環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響
——基于面板門檻回歸模型分析

黃萬華，樊艷杰，馮 兵，王夢迪

(武漢工程大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430205)

黨的十九大報(bào)告提出：“要加快生態(tài)文明體制改革，建設(shè)美麗中國”的戰(zhàn)略目標(biāo)，并要求“構(gòu)建市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系”。《關(guān)于加強(qiáng)長江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)綠色發(fā)展的指導(dǎo)意見》提出要貫徹落實(shí)長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的戰(zhàn)略部署，堅(jiān)持生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展，全面實(shí)施《中國制造2025》，扎實(shí)推進(jìn)《工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃(2016-2020)》加快傳統(tǒng)制造業(yè)綠色改造升級，提高清潔生產(chǎn)能力和資源利用效率，引領(lǐng)長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展。長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)量占據(jù)全國醫(yī)藥制造業(yè)數(shù)量的50%以上，企業(yè)分布廣泛，市場規(guī)模龐大，是我國醫(yī)藥制造業(yè)主要聚集地之一。與傳統(tǒng)制造業(yè)相比，醫(yī)藥制造業(yè)科技含量高，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性強(qiáng)，附加值高，在推動國內(nèi)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級中起關(guān)鍵支撐作用?！堕L江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展規(guī)劃綱要》《長江經(jīng)濟(jì)帶創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方案》等都將醫(yī)藥制造業(yè)列為長江經(jīng)濟(jì)帶重點(diǎn)轉(zhuǎn)型發(fā)展的戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)。然而醫(yī)藥制造業(yè)在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，對生態(tài)環(huán)境造成了嚴(yán)重的威脅。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，醫(yī)藥制造業(yè)作為國家環(huán)保重點(diǎn)治理的主要行業(yè)之一，其廢水、廢氣、固體廢棄物排放量約占制造業(yè)總排放量的30%。因此，亟需提升醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率，加快醫(yī)藥制造業(yè)綠色發(fā)展。長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)在進(jìn)行綠色轉(zhuǎn)型升級的同時(shí)，必須充分考慮環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響。因此，有必要研究環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響機(jī)理，為促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色發(fā)展提供參考性政策建議。

1 文獻(xiàn)回顧

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)界從理論和實(shí)證兩個(gè)角度研究企業(yè)或區(qū)域?qū)用姝h(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的較多，從產(chǎn)業(yè)層面展開探討的較少。高葦、成金華[1]以礦業(yè)產(chǎn)業(yè)為研究對象，探討了環(huán)境規(guī)制對礦業(yè)綠色發(fā)展的影響。張峰[2]以全國30個(gè)省市的先進(jìn)制造產(chǎn)業(yè)為樣本分析環(huán)境規(guī)制與先進(jìn)制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的關(guān)系，但鮮有文獻(xiàn)探討環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。提高醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率水平，需要從醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)角度出發(fā)研究環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，設(shè)計(jì)精準(zhǔn)的環(huán)境規(guī)制政策，提高環(huán)境規(guī)制政策效果。環(huán)境規(guī)制下綠色技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的理論主要涉及傳統(tǒng)的新古典理論和波特假說。傳統(tǒng)的新古典理論提出靜態(tài)視角的“遵循成本說”[3]認(rèn)為在企業(yè)資源配置、技術(shù)創(chuàng)新水平和市場需求保持不變的前提下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加強(qiáng)會增加企業(yè)的環(huán)境污染治理成本，導(dǎo)致生產(chǎn)率降低，削弱技術(shù)創(chuàng)新能力。波特假說理論[4]基于創(chuàng)新的動態(tài)視角，認(rèn)為適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制會刺激企業(yè)增加創(chuàng)新投資回報(bào)來降低污染治理成本，實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長的雙贏。

