环境规制与绿色全要素生产率

作者:未知

  [摘 要]基于中国31个工业行业面板数据,采用中介效应模型,从自主创新、境外技术引进与境内技术引进3条技术进步路径入手,研究了环境规制对绿色全要素生产率的影响机制。结果显示:在综合效应和直接效应方面,环境规制对绿色全要素生产率增长具有显著促进作用;在间接传导机制方面,环境规制通过自主创新以及境外技术引进促进绿色全要素生产率提升,无法通过境内技术引进作用于绿色全要素生产率。为此,进一步构建调节效应模型,探讨了如何实现境内技术引进的中介作用。结果表明:技术吸收与技术改造在境内技术引进与绿色全要素生产率间发挥了显著的调节作用;随着技术吸收与技术改造投入的增加,境內技术对绿色全要素生产率的影响趋于显著,境内技术引进在环境规制与绿色全要素生产率间的中介作用逐渐显现。
  [关键词]环境规制;绿色全要素生产率;自主创新;技术引进
  [中图分类号]F420[文献标识码]A[文章编号]1673-0461(2020)06-0016-12
  一、引 言
  工业作为实体经济的核心部分,是经济发展的主要动力。改革开放以来,中国工业快速发展,取得了举世瞩目的伟大成就。国家统计局发布的数据显示:中国工业增加值从1978年的713.48亿美元提升至2018年的55 320.92亿美元,年平均增长率高达11.80%。然而,长期以来中国工业的快速发展依靠大量的资源投入,造成了日趋严峻的环境污染问题。美国耶鲁大学环境法律与政策中心等机构联合发布的《2018年全球环境绩效指数报告》显示:中国环境绩效指数在全部180个参评国家和地区中排名120位。在这一背景下,中国工业转型势在必行。
  从内涵上讲,中国工业转型的过程,是工业迈向“资源能源集约利用、污染排放减少、可持续发展能力增强”的过程。李斌等则将这一过程定义为提升绿色全要素生产率的过程[1]。为实现工业转型,党的十九大提出“要坚决打好污染防治攻坚战”“推动经济发展质量变革,提高全要素生产率”。在这一思想的引领下,政府相继采取了一系列环境规制措施,力求推动经济绿色发展、实现环境质量与经济发展质量的双赢。然而,长期以来学术界关于“环境规制能否推动绿色全要素生产率提升”这一问题的争论从未停止,形成了“抑制论”与“促进论”两种截然不同的观点。其中“抑制论”认为环境规制为企业正常的生产经营增加了额外成本,从而负向作用于绿色全要素生产率;以“波特假说”为代表的“促进论”则认为环境规制虽然增加企业成本,但能够倒逼企业加强技术研发、实现技术进步,最终正向作用于绿色全要素生产率。
  综上所述,当前环境规制对绿色全要素生产率的影响尚不明确。但显而易见的是,两种观点的支持者均认为环境规制增加了企业生产经营成本,存在分歧的原因在于:环境规制究竟能否激励企业实现技术进步?由此衍生出的问题是,一般来说,技术进步的主要路径包括自主创新和技术引进[2],其中技术引进根据来源地的不同又可分为境外技术引进与境内技术引进[3]。不同技术进步方式发挥的作用也存在一定差别。那么,不同技术进步路径在环境规制与绿色全要素生产率间扮演的角色是否相同?为回答上述问题,本文从不同技术路径入手,探讨环境规制对绿色全要素生产率的影响。在理论层面上,这有利于进一步明晰环境规制对绿色全要素生产率的影响机制,打开由于已有研究大都将不同技术进步路径混为一谈而导致的“黑箱”。在现实层面上,这有助于今后协调环境政策与创新政策,探索工业与环境“双赢”的发展路径,推动中国工业实现高质量发展。
  鉴于此,本文将技术进步路径方式分为自主创新、境外技术引进、境内技术引进,使用中介效应模型,构建起“环境规制——自主创新/境外技术引进/境内技术引进——绿色全要素生产率”的完整分析框架,深入探讨环境规制对绿色全要素生产率的影响机理,以期为有关政策的制定提供理论支撑以及决策依据。
  二、文献综述
