环境规制强度和生产技术进步，本文主要内容关键词为：技术进步论文,强度论文,规制论文,环境论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
随着环境问题的日益恶化与突出，从上世纪70年代开始，世界各国逐步重视对于环境的保护与规制。中国是最早把保护环境作为基本国策的发展中国家之一，是《联合国气候变化框架公约(1992)》和《京都议定书(1997)》的缔约国和推动者。然而，我国在改革开放30多年来实现工业化和城市化的过程中，虽取得了年均GDP增长率高达9.8％的巨大成就，但也为这种高投资、高能耗和高排放的粗放型增长方式付出了惨重的资源和环境代价，发达国家上百年工业化过程中分阶段出现的环境问题在我国已经集中出现(张红凤等，2009)，这一现象将对我国的社会和谐发展、经济可持续增长带来严重的影响。
来自美国耶鲁大学和哥伦比亚大学的科学家联合发布的世界环境绩效排名EPI(Environmental Performance Index)指出，2008年我国的EPI得分为65.1分，在149个国家和地区中位居第105位，2010年我国的EPI得分进一步降低至49.0分，在164个国家和地区中仅排第121席。如此的EPI得分与排名，一定程度上反映了我国相对较弱的环境规制强度。基于此，我国必须在达到生态环境承载“阈值”之前，及时提高环境规制强度。然而，我国还有大量的贫困人口有待解决，社会福利水平较低，同时城市化和工业化目标尚未实现，这就意味着我国在实施环境规制的同时，还必须考虑经济的增长问题(张成等，2010)。可见，中国在实现环境保护与发展经济的双重任务中需要付出的努力更多，任务也更艰巨。
那么，在环境规制和企业竞争力之间能实现“双赢”吗？①学者们基于不同的前提假设、分析方法、研究样本和变量构造得到了并不一致的结论。从静态的角度来看，环境规制和企业竞争力之间存在着“两难”格局，即在实现一个目标的同时，需要以另一个目标为代价。因为在假设技术、资源配置和消费者需求固定的前提下，企业已经做出最优选择，环境规制的引入只会增加企业的成本负担，从而削弱被规制企业的创新能力和国际竞争力(Dension，1981；Gollop & Roberts，1983；Gray，1987)。但是，从动态的角度来看，环境规制和企业竞争力之间则具备实现“双赢”格局的现实可能性。Porter et al.(1991，1995)就曾指出合理的环境规制能够刺激被规制企业在变动约束条件下，进一步优化资源配置效率和改进技术水平，刺激出企业的“创新补偿”效应，从而在部分乃至全部抵消企业“遵循成本”的同时，还能提高它的生产率和国际竞争力。
可见，实现环境规制和企业竞争力、经济增长之间“双赢”的关键在于“创新补偿”效应的大小，准确地说，很大程度上取决于环境规制能否促进企业的生产技术进步。目前，现有文献主要集中于验证环境规制对企业生产率和成本的影响(Jaffe et al.，1995；Dean et al.，2000；Shadbegian et al.，2005；王兵等，2008；Fleishman et al.，2009；张成等②，2010)；或者集中于验证环境规制对总体创新(即生产技术创新和治污技术创新的综合)和治污技术创新的影响(Lanjouw & Mody，1996；Jaffe & Palmer，1997；Brunnermeier & Cohen，2003；Hamamoto，2006；Toshi & Sugino，2007；赵红，2007；李强、聂锐，2009)。③其中，在研究环境规制和总体创新、治污技术创新的文献中，虽然因具体指标选取的不同，最终结果也会有所差异，但多数研究结果认为环境规制会对与环境相关的技术创新带来正向影响。其实，这一正向影响的结果是正、负两方面影响④综合比较后的结果。更为重要的是，正面和负面效应的影响并不同步，负面效应往往在当期产生影响，而技术创新本身所需的时间相对较长，这就决定了环境规制的“创新补偿”效应滞后于“遵循成本”产生的负面效应。因此，在短期，特定的环境规制强度会降低企业的技术创新，但是在长期，该环境规制水平则能提高企业的技术创新，即在时间维度上，特定的环境规制水平和技术创新之间符合“U”型关系。⑤
