已由資本偏向轉(zhuǎn)為勞動(dòng)偏向，少部分省份始終以勞動(dòng)偏向?yàn)橹?。韓國高等［11］運(yùn)用超越對(duì)數(shù)函數(shù)測(cè)算發(fā)現(xiàn)，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向于資本使用。李小平等［12］基于標(biāo)準(zhǔn)化CES 函數(shù)的研究也得出了相同的結(jié)論，同時(shí)還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)工業(yè)資本偏向性技術(shù)進(jìn)步趨于弱化。此外，還有學(xué)者構(gòu)建出基于超越對(duì)數(shù)函數(shù)與Kalman［13］的聯(lián)合模型，指出工業(yè)技術(shù)進(jìn)步總體偏向于密集使用能源［14］。相對(duì)而言，非參數(shù)方法的特點(diǎn)是無須設(shè)定具體的函數(shù)形式。Caves 等［15］最早把DEA 方法與Malmquist 指數(shù)聯(lián)系起來，形成了一種有效的計(jì)算生產(chǎn)率的方法。楊翔等［8］利用DEA 方法發(fā)現(xiàn)，工業(yè)總體表現(xiàn)為更多地使用資本和能源要素。王班班等［16］的研究表明，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向于節(jié)約能源要素。具體地，從勞動(dòng)和能源對(duì)比來看，多數(shù)行業(yè)表現(xiàn)為更多地使用勞動(dòng)要素；但從資本、中間品和能源對(duì)比來看，則更加偏向于使用前兩種要素。

自Porter等［17］創(chuàng)造性地提出“波特假說”以來，即合理的環(huán)境約束能夠促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，并借助由技術(shù)進(jìn)步帶來的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)彌補(bǔ)遵循成本，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)降低污染排放和提升核心競(jìng)爭(zhēng)力的雙重目標(biāo)，有關(guān)“波特假說”的實(shí)證研究便開始大量涌現(xiàn)。Lee 等［18］、Hamamoto［19］等認(rèn)為，環(huán)境約束能夠顯著提升專利申請(qǐng)量和研發(fā)投入，支持了波特假說的存在。然而，也有學(xué)者認(rèn)為波特假說實(shí)際并不存在。尤其是在總投資額不變的情況下，企業(yè)迫于環(huán)境約束的壓力必須加大減少污染排放資金的投入，必然會(huì)產(chǎn)生企業(yè)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的擠出效應(yīng)［20］。對(duì)于以上兩種截然不同的觀點(diǎn)，學(xué)術(shù)界主要從技術(shù)進(jìn)步類型和環(huán)境約束強(qiáng)度兩個(gè)方面給予解釋。部分學(xué)者將技術(shù)進(jìn)步區(qū)分為清潔型和非清潔型兩類［21］，發(fā)現(xiàn)嚴(yán)格的環(huán)境約束能夠誘導(dǎo)企業(yè)從非清潔型技術(shù)進(jìn)步轉(zhuǎn)向清潔型技術(shù)進(jìn)步。也就是說，環(huán)境約束對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有偏向性誘導(dǎo)作用。此外，越來越多的研究也表明，環(huán)境約束強(qiáng)度對(duì)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步［22］、治污技術(shù)進(jìn)步［23］的影響軌跡呈“U”型，也有學(xué)者認(rèn)為環(huán)境約束強(qiáng)度能夠?qū)煞N技術(shù)進(jìn)步帶來“∽”型影響軌跡［24］。

除了環(huán)境約束以外，有關(guān)有偏技術(shù)進(jìn)步受到其他哪些因素影響的研究也值得關(guān)注和探討。鄭江淮等［25］考察了技術(shù)差距對(duì)工業(yè)有偏技術(shù)進(jìn)步的影響，指出技術(shù)差距的縮小對(duì)勞動(dòng)偏向性技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用；羅知等［26］驗(yàn)證了國際貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步及其偏向的影響，認(rèn)為國際貿(mào)易能夠通過要素價(jià)格扭曲來影響技術(shù)進(jìn)步方向，是導(dǎo)致資本偏向性技術(shù)進(jìn)步的主要因素［27］；潘文卿等［28］從技術(shù)擴(kuò)散的角度考察有偏技術(shù)進(jìn)步，認(rèn)為北京、上海和廣州的技術(shù)進(jìn)步方向?qū)χ袊渌鞘械募夹g(shù)進(jìn)步及其偏向具有重要影響；徐瑩瑩等［29］探討了要素價(jià)格扭曲對(duì)有偏技術(shù)進(jìn)步的影響，發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)和技術(shù)引進(jìn)是要素價(jià)格抑制技術(shù)進(jìn)步偏向于資本的重要途徑。除了上述因素以外，潘士遠(yuǎn)［30］發(fā)現(xiàn)，優(yōu)化勞動(dòng)力稟賦結(jié)構(gòu)能夠改變技術(shù)進(jìn)步偏向性；Fellner［31］的研究表明，勞動(dòng)力工資的增長(zhǎng)是促進(jìn)勞動(dòng)偏向性技術(shù)進(jìn)步的重要因素；王林輝等［32］認(rèn)為，環(huán)境政策對(duì)技術(shù)進(jìn)步及其偏向產(chǎn)生了重要影響。

