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    環(huán)境規(guī)制能有效激勵清潔技術創(chuàng)新嗎?——源于非線性門檻面板模型的新解釋

    2015-12-26 02:05:37董直慶,焦翠紅
    關鍵詞:門檻規(guī)制效應

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    環(huán)境規(guī)制能有效激勵清潔技術創(chuàng)新嗎?
    ——源于非線性門檻面板模型的新解釋

    一、引言

    近年來環(huán)境污染事故頻現(xiàn),許多城市出現(xiàn)持續(xù)霧霾天氣,環(huán)境質(zhì)量也正在不斷惡化?!?010年中國環(huán)境經(jīng)濟核算報告》指出,我國2010年環(huán)境退化成本為11032.8億元,占當年GDP比重的2.51%,比2004年增加5014.6億元,增長了115%,而且環(huán)境虛擬治理成本(排放到環(huán)境中的污染物按照現(xiàn)行的治理技術和水平全部治理所需要的支出)相對于2004年增長94.5%,暗示我國經(jīng)濟發(fā)展正以環(huán)境污染為代價。如何解決經(jīng)濟增長過程中所伴隨的環(huán)境污染問題,已成為世界各國面臨的一項重大課題。環(huán)境作為一種典型的公共物品,無論是消費者還是生產(chǎn)者都不會主動為其支付費用,需要國家制定外部環(huán)境政策進行管制。我國現(xiàn)行環(huán)境規(guī)制政策多是節(jié)能減排為導向的,這種政策目標下經(jīng)濟增長和環(huán)境保護易此消彼長且短期特征突出,反而可能束縛經(jīng)濟績效提升和節(jié)能減排的空間[1]。若從長期上考察,一國環(huán)境質(zhì)量的提升將最終依靠技術進步,尤其是以清潔技術創(chuàng)新為導向的技術創(chuàng)新方向更應受到重視。清潔技術作為一國經(jīng)濟綠色增長的主要動力,其發(fā)展水平和創(chuàng)新效率為實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和環(huán)境保護提供雙贏途徑,為此,考察環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新效應有助于解決環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長兩難困境。

    關于環(huán)境規(guī)制在引致清潔技術創(chuàng)新方面的作用,誘致性創(chuàng)新理論模型可以有效解釋環(huán)境規(guī)制政策對清潔技術創(chuàng)新的作用[2-5],誘致性創(chuàng)新理論認為,提高投入品的價格,將引致技術創(chuàng)新朝向減少使用該投入品的方向發(fā)展,或者,研發(fā)使用價格相對較低的其他投入品的技術,意味著通過環(huán)境稅和排污費等環(huán)境規(guī)制措施,將增加污染型產(chǎn)品的生產(chǎn)成本,進而引導企業(yè)技術創(chuàng)新朝清潔技術方向發(fā)展。若從企業(yè)層面考察環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新和環(huán)境質(zhì)量的關系,Porter首次給予了系統(tǒng)闡述,后又被稱為“波特假說”,認為合理設計的環(huán)境規(guī)制能夠刺激被規(guī)制企業(yè)優(yōu)化資源配置和技術革新,通過清潔技術創(chuàng)新帶來的收益,抵減環(huán)境規(guī)制成本,提高企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品競爭力。尤其是在國際社會環(huán)保意識日益提高的背景下,率先采用適應環(huán)境規(guī)制所要求的清潔性技術,可以使企業(yè)擁有領先者優(yōu)勢,優(yōu)先于其他競爭者成為環(huán)保技術的凈出口者。經(jīng)驗研究支持上述理論推斷,Porter[6]指出,政府淘汰破壞臭氧層的氟氯化碳,使杜邦公司開發(fā)出危害較小的替代品。美國環(huán)保局報告顯示,在清潔空氣法案對有機化合物(VOC)排放標準進行限定后,工業(yè)涂料企業(yè)用戶研發(fā)出VOC含量更低的新油漆和涂料。同時,瑞典的造紙業(yè)為有效減少污水排放法規(guī)的影響,在紙張生產(chǎn)過程進行了相應的技術創(chuàng)新[7]。Lanjouw和Mody[8]利用環(huán)境合規(guī)成本(企業(yè)為遵守環(huán)保法規(guī)的開支),結合環(huán)境專利數(shù)據(jù)分析了環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響,發(fā)現(xiàn)環(huán)境合規(guī)成本的上升增加了環(huán)保技術創(chuàng)新。隨后新凱恩斯主義者運用各種理論和方法對“波特假說”展開了進一步的解釋,諸如行為經(jīng)濟學研究認為,企業(yè)行為由其經(jīng)理人所控制,企業(yè)經(jīng)理人可能是風險規(guī)避者[9],或受限于信息獲取和認知能力,不能做出完全理性的決策[10],在無管制環(huán)境下企業(yè)投入具有相對優(yōu)勢的非清潔技術研發(fā),使清潔技術研發(fā)不足,而在政策進行管制后企業(yè)經(jīng)理人就有充分認知相關信息,而增加清潔技術的研發(fā)。Ambec和Barla[11]發(fā)現(xiàn),企業(yè)在提高企業(yè)生產(chǎn)率過程中,經(jīng)理人會獲得先進技術的私人信息并憑借信息優(yōu)勢從技術創(chuàng)新投資中獲得租金,而政府實行環(huán)境規(guī)制對經(jīng)理人抽取租金行為將起到限制作用,從而減小企業(yè)技術創(chuàng)新的組織成本,提高企業(yè)清潔技術研發(fā)效率。Ambec和Barla[12]指出,企業(yè)經(jīng)理的現(xiàn)期偏好會導致其延遲企業(yè)的創(chuàng)新投資,影響創(chuàng)新投資對企業(yè)當期收益的增加作用,而環(huán)境規(guī)制則可以有效解決企業(yè)經(jīng)理的自我控制問題,激發(fā)企業(yè)經(jīng)理及時進行創(chuàng)新投資?;谥R的公益性質(zhì)角度,一些研究指出,在無政策管制的環(huán)境中,技術的外溢效應會導致企業(yè)減少對清潔技術創(chuàng)新的投資,從而降低整個行業(yè)的清潔技術創(chuàng)新水平,此時強制性的環(huán)境規(guī)制政策法規(guī)將迫使企業(yè)提高新技術研發(fā)的投資規(guī)模,使整個產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)帕累托改善從低研發(fā)均衡達到高研發(fā)均衡[13-14]。Ambec和Barla[15]進一步指出,環(huán)境質(zhì)量的信息不對稱性會導致技術研發(fā)出現(xiàn)“檸檬市場”效應,最終使市場上充滿非清潔產(chǎn)品,但是,諸如頒發(fā)綠色環(huán)境標志之類的環(huán)境規(guī)制措施,卻可以強化綠色產(chǎn)品的生態(tài)特性,提升產(chǎn)品形象和銷售,提高企業(yè)市場競爭優(yōu)勢,從而激勵企業(yè)對清潔技術的研發(fā)投資。不過,Constantatos和Herrmann[16]發(fā)現(xiàn),由于生產(chǎn)者從開始清潔型產(chǎn)品的研發(fā)生產(chǎn),到消費者觀察到產(chǎn)品的綠色特性,二者存在一定的時滯,這會在一定時間內(nèi)降低率先實施清潔技術研發(fā)企業(yè)的技術創(chuàng)新收益,不利于清潔技術的發(fā)展,但是,如果此時政府能夠通過環(huán)境規(guī)制,對整個行業(yè)進行清潔型產(chǎn)品生產(chǎn)的強制約束,卻可以有效地解決清潔型技術研發(fā)投資的先發(fā)劣勢問題。