现有研究提醒我们在研究技术创新时有必要将其进一步分解成治污染技术进步(创新)和生产技术进步(创新)。虽然已有部分文献集中验证了环境规制对总体创新和治污技术进步(创新)的影响，但鲜有文献提及环境规制对生产技术进步(创新)带来何种影响，而这一问题又是实现环境可持续发展，特别是发展中国家的环境可持续发展的关键。在环境规制和生产技术进步之间是不是依然存在时间维度上的“U”型关系呢？不过，我们不想简单验证是否存在时间维度上的“U”型关系。更进一步地，我们认为不同的环境规制强度会对企业的生产技术进步产生不同的影响作用。为了对此进行分析，本文第二部分将在环境规制强度与企业的生产技术进步率之间构建数理模型，进而从理论上给出环境规制强度与企业生产技术进步之间的关系；在第三部分和第四部分，我们将对理论结果进行实证检验；第五部分为本文的结论与相关政策涵义。
二、数理模型
同时，我们假设厂商面对的产品市场和要素市场是完全竞争的，即厂商的产出不影响产品和要素的价格。W(F，E)为厂商在生产中所排放的污染，污染排放是生产水平(F)和厂商治污支出(E)的函数。根据Forster(1980)、Selden & Song(1995)和陆旸等(2008)对污染函数性质的描述，污染满足W′(F，·)>0，W′(·，E)<0，这意味着随着产出的提高，污染是不断增加的；随着厂商治污支出的提高，污染排放是减少的。污染具有外部性，政府对厂商规定一个污染水平——环境规制(R)，厂商的生产必须在这个环境规制水平下进行。
厂商在面临一定的环境规制时，为了使自身的污染排放水平控制在环境规制以内，其会通过两种方式来进行污染的控制。其一，厂商可以通过一定的治污支出(E)来控制污染水平，我们称这种效应为厂商的“治污技术进步效应”。其二，厂商可以通过技术创新，使得产出水平得到提升，尽管在这种情况下生产中的污染排放增多了，但是厂商可以更多地增加治污支出来降低污染水平，我们称这种效应为厂商的“创新补偿效应”。可见厂商在追求利润最大化的过程中，其技术水平T(A，E)的高低与生产技术水平
这表明当厂商面对一定的环境规制水平时，其所做出最优选择会使得生产的边际污染增加等于治污的边际污染减少。根据式(2)可知，W代表在一定的环境规制水平下，厂商所产生的污染。这意味着我们可以使用厂商所产生的污染来表示环境规制，如果厂商所面对的环境规制比较低，则意味着其所能排放的污染就比较多；如果厂商所面对的环境规制比较严厉，则其所能排放的污染就比较少。另外根据厂商的技术函数中T′(A，·)>0，可得：
这表明随着环境规制强度的继续提高，即当其进入到一个较严厉的阶段时，企业所能排放的污染继续降低，此时企业的生产技术水平会出现上升的态势。
综上所述，随着环境规制强度的由弱至强，生产技术水平会呈现先下降后上升的“U”型趋势。由此我们得到以下命题：
命题：在强度维度上，环境规制强度和企业生产技术进步之间符合“U”型关系。即经过一个特定的时期之后，⑧较弱的环境规制强度将降低先前的生产技术进步率，相反，相对较强的环境规制强度却能提高先前的生产技术进步率。
考虑到现实社会的复杂性和多维性，企业的规模差异、所有制结构的差异、企业的污染密集程度差异乃至各自面临的国际形势差异都会对本文命题的经验验证带来一定影响，特别是难以度量的环境规制合理程度也会影响到最终的结果。本文在以下篇幅，拟在控制相关变量的基础上，以我国1998-2007年的面板数据来验证上述命题。
三、验证方法和数据说明
(一)验证方法
本文第二部分通过构建相关数理模型证实了随着环境规制强度的由弱至强将对生产技术进步产生由制约到激励的作用。那么，这一数理分析结果能得到相应的经验支持吗？本文首先采用基于数据包络分析(Data Envelopment Analysis，DEA)的Malmquist生产率指数方法测度出中国30个省份工业部门的生产技术进步指标，在此基础上对生产技术进步变量与环境规制强度变量进行“U”型关系估计。