  环境规制主要指政府通过一系列的政策或措施调节企业的生产活动,使得企业在进行生产决策时能够将环境污染等外部成本考虑在内,从而解决生产过程中引发的环境污染问题[4]。由于环境规制直接影响企业的生产活动,因此国内外学者很早就开始探讨环境规制与企业利润、企业全要素生产率等变量的关系,其中全要素生产率作为衡量企业竞争力的指标,更是引发了学者们的广泛关注,而关于环境规制与绿色全要素生产率的研究则方兴未艾。实际上,全要素生产率与绿色全要素生产率密不可分,将能源消耗、环境污染等资源环境因素纳入全要素生产率的测算框架,即得到绿色全要素生产率[5]。鉴于此,本文将环境规制对全要素生产率、绿色全要素生产率的影响统一进行梳理,以期为本文进行的研究奠定基础。
  通过梳理已有研究发现,当前学术界主要存在两种对立的观点:“环境规制抑制论”与“环境规制促进论”。第一,“环境规制抑制论”观点,即环境规制不利于全要素生产率增长。原因在于,静态条件下,企业按照“成本最小化”的原则进行资源配置,环境规制则将企业面临的外部成本内部化,从而增加了企业的成本,造成全要素生产率的损失 [6-7]。部分学者基于不同样本进行的实证研究也为这一观点提供了经验证据。Gray和Shadbegian[8]基于美国典型综合工业企业数据进行实证研究,发现环境规制强度每提升1个百分点,将导致企业的全要素生产率降低4.6%。Greenstone等[9]基于美国制造业企业数据进行的研究同样得出类似结论。Lanoie等[10]基于加拿大17个制造业行业数据进行研究,发现环境规制对生产率的同期影响为负。第二,“环境规制促进论”,即环境规制能够推动全要素生产率提升。其中最有代表性的即Porter[11]以及Porter和Van der Linde[12]提出的“波特假说”。“波特假说”认为,尽管环境规制相当于为企业生产运营增加了额外的约束,对生产率产生负向影响,但适当的环境规制能通过倒逼企业实现技术进步等渠道正向作用于企业生产率。此后大量学者进行的经验研究均为“环境规制促进论”提供了经验证据。Manello [13]基于德国和意大利化学工业企业数据进行的研究表明环境规制能够推动生产率提升;孙玉阳等[14]基于中国省际面板数据进行的研究同样得出“环境规制促进全要素生产率增长”的结论。Hamamoto[15]基于日本制造业行业数据进行的研究发现,技术研发投入在环境规制与全要素生产率间扮演了中介角色;谢荣辉[16]基于中国省际面板数据进行的实证研究结果同样表明,环境规制对绿色全要素生产率的正向影响主要通过促进技术进步传递。   纵观已有研究,大多数学者在探讨环境规制对绿色全要素生产率的影响时,均认为环境规制的存在增加了企业成本。两种观点产生分歧的主要原因在于:环境规制究竟能否推动企业实现技术进步?值得注意的是,已有研究在探讨这一问题时,大多将不同技术进步路径混为一谈,并未考虑到不同技术进步路径的异质性。实际上,技术进步的主要路径包括自主创新和技术引进,其中引进外部技术能够帮助企业充分吸收外部资源、以较低成本跨越自主创新的边界,在企业技术进步中发挥的作用日益增强[17]。因此,未将不同技术进步路径进行区分,可能是造成已有研究得出不同结论的重要原因。此外,已有研究存在分歧的原因还包括以下两点:第一,已有研究在测算绿色全要素生产率时,大多选择CCR模型或SBM模型定义方向性距离函数,以ML指数构建全局生产可能集。然而,CCR模型与SBM模型可能存在假定过于严格、损失信息比例等问题,ML指数则存在非传递性等缺陷[18]。第二,在模型估计方法上,早期研究主要使用静态面板估计方法,容易引发内生性问题。鉴于已有研究存在的不足,本文从以下3个方面对已有研究进行改进与优化:第一,在探讨环境规制对绿色全要素生产率直接影响的基础上,使用中介效应模型,从自主创新、境外技术引进与境内技术引进3个中介入手,研究环境规制对绿色全要素生产率的间接影响;第二,使用基于EBM方向性距离函数的GML指数对绿色全要素生产率进行测算,弥补了CCR模型、SBM模型以及ML指数在测度绿色全要素生产率时存在的缺陷;第三,使用系统广义矩估计(SYS-GMM)方法对模型进行估计,有效避免了内生性问题。
