環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長
——基于2008—2015年中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

許長新,胡麗媛

(河海大學 商學院,江蘇 南京 211100)

1 引言

近年來我國經(jīng)濟獲得高速增長,GDP年均增長率接近8%,但也伴隨著大量的資源消耗與日益加劇的環(huán)境污染。環(huán)境污染問題已尖銳地暴露出來,凸顯成為經(jīng)濟增長的焦點。2015年我國工業(yè)廢水排放量達到199.50億t,工業(yè)二氧化硫排放量達到1556.70萬t,工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量達到33.11億t,能源消費總量達到40.22億t標準煤。環(huán)境保護與經(jīng)濟增長此消彼長,陷入“經(jīng)濟—環(huán)境”的怪圈,呈現(xiàn)出兩難格局。我國提出“加快生態(tài)文明體制改革”,樹立并落實“綠水青山就是金山銀山”理念,使“兩山”由沖突對立關系上升為協(xié)調(diào)統(tǒng)一的關系,推動建設人與自然和諧發(fā)展的現(xiàn)代化,環(huán)境保護與經(jīng)濟增長相輔相成,走可持續(xù)發(fā)展之路。創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力,這高度概括了技術創(chuàng)新的重要意義?？紤]到技術創(chuàng)新在經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展中的重要地位,企業(yè)技術創(chuàng)新是平衡環(huán)境保護與經(jīng)濟增長的根本和有效的渠道。提升技術創(chuàng)新效率,實現(xiàn)環(huán)境保護與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)統(tǒng)一,是我國當前亟待解決的難題。

本文將環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長納入同一個研究框架,綜合考察三者之間的內(nèi)在關聯(lián)性。選取我國30個省區(qū)(未包括香港與澳門特別行政區(qū)、臺灣地區(qū)和西藏自治區(qū))2008—2015年的省際面板數(shù)據(jù),構建動態(tài)面板模型,運用系統(tǒng)GMM探究環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟效益。采用面板門檻模型與空間面板杜賓模型實證檢驗環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長的非線性關系與空間相互關系,厘清環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新渠道作用于經(jīng)濟增長的機理,為實現(xiàn)經(jīng)濟增長與環(huán)境保護的“雙贏”提供政策參考,對制定科學合理的環(huán)境規(guī)制政策具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

2 文獻述評

在理論研究方面,對環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長兩者之間的關系還存在著爭議,現(xiàn)有研究主要集中在:①直接考察環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響效應。Jorgenon、Wilcoxen[1]通過環(huán)境規(guī)制對美國經(jīng)濟增長的實證研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境規(guī)制導致國民生產(chǎn)總值下降2.59%；Levinsohn、Petrin[2]發(fā)現(xiàn),美國造紙業(yè)較高的污染控制成本對造紙業(yè)的生產(chǎn)率具有抑制作用;Coria、Jaraite[3]以瑞典企業(yè)為研究樣本,發(fā)現(xiàn)CO2排放規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)行為與經(jīng)濟效益不存在顯著影響;Hering、Poncet[4]以我國城市為樣本,研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對出口存在負向效應;Albrizio等[5]利用跨國數(shù)據(jù)研究環(huán)境規(guī)制強度對不同生產(chǎn)率企業(yè)的生產(chǎn)率增長率影響的異質(zhì)性,發(fā)現(xiàn)對生產(chǎn)率排名靠前的企業(yè),環(huán)境規(guī)制趨嚴會提高其生產(chǎn)增長率,而對生產(chǎn)率較低的企業(yè),更嚴格的環(huán)境規(guī)制反而會降低其生產(chǎn)增長率。囿于數(shù)據(jù)可得性約束,并未對環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)生產(chǎn)率的作用機理進行分析。②探究環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長間的間接關系,通過考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新的影響,進而驗證環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的效應。Porter[6]認為,競爭優(yōu)勢不應拘泥于靜態(tài)效率下的最優(yōu)行為,而應建立在動態(tài)約束下的技術提升與企業(yè)的創(chuàng)新行為之上。恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制可激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新,抵消生產(chǎn)要素相對價格提升帶來的生產(chǎn)成本增加,進而實現(xiàn)生產(chǎn)率提升。宋馬林、王舒鴻[7]采用DEA方法將環(huán)境效率分解為技術因素與環(huán)境規(guī)制因素,提出以技術進步帶動環(huán)境保護與產(chǎn)業(yè)升級,加大環(huán)境規(guī)制,從而推動我國環(huán)境效率的提升;Feng等[8]以我國企業(yè)為樣本,發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的提升存在正向積極影響;史貝貝[9]等采用雙重差分法檢驗環(huán)境規(guī)制對地區(qū)經(jīng)濟增長的作用機制,研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制帶來的經(jīng)濟紅利具有邊際遞增效應。