1.Malmquist生产率指数
其中，TFPCH、TECH、PECH和SECH的值大于1，分别表示从t期到t+1期，全要素生产率增长、技术进步、纯技术效率改善和规模经济，反之则反是。这里的技术进步(TECH)就是本文中构造出的指标，用以测量我国工业部门的生产技术进步水平。
2.模型设定
根据本文第二部分的数理模型，我们借鉴环境库兹涅茨曲线在分析环境污染和经济增长时采用的二次曲线分析方法，并在考虑相关控制变量的基础上，将实证模型设置如下：
(二)数据说明
本文采用中国30个⑩省份工业部门1998-2007年的面板数据为实证研究的样本，所用数据是根据1998-2008年《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国环境年鉴》和各地方统计年鉴整理和计算而得。
为了用Malmquist生产率指数计算出我国30个省份工业部门的生产技术进步率，需要各省份工业部门的投入和产出的数据。在数据选取上，选取规模以上工业企业的工业增加值作为产出，并根据工业品出厂价格指数与1978年不变价格进行平减；选取规模以上工业企业的资本存量(11)作为资本投入；劳动投入理应用劳动时间表示，但由于数据无法获得，本文选取规模以上工业企业的全部从业人员(12)年平均数这个指标代替劳动时间。
对于环境规制强度变量，由于该变量的相关数据难以获得且数据质量相对较弱，限制了许多经验研究的开展(Busse，2004；陆旸，2009等)。目前，国内外学者主要从以下几个角度来度量环境规制：一是从环境规制政策上考察环境规制强度的高低；二是用治污投资占企业总成本或产值的比重来衡量；(13)三是用治理污染设施运行费用来衡量；(14)四是将人均收入水平作为衡量内生环境规制强度的指标；(15)五是用环境规制机构对企业排污的检查和监督次数衡量；(16)六是用环境规制下的污染排放量变化来度量。(17)以上六个度量环境规制强度的指标均在一定程度上存在不足，基于指标的相对完善性和数据可得性的考虑，我们选取了第二种方法，用各省份治理工业污染的总投资与规模以上工业企业的主营成本、工业增加值的比值分别作为度量环境规制强度的指标一
。
四、实证结果及其分析
(一)工业部门的生产技术进步水平
本文采用DEAP2.1软件对我国30个省份工业部门1998-2007年的数据进行计算，得出基于Malmquist生产率指数的全要素生产率及技术进步、技术效率、纯技术效率和规模经济4个分解变量。我们发现所有省份在样本期间的全要素生产率均大于1，表明获得全要素生产率增长。虽然，在生产率的绝对水平上，东部地区领先于中部和西部，但是在全要素生产率的平均提高速度上，西部地区高达1.151，领先于东部的1.116和中部的1.118。(18)进一步考察全要素生产率的分解变量，发现它的增长主要是由技术进步引致的(所有省份的年均生产技术进步均大于1)，其次为纯技术效率改善(19个省份的年均纯技术效率变动大于1)，而规模效率带来的贡献率最低(16个省份的年均规模效率变动大于1)。从横向维度考察东中西地区在全要素生产率分解变量上的大小，发现在技术进步和纯技术效率的改善这两个变量上，西部地区领先于东部和中部；但在规模效率变量上，东部地区则领先于中部和西部地区。
(二)回归结果及其分析
由于中国各省份之间在经济水平、产业结构和环境规制政策上存在较大差距，我们对中国30个省份进了分组，分为东部、中部和西部三个组，各组别的构成省份见上表1。考虑到企业的生产技术进步对环境规制强度的反应存在一定的滞后期，因此本文在滞后一期(20)的情况下考察环境规制强度对企业生产技术进步的影响。同时，本文希望截距项能反映一定的个体特征，截距项和各解释变量之间存在一定的相关性，从定性的角度来说，选择固定效应会更适合本模型的估计。本文对变截距面板数据进行了加权的GLS估计，表2中给出了基于ER1的随机效应和固定效应的回归结果。Hausman检验结果也支持固定效应模型优于随机效应模型。