  此外,已有研究大都局限于探讨环境规制与绿色全要素生产率的关系,缺乏对如何实现环境规制与绿色全要素生产率共赢这一问题的关注。鉴于此,本文基于中介效应模型得出的“环境规制无法通过推动企业引进境内技术从而促进绿色全要素生产率增长”这一结论的基础上,以“技术吸收”与“技术改造”为调节变量,构建调节效应模型,探讨如何实现境内技术引进对绿色全要素生产率的推动作用,从而为实现中国工业的绿色发展与高质量发展提供有益的政策启示。
  三、理论分析与研究假说
  本文在现有研究的基础上,结合中国工业发展情况,梳理了环境规制对绿色全要素生产率的影响机制,建立起囊括“环境规制——不同技术进步路径——绿色全要素生产率”在内的完整分析框架,并提出了可待检验的研究假设。
  (一)环境规制对绿色全要素生产率的直接影响
  环境规制对绿色全要素生产率的直接影响表现在以下两个方面:一方面,根据传统环境经济学观点,环境规制的本质是企业排污行为的一种补偿方式[19]。当企业面临环境规制时,短期内将选择以下3种行为方式进行应对:第一,改变要素投入结构,减少污染要素的投入,从而在源头上减少污染物的排放;第二,增加污染设备购置支出,从生产末端降低污染物排放;第三,为暂时维持原有的生产方式而缴纳大量罚款。显而易见的是,无论企业选择何种方式应对环境规制,都将给企业生产运营带来额外成本。静态条件下,企业遵循“成本最小化”原则进行资源配置。因此,额外成本的出现相当于给企业的生产经营施加了新的约束条件,企业的生产运营效率降低,绿色全要素生产率也因此有所下降。另一方面,根据“污染天堂”假说,环境规制成本是影响企业迁移、产业转移的重要因素,较低的环境规制强度意味着重污染行业中的企业无需因污染排放而付出高昂代价。因此,宽松的环境规制可视为一国(地区)重要的比较优势。若一国(地区)环境规制强度较低,外部污染密集型企业更倾向于转移至该国(地区)。与非重污染企业相比,重污染企业非期望产出较多,绿色全要素生产率较低。因此,随着环境规制强度的提升,宽松的环境规制带来的比较优势逐渐消失,污染密集型企业将转移至其他环境规制强度较低的国家(地区)。因此,随着一国(地区)环境规制强度的增强,该国(地区)工业的绿色全要素生产率有所提升。综上所述,本文提出如下假设:
  假设1:环境规制对绿色全要素生产率存在直接影响,但影响方向并不确定。
  (二)环境规制对绿色全要素生产率的间接影响
  1.环境规制对技术进步的影响
  环境规制对技术进步产生的影响通过生产端和消费端双重渠道显现(见图1)。在生产端,根据机会成本理论,未实施环境规制时,企业进行环境投资、技术创新,则意味着失去将等额资金投向房地产、能源和金融等领域获得高收益的机会,此时企业进行技术创新、推动技术进步的机会成本较大。实施环境规制后,环境规制将外部环境成本内部化,企业需采取被动或主动方式应对环境规制,被动方式主要是指缴纳排污罚款,主动方式主要是指通过终端减排技术创新、生产技术创新等技术创新行为实现技术进步。很显然,相较于缴纳排污罚款等被动方式,主动方式更为昂贵,但同时也具有较大的潜在收益。当环境规制强度较低,或者企业预期环境规制持续时间较短时,出于“遵循成本”原则的考虑,企业倾向于选择缴纳排污罚款等被动方式作为应对环境规制的手段。但是,从第一次全国环境保护会议上环境管理方针的确定,到党的十八大报告明确提出“建设美丽中国”的目标,中国的环境规制体系不断细化、完善,中国对环境治理的决心可见一斑。企业有理由预期环境规制将长时间持续,且趋于严厉。在这一预期下,企业更可能选择进行技术创新、推动技术进步,在满足环境规制要求的同时,获取技术进步的潜在收益。此时,企业进行技术创新的机会成本不再是等额技术创新资金在其他领域的投资收益,而是技术创新资金扣除污染排放罚款部分的投资收益。