綜上，目前有偏技術(shù)進(jìn)步研究較為豐富，為該研究奠定了一定的理論基礎(chǔ)。但也不難發(fā)現(xiàn)，在有偏技術(shù)進(jìn)步的測(cè)算方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用CES 生產(chǎn)函數(shù)測(cè)度有偏技術(shù)進(jìn)步［33-34］，而該方法對(duì)模型的要求比較嚴(yán)格，對(duì)非期望產(chǎn)出的處理存在一定困難，且對(duì)生產(chǎn)函數(shù)的主觀設(shè)定一定程度上影響了評(píng)估結(jié)果的客觀性。在環(huán)境約束與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的研究方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要將環(huán)境約束作為外生變量，考察環(huán)境約束與技術(shù)進(jìn)步之間的均值回歸關(guān)系，尚未研究不同環(huán)境約束下的技術(shù)進(jìn)步偏向問題。在有偏技術(shù)進(jìn)步的影響因素方面，已有部分學(xué)者從環(huán)境規(guī)制、FDI 和國際貿(mào)易等角度進(jìn)行研究，但尚未將污染治理力度納入有偏技術(shù)進(jìn)步的識(shí)別框架。針對(duì)以上不足，該研究擬從三方面有所突破：第一，將勞動(dòng)、資本和能源要素納入有偏技術(shù)進(jìn)步的考察范圍，運(yùn)用非徑向、非導(dǎo)向的DEA 方法和Malmquist-Luenberger 指數(shù)，測(cè)算和識(shí)別2003—2019年36個(gè)工業(yè)行業(yè)的有偏技術(shù)進(jìn)步［35-36］；第二，區(qū)分環(huán)境約束強(qiáng)度（無環(huán)境約束/弱環(huán)境約束/強(qiáng)環(huán)境約束），探討不同環(huán)境約束強(qiáng)度下的工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向及其演化特征；第三，采用回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制、FDI、研發(fā)投入等因素對(duì)有偏技術(shù)進(jìn)步方向的影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究方法

2.1.1 方向性距離函數(shù)

為了實(shí)現(xiàn)降低污染排放（“壞”產(chǎn)出）和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（“好”產(chǎn)出）的雙重目標(biāo)，該研究采用方向性環(huán)境產(chǎn)出距離函數(shù)，將“預(yù)期”產(chǎn)出和“非預(yù)期”產(chǎn)出納入統(tǒng)一的生產(chǎn)系統(tǒng)。

在產(chǎn)出導(dǎo)向情景下，方向性距離函數(shù)具體表述為：

其中：g(gy，gb)是方向向量。借鑒王兵等［37］對(duì)方向向量的設(shè)定方法，不同環(huán)境約束情形所對(duì)應(yīng)的方向向量如下。

情形1：方向向量是g=(y，0)，表示無環(huán)境約束，不使用方向性距離函數(shù)。

情形2：方向向量是g=(y，0)，表示弱環(huán)境約束下，“預(yù)期”產(chǎn)出提高而“非預(yù)期”產(chǎn)出保持不變。若要通過DEA運(yùn)算方向性距離函數(shù)，還需解出如下線性規(guī)劃。t

情形3：方向向量是g=(y，-b)，表示強(qiáng)環(huán)境約束下，要求同比例提高“預(yù)期”產(chǎn)出而降低“非預(yù)期”產(chǎn)出。同理，該情形所對(duì)應(yīng)的線性規(guī)劃如下。

2.1.2 Malmquist-Luenberger指數(shù)及其分解

該研究根據(jù)Chung 等［38］基于產(chǎn)出導(dǎo)向的Malmquist-Luenberger（ML），t到t+ 1期之間的生產(chǎn)率指數(shù)為：

從中分解出效率變化指數(shù)（EFFCH）和技術(shù)變化指數(shù)（TECH）：

若三個(gè)指數(shù)均大于1，則依次代表生產(chǎn)率增長(zhǎng)、效率提高和技術(shù)進(jìn)步；反之，依次代表生產(chǎn)率下降、效率降低和技術(shù)倒退；若等于1 表示t到t+ 1期不變。需要說明的是，除了基期TECH可能小于1之外，其他時(shí)期TECH均大于或等于1。

根據(jù)Fare 等［39］的做法，從技術(shù)進(jìn)步（TECH）中分解出中性技術(shù)進(jìn)步（MTECH）、投入偏向技術(shù)進(jìn)步（IBTECH）和產(chǎn)出偏向技術(shù)進(jìn)步（OBTECH）：