表2是以ER1衡量环境规制强度变量时的相应回归结果。可以看出，东部地区和中部地区的环境规制强度变量的一次项和二次项系数符号分别是负号和正号，并且在统计上显著。该结果符合本文的最初假设，即随着环境规制强度的由弱变强，会对企业的生产技术进步水平产生先降低后提高的影响。也就是说环境规制强度和企业的生产技术进步之间符合“U”型关系，拐点分别大约在3.53E-03和6.63E-03。西部地区在环境规制强度变量的一次项和二次项系数符号上虽然分别也显示负号和正号，但是二次项在统计意义上并不显著，说明随着环境规制强度的不断增强，并没有显著地呈现“U”型的发展趋势。这可能和该地区的环境规制形式不甚合理有关。环境规制政策对其企业的影响，不仅与环境规制措施的松紧程度有关，而且还取决于环境规制的形式(Sartzetakis & Constantatos，1995)，而且东部地区和中部地区相比能更早突破“U”型曲线的转折点，在一定程度上可能也和其相对合理的环境规制形式有关。在四个控制变量上，每个控制变量对三个地区的影响方向、影响程度和显著性也表现出一定程度上的不一致。国际竞争程度(IC)和东部、中部地区的生产技术进步正相关，不过前者通过了显著性检验，后者则并不显著。但是，国际竞争程度却显著地和西部地区的生产技术进步负相关。产生这种差异的原因，主要是因为国际竞争程度会给该地区的生产技术进步同时带来正向和负向效应，正向效应是技术溢出等，而负向效应则可能是过度的竞争。因此，国际竞争程度对某地区的影响作用取决于综合效应的比较。另一种可能的解释是和国际竞争程度度量指标的选取有关，东部、中部和西部地区进出口产品在种类和技术水平上的差异导致了上述结果。企业平均规模(AS)显著地和三个地区的生产技术进步正相关，表明企业规模的适度集中有利于促进生产技术创新。所有制结构(OS)对三个地区的生产技术进步均产生了负向制约作用，且在统计意义上显著，说明国有及国有控股企业在技术进步的提升速度上和外资企业、三资企业和民营企业相比仍然相对较低。污染密集程度(PL)显著地和东部和西部地区的生产技术进步负相关，表明一个地区的企业越倾向于污染密集型企业，在日益严格的环境规制背景下，需要投入更多的资金和精力用于治污和减排，从而降低了生产技术进步的提升速度。该变量不显著地和中部的生产技术进步负相关，这种不显著性可能是由变量的选择造成的，因为本文是以单位产出的二氧化硫排放量来度量污染密集程度的，忽略了对固体废弃物和废水污染物排放的考察。
为了考察东部和中部地区在环境规制强度和生产技术进步变量上的“U”型关系是否稳健，我们以ER2来衡量环境规制强度，并进行了类似的回归。(21)可以得出，东部地区和中部地区在环境规制强度和生产技术进步上呈现“U”型关系，拐点分别为0.0098和0.0134，(22)而西部地区环境规制强度的二次方仍不显著地和生产技术进步正相关，这些结果和表2中的对应结果较为吻合。至于四个控制变量的回归结果，亦和表2中对应的回归结果较为接近，限于篇幅，不再对此进行赘述。
需要进一步解释的是，环境规制强度和企业的生产技术进步之间为何会符合“U”型关系。这是因为当政府制定的环境规制强度较弱时，企业在短期为了获得较高的利润率，往往会从生产技术创新投入(23)中抽出部分资金用以污染治理，或者拿出部分利润去治理污染，若企业在短期的污染治理资金来源于生产技术创新投入，则会降低企业的短期生产技术研发力度和预期水平。从长期的视角来看，企业发现被动治理污染的长期成本较高且效果不甚理想，企业会尝试通过治污技术创新来增强单位治污支出的治理效果，而治污技术创新的部分资金可能会来源于生产技术创新投入(24)，从而降低了企业的长期生产技术研发力度和预期水平。若政府不断提高环境规制强度至“拐点”水平后，被规制行业的企业数量趋于降低(25)，市场集中度相对提高，存留下来的富有市场竞争力的优势企业往往更重视技术创新。