環(huán)境規(guī)制對(duì)出口商品技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)及其約束條件
——基于我國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析

肖曉軍，陳志鵬

(贛南師范大學(xué)商學(xué)院，江西 贛州 341000)

改革開放以來，我國外貿(mào)出口快速增長。從1978年的97.5億美元增長到2017年底的2.27萬億美元，且從2009年起已連續(xù)9年成為世界第一的商品出口大國。然而，隨著我國面臨日益嚴(yán)重的資源與環(huán)境的壓力，傳統(tǒng)的依靠廉價(jià)的資源要素優(yōu)勢(shì)來促進(jìn)貿(mào)易出口發(fā)展的思路受到嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，我國貿(mào)易出口亟需轉(zhuǎn)型升級(jí)，以推動(dòng)外貿(mào)可持續(xù)發(fā)展和競(jìng)爭力的提高。而出口轉(zhuǎn)型升級(jí)的一個(gè)重要方面就是出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，因而近年來我國出口技術(shù)復(fù)雜度提升問題成為研究關(guān)注的焦點(diǎn)之一。

與此同時(shí)，伴隨我國經(jīng)濟(jì)快速增長帶來的嚴(yán)重資源環(huán)境問題，加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)已逐漸成為政府和社會(huì)各界的共識(shí)，特別是黨的十八大作出“大力推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)”的戰(zhàn)略決策以來，國家層面對(duì)環(huán)境的規(guī)制已日趨嚴(yán)厲。有觀點(diǎn)認(rèn)為過去我國寬松的環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致的企業(yè)承擔(dān)的環(huán)境成本較小，激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)力不足是出口技術(shù)水平一直難以提高的重要原因之一。在此背景下，強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制能否促進(jìn)我國出口技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)引起學(xué)術(shù)界的關(guān)注[1][2][3]，但得出的結(jié)論并不一致。鑒于此，本文擬進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制影響出口商品技術(shù)復(fù)雜度的效應(yīng)和約束條件，這對(duì)指導(dǎo)我國科學(xué)制定環(huán)境保護(hù)政策、促進(jìn)出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

早期，有關(guān)環(huán)境規(guī)制與貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)之間關(guān)系的研究主要是基于“污染天堂假說”而從環(huán)境規(guī)制的成本效應(yīng)角度進(jìn)行的。根據(jù)“污染天堂假說”，環(huán)境管制松弛的國家由于環(huán)境成本外在化，在污染密集型產(chǎn)品出口中具有低成本的比較優(yōu)勢(shì)。故從環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致的環(huán)境成本內(nèi)在化研究對(duì)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的影響，主要關(guān)注的是污染品出口與清潔品出口之間的結(jié)構(gòu)，認(rèn)為強(qiáng)化規(guī)制能增加清潔品出口，但迄今的實(shí)證研究仍未得出一致的結(jié)論。Tobey(1990)利用23個(gè)OECD國家的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)5個(gè)污染密集型行業(yè)凈出口的影響，發(fā)現(xiàn)并沒有顯著不利的影響[4]。陸旸(2009)利用2005年95個(gè)國家的總樣本和42個(gè)國家的子樣本截面數(shù)據(jù)，研究環(huán)境規(guī)制是否影響污染密集型商品的貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制并沒有影響五類污染密集型商品的比較優(yōu)勢(shì)[5]。傅京燕和趙春梅(2014)的研究發(fā)現(xiàn)適度提高環(huán)境規(guī)制水平有利于污染密集型行業(yè)出口競(jìng)爭力的形成[6]。卜茂亮等(2017)的研究結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制能促進(jìn)清潔行業(yè)出口，而對(duì)污染行業(yè)出口并無顯著影響[7]。相反地，也有研究得出對(duì)污染密集型行業(yè)出口具有顯著負(fù)面影響的結(jié)論。Beers、Jeroen和Bergh(1997)的研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制總體而言對(duì)污染密集型產(chǎn)品出口產(chǎn)生不利影響，但區(qū)分資源密集型和非資源密集型污染產(chǎn)品后，環(huán)境規(guī)制對(duì)前者沒有、但對(duì)后者的出口具有顯著的負(fù)面影響[8]。Mani和Wheeler(1998)實(shí)證結(jié)果顯示發(fā)展中國家對(duì)OECD成員國污染密集型產(chǎn)品的凈出口在OECD國家環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)期間呈不斷上升趨勢(shì)，表明環(huán)境規(guī)制在一定程度上抑制OECD國家污染密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)[9]。封進(jìn)(1998)認(rèn)為環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致環(huán)境成本內(nèi)生化，當(dāng)環(huán)境成本納入比較優(yōu)勢(shì)理論后，降低發(fā)展中國家的污染密集型產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)[10]。