换言之,环境规制的存在降低了企业实现技术进步的机会成本。在消费端,环境规制以隐形的、非正式的形式存在,表现为个体的、无形的环保思想、环保观念、环保意识、环保态度和环保认知等[20]。随着公众环保意识的提高,市场对清洁产品的需求日渐增加。部分技术落后企业受生存动机驱使,不得不推动自身技术进步,提高产品的绿色属性,以满足市場的绿色消费需求,达到维持市场份额、不被市场淘汰的目的。部分技术先进企业则出于竞争动机而努力提升自身技术水平。在Porter和Van der Linde[12]的分析框架下,环境规制与企业竞争力具有相关关系,在消费者环保意识不断增强的背景下,首先使用先进技术生产绿色产品的企业将获得先动优势,在市场竞争中胜出。   2.技术进步对绿色全要素生产率的影响
  技术进步对绿色全要素生产率的驱动作用主要体现在4个方面:一是提高生产技术;二是促进知识溢出;三是优化要素配置;四是提高规模效率。
  第一,根据Aghion和Howitt[21]为代表的内生经济增长理论,一方面,技术进步通过改进生产工艺、生产过程组织方式,降低单位能耗,增加单位产出,提升了绿色全要素生产率;另一方面,生产工艺的升级带动了生产设备的发展,生产设备性能改良可推动企业绿色生产。第二,在技术进步的过程中,必然会产生新的知识和信息,这些知识不单可以通过学习效应、示范效应、积累效应增加企业知识存量,增强知识吸收能力,还可以强化企业对固有知识的认识,衍生出新技术、新工艺,从知识溢出渠道提升了企业的绿色全要素生产率。第三,技术进步推动了企业生产过程改变,对生产要素的需求也随之发生变化,企业对劳动、资本等生产要素的依赖程度降低,促进企业以更高效的方式利用生产要素,生产要素组合趋于优化,有助于提升绿色全要素生产率。第四,绿色全要素生产率的提升有赖于规模效率的提高。绿色全要素生产率反映了系统中各要素的综合生产率,技术进步可以增加各要素的单位产出,在企业大规模生产中这一现象更为显著,从而分摊了单位生产成本,提高了企业收益,即提高了企业的规模效率。
  具体而言,技术进步的路径主要包括自主创新和技术引进两种[2]。自主创新是提升绿色全要素生产率最直接、最有效的技术进步方式。该方式立足于企业实际,所研发的技术与企业适配程度高,可更好地满足环境规制的清洁生产要求,弥补环境规制成本。尽管自主创新方式具有一定的优势,但投入高、耗时长、风险高且成功率低,通过这一渠道弥补环境规制成本对企业而言难度较大。为此,以引进外部技术为代表的技术进步路径成为自主创新的有效补充。随着全球化进程的深入,企业间交流的增多,引进技术的渠道持续丰富,技术引进成本与难度逐渐下降,企业技术引进费用呈现出一定的上升态势。2005—2016年,中国国外技术引进金额从190.43亿美元增长至307.28亿美元,年平均增长率为4.45%。技术引进作为企业技术进步路径之一,既与自主创新存在共性,可通过提高生产技术、促进知识溢出等途径推动绿色全要素生产率提升,又能通过其特有的扩展自主创新可能性边界、创新引领效应从而正向作用于绿色全要素生产率。
  与生产可能性边界类似,创新可能性边界是在现有技术水平以及既定创新资源投入下能够实现的最大创新产出组合。当前,部分中国企业远离技术前沿,仅依靠企业自身能力实现的最大创新产出组合较为有限。从外部引进技术,既能从整体上丰富企业的创新资源数量,又能有效提升企业创新资源种类多样性,为实现创新资源的优化组合提供条件。自主创新可能性边界也将随着资源优化配置水平的提升而向外扩展。此外,就创新引领效应而言,技术引进能为企业自主创新奠定基础、指明方向,从而推动企业更好地开展自身创新活动。根据“后发理论”优势,初始创新水平较低的企业,引进技术先进企业的设备与技术,能够有效降低创新成本,短期内快速缩小与创新水平较高企业的技术差距,从而在一个较高起点上开展自主创新活动。换而言之,技术引进能够引领企业自主创新,形成“引进——创新——再引进——再创新”的良性循环。