一定时期内，在治污技术创新边际绩效递减规律的作用下，企业将会增加对生产技术研发的投入力度，以期通过先提高生产率、产出和利润，再从增加的利润中拿出更多的资金用于污染治理，以此来满足政府较高的环境规制要求。正是在严格环境规制强度的作用下，被规制企业反而实现了生产技术水平的快速提升。正如前文命题所述，在不同的环境规制强度约束下，企业在治污技术创新投入和生产技术创新投入上的均衡比较结果，引致了环境规制和生产技术进步在强度维度上的“U”型轨迹关系。不过，环境规制是一门艺术，规制的效果不仅取决于环境规制强度的大小，还取决环境规制的形式。如果规制形式不甚合理，即使社会和政府对污染问题的整体关注力度较大，也可能事倍功半。而达不到理想的效果，不仅会推迟“U”型曲线拐点的出现，还会大大降低“U”型曲线上升趋势的显著性。
五、结论与政策涵义
继波特在时间维度上提出环境规制将对技术创新带来“U”型影响轨迹之后，我们认为在强度维度上也存在着一种“U”型关系，即较弱的环境规制强度会降低企业的生产技术进步率，而适度较高的环境规制强度则能提高企业的生产技术进步率。前文，我们从数理和经验分析的角度验证了不同的环境规制强度会对企业的生产技术进步带来何种影响。首先，在数理分析中我们发现，在强度维度上，环境规制强度和企业生产技术进步之间符合“U”型关系。即在经历一定时期之后，较弱的环境规制强度会降低先前的生产技术进步率，相对较强的环境规制强度却能提高先前的生产技术进步率。其次，在经验分析中，我们首先根据1998-2007年中国30个省份工业部门的面板数据测算出生产技术进步率，并在考虑国际竞争程度、企业平均规模、所有制结构和污染密集程度四个控制变量的基础上，验证了环境规制强度对生产技术进步率的影响。经验分析结果表明：东部地区和中部地区的环境规制强度和生产技术进步之间符合“U”型关系，但是并未在西部地区发现在统计意义上显著的“U”型关系。
上述研究结果蕴含着相应的政策涵义。首先，我国政府应当进一步提高环境规制强度。一方面刺激企业进行治污技术创新，让企业在高治污水平上实现污染减排和治理；另一方面更要刺激企业进行生产技术创新，以此来提高生产率和国际竞争力。但政府亦切忌走入盲目提高环境规制强度的误区，应当根据各个地区和行业的现实特点，有针对性地制定差异化的环境规制强度，并注重滚动修订，及时调整至合理水平，使环境规制能够起到持续不断的刺激作用，避免囿于某一固定的静态标准(Porter，1995)。其次，政府应当注重优化环境规制的形式。一国环境规制政策对该国企业的影响，不仅与环境规制措施的松紧程度有关，而且还取决于环境规制的形式(Sartzetakis & Constantatos，1995)。这也必须因地制宜，灵活运用环境税、排放权交易、回收利用系统、绿色消费(Stewart，1993)、排污费——返还机制和税收——补贴机制等多种环境规制手段，赋予企业一定灵活性，让其能够以更为经济的方法实现环境规制要求(Jaffe & Stavins，1995)，从而使得“U”型曲线的下降阶段更平缓，促进其尽快突破“U”型曲线的拐点，并确保“U”型曲线上升阶段的显著性，进而为我国实现环境保护和集约型经济增长的“双赢”提供技术保障。
在经验分析过程中，本文也存在一些不足：首先，在目前文献中提供的几种用于度量环境规制强度的指标中，均存在一定程度上的缺陷，本文选取的指标也不例外；其次，受到数据的制约，我们并没有对中国30个省份工业部门进一步作出区分，如进一步分割成高污染密集型产业和低污染密集型产业等。如何进一步完善上述问题将是我们下一步的研究方向。
注释：
①本文仅从引入问题的需要对两个假设之争进行了概述，读者可参阅本文涉及的相关文献来作进一步了解。
②笔者曾对环境规制和全要素生产率(TFP)之间的关系等问题做过研究。在这些研究基础上，发现环境规制的强弱变化会对TFP的分解变量之一——生产技术进步带来非线性的影响，由此引发了本文的相应研究。