自Porter和Linde(1995)提出并被后來稱為“波特假說”的理論以來[11]，學(xué)術(shù)界開始從成本內(nèi)生化效應(yīng)與技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)綜合作用的視角來研究環(huán)境規(guī)制對(duì)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的影響。與“污染天堂假說”僅考慮低環(huán)境規(guī)制水平的成本優(yōu)勢(shì)不同，“波特假說”更強(qiáng)調(diào)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的激發(fā)作用，認(rèn)為恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能激勵(lì)企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新。因此，基于“波特假說”研究貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)，主要關(guān)注的是環(huán)境規(guī)制通過“成本抵消效應(yīng)”和“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”對(duì)出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的綜合影響。Costantini和Mazzanti(2012)利用歐盟制造業(yè)的數(shù)據(jù)對(duì)“波特假說”進(jìn)行驗(yàn)證，支持“波特假說”的觀點(diǎn)，認(rèn)為得益于技術(shù)進(jìn)步，環(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)并未對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭產(chǎn)生負(fù)面影響[12]。曾春花(2012)的研究顯示環(huán)境規(guī)制與出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)存在一定程度的非線性關(guān)系，且采用不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度衡量變量，結(jié)論不盡相同[13]。余娟娟(2015)利用行業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在“補(bǔ)償效應(yīng)”與“抵消效應(yīng)”的共同作用下，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與出口技術(shù)復(fù)雜度之間呈U型非線性關(guān)系[1]。黃永明和何劍峰(2017)利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)兩種不同類型的環(huán)境規(guī)制對(duì)我國出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，發(fā)現(xiàn)“事前控制型”環(huán)境規(guī)制能促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，但這種促進(jìn)作用隨著出口技術(shù)水平的提高而呈倒U型變化，但“事后治理型”環(huán)境規(guī)制始終存在負(fù)面作用[2]。謝靖和廖涵(2017)利用華東六省一市的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)無論以污染物排放強(qiáng)度還是以污染治理程度衡量的環(huán)境規(guī)制，其強(qiáng)度加大都不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升[3]。綜上可見，有關(guān)環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間關(guān)系的已有研究得出的結(jié)論也不一致，還存在進(jìn)一步完善和探索的地方：一是雖已注意到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的非線性關(guān)系，但大多都是通過人為設(shè)定二次項(xiàng)或三次項(xiàng)的方法，具有一定的主觀隨意性且比較粗糙；二是在門檻變量選擇上，目前學(xué)術(shù)界的多數(shù)研究只是集中討論環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度本身與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的非線性關(guān)系，而關(guān)于其他因素對(duì)它們之間關(guān)系的影響還少有涉及，門檻變量的選取不夠全面?；诖?，本文擬從以下兩方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行有益的補(bǔ)充：一是采用門檻效應(yīng)模型來重新研究環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系，該方法根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點(diǎn)來內(nèi)生地劃分區(qū)間，可有效解決區(qū)間單一化、主觀臆斷觀測(cè)值分區(qū)的問題[14]，從而更加精細(xì)地刻畫出它們之間可能存在的更為復(fù)雜的非線性關(guān)系；二是除環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度本身外，創(chuàng)新能力也可能是影響環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間關(guān)系的重要門檻變量，環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系可能隨創(chuàng)新能力而呈現(xiàn)非線性的變化特征，如果忽略創(chuàng)新能力，可能得出誤導(dǎo)性結(jié)論。因此，我們將進(jìn)一步選擇衡量創(chuàng)新能力的替代變量(如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本和研發(fā)投入)為門限變量，對(duì)環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、模型設(shè)定、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