基于文獻回顧與梳理,本文發(fā)現(xiàn)目前大多數(shù)研究使用的環(huán)境效果變量較單一,且主要檢驗環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的兩兩單一關系,而技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長間存在聯(lián)結效應,因此本文試圖做出以下四點邊際貢獻:一是運用主成分分析法多指標系統(tǒng)地測度不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度,并采用隨機前沿分析法(SFA)對技術創(chuàng)新效率進行估計;二是基于動態(tài)視角,構建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型考察環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響以及技術創(chuàng)新在兩者關系間的調(diào)節(jié)作用;三是采用面板門檻模型實證檢驗環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項對經(jīng)濟增長的門檻效應,探究環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新渠道對經(jīng)濟增長的非線性影響;四是構建空間面板杜賓模型,驗證環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的空間溢出效應。

3 環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的作用機理分析

有效的環(huán)境規(guī)制在保護環(huán)境的同時,也要盡可能降低對被規(guī)制地區(qū)經(jīng)濟增長的不利影響。技術創(chuàng)新是平衡政府環(huán)境規(guī)制與地區(qū)經(jīng)濟績效的決定因素,分析環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的作用機理,充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的技術創(chuàng)新效應以實現(xiàn)環(huán)境保護與經(jīng)濟增長的“雙贏”。環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響是通過直接效應與以技術創(chuàng)新為中介的間接效應綜合作用實現(xiàn)的,具體的作用機理見圖1。

圖1 環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的作用機理

3.1 環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟增長的直接效應

傳統(tǒng)學派的“遵循成本說”提出,環(huán)境規(guī)制增加了企業(yè)遵循成本,對企業(yè)生產(chǎn)效率具有抑制效應,不利于經(jīng)濟增長。一方面,基于環(huán)境污染的外部性,企業(yè)受制于環(huán)境約束進行必要的污染治理投資以改善社會福利,或引進先進的減污設備、開發(fā)使用新的生產(chǎn)工藝,在資金有限的前提下,污染治理投資增加侵蝕了企業(yè)的生產(chǎn)性投資,導致經(jīng)濟體生產(chǎn)績效下降,對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。另一方面,政府環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)用社會資源限定范圍或收取費用,使環(huán)境資源具有經(jīng)濟物品特性,企業(yè)生產(chǎn)對環(huán)境資源的消耗需要支付必要的費用,企業(yè)生產(chǎn)成本提高導致產(chǎn)品銷售價格上升,在產(chǎn)品需求不變的條件下,使產(chǎn)品利潤率降低,束縛企業(yè)經(jīng)濟績效。Christainsen、Haveman[10]認為,環(huán)境規(guī)制引致生產(chǎn)成本增加的同時,用于提高質(zhì)量、減少污染的資金投入會擠占有前景的項目投資。此外,環(huán)境規(guī)制標準趨嚴會占據(jù)部分管理時間,吸納企業(yè)財務資源,抑制企業(yè)經(jīng)濟效益提升,對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響。

3.2 環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟增長的間接效應

以Porter為代表的修正學派“創(chuàng)新補償說”提出,合理的環(huán)境規(guī)制對企業(yè)創(chuàng)新行為具有刺激作用,在抵消遵循成本制約的同時,也帶來技術擴散效應與結構的優(yōu)化升級,提高企業(yè)生產(chǎn)率水平,促進經(jīng)濟增長。伴隨環(huán)境規(guī)制強度的提升,政府的政策傾斜為企業(yè)帶來技術創(chuàng)新契機,激發(fā)企業(yè)進行環(huán)保技術升級與生產(chǎn)技術革新,催生產(chǎn)品創(chuàng)新補償效應,降低企業(yè)生產(chǎn)成本或增加產(chǎn)品價值。同時,環(huán)境規(guī)制的實施會推動污染控制技術的開發(fā)與環(huán)境管理創(chuàng)新,優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)過程,提升資源生產(chǎn)率,產(chǎn)生生產(chǎn)過程中的工藝創(chuàng)新補償效應。產(chǎn)品與過程創(chuàng)新補償?shù)墓餐饔?有利于促進企業(yè)與產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級,推動地區(qū)經(jīng)濟增長。馬海良等[11]提出,通過設置綠色進入壁壘,環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)進行技術創(chuàng)新活動,推動產(chǎn)業(yè)結構改變,進而通過企業(yè)技術創(chuàng)新和經(jīng)營績效的良性互動,促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。嚴格的環(huán)境規(guī)制會對經(jīng)濟產(chǎn)生“遵循成本效應”與“創(chuàng)新補償效應”,環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的作用效果取決于這兩種效應孰優(yōu)孰劣,由于增加成本和創(chuàng)新補償共同作用下的凈效應影響方向不能確定,需通過實證進行檢驗。