實(shí)證研究方面，在構(gòu)建綠色技術(shù)創(chuàng)新效率指標(biāo)時(shí)，學(xué)者們已默認(rèn)將資源與環(huán)境納入到投入產(chǎn)出指標(biāo)，即將能源消耗作為資源投入，環(huán)境污染物排放量作為非期望產(chǎn)出，測算方法有基于參數(shù)的隨機(jī)前沿方法和基于非參數(shù)的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法兩種。兩種方法近年來被學(xué)者們廣泛應(yīng)用，模型構(gòu)建也逐漸完善，肖黎明[5]、沈能[6]等利用隨機(jī)前沿函數(shù)構(gòu)建綠色技術(shù)創(chuàng)新效率測度模型；梁圣蓉[7]、鄧峰[8]等分別運(yùn)用DEA模型和基于非期望產(chǎn)出的SBM模型測算綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。關(guān)于環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新兩者的關(guān)系探討，大致形成了三種不同的觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新具有正向促進(jìn)作用。李婉紅等[9]、任優(yōu)生等[10]、陳璇等[11]分別以不同行業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制正向促進(jìn)企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新有抑制作用。Marcus Wagner[12]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制造成企業(yè)成本增加，妨礙了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。張平等[13]等認(rèn)為費(fèi)用型環(huán)境規(guī)制抑制了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響具有非線性關(guān)系。彭文斌等[14]、原毅軍等[15]發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率均呈U型非線性關(guān)系。鄺嫦娥等[16]通過構(gòu)建門檻面板模型發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)V型門檻特征。

綜上所述，學(xué)者們關(guān)于環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的探討較為豐富，為本文的研究奠定了深厚基礎(chǔ)，但仍存在一些不足之處：在綠色技術(shù)創(chuàng)新效率測度的研究方法上，大多是采用隨機(jī)前沿法(SFA)法和基于非徑向角度的傳統(tǒng)DEA模型或SBM模型，而同時(shí)考慮徑向和非徑向的EBM模型方法的研究較少。二是鑒于環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的緊密關(guān)系，已有研究大多基于制造業(yè)、污染密集行業(yè)、工業(yè)等大型行業(yè)樣本進(jìn)行較為籠統(tǒng)的研究分析，鮮有以某一細(xì)分行業(yè)如醫(yī)藥制造業(yè)為對象的研究，容易忽略行業(yè)之間可能存在的異質(zhì)性問題。三是目前很少有文獻(xiàn)對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新展開專門的研究。 因此，本研究選取2010-2017年長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)的省際面板數(shù)據(jù)，采用超效率EBM模型對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行測度分析，并利用門檻計(jì)量模型實(shí)證分析環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，試圖為優(yōu)化環(huán)境規(guī)制政策，促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色發(fā)展提供智力支持。

2 模型構(gòu)建、變量與數(shù)據(jù)說明

2.1 超效率EBM模型

傳統(tǒng)的DEA模型一般以徑向角度來進(jìn)行效率測算，未考慮投入產(chǎn)出間的松弛變量以及非期望產(chǎn)出的弱可處置性，使得效率的測度出現(xiàn)偏差，而SBM模型僅從非徑向角度考慮松弛變量，未考慮徑向角度松弛，因此本文采用Tone等提出的EBM模型，并進(jìn)一步將EBM模型進(jìn)行超效率化對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行測評，超效率EBM模型考慮了決策單元投入產(chǎn)出要素的徑向與非徑向的松弛變動，也增強(qiáng)了決策單元的相對可比性，更使得測算結(jié)果更加準(zhǔn)確，基于非導(dǎo)向的超效率EBM模型的表達(dá)式如下：

(1)

式(1)中，EBM模型超效率值即為線性規(guī)劃最小值，ε是聯(lián)合了非徑向與徑向效率值的關(guān)鍵參數(shù)，取值范圍為[0，1]，θ為徑向規(guī)劃系數(shù)，λ為線性組合系數(shù)，s、w分別為松弛變量和相對權(quán)重。m、n、b為投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的種類數(shù)量。x、y、z分別為投入、產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的對應(yīng)向量。

2.2 門檻回歸模型

本文借鑒Hansen提出的面板門檻回歸模型，將環(huán)境規(guī)制作為門檻變量，構(gòu)建門檻模型估計(jì)和檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響的門檻值和門檻效應(yīng),構(gòu)建模型如式(2)、式(3)所示：