    這些結論是否暗示著環(huán)境規(guī)制越強,越有利于清潔技術研發(fā)呢?Brunnermeier等[17]將環(huán)境治理和控制支出水平表征環(huán)境規(guī)制強度,以大氣污染治理、酸雨防治、固體垃圾處理等環(huán)境相關專利的申請數(shù)量表示清潔技術創(chuàng)新水平,利用美國1983-1992年制造業(yè)數(shù)據(jù)考察環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新之間的關系,結果發(fā)現(xiàn),環(huán)境治理支出的小幅增加就會促進環(huán)境專利申請數(shù)量的大幅增長。Popp[18]從空氣污染治理層面檢驗政府環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用,選取美國、日本和德國三個國家可減少氮氧化物(NOx)和二氧化硫(SO2)排放的相關專利數(shù)表示環(huán)境技術創(chuàng)新水平,以政府制定的NOx和SO2排放標準衡量環(huán)境規(guī)制水平,發(fā)現(xiàn)一國更嚴厲的環(huán)境規(guī)制措施將引致該國更多的大氣污染治理技術創(chuàng)新專利,但對其他國家的清潔技術擴散效應很小。Hascic[19]對OECD國家1978-2005年汽車行業(yè)研究結果發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制的作用效果與清潔技術創(chuàng)新類型有關,通過環(huán)境稅等增加燃料價格的環(huán)境規(guī)制,能夠顯著提高污染物綜合治理技術創(chuàng)新水平,而政府制定污染排放標準之類的命令-控制型環(huán)境規(guī)制,對二次燃燒污染治理技術正向作用更明顯。李樹和陳剛[20]以數(shù)據(jù)包絡法(DEA)測算出的TFP來衡量技術創(chuàng)新水平,采用APPCL2000修訂這樣的一次實驗來表示環(huán)境規(guī)制,從制度角度評估環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響,發(fā)現(xiàn)嚴格且適宜的環(huán)境規(guī)制能夠使我國經(jīng)濟實現(xiàn)生產(chǎn)率增長和環(huán)境質(zhì)量提高的雙贏結果。景維民和張璐[21]運用2003-2010年中國33個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)考察了環(huán)境管制對綠色技術進步的影響,發(fā)現(xiàn)適宜環(huán)境規(guī)制能夠引導工業(yè)朝向綠色技術進步方向發(fā)展。

    那么,上述的研究結果是否也在暗示,環(huán)境規(guī)制對技術進步抑或清潔技術創(chuàng)新的作用是唯一確定的?一些經(jīng)驗研究結果發(fā)現(xiàn),事實并非完全如此。Conrad等[22]將環(huán)境規(guī)制作為一種生產(chǎn)要素投入納入到生產(chǎn)函數(shù)中,構建出環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率的作用模型,結合德國的產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進行實證檢驗,結果發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制卻會降低TFP增長率。Gray等[23]利用美國116家紙漿與造紙廠1979-1990年度人口普查數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)反映環(huán)境規(guī)制強度的污染治理成本與生產(chǎn)率之間存在負相關關系,并且二者負向效應顯著。Becker[24]以美國制造業(yè)數(shù)據(jù)為樣本進行檢驗,發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制在一定程度上降低了美國制造業(yè)的生產(chǎn)率。沈能和劉鳳朝[25]利用中國1992-2009年面板數(shù)據(jù)從全國整體和分地區(qū)層面檢驗了環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新的關系,研究顯示環(huán)境規(guī)制對清潔技術的創(chuàng)新作用只在東部發(fā)達地區(qū)成立,而在落后的中西部地區(qū),環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應卻很難實現(xiàn)。