  值得注意的是,企业引进的外部技术又可具体分为境内技术与境外技术。一般情况下,与境内技术相比,境外技术更为成熟,质量更高。境内技术与境外技术存在的差异也使得二者对绿色全要素生产率的促进作用可能有所不同。据此,本文提出如下假设:
  假设2:环境规制通过推动企业自主创新与技术引进,促进绿色全要素生产率提升。
  假设3:境外技术引进与境内技术引进在环境规制与绿色全要素生产率间发挥的中介作用存在差异。
  四、研究设计
  (一)模型设定
  基于理论分析及研究假说,本文采用递归分析方法分步检验环境规制对绿色全要素生产率的影响及传导机制。
  首先,检验环境规制对绿色全要素生产率的综合效应,即估计方程中暂不加入中介变量,如模型(1)所示:
  其中,i为行业,t为时间,C、α0、λ、βj为待估参数。GTFPit表示i行业第t年的绿色全要素生产率,考虑到“惯性效应”,GTFPit的滞后项也被纳入模型之中(同理,下文中设定的各模型也将因变量的滞后项纳入至模型中,在此处统一进行说明)。核心变量ERit为环境规制强度,若环境规制的系数α0显著,则意味着环境规制对绿色全要素生产率存在综合效应。需要说明的是,由于环境规制对绿色全要素生产率的影响需要一定的时间才能显现,因此,本文参照Zhao 和Sun[22]的设定,模型中环境规制变量采用滞后1期形式。为控制行业异质性以及外部冲击的影响,模型中还引入了个体固定效应ui以及时间固定效应τt。μit为服从正态分布的误差项。此外,本文所选择的控制变量包括外商直接投资占比(FDIit)、行业资本密集度(CAPit)、劳动力成本(WAGEit)、行业规模(SCALEit)以及行业利润水平(PROit),各变量选取以及数据处理过程将在下文中进行详述。
  其次,为识别环境规制是否对中介变量产生影响,以各中介变量为被解释变量,环境规制为核心解释变量,构建模型(2):
  其中,RDit表示自主创新,FTECHit表示境外技术引进,DTECHit表示境内技术引进。其他变量定义均与模型(1)中相同,故不再赘述。若模型(2)中ρ显著,则表明环境规制对中介变量产生影响。
  最后,本文构建包含被解释变量(GTFPit),中介变量(RDit、FTECHit、DTECHit),核心变量(ERit)以及各控制變量的模型(3),检验环境规制是否通过影响企业自主创新等中介变量从而作用于绿色全要素生产率。
  如果估计系数θ和η均显著,则说明存在部分中介作用。若θ显著而η不显著,则表明中介效应不存在。若η显著而θ不显著,说明自主创新、境外技术引进、境内技术引进存在完全中介作用。   (二)变量选取与数据说明
  本文采用31个工业行业2005—2016年的面板数据进行实证研究。部分缺失数据使用插值法、算术平均法和平均增长率预测法补足。
  1.被解释变量:绿色全要素生产率(GTFPit)
  首先,本文基于EBM函数,测算出各行业的绿色全要素生产率,并参考邱斌等[23]的做法,以2004年为基期(2004年绿色全要素生产率为1),后续各年份绿色全要素生产率即为前一年绿色全要素生产率乘以当年的GML指数,记为GTFPit。
  2.核心解释变量:环境规制(ERit)
  通过梳理已有研究发现,由于单一指标大都仅关注环境规制的某一特定维度,无法全面衡量环境规制强度。因此,本文借鉴Song等[24]的思路,基于改進的熵值法,构建环境规制指数,并将其作为环境规制强度的衡量指标。在指标选取方面,选取废水处理设施运行费用在工业销售产值中所占比重、废气处理设施运行费用在工业销售产值中所占比重两项指标,相关数据来源于历年《中国环境统计年鉴》与历年《中国工业经济统计年鉴》。
  3.中介变量:自主创新(RDit)、境外技术引进(FTECHit)、境内技术引进(DTECHit)