式中，i代表省份，t代表年份，LnERit為門檻變量，LnGTIit為被解釋變量，xit代表與被解釋變量相關(guān)的控制變量，γ代表門檻估計(jì)值，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 指標(biāo)選取

(1)被解釋變量：醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率(GTI)。

在相關(guān)學(xué)者的研究基礎(chǔ)上，基于指標(biāo)建立的科學(xué)性、系統(tǒng)性原則，選用資本投入、勞動投入和資源投入作為效率測算的技術(shù)創(chuàng)新投入指標(biāo)，并結(jié)合醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的內(nèi)涵，分別選取醫(yī)藥制造業(yè)R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出、R&D人員當(dāng)時(shí)全量和能源消耗總量作為資本、勞動和資源投入的二級指標(biāo)；由于醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新需同時(shí)兼顧經(jīng)濟(jì)效益和環(huán)境效益，因此將經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、專利產(chǎn)出作為期望產(chǎn)出指標(biāo)，環(huán)境污染產(chǎn)出作為非期望產(chǎn)出指標(biāo)?？紤]到EBM模型必須滿足決策單元數(shù)量至少是投入產(chǎn)出數(shù)量的兩倍，而本文選取的決策單元數(shù)量少，投入產(chǎn)出指標(biāo)多，不滿足上述條件，因此本文利用熵值法對投入、產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行降維處理，分別將技術(shù)創(chuàng)新投入、環(huán)境污染產(chǎn)出對應(yīng)的6個(gè)三級指標(biāo)降維形成一個(gè)技術(shù)創(chuàng)新投入綜合得分和環(huán)境污染綜合得分，構(gòu)建的醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率指標(biāo)體系如表1所示。

表1 醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率指標(biāo)體系

(2)解釋變量：環(huán)境規(guī)制(ER)。

現(xiàn)有研究對環(huán)境規(guī)制還未形成統(tǒng)一的衡量指標(biāo)，目前對環(huán)境規(guī)制的測量大致分為以下三種：一是用污染治理項(xiàng)目完成投資額或污染治理成本等來測算；二是利用環(huán)境污染物排放量或排放密度等來衡量；三是利用地區(qū)出臺的相關(guān)環(huán)境規(guī)制政策數(shù)量來表示，但以上代理指標(biāo)只從污染治理投入或污染物排放方面反映環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，內(nèi)涵較為單一，難以有效的表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。因此，本文借鑒鄧峰的研究方法，選用環(huán)境污染治理投資額與GDP的比值作為環(huán)境規(guī)制的代理變量。

(3)控制變量：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)。經(jīng)濟(jì)總量的擴(kuò)張會帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，本文選取地區(qū)人均國民生產(chǎn)總值來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，為消除通貨膨脹的影響，采用以2010年為基期用GDP平減指數(shù)將其平減為實(shí)際值。②人力資本(HUM)。高質(zhì)量的人力資本是綠色技術(shù)創(chuàng)新效率勞動投入的重要因素，本文采用醫(yī)藥制造業(yè)R&D人員數(shù)與行業(yè)從業(yè)平均人員數(shù)的比值予以衡量。③產(chǎn)業(yè)規(guī)模(SC)。產(chǎn)業(yè)規(guī)模越大，表明科研實(shí)力、科技創(chuàng)新能力越強(qiáng)，本文選用醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)數(shù)目予以衡量。(有相關(guān)文獻(xiàn)研究表示可以永企業(yè)數(shù)目衡量產(chǎn)業(yè)規(guī)模)④外商投資(FDI)。外商投資是影響綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的重要因素，本文采用醫(yī)藥制造業(yè)外商投資額來衡量外商直接投資。⑤技術(shù)創(chuàng)新水平(TEC)。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的投入會影響企業(yè)在環(huán)境規(guī)制方面的投入成本，本文采用醫(yī)藥制造業(yè)R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出衡量技術(shù)創(chuàng)新水平。為了避免異方差和極值對估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響，本文對全部變量取自然對數(shù)予以規(guī)避，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