其中：公式（10）度量了生產(chǎn)前沿面的平移，即中性技術(shù)進(jìn)步；MTECH大于1（小于1），分別代表中性技術(shù)進(jìn)步（退化）。公式（11）度量了技術(shù)進(jìn)步隨著生產(chǎn)過程中投入的生產(chǎn)要素邊際技術(shù)替代率發(fā)生變動(dòng)而變化；IBTECH大于1（小于1），表明全要素生產(chǎn)率在投入偏向技術(shù)進(jìn)步的作用下，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)了增進(jìn)（衰減）。公式（12）體現(xiàn)了多產(chǎn)出條件下，技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)出不同比例的增進(jìn)效應(yīng)；在單一產(chǎn)出的條件下，OBTECH大于1。

2.1.3 技術(shù)進(jìn)步方向識(shí)別方法

為進(jìn)一步識(shí)別投入偏向技術(shù)進(jìn)步究竟偏向于何種投入要素。該研究參照Weber 等［40］的判別方法，通過要素比例在t期和t+ 1 期的變動(dòng)與IBTECH大小所構(gòu)成的組合，來識(shí)別技術(shù)進(jìn)步的要素偏向。

假設(shè)存在投入要素x1和x2，并且投入偏向技術(shù)從t期到t+ 1 期 發(fā) 生 了 變 動(dòng)。當(dāng)IBTECH＞1，(x1/x2)t+1＞(x1/x2)t意味著技術(shù)進(jìn)步方向?yàn)槭褂脁1和節(jié)約x2；(x1/x2)t+1＜(x1/x2)t意味著技術(shù)進(jìn)步方向?yàn)槭褂脁2和節(jié)約x1。當(dāng)IBTECH＜1時(shí)，(x1/x2)t+1＞(x1/x2)t意味著技術(shù)進(jìn)步方向?yàn)槭褂脁2和節(jié)約x1；(x1/x2)t+1＜(x1/x2)t意味著技術(shù)進(jìn)步方向?yàn)槭褂脁1和節(jié)約x2。

2.1.4 模型設(shè)定

為進(jìn)一步探討影響工業(yè)有偏技術(shù)進(jìn)步的因素，該研究分別以不同環(huán)境約束下的偏向性技術(shù)進(jìn)步指數(shù)作為被解釋變量。鑒于楊翔等［8］、余東華等［41］認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制、創(chuàng)新投入、人力資本、國際貿(mào)易和外商直接投資等因素對(duì)偏向性技術(shù)進(jìn)步具有一定影響。因此，該研究在丁黎黎等［42］關(guān)于有偏技術(shù)進(jìn)步的實(shí)證研究基礎(chǔ)上設(shè)置如下模型：

考慮到模型（13）尚未能解釋環(huán)境規(guī)制與不同環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步之間是否存在“U”型關(guān)系，該研究參考董直慶等［43］的做法，進(jìn)一步引入ERi，t的平方項(xiàng)，構(gòu)建如下模型：

2.2 指標(biāo)設(shè)定與說明

2.2.1 投入產(chǎn)出變量

該研究所需的工業(yè)投入和產(chǎn)出變量選取參考已有文獻(xiàn)［20，44-45］。

（1）產(chǎn)出變量。①預(yù)期產(chǎn)出：采納劉傳江等［44］的做法，采用工業(yè)銷售產(chǎn)值（Soutput）作為期望產(chǎn)出的代理變量，并利用1990 年工業(yè)總產(chǎn)值價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。②非預(yù)期產(chǎn)出：對(duì)于該變量的測(cè)算，相關(guān)研究存在較大爭(zhēng)議。因此，參照黃慶華等［20］的研究，采用COD、AND、SO2和煙（粉）塵排放量來表示非預(yù)期產(chǎn)出，目的是使之與工業(yè)環(huán)境污染治理費(fèi)用內(nèi)容更加契合。

（2）投入變量。①勞動(dòng)力投入（Labor）：鑒于難以獲得工業(yè)行業(yè)的勞動(dòng)力工作時(shí)間，以各行業(yè)平均從業(yè)人數(shù)作為衡量指標(biāo)。②資本投入（Capital）：參考孫早等［45］的做法，通過永續(xù)盤存法核算工業(yè)資本存量。③能源投入（Energy）：借鑒黃慶華等［20］的方法，使用工業(yè)各行業(yè)的能源消耗量測(cè)算。

2.2.2 實(shí)證變量

（1）環(huán)境規(guī)制（ER）。關(guān)于環(huán)境規(guī)制的度量，學(xué)者們主要從污染排放密度［46］、治污費(fèi)用與投資［47］、治污設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用［48］、環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)［49］等角度測(cè)算?；跀?shù)據(jù)可得性，并考慮到非預(yù)期產(chǎn)出同時(shí)包含了廢水、廢氣兩類物質(zhì)，采用廢水、廢氣處理設(shè)施費(fèi)用表示環(huán)境規(guī)制。