4 研究方法與數(shù)據(jù)

4.1 模型構建與方法說明

為探究環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響,本文借鑒現(xiàn)有研究的實證思路并進行拓展,引入因變量經(jīng)濟增長的一階滯后項,以考慮因變量的滯后效應和模型可能存在的內(nèi)生性。同時,為體現(xiàn)技術創(chuàng)新所導致的地區(qū)間環(huán)境規(guī)制行為的博弈性,引入技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制的交互項,構建計量模型為:

yi,t=c+φ1yi,t-1+φ2eri,t+φ3rdi,t+φ4er×rdi,t+ΦXi,t+δi+εi,t

(1)

式中,y為經(jīng)濟增長;er為環(huán)境規(guī)制強度;rd為技術創(chuàng)新效率;X為其他對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的控制變量向量;δi為地區(qū)效應;φ與Ф分別表示參數(shù)與參數(shù)向量;εi,t為殘差項。

4.2 環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項的門檻效應

借鑒Hansen[12]面板門檻法,探究不同環(huán)境規(guī)制強度下環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)是否有差異,即考察環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項的門檻效應。以單門檻為例,構建估計模型:

yi,t=c1+θ1eri,t+θ2rdi,t+θ3er×rdi,tI(er≤τ)+θ4er×rdi,tI(er>τ)+ΦXi,t+δi+εi,t

(2)

式中,I(·)為指示函數(shù);環(huán)境規(guī)制強度er為門檻變量;τ為特定的門檻值。當環(huán)境規(guī)制強度er小于門檻值τ時,環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)為θ3;當環(huán)境規(guī)制強度er大于門檻值τ時,環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)為θ4。多門檻模型可通過引入更多的τ擴展得到。

4.3 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)濟增長y:以地區(qū)人均GDP作為經(jīng)濟增長的衡量指標,并取其對數(shù)形式表示。

環(huán)境規(guī)制er:現(xiàn)有文獻關于環(huán)境規(guī)制的測度尚存爭議,主要采取以下替代指標以衡量環(huán)境規(guī)制:①采用環(huán)境規(guī)制政策表征[13];②不同污染物的排放量[14];③以不同污染物的排放密度作為其替代指標[15];④以人均收入水平作為環(huán)境規(guī)制的代理變量[16];⑤以治污投資與工業(yè)產(chǎn)值的比值來衡量[17];⑥基于資源消耗情況[18]。考慮到單一的衡量指標存在不全面性,指標體系選取的不完全可能會造成啡量結果的偏差，本文基于各地區(qū)的實際環(huán)境規(guī)制效果指標混合衡量,運用主成分分析法系統(tǒng)地測度環(huán)境規(guī)制強度。指標體系由1個目標層(環(huán)境規(guī)制強度綜合指標)、3個評價指標層和9個單項指標層構成,具體為:污染物排放量(單位GDP廢水排放量、單位GDP二氧化硫排放量。單位GDP固體廢物產(chǎn)生量)、資源消耗量(單位GDP水耗、單位GDP能耗)和污染處理率與利用率(廢水處置率、二氧化硫去除率、固體廢物處置率、固體廢物綜合利用率)。本文利用SPSS22.0軟件,運用主成分分析法對各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度進行測度。具體處理為:首先,由于各指標量綱與單位屬性存在差異,因此進行環(huán)境規(guī)制強度測度時需要先對指標進行處理。單位GDP廢水排放量、單位GDP二氧化硫排放量、單位GDP固體廢物產(chǎn)生量、單位GDP水耗和單位GDP能耗與環(huán)境規(guī)制強度負相關,取倒數(shù)進行度量。同時,為使數(shù)據(jù)具有可比性,對數(shù)據(jù)進行標準化處理,以得到無量綱數(shù)據(jù)。其次,通過KMO和Bartlett檢驗進行分析方法的可行性檢驗,發(fā)現(xiàn)符合因子分析的條件,可進一步進行主成分分析。然后，選擇提取特征根大于1對應的主成分,由此將原始變量轉(zhuǎn)化為新變量指標,在起到降維作用的同時,基本上包含了原始指標的信息。最后進行環(huán)境規(guī)制強度測算,將計算所得的特征向量矩陣與標準化后的指標值相乘,得到主成分函數(shù)的表達式,并以各主成分對應的特征根占所抽取的主成分特征根之和的比值為權重,得到綜合主成分值。環(huán)境規(guī)制強度越高,說明該地區(qū)政府對環(huán)境實行了更為嚴格的控制。