3.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取長江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市2010-2017年醫(yī)藥制造業(yè)相關(guān)面板數(shù)據(jù)作為測度集，相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)主要來源于對應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國高技術(shù)統(tǒng)計(jì)年鑒》，國家統(tǒng)計(jì)局以及各地區(qū)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒、環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)等，其中存在的少數(shù)缺失值采用均值插值法進(jìn)行補(bǔ)充。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率測算

為研究長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率，采用超效率EBM模型的基本思路，運(yùn)用Max-DEA Pro軟件對長江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省份2010-2017年醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如表3所示。

表3 長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率值

續(xù)表3

根據(jù)超效率EBM模型的有關(guān)定義解釋來看，當(dāng)其評價(jià)值不小于1時(shí)，說明此決策單元處于效率有效狀態(tài)，當(dāng)效率小于1時(shí)，則為無效狀態(tài)。根據(jù)測度結(jié)果顯示，2010-2018年長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率均值分別為0.853、0.843、0.870、0.836、0.969、0.806、0.910、0.884、0.911，整體效率均值為0.876，年均效率值都小于1，均未達(dá)到效率有效狀態(tài)，說明長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平雖大體呈波動上升趨勢，但創(chuàng)新效率值仍較低。2010-2014年整體效率大體呈上升趨勢，2014年是長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)的拐點(diǎn)，在2015年出現(xiàn)下降趨勢。究其原因是2014年底國務(wù)院部署將長江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)為生態(tài)文明建設(shè)的先行示范帶，長江經(jīng)濟(jì)帶為了踐行綠色發(fā)展理念，在之后的一年里積極尋找提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的方法，導(dǎo)致綠色技術(shù)創(chuàng)新效率暫時(shí)下降，而2015年國務(wù)院發(fā)布“水十條”計(jì)劃，同時(shí)醫(yī)藥制造業(yè)中的原料藥制造被列為十大重點(diǎn)整治行業(yè)之一，醫(yī)藥制造業(yè)在環(huán)保紅線以及長江經(jīng)濟(jì)帶綠色發(fā)展目標(biāo)的高壓緊逼下，各地醫(yī)藥制造企業(yè)開始轉(zhuǎn)型升級，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提高，說明國家近幾年針對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新出臺的相關(guān)發(fā)展政策取得了良好成效，促進(jìn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展。

從空間分布來看，如圖1，長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率差異較為明顯，上游綠色技術(shù)創(chuàng)新水平滯后，中游較強(qiáng)，下游最強(qiáng)，區(qū)域間呈現(xiàn)出“上游-中游-下游”逐級遞升的梯度格局，效率值分別為0.763、0.897、0.966。上游地區(qū)整體創(chuàng)新資源相對匱乏，云南、貴州等地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新帶動能力減弱，技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展較弱。中游地區(qū)作為國家傳統(tǒng)制造業(yè)基地，醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新資源雖然豐富但高耗能、高消耗的產(chǎn)業(yè)模式仍然突出，造成配置效率較低，綠色技術(shù)創(chuàng)新能力相對較弱。下游地區(qū)為長江經(jīng)濟(jì)帶綠色技術(shù)創(chuàng)新核心增長極，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)雄厚，資源密集，其依托先進(jìn)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)水平，帶動了長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。

圖1 長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率變化趨勢

4.2 變量檢驗(yàn)

本文選用2010-2017年長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，對上述門檻模型展開估計(jì)，為保證數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，須對面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，平穩(wěn)性檢驗(yàn)一般包括單位根檢驗(yàn)和面板協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4、表5所示。根據(jù)結(jié)果顯示，模型面板數(shù)據(jù)均通過單位根檢驗(yàn)與面板協(xié)整檢驗(yàn)。

表4 單位根檢驗(yàn)

表5 面板協(xié)整檢驗(yàn)