（2）外商直接投資（FDI）。FDI的增減對(duì)全要素生產(chǎn)率具有重要影響，進(jìn)而作用于有偏技術(shù)進(jìn)步。鑒于從行業(yè)角度對(duì)FDI進(jìn)行分類的研究較少，借鑒Hu等［50］的做法，測(cè)算各行業(yè)就業(yè)人數(shù)中的外商企業(yè)就業(yè)人數(shù)比例、各行業(yè)實(shí)收資本中的外資和港澳臺(tái)資企業(yè)資本比例，并分別作為勞動(dòng)型FDI(FDIl）、資本型FDI(FDIk）的衡量指標(biāo)。

（3）研發(fā)強(qiáng)度(RD)。通常來說，技術(shù)進(jìn)步與研發(fā)支出成正比關(guān)系，將各行業(yè)R&D 經(jīng)費(fèi)支出占營(yíng)業(yè)總收入的比例作為研發(fā)強(qiáng)度的代理變量。

（4）對(duì)外貿(mào)易開放度(Exout)。對(duì)外貿(mào)易可促使資本比率和R&D 投入成本改變，進(jìn)而作用于有偏技術(shù)進(jìn)步［51］。采用工業(yè)行業(yè)出口交貨值占銷售產(chǎn)值比例來表示此變量。

（5）人均資本存量(CONSX)。通過該變量與企業(yè)總產(chǎn)出的關(guān)系判斷，可以識(shí)別是否存在技術(shù)進(jìn)步因素，以固定資產(chǎn)凈值占平均從業(yè)人數(shù)的比例來體現(xiàn)。

（6）能源生產(chǎn)效率(EP)。為了反映各行業(yè)能源利用效率和環(huán)境污染情況，采用各行業(yè)銷售產(chǎn)值占其能源消耗總量的比例來衡量［22］。表1為變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 數(shù)據(jù)來源與處理

以2003—2019 年中國所有工業(yè)行業(yè)作為初始樣本，數(shù)據(jù)主要來自《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，對(duì)初始數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。因數(shù)據(jù)可得性等原因，研究未涉及港澳臺(tái)地區(qū)。

2.3.1 行業(yè)歸并與拆分

由于國家統(tǒng)計(jì)局于2011年對(duì)工業(yè)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)再次進(jìn)行了調(diào)整，針對(duì)2012 年前后部分工業(yè)中分類劃分口徑不一的問題，借鑒黃慶華等［20］的處理辦法，首先，將2003—2011 年的“橡膠制品業(yè)”“塑料制品業(yè)”合并為“橡膠和塑料制品業(yè)”，將2012—2019 年的“開采輔助活動(dòng)”與“石油和天然氣開采業(yè)”歸并為“石油和天然氣開采業(yè)”，“汽車制造業(yè)”“鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)”合并為“交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)”；其次，根據(jù)2012—2019年“金屬制品、機(jī)械和設(shè)備修理業(yè)”各指標(biāo)比例，對(duì)該行業(yè)進(jìn)行拆分后歸并到以金屬為原材料的行業(yè)中。

2.3.2 缺失值處理

針對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，比如2015—2019 年間各行業(yè)的COD、AND、SO2和煙（粉）塵排放量，以及環(huán)境規(guī)制變量數(shù)據(jù)，2017—2019 年間各行業(yè)的R&D 經(jīng)費(fèi)支出和能源消耗總量數(shù)據(jù)，通過線性擬合法進(jìn)行補(bǔ)齊。

3 環(huán)境約束下中國工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向的測(cè)度與識(shí)別

3.1 Malmquist-Luenberger指數(shù)及其分解結(jié)果分析

基于前述方法，分別對(duì)2003—2019年無環(huán)境約束、弱環(huán)境約束和強(qiáng)環(huán)境約束等三種情形下的中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)指數(shù)進(jìn)行了測(cè)度，并對(duì)其來源進(jìn)行了分解。