本文采用Hansen(1999)的非線性面板門檻模型來考察環(huán)境規(guī)制對(duì)出口商品技術(shù)復(fù)雜度影響的門檻效應(yīng)[15]，基本的計(jì)量模型設(shè)定如下：

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnERIit≤1)+2lnERIit·I(lnERIit>1)+…+

(1)

其中，i(i=1,2,…,30)代表省份，剔除數(shù)據(jù)缺失較多的西藏，樣本僅選擇大陸地區(qū)的30個(gè)省份；t(t=2003,2004,…,2010)代表年份；EXPY為被解釋變量，代表出口商品技術(shù)復(fù)雜；ERI代表環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，既是核心解釋變量，也是門檻依賴變量；為待估門檻值。(*)表示指示函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)的條件滿足時(shí)，取值為1，反之為0。參考相關(guān)研究，控制變量(X)選擇研發(fā)投入(RD)、人力資本(HR)、外商直接投資(FDI)、基礎(chǔ)設(shè)施狀況(INFRA)和貿(mào)易開放度(TRADE)。μi為截面固定效應(yīng)，用于控制無法觀察的與截面相關(guān)的因素。εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為減少異方差，所有變量均取對(duì)數(shù)值。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量——各省區(qū)出口商品技術(shù)復(fù)雜度(EXPY)。本文借鑒Hausmann等(2005)的方法來測(cè)算各省區(qū)的出口商品技術(shù)復(fù)雜度[16]，其步驟如下：

首先，計(jì)算j類商品的技術(shù)復(fù)雜度(PRODYj)，它是各省區(qū)收入的加權(quán)平均，權(quán)重為各省區(qū)j類商品出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)(revealed comparative advantages)，其計(jì)算公式為：

其中，i代表各省區(qū)，j代表商品出口類別，Xij代表i省區(qū)出口j類商品的貿(mào)易額，Xi代表i省區(qū)商品出口總額，Yi代表i省區(qū)的人均GDP并采用居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)且統(tǒng)一為2000年為基年的實(shí)際值。

其次，各省區(qū)商品出口籃子的技術(shù)水平(EXPYi)可通過對(duì)其出口的各類商品技術(shù)復(fù)雜度加權(quán)平均得到，權(quán)重為該省區(qū)各類商品出口占其總出口的比重，其計(jì)算公式為：

根據(jù)以上方法，我們利用國研網(wǎng)對(duì)外貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中HS大類共21類貿(mào)易出口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來計(jì)算各省區(qū)的商品出口技術(shù)復(fù)雜度。為更好地反映商品出口技術(shù)復(fù)雜度狀況，借鑒陳曉華和劉慧(2012)的方法[17]，計(jì)算時(shí)對(duì)數(shù)據(jù)處理后最終也選定12大類產(chǎn)品。

2.核心解釋變量——環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(ERI)。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的度量有多種不同的方法，不同的研究采用的方法不盡相同，不同的方法都存在一定的局限性，目前并沒有一個(gè)一致認(rèn)可的方法，本文參考傅京燕和李麗莎(2010)的研究而采用綜合指標(biāo)法[18]?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文選取廢水排放達(dá)標(biāo)率、二氧化硫去除率和固體廢物綜合利用率3個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)。