  参照已有研究的普遍做法,使用分行业企业R&D经费内部支出作为自主创新的衡量指标。参照HU等[25]的研究,使用境外技术购买支出与境内技术购买支出作为境外技术引进与境内技术引进的代理变量。需要说明的是,由于2005—2010年《中国科技统计年鉴》中仅报告大中型工业企业境外技术引进与境内技术引进支出,未汇报规模以上工业企业技术引进支出。出于样本数据连续性的考虑,参考张永旺和宋林[26]的处理方式,用2005—2010年大中型工业企业的固定资产原价与同一时期规模以上工业企业固定资产原价的比值,对大中型工业企业的技术引进支出进行折算。R&D经费内部支出与技术引进支出数据均来源于历年《中国科技统计年鉴》,企业固定资产原值数据来源于历年《中国工业统计年鉴》。
  4.控制变量(Zit)
  FDIit为i行业t年份外商直接投资比率。本文以各细分行业中外商和港澳台地区直接投资企业的固定资产净值在整个行业的固定资产净值中所占比重作为外商直接投资比率的衡量指标。其中各行业外商和港澳台地区直接投资企业的固定资产净值以及各行业固定资产净值总额等数据均来自历年《中国统计年鉴》。
  CAPit为i行业t年份行业资本密集度,由行业资本净值与行业全部从业人员平均人数的比值表示。相关数据来源自历年《中国工业统计年鉴》《中国统计年鉴》。
  WAGEit表示i行业t年份劳动力成本。借鉴国内外学者的普遍做法,本文使用分行业城镇单位就业人员的平均工资作为劳动力成本的代理变量。其中,平均工资数据来源于历年《中国劳动统计年鉴》。
  SCALEit为i行业t年份行业规模。本文使用各行业规模以上工业企业销售收入总额衡量。数据来源于历年《中国工业统计年鉴》。
  PROit为i行业t年份的利润。在参考已有研究的基础上,使用各行业规模以上工业企业利润总额进行衡量。数据来源于历年《中国工业统计年鉴》。需要说明的是,首先,FDI数据的单位为%。其次,出于消除异方差的考虑,本文对除FDI、CAP外的非比值变量均进行对数化处理。
  五、实证结果与分析
  为避免内生性问题对回归结果的影响,本文采用SYS-GMM方法对模型(1)—(3)进行估计,力求更准确地检验环境规制对绿色全要素生产率的影响及传导机制。在进行回归前,为避免数据不平稳导致的伪回归现象,本文对模型中涉及的各变量序列进行单位根检验,结果显示,FDI、CAP、SCALE原始序列存在单位根,但一阶差分序列均为平稳序列。其他变量原始序列均为平稳序列。随后进行的面板协整检验表明各变量系统间存在长期协整关系,可以使用原始序列进行建模分析。
  回归结果如表1所示,各模型的AR(2)检验均无法拒绝残差不存在二阶序列相关的原假设,Hansen检验结果显示各模型的工具变量有效,说明通过SYS-GMM方法得到的估计量是一致的,可以进行后续分析。
  观察表1第(1)列可知,环境规制对绿色全要素生产率的综合效应在1%的显著性水平下为正,估计系数为0.299,说明环境规制对绿色全要素生产率的提升存在促进作用。环境规制对绿色全要素生产率的间接效应报告于表1第(2)—(4)列。其中,自主创新渠道(RD)下,环境规制的估计系数为0.113;引进境外技术渠道(FTECH)下,环境规制的估计系数为0.462;引进境内技术渠道(DTECH)下,环境规制的估计系数为0.214,三者分别在1%、1%和5%的显著性水平下显著,说明环境规制可推动企业自主创新、引进境外技术与境内技术。进一步,本文分别对3条路径下环境规制对绿色全要素生产率的直接效应进行分析。直接效应的回归结果如第(5)—(7)列所示,在3种技术进步路径下,绿色全要素生产率滞后项对绿色全要素生产率的影响系数十分接近,表明绿色全要素生产率的提升存在稳定的“惯性”。在第(5)列中,环境规制的估计系数为0.290,自主创新的估计系数为0.688,二者分别在1%和5%的显著性水平下显著。