4.3 門檻回歸結(jié)果

在進(jìn)行門檻回歸模型之前，需要檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率影響是否具有門檻效應(yīng)以及門檻個(gè)數(shù)，借鑒Hansen的Bootstrap自抽樣法反復(fù)抽樣100次測得相應(yīng)的F值、P值和置信區(qū)間。利用Stata15.0軟件進(jìn)行以環(huán)境規(guī)制為門檻變量的門檻檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6、表7所示。環(huán)境規(guī)制單一門檻通過顯著性檢驗(yàn)，說明存在單一門檻。環(huán)境規(guī)制的雙重門檻和三重門檻未通過顯著性檢驗(yàn)，說明不存在雙重門檻和三重門檻。隨后對第一個(gè)門檻值進(jìn)行回檢，確定第一個(gè)門檻值是否穩(wěn)健。結(jié)果顯示，單一門檻值為-0.152，因此利用單一門檻回歸模型實(shí)證環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響。

表6 環(huán)境規(guī)制門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表7 門檻估值與置信區(qū)間表

根據(jù)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果，在確定其存在單一門檻，將長江經(jīng)濟(jì)帶劃分為上、中、下游三個(gè)區(qū)域，進(jìn)一步分析環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響機(jī)理,同樣以環(huán)境規(guī)制變量作為門檻變量，分別對上游、中游、下游是否存在門檻效應(yīng)以及門檻個(gè)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示，最后對門檻回歸結(jié)果進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證分析環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，門檻模型回歸結(jié)果如表9所示。

表8 上中下游環(huán)境規(guī)制門檻檢驗(yàn)

從門檻回歸結(jié)果可知，長江經(jīng)濟(jì)帶上游地區(qū)單一門檻通過顯著性檢驗(yàn)，門檻值為-0.152，環(huán)境規(guī)制對上游地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響關(guān)系呈“U”型門檻特征。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低于-0.152時(shí)，環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響在10%的置信水平上表現(xiàn)為顯著抑制作用。原因可能為上游地區(qū)創(chuàng)新資源相對匱乏，創(chuàng)新能力較弱，環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施前期，其對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的抑制作用較為明顯。而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高于-0.152時(shí)，環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響在10%的置信水平上表現(xiàn)為顯著促進(jìn)作用。在環(huán)境規(guī)制政策實(shí)施的后期，醫(yī)藥制造業(yè)迫于環(huán)保壓力開始進(jìn)行綠色轉(zhuǎn)型升級，環(huán)境規(guī)制對其綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響作用由前期的抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用。環(huán)境規(guī)制對上游地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響與長江經(jīng)濟(jì)帶整體回歸結(jié)果基本保持一致。長江經(jīng)濟(jì)帶中游地區(qū)單一門檻和雙重門檻都通過了顯著性檢驗(yàn)，門檻值分別為-0.158、-0.150。中游地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低于-0.158時(shí)對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率起到抑制作用，歸因于長江經(jīng)濟(jì)帶中游地區(qū)作為國家傳統(tǒng)制造業(yè)基地，高消耗、高污染的產(chǎn)業(yè)比重較高，創(chuàng)新資源豐富，但資源配置效率低，導(dǎo)致低強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響作用不明顯。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高于-0.150時(shí)，高強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能夠有效控制環(huán)境污染物排放，環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響在10%的置信水平上表現(xiàn)為顯著促進(jìn)作用。長江經(jīng)濟(jì)帶下游地區(qū)單一門檻通過顯著性檢驗(yàn)，門檻值為-0.497。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度低于-0.497時(shí)，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶上游地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的負(fù)向影響作用不明顯。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度高于-0.497時(shí)，其對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響為促進(jìn)作用，且在10%的置信水平下顯著。下游地區(qū)門檻值明顯低于上下游的門檻值，原因可能為下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，產(chǎn)業(yè)發(fā)展雄厚，資源達(dá)到最優(yōu)化配置，下游醫(yī)藥制造業(yè)對環(huán)境規(guī)制的實(shí)施強(qiáng)度具有較高的靈敏性和適應(yīng)性。