③在各自的研究中，Lanjouw & Mody以专利申请数衡量总体创新；Jaffe & Palmer以R&D支出和专利申请数衡量总体创新；Brunnemeier & Cohen以与环境相关的专利申请数衡量治污技术创新；Hamamoto以R&D支出衡量总体创新；Toshi & Sugino分别以总R&D和与环境相关的R&D投资衡量总体创新和治污技术创新；赵红以R&D支出和专利申请数衡量总体创新；李强、聂锐分别以发明专利、实用新型专利和外观设计专利的数量，从不同层面上衡量了总体技术创新。
④正面影响是Porter的“创新补偿”，即合理的环境规制能够激励企业进行技术创新(产品创新补偿和生产过程创新补偿)；负面影响则是企业面临环境规制时的“遵循成本”，这很有可能会降低企业的技术创新投入。
⑤事实上，在Porter et al.(1991，1995)的研究中已经蕴含了环境规制和技术创新在时间维度上存在“U”型关系，Lanoie et al.(2008)等学者对这一假说进行了验证，基本支持了时间维度上的这种“U”型假说。
⑧考虑到时间维度上可能存在的“U”型关系，需要我们在经验分析中选择一定的滞后期，使得某一环境规制强度的正、负效应能够全面地被体现。
⑨限于篇幅，不再提供具体的构造步骤，相关步骤可参见：Fare et al.(1994)、王兵等(2008)。
⑩基于数据的可得性，剔除了对西藏、香港、澳门、台湾地区的考虑。
(11)通过永续盘存法获得，具体的计算方法参见单豪杰、师博(2008)。
(12)2003年以前并无该指标的数据，根据全员劳动生产率的计算公式(全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数)求出各省份工业部门的年平均从业人员。
(13)Gray(1987)、Berman & Bui(2001)和Lanoie et al.(2008)等采用了该指标。
(14)赵红(2007)和张成等(2010)等采用了该指标。
(15)Antweiler et al.(2001)等认为环境规制强度和收入水平之间的高度相关性；陆旸(2009)采用了人均收入水平作为衡量环境规制强度的内生性指标。
(16)Brunnermeier & Cohen(2003)等在研究中采用了该指标。
(17)Sancho et al.(2000)和Domazlicky & Weber(2004)等选择了该指标。本文最初也基于该思想构建了废气、废水和固体废弃物净排放量的变化程度来衡量环境规制强度的变化量，但匿名专家指出该指标的改善一部分是由生产技术进步引起的，不适于再用其与生产技术进步进行回归，因此，我们放弃了选用该指标作为度量环境规制强度的指标。
(18)因为这里的全要素生产率的值是某一决策单元和自身的比较，而不是决策单元和其它决策单元的比较。西部地区工业部门在全要素生产率增速上的领先，在一定程度上表明了西部大开发等战略的科学性。
(19)限于篇幅，不再提供全要素生产率和生产技术进步等分解变量的逐年数据，有需要的读者可以和作者联系。
(20)我们也在即期情况下进行了拟合，发现回归结果和滞后一期时相比并没有实质上的变化。同时，基于自由度的考虑，我们不进行滞后2期及以上的考虑。
(21)限于篇幅，本文中不再提供基于ER2的相关拟合结果。
(22)基于ER1的中东部地区和西部地区的拐点值与基于ER2的对应拐点值相比，相差较大，这是由环境规制强度指标选择的不同导致的，属于量纲的问题。不过，东部地区因为环境规制形式相对于中部更为合理，使得东部地区比中部更容易突破“U”型曲线的拐点。
(23)创新投入用于两个方面的创新：一是用于生产技术的创新，这会有效提高生产技术水平；二是用于治污技术的创新，这会有效提高生产过程减排和污染治理的水平，但这并不能有效提高生产技术水平。
(24)Norsworthy et al.(1979)和Rose(1983)研究表明，企业会抽调出部分生产技术创新的资金用以支撑治污技术创新的研发。
(25)无法满足环境规制要求的污染密集型小企业将会退出市场，这有利于被规制行业实现资源的集中和优化配置。