第(6)列中,环境规制的估计系数在1%的显著性水平下显著为正,数值为0.298;境外技术的估计系数在5%的显著性水平下为正,数值为0.081。第(7)列中,环境规制的估计系数为0.303,显著性水平为1%;而境内技术的估计系数尽管为正,但并不显著。上述回归结果表明自主创新中介、引进境外技术中介成立,但无法支持引进境内技术中介的存在,说明环境规制可通过自主创新、引进境外技术来实现提升绿色全要素生产率的目的,但无法通过引进境内技术来达成这一目的。这与吴延兵的研究结果高度一致[27]。综上所述,假设2部分成立,假设3得到验证。   3种技术进步路径下,环境规制对绿色全要素生产率的影响存在异质性,其原因在于自主创新、境外技术与境内技术三者间的差异。第一,相较于引进境内外技术,企业自主创新的针对性更强,自主研发出的新技术与企业的实际需求更为匹配,因此自主创新能够有效推动企业绿色全要素生产率的提升。第二,就境外技术而言,尽管技术母国出于自身利益和发展战略的需要,转移至中国的技术多数是非核心技术,但由于技术水平差距较大,非核心技术对中国而言仍属于先进技术。因此,引进境外技术可缩小中国与发达国家的技术差距[28],对绿色全要素生产率产生促进作用。第三,就境内技术而言,一方面,与境外技术相比,境内技术的总体水平较低,且同质性较强,这要求引进企业耗费更多的物质资本与人力资本,基于已购技术进行充分吸收、改造;另一方面,與境外技术相比,境内技术价格相对低廉,企业对引入的境内技术关注程度有限,未充分挖掘其潜在价值[29]。换言之,技术引进企业对境内技术的吸收、改造投入不足,可能是导致境内技术对绿色全要素生产率影响不显著的主要原因。为此,本文以技术吸收与技术改造为调节变量,构建调节效应模型,以考察在不同技术吸收以及技术改造投入下,环境规制能否通过推动企业引进境内技术实现绿色全要素生产率的增长。对这一问题的探讨,在理论层面,进一步拓展环境规制对绿色全要素生产率影响的分析框架;在实践层面,为充分发挥境内技术的作用、实现环境规制与绿色全要素生产率的共赢提供政策意涵。
  六、进一步讨论:如何提升境内技术引进对绿色全要素生产率的正向影响
  (一)模型设定
  将技术吸收与技术改造这两个调节变量以及这两个变量与环境规制的交互项分别加入到模型(3)中,如下所示:
  其中,ATECHit、TTECHit分别表示第i行业t年份技术吸收、技术改造,分别用规模以上工业企业消化吸收经费支出、规模以上工业企业技术改造经费支出衡量。①
  (二)模型回归结果
  本文使用系统GMM方法对模型(4)和(5)进行回归,结果如表2所示。并基于回归结果,绘制出境内技术引进在不同技术吸收、技术改造水平下边际效应图(见图2、图3)。
  观察模型(4)、(5)的回归结果能够发现,AR(2)检验对应的p值均大于0.05,表明两个模型能够拒绝残差不存在二阶序列相关的原假设,Hansen检验p值分别为0.999、0.911,意味着选取的工具变量是合理有效的。综合AR(2)检验结果与Hansen检验结果,可以判定使用SYS-GMM得出的估计量是一致的。
  就模型(4)回归结果而言(表2第(1)列),首先,环境规制对绿色全要素生产率的影响显著为正,表明环境规制能够推动绿色全要素生产率的提升。其次,在模型中加入技术吸收以及境内技术与技术吸收的交乘项后,境内技术引进对绿色全要素生产率的系数仍不显著,境内技术引进与技术吸收交互项吸收在技术吸收与境内技术引进的交互项系数为0.105,在5%的显著性水平下显著。需要说明的是,加入交乘项后,境内技术引进对绿色全要素生产率的系数含义发生改变,境内技术引进、境内技术引进与技术吸收的交互项二者共同反映出境内技术对绿色全要素生产率的影响。图2清晰地刻画了不同的技术吸收投入下,境内技术引进的边际效应图。从图2中可以看出,在技术吸收投入较低时,境内技术引进对绿色全要素生产率的影响较弱,且并不显著。随着技术吸收投入的增多,境内技术引进对绿色全要素生产率的推动作用稳步增强,显著性水平也有所提升,当技术吸收投入达到1左右时,境内技术对绿色全要素生产率的影响由不显著变为显著。综上所述,技术吸收在境内技术引进与绿色全要素生产率间具有重要的调节作用。在一定的技术投入下,“环境规制——境内技术引进——绿色全要素生产率提升”这一机制才能实现,随着技术吸收投入的增加,境内技术引进在环境规制与绿色全要素生产率间发挥的中介作用显现并逐渐增强。