表9 門檻模型回歸結(jié)果

續(xù)表9

從控制變量的回歸結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在1%的置信水平下負(fù)向顯著。原因可能為環(huán)境庫茲涅茨曲線理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境污染呈現(xiàn)倒“U”型非線性關(guān)系。長江經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可能還未達(dá)到環(huán)境庫茲涅茨曲線的拐點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高伴隨著企業(yè)環(huán)境污染問題的加重，創(chuàng)新活動產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益無法抵消環(huán)境污染排放支付的成本，不利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化，抑制了醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率；人力資本在1%的置信水平上正向顯著，人力資本正向促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。醫(yī)藥制造業(yè)屬于高耗能、高排放型產(chǎn)業(yè)，其對綠色技術(shù)創(chuàng)新的資源配置具有較高的敏感度，人力資本投入越多，技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)化資源的配置效率越高，綠色技術(shù)創(chuàng)新能力也就越高。產(chǎn)業(yè)規(guī)模在1%的置信水平上正向顯著，產(chǎn)業(yè)規(guī)模代表了整個(gè)產(chǎn)業(yè)的市場競爭度，良好的市場競爭環(huán)境會刺激企業(yè)為了獲得競爭優(yōu)勢進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新活動，促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提高；外商直接投資顯著促進(jìn)醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提高。醫(yī)藥制造業(yè)通過與外資企業(yè)進(jìn)行技術(shù)交流，學(xué)習(xí)并引進(jìn)國外先進(jìn)的綠色技術(shù)，引導(dǎo)國內(nèi)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提高；技術(shù)創(chuàng)新水平對綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響為正，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)。究其原因，技術(shù)創(chuàng)新水平作為醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的動力源泉，在創(chuàng)新投入方面水平較低，資源配置效率不高，導(dǎo)致綠色技術(shù)創(chuàng)新效率提高并不明顯。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇醫(yī)藥制造業(yè)R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出代替醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出作為技術(shù)創(chuàng)新水平指標(biāo)的替代變量，檢驗(yàn)結(jié)果如9所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制變量依然存在門檻，門檻值相同且依然通過顯著性檢驗(yàn)，各變量估計(jì)系數(shù)符號基本相同且系數(shù)間差距小，回歸結(jié)果與原模型保持高度一致，表明門檻回歸模型具有較好的穩(wěn)健性。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

5 結(jié)論與建議

本文以2010-2017年長江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市醫(yī)藥制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)為樣本，基于綠色技術(shù)創(chuàng)新理論，綜合考慮期望與非期望產(chǎn)出，采用超效率EBM模型測度分析長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。在此基礎(chǔ)上，將環(huán)境規(guī)制作為門檻變量，利用面板門檻回歸模型深入研究環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，得出如下結(jié)論：(1)根據(jù)超效率EBM模型測算出的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率值分析，長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率呈波動上升趨勢，其中重慶、上海、浙江、安徽相對領(lǐng)先，區(qū)域間的差異較為明顯，上中下游呈梯度遞增的空間分布形態(tài)，上游地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率低于整體平均值，創(chuàng)新動力相對不足，創(chuàng)新發(fā)展水平較低。(2)環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟(jì)帶上、中、下游地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率存在差異性影響。上游地區(qū)環(huán)境規(guī)制為單門檻，門檻值為-0.152，環(huán)境規(guī)制對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率存在顯著的“U”型門檻特征。中游地區(qū)環(huán)境規(guī)制存在雙重門檻，門檻值分別為-0.158、-0.150。下游地區(qū)環(huán)境規(guī)制同樣存在單一門檻，門檻值為-0.497。(3)人力資本、產(chǎn)業(yè)規(guī)模、外商直接投資與長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率呈顯著正相關(guān)，三者在一定程度上提高了醫(yī)藥制造業(yè)市場競爭力和創(chuàng)新資源配置效率，對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率呈顯著負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)環(huán)境污染物排放問題愈發(fā)嚴(yán)重，不利于長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提高。技術(shù)創(chuàng)新水平對醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