圖1為2003—2019 年中國工業(yè)在無環(huán)境約束、弱環(huán)境約束和強(qiáng)環(huán)境約束下的Malmquist-Luenberger 指數(shù)及其分解結(jié)果。由圖可知，在不同環(huán)境約束情形下，2003—2019 年中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率在絕大多數(shù)年份均表現(xiàn)出增長(zhǎng)趨勢(shì)。具體而言，2003—2005 年為加速增長(zhǎng)階段。這主要是因?yàn)?，技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步持續(xù)上升共同驅(qū)動(dòng)了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，從而在2005 年推動(dòng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)指數(shù)達(dá)到頂峰。2005—2006 年為衰退階段。在無約束、弱約束情形下，技術(shù)效率大幅度惡化、技術(shù)進(jìn)步速度大幅度下降，共同造成了全要素生產(chǎn)率衰退。在強(qiáng)約束情形下，技術(shù)效率雖有所提升，但技術(shù)進(jìn)步速度明顯下降，由此導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)指數(shù)進(jìn)入負(fù)增長(zhǎng)階段。2006—2019 年為波動(dòng)階段。在這一期間，無約束、強(qiáng)約束情形下的大部分技術(shù)效率指數(shù)趨近于1，其中以無約束情形的表現(xiàn)最為明顯。此外，值得注意的是，無論何種約束，中性技術(shù)進(jìn)步（MTECH）都幾乎與技術(shù)進(jìn)步（TECH）重合，表明中國工業(yè)技術(shù)進(jìn)步由中性技術(shù)進(jìn)步主導(dǎo)，而有偏技術(shù)的貢獻(xiàn)相對(duì)不足。因此，在后續(xù)研究中，該研究?jī)H專注分析有偏技術(shù)進(jìn)步的要素偏向?qū)θ厣a(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

圖1 2003—2019年工業(yè)Malmquist-Luenberger指數(shù)及其來源分解

表2為2003—2019 年工業(yè)分行業(yè)在無環(huán)境約束、弱環(huán)境約束和強(qiáng)環(huán)境約束下的Malmquist-Luenberger指數(shù)及其分解結(jié)果。由表2，不論何種環(huán)境約束下，中國全部工業(yè)行業(yè)的Malmquist-Luenberger 指數(shù)均大于1；就某一具體行業(yè)而言，無環(huán)境約束的ML指數(shù)＞弱環(huán)境約束的ML指數(shù)＞強(qiáng)環(huán)境約束的ML 指數(shù)。值得注意的是，在沒有約束的條件下，中國各工業(yè)行業(yè)的TECH和MTECH差距較大，表明中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的動(dòng)力很大一部分來源于非中性技術(shù)進(jìn)步（有偏技術(shù)進(jìn)步）。然而，在考慮了環(huán)境約束以后，中國工業(yè)行業(yè)的TECH和MTECH差距明顯縮小，這表明環(huán)境約束推動(dòng)中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)動(dòng)力逐漸偏向于中性技術(shù)進(jìn)步。

表2 2003—2019年分行業(yè)工業(yè)Malmquist-Luenberger指數(shù)及其來源分解

3.2 工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向識(shí)別

表3為2003—2019 年工業(yè)技術(shù)進(jìn)步要素偏向的識(shí)別結(jié)果。考慮到篇幅限制，要素偏向測(cè)度結(jié)果略。在整個(gè)考察期內(nèi)，不同約束條件下的要素偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（IBTECH）存在較大差異。在沒有考慮環(huán)境約束的情形下，僅有2011 年、2019 年的要素偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（IBTECH）小于1，其余年份均大于1，表明要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)全要素生產(chǎn)率具有長(zhǎng)期增長(zhǎng)貢獻(xiàn)。然而，將減少污染排放決策納入到統(tǒng)一的生產(chǎn)系統(tǒng)之后，要素偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（IBTECH）小于1的年份增多。也就是說，環(huán)境約束削弱了要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，表明在忽略環(huán)境約束的情況下，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)會(huì)被高估［52］。

表3 2003—2019年工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向

具體而言：①從勞動(dòng)和資本對(duì)比來看：在沒有環(huán)境約束的情形下，總體偏向于勞動(dòng)節(jié)約/資本使用技術(shù)進(jìn)步，工業(yè)“資本化”趨勢(shì)十分明顯；而在考慮環(huán)境約束的情形下，絕大多數(shù)年份表現(xiàn)為勞動(dòng)使用/資本節(jié)約。表明在面對(duì)環(huán)境約束的壓力時(shí)，工業(yè)生產(chǎn)更傾向于通過勞動(dòng)投入替代資本要素。②從勞動(dòng)和能源對(duì)比來看：在無約束情形下，表現(xiàn)為勞動(dòng)使用/能源節(jié)約技術(shù)進(jìn)步的年份占比10/16；在弱約束、強(qiáng)約束情形下，這一占比分別為8/16 和9/16。值得注意的是，在無約束、弱約束情形下，這兩種要素表現(xiàn)出較強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)性，但這種競(jìng)爭(zhēng)趨勢(shì)在強(qiáng)環(huán)境約束的情形下會(huì)被弱化，即在2012—2016 年間表現(xiàn)為勞動(dòng)使用/能源節(jié)約。③從資本和能源對(duì)比來看：在無約束情形下，除了2005、2019 年外，其余年份均呈現(xiàn)出資本使用/能源節(jié)約特征；而在弱約束、強(qiáng)約束情形下，技術(shù)進(jìn)步主要表現(xiàn)為資本節(jié)約/能源使用，僅分別有6個(gè)年份和5個(gè)年份表現(xiàn)為資本使用/能源節(jié)約。