3.控制變量。研發(fā)投入(lnRD)采用各省市研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占GDP比重的對(duì)數(shù)來衡量。外商直接投資(lnFDI)采用各省市實(shí)際利用外資總額占GDP比重的對(duì)數(shù)來衡量。人力資本(lnHR)選用各省市人均受教育年限的對(duì)數(shù)來度量，即HRi=pi1×6+pi2×9+pi3×12+pi4×16。其中，pi1、pi2、pi3和pi4分別表示各省市受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上人口占6歲以上總?cè)丝诘谋戎兀?、9、12和16分別是相應(yīng)各階段的受教育年限?；A(chǔ)設(shè)施(lnINFRA)反映各省市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)狀況，采用各省市公路密度(公里/平方公里)的對(duì)數(shù)來衡量。貿(mào)易開放度(lnTRADE)采用各省市按經(jīng)營單位所在地統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易進(jìn)出口總額占GDP比重的對(duì)數(shù)來衡量。以美元表示的進(jìn)出口總額和實(shí)際利用外資總額采用當(dāng)年匯率轉(zhuǎn)換成人民幣表示。

三、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)環(huán)境規(guī)制對(duì)出口商品技術(shù)復(fù)雜度影響的門檻效應(yīng)分析

1.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。在分析門檻回歸前，首先對(duì)門檻效應(yīng)及門檻值進(jìn)行檢驗(yàn)和測(cè)算。從表1、2可看到，單一門檻和雙重門檻模型都在10%的水平上顯著，而三重門檻模型并不顯著，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在雙重門檻效應(yīng)，第一門檻值為1.0536，第二門檻值為1.5596。

表1 門檻效應(yīng)的自抽樣檢驗(yàn)

注：*、** 和*** 分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。下同。

表2 門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

2.門檻回歸結(jié)果。表3的第三列報(bào)告門檻模型(2)的回歸估計(jì)結(jié)果(為便于對(duì)比，固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果已列示)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制水平低于1.0536時(shí)，估計(jì)參數(shù)為負(fù)但不顯著，表明此時(shí)環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)對(duì)我國出口技術(shù)復(fù)雜度具有不顯著的負(fù)面影響；當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平位于1.0536～1.5596區(qū)間時(shí)，估計(jì)參數(shù)顯著為正且達(dá)到最大值0.2158，表明此時(shí)環(huán)境規(guī)制對(duì)我國出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)效果最為明顯；而環(huán)境規(guī)制水平高于1.5596時(shí)，估計(jì)參數(shù)雖仍顯著為正，但數(shù)值下降為0.0763，表明此時(shí)環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)盡管對(duì)我國出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生促進(jìn)作用，但效果減弱。因此，從經(jīng)驗(yàn)研究的角度，本文證實(shí)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在一個(gè)適度區(qū)間。在此區(qū)間內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對(duì)我國出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)效應(yīng)最大，過低或過高的規(guī)制水平都不利于技術(shù)創(chuàng)新，即環(huán)境規(guī)制與我國出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在倒N型關(guān)系。究其原因在于環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有雙重效應(yīng)，即面對(duì)環(huán)境規(guī)制帶來的生產(chǎn)成本上升，企業(yè)可能作出兩種不同的選擇：一是支付環(huán)境遵循成本，同時(shí)減少創(chuàng)新的研發(fā)投入，以控制總生產(chǎn)成本，結(jié)果產(chǎn)生“抵消效應(yīng)”，不利于技術(shù)創(chuàng)新和出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；二是激勵(lì)企業(yè)增加研發(fā)投入進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，以規(guī)避環(huán)境規(guī)制成本，從而產(chǎn)生“創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)”，提高出口技術(shù)復(fù)雜度和競(jìng)爭力。在較低的環(huán)境規(guī)制水平時(shí)，“抵消效應(yīng)”往往占主導(dǎo)，不利于技術(shù)創(chuàng)新。但如果環(huán)境規(guī)制水平過高，高昂的環(huán)境成本可能超出企業(yè)的承受能力，損害其創(chuàng)新能力，不利于其技術(shù)創(chuàng)新，因而只有環(huán)境規(guī)制水平處在一個(gè)合適的區(qū)間內(nèi)，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性才能得到最大程度的激發(fā)。據(jù)此，2010年我國處在最優(yōu)規(guī)制水平的省份包括湖北、湖南、江西、黑龍江、山西、陜西、安徽、北京、天津和廣西共10個(gè)省份，而重慶、云南、甘肅、海南、貴州和寧夏屬于規(guī)制水平過高的省份，其余14個(gè)省份的規(guī)制水平過低。