    如果我們假定已有研究的理論體系是嚴謹?shù)?,?jīng)驗研究的指標設計和計量模型選擇是合理的,這樣研究得出的結論應該值得相信。若事實果真如此,那么,不同地區(qū)、不同樣本甚至同一地區(qū)、同一產(chǎn)業(yè)或同一樣本,得到的結果為什么還會出現(xiàn)偏差甚至完全相左的情況呢?我們認為,問題在于環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應會受多重條件的制約,不同樣本往往存在市場成熟度、經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本、所有制結構和企業(yè)發(fā)展水平等多種因素的影響,這些因素發(fā)展水平的不同,都可能導致環(huán)境規(guī)制改變清潔技術創(chuàng)新方向出現(xiàn)變化?;蛘哒f,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用并非單一,即兩者關系也絕非簡單正向或負向的線性關系,甚至更多表現(xiàn)出非線性特征,若將環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新之間關系設定為線性相關是不合適的,模型結果也可能是錯誤的。正是基于上述認識,本文從門檻面板非線性模型,通過模型內(nèi)生性分組方法從數(shù)據(jù)本身出發(fā),對環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新的關系重新做出檢驗和驗證,目的有三:一是為了避免許多文獻可能主觀設定模型形式造成的誤差,二是深入挖掘環(huán)境規(guī)制效果的關鍵決定因素,識別環(huán)境規(guī)制和技術進步的作用機制,三是探明環(huán)境規(guī)制效應如果真是非線性的,那么,這種非線性關系是什么因素所引致的結果。

    二、門檻面板模型選擇、指標設計及數(shù)據(jù)來源說明

    (一)門檻面板模型分析

    大量研究采用Griliches[26]提出并經(jīng)Jaffe[27]改進的知識生產(chǎn)函數(shù),來分析技術創(chuàng)新與其影響因素之間的作用關系。Jaffe認為技術創(chuàng)新最重要的產(chǎn)出是新經(jīng)濟知識,按照Jaffe的知識創(chuàng)新邏輯,知識生產(chǎn)如同實物產(chǎn)品的生產(chǎn),本質(zhì)上也是一種或多種投入獲得某種或某些產(chǎn)出的過程,對于知識生產(chǎn)而言,投入的變量主要有研發(fā)支出和人力資本投入,借鑒柯布—道格拉斯生產(chǎn)技術將知識產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)設定為:

    其中,Y表示知識產(chǎn)出,K表示知識生產(chǎn)的研發(fā)經(jīng)費投入,L表示人力資本投入,A反映了知識產(chǎn)出的效率,α和β為相應投入要素的技術創(chuàng)新產(chǎn)出彈性,X代表影響知識產(chǎn)出的其他因素,i為觀察單元。

    許多文獻認同Jaffe所建立的知識生產(chǎn)函數(shù)的合理性,而且該模型已經(jīng)成為分析技術創(chuàng)新及其決定因素的重要工具,也為后續(xù)的技術創(chuàng)新相關研究提供了思路和計量模型框架[28-31]。本文在Jaffe知識生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎上對其進行了一定的擴展,將環(huán)境規(guī)制引入到知識生產(chǎn)函數(shù)中。正如前述,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新存在多重作用效應而并非簡單的線性關系,在此,我們認定環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應的發(fā)揮可能呈現(xiàn)“門檻效應”,即在不同的規(guī)制強度下,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用大小和方向都可能會發(fā)生顯著變化,而且環(huán)境規(guī)制的門檻值并非唯一確定。因此,為避免主觀劃分門檻值可能引起的誤差,采用Hansen發(fā)展的門檻面板模型,根據(jù)數(shù)據(jù)本內(nèi)在特點來劃分區(qū)間并求出門檻值及個數(shù),Hansen[32]將門檻回歸模型設定如下:其中,yit為被解釋變量,xit為p×1階解釋變量,qit表示門檻變量,它可以是xit中的回歸元,也可是獨立的門檻變量。

    定義dit(γ)= I(qit≤γ),其中I(·)為指示函數(shù),即qit≤γ時,有I(·)=1;qit>γ時,I(·)=0。這樣,(2)(3)式可以寫成單一方程(4)式:

    其中,β=β2;?=β1-β2。

    根據(jù)Hansen的基本思想,門檻值γ應為使殘差平方和最小時所對應的觀測值。通過檢驗以門檻值劃分的兩組樣本的模型參數(shù)是否存在顯著性差異,判斷是否存在門檻值。原假設為不存在門檻值即H0∶β1=β2,構造LM統(tǒng)計量對其進行檢驗,統(tǒng)計量形式為:

    其中,S0表示不存在門檻值下的殘差平方和,Sn表示存在一個門檻值下的殘差平方和,由于γ∧無法識別,式(5)中的F分布為非標準分布。為此,Hansen[32]以統(tǒng)計量本身的大樣本分布函數(shù)來轉換,運用bootstrap方法計算得到大樣本的漸進p值,與一般計量方法中的概率P類似。在原假設成立條件下,方程組退化為單一線性模型,說明不存在門檻效應;反之,在β1和β2之間存在不同作用效果,則存在門檻效應。第一個門檻值確定后,可繼續(xù)進行兩個及多個門檻值檢驗。如果拒絕LM檢驗,說明至少存在一個門檻值,在估計出γ1已知的基礎上,再搜尋第二個門檻值γ2,檢驗其是否成立,以此類推,直到無法拒絕零假設為止。在門檻效應確定后還需要確定置信區(qū)間以確保門檻估計值的真實性,其原假設為H0∶γ∧=γ,檢驗釋然比統(tǒng)計量為,

    在α顯著性水平下,當統(tǒng)計量LR(n()γ)≤c(α)= -21n(1-α)時不能拒絕原假設,根據(jù)Hansen提供的臨界值表可以進行相應的判斷。

    (二)環(huán)境規(guī)制影響清潔技術創(chuàng)新的門檻面板模型

    關于環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用方向和作用大小至今尚無定論,一些學者[1,25,33-34]從理論和實證角度驗證指出環(huán)境規(guī)制強度與技術創(chuàng)新之間的非線性關系。當變量之間存在非線性關系時,普通線性回歸將是有偏的,門檻回歸分析相對而言將能更準確地擬合數(shù)據(jù)。并且,考慮到中國各區(qū)域間環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新存在較大的異質(zhì)性,環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應的發(fā)揮會很可能受多種條件因素的影響,面臨著諸多“門檻”限制。為此,基于Hansen的門檻面板模型,本文結合知識生產(chǎn)函數(shù),設定環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新門檻面板模型為:

    式(7)中,i代表地區(qū),t代表年份,lnCI表示清潔技術創(chuàng)新水平,ER代表環(huán)境規(guī)制強度,qit代表門檻變量,如經(jīng)濟發(fā)展水平、所有制結構、外商直接投資、企業(yè)發(fā)展水平等,τ為特定門檻值,I(·)為指標函數(shù),αi反映個體效應,μit為隨機干擾項。

    當然,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用不僅受到環(huán)境規(guī)制本身的影響,在現(xiàn)實經(jīng)濟中還會受到其他因素的作用,并出現(xiàn)其他因素作用的門檻特征,其中一個重要變量就是經(jīng)濟發(fā)展水平。韓玉軍等[35]認為,經(jīng)濟增長在環(huán)境質(zhì)量的變化過程中存在著“門檻效應”,因為經(jīng)濟發(fā)展水平是一個國家或地區(qū)解決環(huán)境問題的基礎或先決條件,在經(jīng)濟發(fā)展水平較低時,人們對高質(zhì)量的環(huán)境需求較小,受生活壓力,人們寧可承受較高的環(huán)境污染來換取物質(zhì)產(chǎn)品,即經(jīng)濟發(fā)展初始階段,人們對高質(zhì)量環(huán)境需求較低,此時,如果政府出臺嚴厲的環(huán)境規(guī)制,企業(yè)也無更多投入進行清潔技術研發(fā),并可能極大破壞生產(chǎn)。當經(jīng)濟發(fā)展水平較高時,隨著人們收入水平和生活質(zhì)量的提高,人們已不再滿足于對基本生活產(chǎn)品的需求,對環(huán)境質(zhì)量的需求也隨之提高,并且此時企業(yè)有較多的利潤,此時加大環(huán)境規(guī)制強度,將有效激勵企業(yè)進行清潔技術研發(fā),其中環(huán)境庫茲涅茨曲線直觀地刻畫了經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境質(zhì)量的作用關系。因此,應該將經(jīng)濟發(fā)展水平作為影響環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應的一個重要門檻變量。當然,這種門檻值也并非是唯一的。沈能[1]考察環(huán)境規(guī)制對總體技術創(chuàng)新的作用時,發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平對環(huán)境規(guī)制效果存在雙重門檻。對于我國這樣一個外貿(mào)驅動型經(jīng)濟而言,環(huán)境規(guī)制效果的需要考察的另一個門檻變量,就是外商直接投資(FDI),宋馬林等[36]發(fā)現(xiàn),F(xiàn)DI并沒有促進中國的技術進步,對中國環(huán)境效率還有著顯著的負向影響。但景維民等[21]發(fā)現(xiàn),在環(huán)境管制強度較弱和污染性偏向的技術結構下,F(xiàn)DI對綠色技術進步既有正向的技術溢出效應,也有負向的產(chǎn)品結構效應。雖然FDI對環(huán)境規(guī)制的作用方向可能并不確定,但其確實顯著影響了環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的作用。此外,在我國轉軌經(jīng)濟改革過程中,由于行政管制和政策優(yōu)勢,不同所有制企業(yè)在經(jīng)營管理、稅收負擔和投融資等方面都存在較大差異,市場競爭程度、要素投入成本和人力資本積累等引致不同所有制企業(yè)對環(huán)境規(guī)制的反應不同,因而,需要考察所有制結構對環(huán)境規(guī)制效應的影響。最后,我們還考察了企業(yè)發(fā)展水平尤其是企業(yè)的經(jīng)營效益,通常企業(yè)利潤越高則越易投入更多開展技術研發(fā),在同等的環(huán)境規(guī)制強度下,更可能進行清潔技術創(chuàng)新。

    (三)數(shù)據(jù)與指標選取

    本文實證檢驗的樣本為除西藏以外的30個省、自治區(qū)和直轄市2003-2011年的面板數(shù)據(jù),主要數(shù)據(jù)來自2004-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及中華人民共和國專利公布公告系統(tǒng)網(wǎng)站。因變量為清潔技術創(chuàng)新水平CI。清潔技術創(chuàng)新水平的測度指標,目前學術界廣泛采用專利統(tǒng)計數(shù)據(jù),來衡量一個國家或地區(qū)及企業(yè)技術創(chuàng)新的產(chǎn)出水平。原因如下:一是技術專利反映技術創(chuàng)新的主要信息內(nèi)涵。一般地,專利權在技術上的獨占性和排他性特征要求專利權的獲得,需要依法經(jīng)過嚴格審查。同時,專利必須具有新穎性、創(chuàng)造性和實用性,這些特征決定了有效專利所代表的技術發(fā)明與現(xiàn)有技術相比,具有突出的實質(zhì)性特點和顯著的進步,在生產(chǎn)中能夠制造或者使用,并且能夠產(chǎn)生積極效果,因而專利提供了反映技術創(chuàng)新本質(zhì)的豐富信息[37-38];二是專利更具代表性。伴隨專利保護制度的健全和完善,人們的技術產(chǎn)權保護意識提高,越來越多的技術發(fā)明和科研成果以專利形式公布,專利數(shù)據(jù)進而就表現(xiàn)出較強的代表性;三是專利數(shù)據(jù)可以被分類到特定的技術領域,并且世界知識產(chǎn)權組織(WIPO)制定了國際專利分類表(IPC),便于進行統(tǒng)計分析。不過,雖然與環(huán)境相關的專利申請數(shù)量能夠有效表征清潔技術創(chuàng)新水平,但是直至今天尚未形成明確的關于環(huán)境專利的分類標準。為此,我們借鑒Johnstone[39]指標選取思想,將可再生能源專利申請數(shù)量作為清潔技術創(chuàng)新的衡量指標,其中可再生能源又稱狹義清潔能源,主要包括太陽能、風能、海洋能、地熱能、生物質(zhì)能、水能。目前,化石燃料不斷耗竭,并日益成為引致環(huán)境惡化的主要根源,發(fā)展可再生能源已成為世界各國提升環(huán)境質(zhì)量的不二選擇。諸如德國20年來鼓勵使用可再生能源,在2010年二氧化碳減少了1.2億噸,提前達到京都議定書的減排目標①參見德國環(huán)保部2011年3月16日新http://www.erneuerbare-energien.de/inhalt/47120/4590/。。中國通過出臺《中華人民共和國可再生能源法》頒布《可再生能源中長期發(fā)展規(guī)劃》等一系列法規(guī)措施,激勵發(fā)展可再生能源。由此可見,未來清潔技術的發(fā)展主要體現(xiàn)在可再生能源層面,其專利申請數(shù)量能夠有效體現(xiàn)清潔技術創(chuàng)新的發(fā)展水平,參照Johnstone可再生能源相關專利所對應的國際專利分類準則,利用我國專利公布公告系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫搜索可再生能源的相關專利集,獲取不同時期省際可再生能源專利數(shù)據(jù)。