因此，根據(jù)上述結(jié)論提出以下建議：

(1)避免環(huán)境規(guī)制政策“一刀切”，把握好醫(yī)藥制造業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，提高環(huán)境規(guī)制質(zhì)量。政府要基于全局視角制定相關(guān)政策，結(jié)合不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、環(huán)境污染程度和技術(shù)創(chuàng)新現(xiàn)狀等情況，制定精準(zhǔn)的、差異化的環(huán)境規(guī)制政策。在綠色技術(shù)創(chuàng)新效率高且環(huán)境污染程度嚴(yán)重的下游地區(qū)，需要采取更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策，刺激醫(yī)藥制造業(yè)為了減少環(huán)境污染物的排放而選擇進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新。中上游地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效率較低，盡管環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的實(shí)施不利于醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率的提高，但從長期的綠色發(fā)展角度考慮，仍要嚴(yán)格執(zhí)行環(huán)境政策，倒逼企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新?？刹扇∨盼圪M(fèi)，排污交易權(quán)等靈活的市場激勵(lì)制度推動企業(yè)開展綠色創(chuàng)新活動。

(2)大力實(shí)施創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，積極推動長江上中下游醫(yī)藥制造業(yè)綠色協(xié)調(diào)發(fā)展。面對長江經(jīng)濟(jì)帶醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新效率區(qū)域不平衡問題，除了采取技術(shù)進(jìn)步、新產(chǎn)品的研發(fā)，還應(yīng)因地制宜推動醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，有效布局長江經(jīng)濟(jì)帶的綠色技術(shù)產(chǎn)業(yè)。在創(chuàng)新基礎(chǔ)弱、發(fā)展?jié)摿π〉纳嫌蔚貐^(qū)加大創(chuàng)新資源投入與資源配置，提高綠色技術(shù)創(chuàng)新效率；在創(chuàng)新資源豐富、科研基礎(chǔ)較好的中下游地區(qū)加大在綠色技術(shù)創(chuàng)新的主體地位，積極發(fā)揮領(lǐng)頭作用，實(shí)現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)。

(3)積極推進(jìn)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級是醫(yī)藥制造業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵。淘汰生產(chǎn)技術(shù)落后、污染排放嚴(yán)重的企業(yè)，積極推動醫(yī)藥制造業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，改變高消耗、高污染的生產(chǎn)模式。鼓勵(lì)醫(yī)藥制造業(yè)發(fā)展綠色生產(chǎn)技術(shù)，采用綠色清潔資源；提高醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)節(jié)能減排意識，嚴(yán)格控制企業(yè)的污染排放，協(xié)調(diào)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的共贏關(guān)系，提高企業(yè)綠色發(fā)展水平。

(4)持續(xù)增加對醫(yī)藥制造行業(yè)的科技創(chuàng)新投入，加大醫(yī)藥制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)競爭度。醫(yī)藥制造業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新不僅需要政府部門加大新技術(shù)、新設(shè)備引進(jìn)的稅收優(yōu)惠政策和財(cái)政補(bǔ)貼，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)開發(fā)并引進(jìn)新技術(shù)，還需要政府“疏堵結(jié)合”，在限制醫(yī)藥制造業(yè)污染排放的同時(shí)，加大對醫(yī)藥制造業(yè)的科技創(chuàng)新財(cái)政支持力度，從而提升醫(yī)藥制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)競爭度。

(5)提高開放水平，合理引進(jìn)外商投資。引進(jìn)外資前合理估量外資水平和質(zhì)量，避免盲目引進(jìn)低端產(chǎn)業(yè)、高污染、低質(zhì)量的外商投資，造成國外污染物轉(zhuǎn)移到國內(nèi)。應(yīng)引進(jìn)具有先進(jìn)技術(shù)的高質(zhì)量外商投資，并借鑒國外成熟的產(chǎn)業(yè)體系,引進(jìn)國外先進(jìn)的綠色生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，不斷提高醫(yī)藥制造業(yè)清潔生產(chǎn)能力和創(chuàng)新企業(yè)經(jīng)營管理模式，加快醫(yī)藥制造業(yè)綠色創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化，帶動長江經(jīng)濟(jì)帶綠色技術(shù)創(chuàng)新能力協(xié)同提升。