表3 門檻回歸結(jié)果分析(N=240)

從其他控制變量來看，無論在門限模型還是固定效應(yīng)模型中，研發(fā)投入、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施大部分均顯著正相關(guān)，表明它們的提高均有利于我國出口商品技術(shù)復(fù)雜度的提升，這與已有的大多數(shù)研究結(jié)論相符。FDI與出口技術(shù)復(fù)雜度之間回歸系數(shù)不顯著甚至負(fù)相關(guān)，表明FDI對(duì)提升我國出口技術(shù)水平影響不明顯，這與我國FDI有很大一部分從事加工貿(mào)易、技術(shù)溢出不明顯等因素有關(guān)。貿(mào)易開放度與出口技術(shù)復(fù)雜度之間呈現(xiàn)弱的負(fù)相關(guān)性，對(duì)外貿(mào)易的基礎(chǔ)是比較優(yōu)勢(shì)，我國作為發(fā)展中國家的比較優(yōu)勢(shì)主要集中在勞動(dòng)密集型和低技術(shù)密集型產(chǎn)品，該回歸結(jié)果表明貿(mào)易開放在一定程度上使我國陷入比較優(yōu)勢(shì)陷阱，被鎖定在價(jià)值鏈的低端，不利于出口技術(shù)水平的提升。

(二)環(huán)境規(guī)制對(duì)出口商品技術(shù)復(fù)雜度影響的約束條件分析

如上所述，企業(yè)面對(duì)環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)帶來的生產(chǎn)成本上升，可能產(chǎn)生“抵消效應(yīng)”和“創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)”。而哪種效應(yīng)占優(yōu)，我們認(rèn)為不但取決于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度本身，還取決于企業(yè)創(chuàng)新能力。對(duì)創(chuàng)新能力強(qiáng)的企業(yè)，由于與環(huán)境規(guī)制帶來的遵循成本相比，創(chuàng)新成本低，面對(duì)逐步強(qiáng)化的環(huán)境規(guī)制，企業(yè)傾向于技術(shù)創(chuàng)新，從而促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；而對(duì)創(chuàng)新能力弱的企業(yè)，創(chuàng)新成本高，企業(yè)傾向于支付遵循成本、進(jìn)一步減少創(chuàng)新投入，最終不利于出口商品技術(shù)復(fù)雜度的提升。也就是說，企業(yè)創(chuàng)新能力也可能是環(huán)境規(guī)制與出口商品技術(shù)復(fù)雜度之間關(guān)系的門檻變量，只有企業(yè)創(chuàng)新能力高于某一門檻值時(shí)，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制才有利于出口技術(shù)升級(jí)。因此，我們進(jìn)一步采用衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的代理變量(如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本和研發(fā)投入水平)作為門檻變量來檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制的門檻效應(yīng)，并設(shè)定以下的三個(gè)門檻計(jì)量方程：

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnPGDPit≤1)+2lnERIit·I(lnPGDPit>1)+…+

(2)

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnHRit≤1)+2lnERIit·I(lnHRit>1)+…+

(3)

lnEXPYit=0+1lnERIit·I(lnRDit≤1)+2lnERIit·I(lnRDit>1)+…+

(4)