    解釋變量包括:(1)環(huán)境規(guī)制ER。環(huán)境規(guī)制方式的分類主要有三:第一類是命令-控制式環(huán)境規(guī)制,由政府規(guī)定哪些行為必須禁止或被限制,表現(xiàn)為技術準入標準和政府行政審批管制;第二類是經(jīng)濟方式型環(huán)境規(guī)制,即將環(huán)境外部成本內(nèi)部化,如征收環(huán)境污染稅或排污費等;第三類是產(chǎn)權方式的環(huán)境規(guī)制,明確產(chǎn)權邊界讓環(huán)境具有私人產(chǎn)權性質(zhì),通過價格發(fā)現(xiàn)機制進行配置實現(xiàn)市場配置,從而降低整體污染排放行為[40]。其中,第二種方式體現(xiàn)了誰污染誰治理與誰消耗誰承擔的效率和責任原則,避免了命令型環(huán)境規(guī)制所產(chǎn)生的管制機構的利益問題,能夠減少政府制定命令所付出的行政成本和信息搜集成本,并比第三種產(chǎn)權交易方式的環(huán)境規(guī)制更易于實施。為此,本文主要針對第二類經(jīng)濟方式的環(huán)境規(guī)制考察為主,強調(diào)以市場為導向利用排污費征收、環(huán)境稅及補貼等經(jīng)濟手段,來規(guī)范排污者的行為,進而實現(xiàn)將污染外部成本內(nèi)部化,鼓勵企業(yè)清潔技術創(chuàng)新。目前,我國普遍采用的經(jīng)濟方式環(huán)境規(guī)制工具,主要有收費政策和財政投入政策,由于本文旨在考察政策規(guī)制如何激發(fā)企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新,考慮到地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模的差異,因此,在此選擇地區(qū)的排污費收入占地區(qū)GDP的比重,來衡量政府施加在企業(yè)上的環(huán)境規(guī)制強度。此外,政府排污費收入可以有效衡量企業(yè)的治污成本支出,該比重越大表明環(huán)境規(guī)制強度越高。(2)人力資本L。選擇各地區(qū)R&D人員作為人力資本投入的衡量指標,為了減小數(shù)據(jù)的波動,本文將取相應數(shù)據(jù)的對數(shù)。(3)資本K。選取各地區(qū)研究與開發(fā)機構R&D經(jīng)費支出表征技術創(chuàng)新資金的測度指標,考慮到各地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模差異和數(shù)據(jù)的可比性,通過各地區(qū)消費價格指數(shù)(CPI)消除物價影響并進行對數(shù)變換。(4)經(jīng)濟發(fā)展水平(ED)。采用各地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量,并利用地區(qū)人均GDP指數(shù)進行平減,得到以2003年為基期的人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值。(5)外商直接投資FDI。選用FDI占GDP比值衡量。(6)所有制結構OS。選擇各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國有及國有控股工業(yè)資產(chǎn)所占的比重表示。(7)企業(yè)發(fā)展水平CD。選用工業(yè)企業(yè)平均利潤水平比值表示。

    三、門檻效應檢驗結果與評價

    根據(jù)門檻回歸原理,門檻變量qit可能來自于模型中的任意解釋變量。首先,將環(huán)境規(guī)制本身作為門檻變量,擬合環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新之間的內(nèi)在關系。為了確定計量模型的具體形式,需要確定環(huán)境規(guī)制的門檻個數(shù)和相應的門檻值。分別在不存在門檻值、存在一個門檻值、兩個門檻值和三個門檻值的假定下對(7)式進行估計,可以得到相應的F統(tǒng)計量。利用Hansen提出的Bootstrap法反復抽樣300次,模擬得到相應的P值,以確定門檻效果的顯著性水平,進而構造門檻值的置信區(qū)間判定門檻值的真實性,相關的檢驗結果見表1。

    表1顯示,單一門檻效應檢驗中F值為12.784>11.309,相應的P值為0.033,說明在5%顯著性水平下拒絕不存在門檻效應的原假設,接受存在單一門檻效應假設;同樣,雙重門檻效應結果表明,在10%顯著性水平下拒絕只存在一個門檻值的原假設;而三重門檻值的假設沒有通過顯著性檢驗,因而判定環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響僅存在兩個門檻值。采用“格柵搜索法”確定門檻值,發(fā)現(xiàn)三個門檻值分別是τ1=0.177、τ2=0.076。另外,門檻估計值在95%的置信區(qū)間是所有似然比統(tǒng)計量LR值小于5%的顯著性水平下臨界值所構成的區(qū)間,置信區(qū)間小表示估計的門檻值有效,雙重門檻值的置信區(qū)間為[0.014, 0.343],這一較小的置信區(qū)間說明雙重門檻效應的門檻值是真實的。