綜上所述，當(dāng)不存在環(huán)境約束時(shí)，資本和能源共同構(gòu)成了助推工業(yè)全要素生產(chǎn)率持續(xù)增長(zhǎng)的要素來源。但隨著環(huán)境污染與破壞對(duì)經(jīng)濟(jì)制約影響的加強(qiáng)，可通過誘致勞動(dòng)使用偏向技術(shù)進(jìn)步減少工業(yè)污染。

表4為2003—2019 分行業(yè)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向識(shí)別結(jié)果，同樣考慮到篇幅限制，要素偏向測(cè)度結(jié)果略。從要素偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)來看，在沒有約束的條件下，除電力熱力行業(yè)小于1 外，其余行業(yè)均大于1，表明有偏技術(shù)進(jìn)步有助于中國大部分工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。在加入環(huán)境因素之后，中國工業(yè)的要素偏向技術(shù)進(jìn)步指數(shù)明顯降低，煤炭開采、石油開采、有色開采和農(nóng)副加工等諸多行業(yè)均出現(xiàn)了小于1的現(xiàn)象。這進(jìn)一步說明，中國工業(yè)的有偏技術(shù)進(jìn)步尚未起到污染減排的作用。從技術(shù)進(jìn)步的要素偏向來看，中國工業(yè)在不同約束條件下的表現(xiàn)不盡相同。

表4 2003—2019年分行業(yè)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向

具體而言：①在勞動(dòng)和資本對(duì)比中：在無約束情形下，僅電力熱力偏向于勞動(dòng)節(jié)約/資本使用，其他行業(yè)均傾向于更多地使用勞動(dòng)、節(jié)約資本；在弱約束情形下，表現(xiàn)為勞動(dòng)節(jié)約/資本使用、勞動(dòng)使用/資本節(jié)約的行業(yè)分別占比9/36、27/36；在強(qiáng)約束情形下，除煤炭開采、石油開采、黑金開采和通信設(shè)備偏向于勞動(dòng)節(jié)約/資本使用外，其余32 個(gè)行業(yè)均為勞動(dòng)使用/資本節(jié)約。②在勞動(dòng)和能源對(duì)比中：在無約束情形下，有14 個(gè)行業(yè)表現(xiàn)為勞動(dòng)使用/能源節(jié)約，其余22 個(gè)行業(yè)均為勞動(dòng)節(jié)約/能源使用；在弱約束情形下，行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的要素偏向情況與無約束情形相同，即勞動(dòng)使用/能源節(jié)約與勞動(dòng)節(jié)約/能源使用的行業(yè)占比分別為14/36、22/36；在強(qiáng)約束情形下，技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為勞動(dòng)使用/能源節(jié)約的占比為13/36。③在資本和能源對(duì)比中：在無約束情形下，除了電力熱力傾向于更多地使用能源外，其余行業(yè)均傾向于資本使用/能源節(jié)約；在弱約束情形下，有9 個(gè)行業(yè)表現(xiàn)為資本節(jié)約/能源使用，其余27 個(gè)行業(yè)均為資本使用/能源節(jié)約；在強(qiáng)約束情形下，除煤炭開采、石油開采、黑金開采和通信設(shè)備偏向于資本節(jié)約/能源使用外，其余行業(yè)均為資本使用/能源節(jié)約。

從技術(shù)進(jìn)步要素偏向排序來看，環(huán)境約束強(qiáng)度對(duì)具體行業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向的影響并不明顯。除在加入環(huán)境約束情形下，石油開采行業(yè)、通信設(shè)備制造行業(yè)表現(xiàn)為資本使用和能源使用（K-E-E），其余大部分行業(yè)主要偏向于同時(shí)使用三種要素（L-E-K）。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 實(shí)證檢驗(yàn)

首先，考慮到利用非平穩(wěn)數(shù)據(jù)直接建?？赡軐?dǎo)致的偽回歸問題，根據(jù)穩(wěn)健性要求，分別對(duì)各變量進(jìn)行了相同單位根LLC 檢驗(yàn)、不同單位根Fisher 檢驗(yàn)。表5 的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著水平上所有面板數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)數(shù)據(jù)，這說明所有變量都是平穩(wěn)的。

表5 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

其次，選取Kao 檢驗(yàn)方法考察面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)表6 可知，各變量在1%顯著性水平下拒絕了協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)，表明各變量之間具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。

表6 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

4.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)修正的Wald 檢驗(yàn)、Wooldridge 檢驗(yàn)和Pesaran 檢驗(yàn)可以看出，模型存在顯著的異方差、序列相關(guān)和截面相關(guān)，而可行廣義最小二乘法（FGLS）估計(jì)方法可以有效克服這些問題。因此，選取FGLS 進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。表7 報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。