技術創(chuàng)新rd:近年來學者們通常采用數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)與隨機前沿分析(SFA)對技術創(chuàng)新效率進行測度,而隨機前沿分析法針對大樣本面板數(shù)據(jù)更具有優(yōu)越性。基于此,本文利用2008—2015年30個省區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),運用隨機前沿分析法估計區(qū)域工業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率。本文借鑒Battese、Coelli[19]的模型設定,以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為研究對象,構造企業(yè)技術創(chuàng)新效率隨機前沿模型(SFA),以專利申請數(shù)為產(chǎn)出指標,選取R&D經(jīng)費與R&D人員全時當量為投入指標,模型設定為:

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+μi,t-νi,t,TE=exp(-μi,t)

(3)

式中,i為地區(qū);t為時間;Y為產(chǎn)出指標,以區(qū)域規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)專利申請數(shù)表示;X為投入指標;X1為各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費;X2為R&D人員全時當量;TE為技術效率,在此處表示技術創(chuàng)新效率。

控制變量X:主要包括資本因素k,以全社會固定資產(chǎn)投資總額的對數(shù)表示;勞動因素w,以在崗職工平均工資的對數(shù)來衡量。

基于數(shù)據(jù)的可得性,本文采用2008—2015年的30個省區(qū)的相關數(shù)據(jù)作為樣本,數(shù)據(jù)來源于相關年份的《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》。運用Stata14.2軟件對數(shù)據(jù)進行處理,變量統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述統(tǒng)計

5 實證結果與分析

5.1 動態(tài)面板模型回歸

通過在回歸模型中引入被解釋變量滯后期,構建動態(tài)面板模型,從動態(tài)視角探究環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響。為解決動態(tài)模型可能存在的內(nèi)生性問題,采用兩步系統(tǒng)GMM方法對模型進行估計。同時,公布固定效應模型的回歸結果,從固定效應與兩步系統(tǒng)GMM的回歸結果看,變量系數(shù)的符號與顯著性一致,表明研究結果具有穩(wěn)定性,面板數(shù)據(jù)具體回歸結果見表2。AR(1)和AR(2)的檢驗結果表明,擾動項的差分僅存在一階自相關而不存在二階自相關,Sargan檢驗結果顯示模型不存在過度識別,驗證了工具變量的有效性。

表2 面板數(shù)據(jù)回歸結果

注:***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下檢驗通過，表3、表4同。

基于模型(4)的回歸結果,滯后一期的經(jīng)濟增長對當期的影響系數(shù)為0.435,且通過了1%的顯著性檢驗,驗證了我國的經(jīng)濟增長具有動態(tài)的正向持續(xù)性。環(huán)境規(guī)制系數(shù)為-0.038,在1%的水平上顯著,表明環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長具有顯著負向抑制作用。這一結果得到遵循成本假說的支持,在資源配置固定的前提下,企業(yè)污染治理支出將擠占其他生產(chǎn)性投資,造成企業(yè)機會成本增加,進而抑制地區(qū)經(jīng)濟增長。技術創(chuàng)新效率的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正。即技術創(chuàng)新效率的提高對經(jīng)濟增長的正向影響顯著,說明技術創(chuàng)新效率的提升是推動地區(qū)經(jīng)濟增長的重要動力。對控制變量,資本因素與勞動力因素的影響系數(shù)均為正且通過了1%的顯著性檢驗,即資本與勞動力投入是促進地區(qū)經(jīng)濟增長的主要因素。引入環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的交互項以度量環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應,進而測度環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新渠道對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的間接影響。環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的交互項在5%的顯著性水平下為正,表明環(huán)境規(guī)制引致的技術創(chuàng)新效應對經(jīng)濟增長具有正向促進作用。隨著環(huán)境規(guī)制標準的趨嚴,企業(yè)若按照原有方式生產(chǎn)必將導致環(huán)境成本增加,為降低成本,企業(yè)會通過技術創(chuàng)新手段改善生產(chǎn)工藝或增強減排能力,提升企業(yè)競爭力,在保護環(huán)境的同時也能實現(xiàn)經(jīng)濟增長。