    表1 環(huán)境規(guī)制的門檻效應檢驗

    借助兩個似然比函數(shù)圖(圖1和圖2),可以更為直觀地理解門檻值的估計和置信區(qū)間的構造過程。在似然比統(tǒng)計量LR(τ)最?。ǖ扔?)時,門檻估計值τ是真實有效的。其中,圖形中的虛線是在5%顯著性水平下的臨界值,95%的置信區(qū)間是虛線以下的所有τ構成的區(qū)間。兩個圖中LR值均在臨界線以下,說明兩個門檻值存在的真實有效性。

    圖1  環(huán)境規(guī)制的第一個門檻估計值

    圖2  環(huán)境規(guī)制的第二個門檻估價值

    檢驗結果表明環(huán)境規(guī)制效果存在雙重門檻效應,這說明其中含有兩個層面的意思:一是環(huán)境規(guī)制存在門檻效應。環(huán)境規(guī)制的門檻效應,說明環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用是有約束的,或者說,一定強度的環(huán)境規(guī)制政策在其實施初期,對清潔技術創(chuàng)新可能有一定正向的積極作用,但伴隨環(huán)境規(guī)制強度增大以及清潔技術創(chuàng)新初期,相對于非清潔技術創(chuàng)新的資源和利潤劣勢,可能抑制清潔技術的研發(fā)。這也間接印證了一些經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)的環(huán)境規(guī)制與清潔技術間U形關系結論。二是環(huán)境規(guī)制存在雙重門檻效應。環(huán)境規(guī)制效應的雙重門檻效應說明,環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新可能并非是單一線性關系,在兩個門檻值之間,二者關系可能表現(xiàn)出一定的復雜性。或者說,在第二個門檻值之間,在滿足某些條件下,環(huán)境規(guī)制強度提高,清潔技術創(chuàng)新水平將得到有效提高。

    以上結果說明,我國環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新存在顯著的非線性門檻特征,那么,是什么因素引發(fā)了環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的影響發(fā)生結構性變化呢?在現(xiàn)實經(jīng)濟發(fā)展和技術創(chuàng)新過程中,經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資、所有制結構及企業(yè)發(fā)展水平都有可能成為環(huán)境規(guī)制門檻效應存在的原因。為深入考察環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新存在門檻效應的背后原因,我們在此將這些變量作為門檻變量,重新考察這些因素的變化,是如何改變環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用關系。需要注意的是,在加入門檻變量時,依次只能加一個,如果多個門檻變量同時加入,可能會產(chǎn)生多重共線性問題,導致模型估計結果不準確。為此,依次選擇ED、FDI、OS和CD作為門檻變量進行回歸。表2列示了各變量門檻效應的檢驗結果。

    表2 環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應的影響因素檢驗結果

    從表2中LM統(tǒng)計量值可以看出,經(jīng)濟發(fā)展水平ED在一個門檻、兩個門檻、三個門檻模型下,P值分別為0.037、0.060、0.040,均小于10%,即經(jīng)濟發(fā)展具有三重門檻效應。外商直接投資FDI在單一門檻效應下沒有通過顯著性檢驗,表明FDI接受不存在門檻值的原假設,可知外商直接投資對環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應不存在門檻效果。為什么會出現(xiàn)這種情況呢?我們認為,原因可能是外商直接投資無論經(jīng)濟發(fā)展水平如何,對于一個特定性外商投資的企業(yè)而言,其外資方愿意在國內(nèi)投入研發(fā)或愿意向屬地國技術溢出的程度,事實是確定的,無論你外部環(huán)境如何?;蛘哒f,你的發(fā)展水平再高,外資方也并不一定愿意提供更前沿和更多的技術,這也與當前一些經(jīng)驗研究結果相吻合,即外商直接投資的技術溢出效應有限。為此,其對屬地國政府政策管制與清潔技術創(chuàng)新的關系可能也就是單一確定的。所有制結構變量的單一門檻和雙重門檻效果在5%的顯著性水平上顯著,三重門檻效果并不顯著,因而存在兩個門檻值,表明,所有制結構必須經(jīng)歷或達到特定門檻值后,即民營經(jīng)濟發(fā)展到一定程度后,市場競爭才能使政策管制效果充分顯現(xiàn);企業(yè)收益水平變量的三個模型均未通過顯著性檢驗,表明企業(yè)發(fā)展水平不會改變環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用效果,這表明,企業(yè)能否投入到清潔技術研發(fā),直接受制于清潔技術研發(fā)的利潤。因此,可以初步判定影響我國環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用的關鍵因素,主要表現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展水平和所有制結構。

    為進一步確定經(jīng)濟發(fā)展水平和所有制結構如何影響環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應,分別采用三重門檻面板模型和單一門檻面板回歸模型進行估計,結果見表3。