由表7可知：①環(huán)境規(guī)制（ER）。環(huán)境規(guī)制變量在無環(huán)境約束、弱環(huán)境約束情形下的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正、平方項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明環(huán)境規(guī)制與無、弱環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步之間存在著顯著的倒“U”型關(guān)系，即隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度由小變大，將對(duì)無、弱環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生“先揚(yáng)后抑”的影響；在強(qiáng)環(huán)境約束情形下，環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)和二次項(xiàng)系數(shù)方向均為正，前者未通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，但也整體說明了環(huán)境規(guī)制對(duì)強(qiáng)環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用。②外商直接投資（FDI）。不論在何種環(huán)境約束情形下，勞動(dòng)型FDI變量、資本型FDI變量的系數(shù)方向始終相反，主要表現(xiàn)為勞動(dòng)型FDI對(duì)弱環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步具有顯著的正向影響，但在無、強(qiáng)環(huán)境約束情形下卻不利于有偏技術(shù)進(jìn)步；資本型FDI在無、強(qiáng)環(huán)境約束情形下顯著推動(dòng)了有偏技術(shù)進(jìn)步，在弱環(huán)境約束情形下表現(xiàn)為對(duì)有偏技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的負(fù)面作用。③研發(fā)強(qiáng)度（RD）。該變量的回歸系數(shù)始終在1%的水平上顯著為正，表明研發(fā)強(qiáng)度對(duì)工業(yè)有偏技術(shù)進(jìn)步始終具有顯著的正向影響，即技術(shù)創(chuàng)新有利于加快工業(yè)有偏技術(shù)進(jìn)步。④對(duì)外貿(mào)易開放度（Exout）。該變量的回歸系數(shù)始終在1%的水平上顯著為負(fù)，表明對(duì)外貿(mào)易始終明顯不利于工業(yè)有偏技術(shù)進(jìn)步，這與Rubashkina 等［53］的研究結(jié)論截然不同。原因可能是該研究的有偏技術(shù)進(jìn)步加入了環(huán)境約束。⑤人均資本存量（CONXS）。該變量的回歸系數(shù)始終在1%的水平上顯著為負(fù)，即人均資本存量在三種環(huán)境約束情形下均表現(xiàn)出顯著負(fù)向作用，表明資本深化阻礙了中國工業(yè)有偏技術(shù)進(jìn)步。⑥能源生產(chǎn)效率（EP）。在未考慮環(huán)境因素時(shí)，能源生產(chǎn)效率對(duì)有偏技術(shù)進(jìn)步具有負(fù)向影響，但并不顯著；加入環(huán)境約束以后，能源生產(chǎn)效率由原先的負(fù)向影響轉(zhuǎn)為正向影響，且在強(qiáng)環(huán)境約束情形下顯著推動(dòng)了有偏技術(shù)進(jìn)步。說明在面臨環(huán)境約束時(shí)，能源生產(chǎn)效率也是推動(dòng)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步的動(dòng)力。

表7 模型回歸結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證上述研究結(jié)論的正確性，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。①穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：由于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)需要一定的時(shí)間才能作用于有偏技術(shù)進(jìn)步，因此該研究考察研發(fā)強(qiáng)度滯后一期的影響效應(yīng)。②穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：考慮到異常值和非隨機(jī)性可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果的科學(xué)性產(chǎn)生影響，該研究縮尾處理了偏向性技術(shù)進(jìn)步指數(shù)1%分位兩端的樣本數(shù)據(jù)。③穩(wěn)健性檢驗(yàn)3：鑒于樣本時(shí)間因素在一定程度上會(huì)造成統(tǒng)計(jì)結(jié)果出現(xiàn)較大的差異，該研究剔除了首尾時(shí)間樣本數(shù)據(jù)。前述各種方法得到的穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果如表8中模型（7）—模型（15）所示。不同環(huán)境約束條件下，各變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果和顯著性與前文基本相同，回歸結(jié)果尚未發(fā)生太大變化，均驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果是可靠的。

表8 各種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

5 研究結(jié)論與政策啟示

為檢驗(yàn)環(huán)境約束對(duì)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向的影響，該研究采用非參數(shù)方法測(cè)度、識(shí)別和比較了2003—2019 年無環(huán)境約束、弱環(huán)境約束和強(qiáng)環(huán)境約束等三種情形下中國工業(yè)行業(yè)有偏技術(shù)進(jìn)步方向，研究結(jié)論可歸結(jié)如下。