5.2 環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項的門檻效應

研究在不同環(huán)境規(guī)制強度下,環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項對經(jīng)濟增長的效應。單一門檻F值為54.84,P值為0.000,在1%水平上顯著;雙重門檻對應的F值為3.11,P值為0.870,在統(tǒng)計上不顯著。因此,采用單門檻模型進行回歸的結果見表3。由表3可知,環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為負,技術創(chuàng)新系數(shù)為正且在1%水平上顯著,資本和勞動力系數(shù)分別為0.165和0.389,且均在1%的水平下通過顯著性檢驗。

表3 環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新交互項的門檻效應估計

環(huán)境規(guī)制強度的單一門檻值為0.670,該門檻值將環(huán)境規(guī)制強度分為兩個區(qū)段:第一個區(qū)段是環(huán)境規(guī)制強度較低水平,當er低于門檻值0.670時,er*rd的影響系數(shù)為正,且通過了1%的顯著性檢驗;第二個區(qū)段是環(huán)境規(guī)制強度較高水平,當er高于門檻值0.670時,er*rd的影響系數(shù)在1%的水平下顯著為負。這表明環(huán)境規(guī)制強度較低時,環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新渠道對經(jīng)濟增長具有正向積極的影響效應;而當環(huán)境規(guī)制強度過高時,環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著抑制作用。究其原因,環(huán)境規(guī)制強度相對較低時,環(huán)境規(guī)制的實施會激勵企業(yè)提高技術創(chuàng)新效率,通過“學習效應”與“創(chuàng)新補償效應”推動地區(qū)經(jīng)濟增長。這與我國環(huán)境規(guī)制的實踐相符隨著經(jīng)濟發(fā)展條件的逐步積累,環(huán)境規(guī)制的制定實施與企業(yè)承載力聯(lián)系緊密,同時環(huán)境法律法規(guī)與政策制度日臻完善,以環(huán)境規(guī)制為有效政策工具處理環(huán)境負外部性的作用逐步呈現(xiàn),刺激企業(yè)主動提升技術創(chuàng)新效率,實現(xiàn)環(huán)境績效與經(jīng)濟增長的“雙贏”。當環(huán)境規(guī)制強度過高時,由于其自身的成本因素,企業(yè)環(huán)境治理適應性成本投入過多,環(huán)境規(guī)制所引致的創(chuàng)新補償效應小于其負面效應,環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新渠道對經(jīng)濟增長具有抑制作用。因此,適度的環(huán)境規(guī)制強度才能有效激勵企業(yè)提高技術創(chuàng)新效率,對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著積極影響。

5.3 空間溢出效應分析

基于地理空間的鄰近性,我國地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長可能存在空間溢出效應[20]?？臻g面板杜賓模型(SPDM)由面板數(shù)據(jù)擴展所得,綜合考慮了自變量與因變量的空間相關性,以考察變量間的空間相互關系與結構模式。本文基于空間面板杜賓模型研究環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長的空間溢出效應,構建空間計量模型為:

(4)

本文采用車鄰接方式構建空間權重矩陣,鄰接元素為1,不鄰接元素為0,設置海南與廣東相鄰以消除孤島效應。運用Stata14.2軟件計算得出我國各地區(qū)2008—2015年環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長的Moran′s I指數(shù)。檢驗結果顯示,Moran′s I指數(shù)均在5%的水平上顯著,即環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長均表現(xiàn)出顯著的空間相關性。本文從直接效應、間接效應與總效應三個層面實證檢驗環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的空間影響效應,空間面板杜賓模型檢驗結果見表4。