    門檻參數(shù)估計結果表明,經(jīng)濟發(fā)展水平的三重門檻特征,將環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用分為四個不同狀態(tài),當?shù)貐^(qū)人均實際GDP低于14125元時,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)為-1.89,環(huán)境規(guī)制強度的增加會抑制清潔技術創(chuàng)新水平提高;人均實際GDP介于14125和37459元之間時,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的邊際影響系數(shù)變?yōu)?.441,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新開始起促進作用,但這種正向關系并不顯著;人均實際GDP高于37459元且不超過61113元時,環(huán)境規(guī)制有效地促進了清潔技術創(chuàng)新,系數(shù)值為14.77;當人均實際GDP突破61113元高門檻時,環(huán)境規(guī)制的邊際系數(shù)上升到最大值49.489,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新有明顯的促進作用。這意味著,隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高,清潔技術創(chuàng)新資源稟賦和創(chuàng)新利潤已具有明顯優(yōu)勢,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的促進作用呈現(xiàn)出邊際遞增性質(zhì)。此時,經(jīng)濟發(fā)展水平較高時,人們收入和生活水平的提高使得市場上具有對高質(zhì)量環(huán)境的需求,企業(yè)也具備了進行清潔技術創(chuàng)新研發(fā)的內(nèi)在動力和資本實力,能夠發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的正向促進作用。所有制結構OS雙重門檻值分別為0.204和0.589,當工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國有工業(yè)資產(chǎn)所占比重低于20.4%時,系數(shù)估計值為-15.968,并且在1%的顯著性水平下顯著,環(huán)境強度對清潔技術創(chuàng)新有明顯負向作用,當國有資產(chǎn)占工業(yè)總資產(chǎn)比重處于20.4%和58.9%之間時,環(huán)境規(guī)制作用方向由負向轉為正向,但該正向作用未通過統(tǒng)計檢驗,說明位于該區(qū)間的所有制結構仍下無法改變環(huán)境規(guī)制的作用方向,當國有資產(chǎn)比重超過58.9%時,環(huán)境規(guī)制對清潔技術的創(chuàng)新又轉為負面影響??傮w而言,工業(yè)企業(yè)中國有資產(chǎn)比重的提高將會導致環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新表現(xiàn)為負向作用,但并非簡單的線性負相關關系,這種負向作用關系也呈逐年減弱態(tài)勢。這可能是由于計劃經(jīng)濟體制的影響,國有企業(yè)處于資源壟斷地位且享受制度層面的優(yōu)惠,通過行政管制的方式剔除競爭對手,從而缺乏技術創(chuàng)新動力,壟斷利潤來之容易,國有企業(yè)可能將工作重心用于政府間尋租,進而使來自政府的環(huán)境規(guī)制措施,無法激勵國有企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新。

    表3 門檻面板模型的估計結果

    為能夠充分考量環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的作用,并提高環(huán)境規(guī)制的作用效果,結合不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展生活水平和所有制結構的差異,依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的三重門檻將30個省市分成低收入(ED14125)、中等收入(14125< ED37459)、次高收入(3745961113)四組,并根據(jù)所有制結構門檻分為國有資產(chǎn)比重過低(OS0.204)、國有資產(chǎn)比重適中(0.2040.589)三種類型,表4列示了2011年各省份的門檻值區(qū)間分布。

    首先,從橫向來看,貴州、云南、甘肅三個西部省份處于低收入?yún)^(qū)間,尚未跨越環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新負向影響的第一階段。20個省份位于中等收入?yún)^(qū)間,包括所有中部省市、大部分西部省份及少數(shù)東部省份,該區(qū)間內(nèi)的各地區(qū)處于環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用由負向轉為正向的過渡階段,但實際作用方向并不明確。然而,位于東部地區(qū)的七個省份,收入率先達到次高收入和高收入水平階段,進入環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新正向影響階段,處于環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應的遞增階段。顯然,較高經(jīng)濟發(fā)展水平為環(huán)境規(guī)制提高清潔技術創(chuàng)新水平提供了良好的外部條件。其次,從縱向上看,福建、海南、山東、廣東、江蘇、浙江六個經(jīng)濟發(fā)達的東部省份,國有資產(chǎn)比重較低,其他大部分中西部地區(qū)有著較高的國有資產(chǎn)比重。整體而言,甘肅、貴州、云南、新疆、陜西,這些地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后,同時企業(yè)國有資產(chǎn)比重又相對較高,環(huán)境規(guī)制強度的增加將會阻礙清潔技術創(chuàng)新。同時,值得注意的是,有15個省市位于經(jīng)濟發(fā)展的第二階段和所有制結構兩個門檻值中間,該區(qū)間內(nèi)無論是經(jīng)濟發(fā)展水平還是所有制結構特征,都引致環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用方向由負向轉為正向,但正向影響均不顯著,這些地區(qū)中環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用方向不確定。這些結果表明,不同地區(qū)應該實施不同強度的環(huán)境規(guī)制和技術進步政策,實現(xiàn)經(jīng)濟和環(huán)境相容發(fā)展。

    表4 2011年各省份門檻區(qū)間分布狀況

    在回歸結果中,資本K和勞動L系數(shù)為正且均表現(xiàn)為顯著性,說明研發(fā)資金投入和人力資本對于我國清潔技術創(chuàng)新水平具有顯著正向作用?;貧w系數(shù)估計值代表了K和L的清潔技術產(chǎn)出彈性,比較兩個變量系數(shù)可以發(fā)現(xiàn),在清潔技術創(chuàng)新過程中,人力資本比研發(fā)資金投入作用更大,他們認為研發(fā)資本存量對總體技術創(chuàng)新正向促進作用的顯著性并不穩(wěn)定,而研發(fā)人員一直表現(xiàn)出顯著的正向影響,這說明技術創(chuàng)新并非是簡單的一般商品生產(chǎn),更需要具有創(chuàng)造力的生產(chǎn)要素。但同時應該注意到,兩個變量的影響程度都依賴于門檻變量,模型1和模型2中K和L回歸系數(shù)大小不同,在經(jīng)濟發(fā)展作為門檻變量的回歸中,研發(fā)資本投入的影響系數(shù)值0.886小于所有制結構門檻回歸系數(shù)0.998,而人力資本邊際影響系數(shù)則是前者大于后者。

    考慮到變量間的相互作用,為檢驗結果的穩(wěn)健性,本文進一步按照某一變量門檻值作為分組指標進行第二輪門檻回歸。上述門檻回歸結果表明,當經(jīng)濟發(fā)展水平低于37459元時,環(huán)境規(guī)制強度的增加無法有效激勵清潔技術創(chuàng)新,而當經(jīng)濟發(fā)展水平高于37459元時,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新具有邊際遞增地正向推動作用。因此,以37459元作為分組標準,同時依據(jù)我國不同地區(qū)經(jīng)濟正處于不同增長階段的現(xiàn)實,按2011年各地區(qū)人均實際GDP將30個省市分為低收入和高收入兩種類型,分別對兩組進行第二輪門檻回歸,表5顯示在控制經(jīng)濟發(fā)展水平條件下,所有制結構對環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新作用發(fā)揮的門檻效應,進而估計出一個門檻值條件下的回歸結果(見表6)。