上述的方程(2)、(3)、(4)分別以人均GDP(PGDP)、人力資本(HR)和研發(fā)投入(RD)為門檻變量，其他變量的含義與方程(1)相同。從表4可看到，研發(fā)投入不是門檻變量，但人均GDP和人力資本是環(huán)境規(guī)制與出口商品技術(shù)復(fù)雜度之間關(guān)系的門檻變量且呈現(xiàn)雙重門檻效應(yīng)，出現(xiàn)這種情況的一個(gè)可能的解釋是我國的研發(fā)投入水平普遍較低，各省區(qū)仍未達(dá)到研發(fā)投入水平的最低門檻值；另一種可能是當(dāng)前我國研發(fā)投入的效率不高，規(guī)模的大小還難以作為創(chuàng)新能力的代理變量。由于研發(fā)投入不是門檻變量，因而我們僅對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人力資本門檻模型(2)和(3)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。由表3的第4、5列可看到，隨著人力資本和人均GDP水平的提升，環(huán)境規(guī)制與出口商品技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系經(jīng)歷由顯著負(fù)到顯著正的U型非線性轉(zhuǎn)變。當(dāng)人力資本的對(duì)數(shù)低于2.133和人均GDP的對(duì)數(shù)低于9.303時(shí)，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制不利于出口商品技術(shù)復(fù)雜度的提升，表明此時(shí)的“抵消效應(yīng)”占優(yōu)；只有當(dāng)人力資本的對(duì)數(shù)和人均GDP的對(duì)數(shù)分別超過2.133和9.303時(shí)，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制才有利于促進(jìn)出口商品技術(shù)復(fù)雜度的提升，表明此時(shí)的“創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)”占優(yōu)。

表4 面板門檻值估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保上述實(shí)證分析結(jié)論的可靠性，我們擬從以下兩方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.交互項(xiàng)檢驗(yàn)。這里，我們引入人均GDP、人力資本同環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)來檢驗(yàn)上述門檻回歸模型(2)、(3)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。由表5、6的第1列可看到，加入交互項(xiàng)后，環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的總體影響可分別表示為二項(xiàng)式“-0.9970+0.1103lnPGDP”和“-0.9790+0.5054lnHR”。當(dāng)人均GDP和人力資本的對(duì)數(shù)值分別低于9.04和1.94時(shí)，二項(xiàng)式的值為負(fù)，說明此時(shí)環(huán)境規(guī)制對(duì)我國出口技術(shù)復(fù)雜度具有負(fù)面影響；而當(dāng)人均GDP和人力資本的對(duì)數(shù)值分別高于9.04和1.94時(shí)，二項(xiàng)式的值為正，表明此時(shí)環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正。這與門檻模型(2)、(3)得出的結(jié)論一致，說明前述結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

2.分組檢驗(yàn)。依據(jù)上文得出的環(huán)境規(guī)制、人均GDP和人力資本的門檻值，我們將樣本按照門檻值分組，然后對(duì)分組后的各子樣本分別進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)門檻模型(1)、(2)、(3)結(jié)果的穩(wěn)健性。表7是以環(huán)境規(guī)制門檻變量為準(zhǔn)的分組回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的對(duì)數(shù)值處于1.0536～1.5596區(qū)間時(shí)，環(huán)境規(guī)制變量顯著為正，而其他區(qū)間均不顯著，說明環(huán)境規(guī)制存在最優(yōu)區(qū)間，前述的門檻回歸結(jié)論得到驗(yàn)證?？紤]到人均GDP和人力資本的對(duì)數(shù)值分別處在9.303～10.150和2.057～2.133區(qū)間時(shí)，樣本容量過小，無法進(jìn)行回歸估計(jì)，因而我們以人均GDP的門檻值10.150和人力資本的門檻值2.133分別將樣本分成兩組進(jìn)行估計(jì)。由表5、6的第2、3列可看到，人均GDP、人力資本的對(duì)數(shù)值分別小于10.150和2.133時(shí)，環(huán)境規(guī)制估計(jì)參數(shù)呈現(xiàn)弱的負(fù)相關(guān)；而當(dāng)人均GDP、人力資本的對(duì)數(shù)值分別大于10.150和2.133時(shí)，環(huán)境規(guī)制估計(jì)參數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正相關(guān)，說明只有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人力資本達(dá)到某一臨界值之后，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制才能促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。這與門檻模型(2)、(3)得出的結(jié)論一致，說明前述結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。從上文可看到，無論交叉項(xiàng)還是分組檢驗(yàn)，結(jié)果都表明模型(1)、(2)、(3)的門檻回歸結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