表4 空間面板杜賓模型檢驗結果

根據(jù)表4的估計結果可知:從直接效應角度,環(huán)境規(guī)制的直接效應回歸系數(shù)為-0.014,通過了1%的顯著性檢驗,表明各空間單元的環(huán)境規(guī)制對該空間單元的經(jīng)濟增長存在顯著負向影響,環(huán)境規(guī)制強度每提升1%，將使該空間單元經(jīng)濟增長水平平均下降0.014%;從間接效應角度,環(huán)境規(guī)制的間接效應系數(shù)為-0.055,且通過了1%的顯著性檢驗,表明環(huán)境規(guī)制對相鄰空間單元經(jīng)濟增長表現(xiàn)出負向溢出效應,環(huán)境規(guī)制強度每提升1%，則相鄰空間單元的經(jīng)濟增長水平平均下降0.055%;從總效應角度,環(huán)境規(guī)制的總效應估計系數(shù)為-0.069,且通過了1%的顯著性檢驗,表明環(huán)境規(guī)制強度每提升1%,全部空間單元的經(jīng)濟增長水平下降0.069%。通過比較發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的間接效應大于直接效應,即相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的負向影響比當?shù)丨h(huán)境規(guī)制更明顯。

技術創(chuàng)新的直接效應系數(shù)為0.161,且通過了1%的顯著性檢驗,說明技術創(chuàng)新效率每提高1%，則該空間單元經(jīng)濟增長0.161%;技術創(chuàng)新的間接效應系數(shù)為0.538,且通過了1%的顯著性檢驗,表明技術創(chuàng)新對相鄰地區(qū)經(jīng)濟增長具有正向空間溢出效應,技術創(chuàng)新效率每提高1%，使相鄰空間單元經(jīng)濟增長0.538%;技術創(chuàng)新的總效應系數(shù)為0.699,通過了1%的顯著性檢驗,技術創(chuàng)新效率每提高1%，則全部空間單元經(jīng)濟增長0.699%。同時,資本與勞動要素均對經(jīng)濟增長具有正向促進作用,表明資本與勞動力要素是推動經(jīng)濟增長的主要正向因素,且資本與勞動力投入的直接效應大于間接效應,當?shù)氐馁Y本與勞動力要素對經(jīng)濟增長的推動作用大于相鄰地區(qū)。

6 結論與政策涵義

基于2008—2015年我國省際面板數(shù)據(jù),構建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型檢驗環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的經(jīng)濟效益,通過面板門檻模型與空間面板杜賓模型,探究環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的門檻效應與空間溢出效應,實證結果表明:①環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長具有顯著負向抑制作用,而技術創(chuàng)新效率的提高對經(jīng)濟增長的正向影響顯著,環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的交互作用正向促進經(jīng)濟增長。②環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應對經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出顯著的單一門檻特征,環(huán)境規(guī)制強度較低時,環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新渠道對經(jīng)濟增長具有正向積極的影響效應；而當環(huán)境規(guī)制強度過高時,環(huán)境規(guī)制的技術創(chuàng)新效應會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著抑制作用。③環(huán)境規(guī)制對相鄰或鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長表現(xiàn)出明顯的負向空間溢出效應,技術創(chuàng)新對相鄰地區(qū)具有正向空間溢出效應。

以上實證結果蘊涵重要的政策涵義:首先，需建立適宜的環(huán)境規(guī)制體制,設置合理的規(guī)制水平,恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制強度才能有效激勵企業(yè)提高技術創(chuàng)新效率,降低環(huán)境規(guī)制的實施成本,進而促進經(jīng)濟增長,過猶不及。其次,加大技術創(chuàng)新力度,全面實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略,刺激實體經(jīng)濟發(fā)展,充分發(fā)揮技術創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的促進效應,推動科技與經(jīng)濟深度融合。第三,政府環(huán)境規(guī)制政策的制定與實施應以技術創(chuàng)新效率的提升為導向,利用技術創(chuàng)新優(yōu)勢,彌補環(huán)境規(guī)制“遵循成本”劣勢,從而更好地發(fā)揮技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長的中介效應。第四,環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的區(qū)域協(xié)調(diào)也必須得到關注與重視,強化區(qū)域間環(huán)境規(guī)制統(tǒng)籌,實現(xiàn)區(qū)域間經(jīng)濟的共同發(fā)展。

本研究豐富并拓展了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長相關理論,為地方政府協(xié)調(diào)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展提供了重要的決策基礎,對我國實行合理的環(huán)境規(guī)制制度、提高技術創(chuàng)新效率具有深刻的參考價值。