    由表5可知,低收入組所有制結構(OS)第二輪檢驗結果無法拒絕不存在門檻效應的原假設,而高收入組檢驗結果拒絕了不存在門檻效應的原假設,但無法拒絕只存在一個門檻值的原假設,即高收入組中所有制結構(OS)對環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應存在單重門檻效應。表明所有制結構的門檻效應主要體現(xiàn)在高收入地區(qū)。計算得到OS門檻值為0.598,與第一輪門檻回歸中OS的第二個門檻值(0.589)大小接近。并且表6中回歸結果顯示,當工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中國有工業(yè)資產(chǎn)所占比重低于59.8%時,環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新作用方向雖呈現(xiàn)為正,但仍未通過統(tǒng)計檢驗,當國有資產(chǎn)比重超過58.9%時,環(huán)境規(guī)制對清潔技術的創(chuàng)新具有顯著負向作用,與本研究之前的檢驗結論保持一致,分組檢驗并沒有改變所有制結構對環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應發(fā)揮的作用效果。同時,資本K和勞動L對清潔技術創(chuàng)新的作用大小與作用方向也與第一輪回歸結果基本一致,說明回歸結果是穩(wěn)健的。

    四、結語

    本文構建環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新的門檻回歸模型,利用我國2003-2011年30個省市的面板數(shù)據(jù),考察環(huán)境規(guī)制與清潔技術創(chuàng)新關系的背后成因,深入挖掘環(huán)境規(guī)制非線性效應的決定因素。結果顯示:(1)環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新的作用存在非線性雙重門檻效應,經(jīng)濟發(fā)展階段和所有制結構是環(huán)境規(guī)制發(fā)揮作用的前提也是改變環(huán)境規(guī)制作用效果的關鍵因素,即經(jīng)濟發(fā)展水平越高,越有利于環(huán)境規(guī)制對清潔技術創(chuàng)新正向作用的發(fā)揮,而國有企業(yè)比重越大,越不利于環(huán)境規(guī)制提升清潔技術研發(fā)。(2)經(jīng)濟發(fā)展水平和所有制結構對環(huán)境規(guī)制

    表5 不同經(jīng)濟發(fā)展水平下所有制結構門檻效應檢驗

    表6 門檻參數(shù)估計與檢驗結果

    效果作用關鍵且表現(xiàn)出門檻性。一方面,經(jīng)濟發(fā)展水平出現(xiàn)三重門檻效應,當人均實際GDP位于14125元的低門檻以下時,環(huán)境規(guī)制強度增加抑制清潔技術創(chuàng)新;當人均實際GDP超過37459元時,環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應由負向轉正向,門檻值越高則環(huán)境規(guī)制正向作用越顯著,暗示一個國家或地區(qū)環(huán)境規(guī)制效果受制于其經(jīng)濟發(fā)展水平。另一方面,所有制結構對環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應,具有雙重門檻的非線性特征,但兩個門檻值并沒有改變環(huán)境規(guī)制的作用方向,在所有制結構約束下,高強度環(huán)境規(guī)制將阻礙清潔技術創(chuàng)新,但不同區(qū)間的作用效果差異明顯,對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),所有制結構對環(huán)境規(guī)制清潔技術創(chuàng)新效應的門檻效果更顯著。(3)R&D支出和人力資本作用正向且顯著,但人力資本的技術創(chuàng)新產(chǎn)出貢獻更大,雖然二者的作用效果受制于門檻變量,但在不同門檻變量的回歸中,R&D研發(fā)支出和人力資本投入對清潔技術創(chuàng)新的產(chǎn)出彈性有明顯差異。

    上述研究表明,不同經(jīng)濟發(fā)展階段地區(qū)應實施不同的環(huán)境規(guī)制強度。一方面,經(jīng)濟欠發(fā)達的中西部地區(qū),不應實施與東部發(fā)達地區(qū)相當?shù)沫h(huán)境規(guī)制強度,也就是發(fā)達地區(qū)適宜性的環(huán)境規(guī)制強度應高于經(jīng)濟落后地區(qū),對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)而言,適當?shù)卦黾迎h(huán)境規(guī)制強度可以引導企業(yè)清潔技術研發(fā),通過創(chuàng)新補償效應實現(xiàn)經(jīng)濟增長和環(huán)境保護相容發(fā)展?;蛘?,對于落后地區(qū),盲目實行嚴厲的環(huán)境規(guī)制可能帶來過高的附加成本,不僅無法引致企業(yè)進行清潔技術創(chuàng)新,甚至引發(fā)經(jīng)濟衰退;另一方面,落后地區(qū)所有制結構主要表現(xiàn)出國有主導型特征,而國有及國有控股企業(yè)清潔技術創(chuàng)新動力不足,技術創(chuàng)新動力弱于非國有企業(yè),使國有經(jīng)濟成份比重大的地區(qū)環(huán)境規(guī)制易對清潔技術創(chuàng)新起抑制作用。所有制結構差異引發(fā)環(huán)境規(guī)制效果的不同,表明環(huán)境規(guī)制的清潔技術創(chuàng)新效應的發(fā)揮需要重視市場化和經(jīng)濟體制的影響,除應在國有企業(yè)內(nèi)部建立健全有效的激勵和競爭機制外,尤其需要重視國有和非國有企業(yè)制度層面的市場公平競爭,使企業(yè)存在清潔技術創(chuàng)新的激勵。從長期來看,環(huán)境治理必須依靠清潔技術,這就使我們應該關注R&D支出和人力資本這類技術創(chuàng)新的內(nèi)在動力,尤其是在重視研發(fā)投資的同時,注重培養(yǎng)創(chuàng)新人才并引導研發(fā)人員轉向清潔技術創(chuàng)新領域。

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