表5 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平交互項(xiàng)與分組的回歸結(jié)果

表6 人力資本交互項(xiàng)與分組的回歸結(jié)果

表7 以環(huán)境規(guī)制門檻變量為準(zhǔn)的分組回歸結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

雖然已有許多文獻(xiàn)探討出口商品技術(shù)復(fù)雜度的眾多影響因素，但研究環(huán)境規(guī)制如何影響出口商品技術(shù)復(fù)雜度的文獻(xiàn)較少。本文利用我國2003～2010年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用Hansen(1999)的非線性面板數(shù)據(jù)門檻模型，實(shí)證分析環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本和研發(fā)投入對(duì)環(huán)境規(guī)制影響出口商品技術(shù)復(fù)雜度的門檻效應(yīng)。研究結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人力資本都是門檻變量且具有雙重門檻效應(yīng)，而研發(fā)投入不是門檻變量；環(huán)境規(guī)制存在一個(gè)最優(yōu)的規(guī)制水平區(qū)間，在此區(qū)間內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對(duì)出口商品技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)效應(yīng)最大，過低或過高的規(guī)制水平都不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，也即環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在倒N型關(guān)系；對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人力資本門檻變量而言，只有它們超越某一水平時(shí)，環(huán)境規(guī)制才能提升出口技術(shù)復(fù)雜度，環(huán)境規(guī)制與出口商品技術(shù)復(fù)雜度之間呈U型非線性關(guān)系。

本文研究結(jié)論的政策啟示為：(1)從促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和出口技術(shù)復(fù)雜度的角度來看，并不是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越高越好，而是存在一個(gè)最優(yōu)規(guī)制水平，只有處在這一區(qū)間時(shí)效果才能達(dá)到最好。據(jù)2010年的數(shù)據(jù)，我國30個(gè)省份中只有三分之一的處于最優(yōu)規(guī)制區(qū)間，因而需調(diào)整其余三分二省份的規(guī)制水平，以更好地促進(jìn)出口技術(shù)水平升級(jí)；(2)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，應(yīng)采取不同的環(huán)境保護(hù)政策。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級(jí)階段，強(qiáng)化環(huán)境保護(hù)反而不利于技術(shù)創(chuàng)新和出口技術(shù)水平提升。只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平時(shí)，強(qiáng)化環(huán)境保護(hù)才有助于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，此時(shí)加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)成為政策的必然選擇。當(dāng)前，我國所有省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都已越過這一門檻值并處在U型線的右端，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制將有利于出口技術(shù)水平的提升；(3)環(huán)境規(guī)制政策還需與人力資本水平相適應(yīng)，才能促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。當(dāng)前，我國還有部分省份(如青海、貴州、四川、云南和甘肅)的人力資本水平在門檻值之下，處在U型線的左端，在環(huán)境規(guī)制日益趨嚴(yán)的情況下，這些省份今后應(yīng)著力提高自身的人力資本水平；(4)加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)特別是落后地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施，加大研發(fā)支出力度，提高研發(fā)效率，提升利用外資的質(zhì)量，充分發(fā)揮政府在對(duì)外貿(mào)易中的作用，培育新的比較優(yōu)勢(shì)，避免墜入比較優(yōu)勢(shì)陷阱，以促進(jìn)我國出口商品技術(shù)復(fù)雜度的提升。