（1）忽略環(huán)境約束會(huì)高估全要素生產(chǎn)率指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。與無環(huán)境約束情形相比，弱環(huán)境約束與強(qiáng)環(huán)境約束情形下的全要素生產(chǎn)率指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)明顯較低。根據(jù)Kumar［54］的觀點(diǎn)，這主要是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的技術(shù)不環(huán)保導(dǎo)致的。當(dāng)不考慮環(huán)境因素時(shí)，即在無環(huán)境約束情形下，社會(huì)對(duì)技術(shù)進(jìn)步所產(chǎn)生污染排放的包容度相對(duì)較高，技術(shù)進(jìn)步一般體現(xiàn)為產(chǎn)出水平提高和污染增加，此時(shí)的技術(shù)進(jìn)步往往會(huì)增長(zhǎng)生產(chǎn)污染排放，不具備綠色環(huán)保特點(diǎn)。因此在考慮到環(huán)境約束的情況下，技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)就會(huì)相對(duì)較低。當(dāng)加入環(huán)境約束之后，由于“遵循成本”效應(yīng)，短期內(nèi)勢(shì)必會(huì)加重企業(yè)的環(huán)保負(fù)擔(dān)，抑制企業(yè)生產(chǎn)率和盈利能力，從而不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［20］。此外，盡管如“波特假說”所言，環(huán)境規(guī)制改變企業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向來提高生產(chǎn)率［17］，但“波特假說”的實(shí)現(xiàn)一個(gè)緩慢且長(zhǎng)期的過程［20］。

（2）環(huán)境約束影響了技術(shù)進(jìn)步方向。當(dāng)不存在環(huán)境約束時(shí)，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向主要表現(xiàn)為勞動(dòng)節(jié)約/資本使用、勞動(dòng)節(jié)約/能源使用和資本使用/能源節(jié)約，表明工業(yè)部門更傾向于采用資本和能源替代勞動(dòng)投入；而一旦加入環(huán)境約束之后，技術(shù)進(jìn)步方向主要表現(xiàn)為勞動(dòng)使用/資本節(jié)約、勞動(dòng)節(jié)約/能源使用和資本節(jié)約/能源使用。由此表明，隨著環(huán)境約束加強(qiáng)，相對(duì)于資本和能源而言，工業(yè)部門更傾向于采用能源和勞動(dòng)替代相對(duì)稀缺的資本。

（3）環(huán)境規(guī)制與無、弱環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步之間存在著顯著的倒“U”型關(guān)系，對(duì)強(qiáng)環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用。勞動(dòng)型FDI阻礙了無、強(qiáng)環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步，對(duì)弱環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步具有顯著正向影響；資本型FDI顯著推動(dòng)了無、強(qiáng)環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步，但明顯不利于弱環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步。研發(fā)強(qiáng)度的提升有利于有偏技術(shù)進(jìn)步，而貿(mào)易開放和資本深化則阻礙了有偏技術(shù)進(jìn)步。能源生產(chǎn)效率抑制了無環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步，但促進(jìn)了弱、強(qiáng)環(huán)境約束的有偏技術(shù)進(jìn)步。

基于上述結(jié)論，該研究的政策啟示可歸結(jié)為以下三點(diǎn)：①提高對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的補(bǔ)貼水平?？紤]到環(huán)境約束下的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)較低，以及綠色技術(shù)創(chuàng)新的高風(fēng)險(xiǎn)性和“準(zhǔn)公共品”性質(zhì)，政府應(yīng)充分發(fā)揮創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)工業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)作用，一方面要增強(qiáng)對(duì)不同創(chuàng)新階段的扶持力度來減少創(chuàng)新不確定性；另一方面為綠色產(chǎn)品減稅降費(fèi)以支持綠色技術(shù)擴(kuò)散。②完善和豐富環(huán)境約束工具。根據(jù)Porter等［17］的觀點(diǎn)，只有合理的環(huán)境約束政策才能夠誘導(dǎo)企業(yè)轉(zhuǎn)向綠色技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)力提升和環(huán)境質(zhì)量改善的“雙贏”。根據(jù)現(xiàn)有研究對(duì)環(huán)境約束的分類，大致可分為傳統(tǒng)的命令-控制性環(huán)境約束工具（如排污費(fèi)）和市場(chǎng)性環(huán)境約束工具（如碳排放交易制度）。通常來說，市場(chǎng)化環(huán)境約束工具能夠?yàn)槠髽I(yè)節(jié)能減排提供更大的靈活性，因而比命令-控制性環(huán)境約束工具更利于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。因此，未來一段時(shí)間內(nèi)應(yīng)加快構(gòu)建污染排放市場(chǎng)的探索，通過市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)污染減排。③實(shí)施階段性環(huán)境規(guī)制政策。有關(guān)部門應(yīng)理解和掌握環(huán)境規(guī)制與不同環(huán)境約束條件下有偏技術(shù)進(jìn)步之間關(guān)系中的非線性規(guī)律，并根據(jù)實(shí)際的環(huán)境約束強(qiáng)度合理革新環(huán)境規(guī)制政策，體現(xiàn)出階段性［55］。尤其是當(dāng)前中國正處于環(huán)境規(guī)制體系全面提升時(shí)期，相關(guān)部門在實(shí)施環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，應(yīng)將提升企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步水平為重點(diǎn)，全面推廣綠色環(huán)保、性能高效工藝的使用，促使綠色技術(shù)進(jìn)步，提升工業(yè)綠色技術(shù)水平［56］。