  模型(5)的回归结果与模型(4)的回归结果类似(见表2第(2)列),加入技术改造以及境内技术引进与技术改造支出的交互项后,环境规制对绿色全要素生产率影响为正,意味着环境规制能够推动绿色全要素生产率的提升。境内技术引进对绿色全要素生产率的影响系数不显著,境内技术引进与技术改造支出的交互项对绿色全要素生产率的影响系数为0.212,在5%的显著性水平下显著,这一结果表明技术改造在境内技术引进与绿色全要素生产率间发挥了显著的调节作用,随着技术改造投入的持续增加,境内技术引进对绿色全要素生产率的正向影响逐渐提升。图3则更为清晰直观地反映了随着技术改造支出的变动,境内技术引进对绿色全要素生产率的边际效应与对应的置信区间。从图3中可以看出,当技术改造投入较低时,境内技术引进对绿色全要素生产率的影响较弱,且并不显著。随着技术改造投入的增加,境内技术引进对绿色全要素生产率的影响程度明显提升。不仅如此,当技术改造支出达到3左右时,境内技术引进对绿色全要素生产率的影响由不显著变为显著。综上所述,技术吸收与技术改造均正向调节了境内技术引进对绿色全要素生产率的影响。随着技术吸收与技术改造投入的增加,环境规制通过刺激企业加大境内技术引进,从而正向作用于绿色全要素生产率这一内在机制才能实现。本文进一步分析结果也验证了本文初步分析得出的“境内技术引进对绿色全要素生产率影响不显著的原因在于技术吸收支出与技术改造支出不足”这一推断。
  七、稳健性检验
  (一)中介效应模型稳健性检验
  本文重点考察环境规制对绿色全要素生产率的影响,估计结果可能会受到环境规制强度测算方式的影响。鉴于此,为保障研究结论的可靠性以及真实性,本文在参考韩峰和扈晓颖[30]研究的基础上,使用全局主成分方法对各工业行业环境规制强度重新进行测算。在具体指标方面,选取废水处理设施运行费用在工业销售产值中所占比重、废气处理设施运行费用在工业销售产值中所占比重、固体废弃物综合利用率3项指标。基于测算出的环境规制指标,本文对主体实证研究进行稳健性检验。②稳健性检验结果如表3所示。③   观察表3可以发现,无论是综合效应、间接效应还是直接效应模型,AR(2)检验与Hansen检验结果表明各模型的设定均有效。就回归结果而言,首先,环境规制对绿色全要素生产率的综合效应与直接效应为正,且均在1%的显著性水平下显著,表明环境规制能够推动绿色全要素生产率提升。其次,环境规制能够有效促使企业开展自主创新活动以及境外技术引进。最后,无论是自主创新还是境外技术引进,均与绿色全要素生产率存在显著正相关关系。稳健性检验结果表明,环境规制通过自主创新以及境外技术引进正向作用于绿色全要素生产率,且二者均承担部分中介作用。稳健性检验结果与本文主体实证部分完全一致,证明了本文研究结论的可靠性。
  (二)调节效应模型稳健性检验
  将通过全局主成分方法测算出的环境规制指数作为环境规制的衡量指标,对模型(4)、(5)重新进行回归(表4第(1)列和第(2)列),检验技术吸收、技术改造支出在境内技术与绿色全要素生产率间的调节作用,估计结果如表4所示。与本文主体实证部分结果类似:首先,环境规制对绿色全要素生产率的影响均显著为正,即环境规制强度的提升能够推动绿色全要素生产率增长。其次,无论是境内技术引进与技术吸收投入的交互项抑或境内技术引进与技术改造投入的交互项,均在1%的显著性水平下显著。这一结果表明技术吸收与技术改造在境内技术与绿色全要素生产率间发挥了正向调节作用。
  八、结论与实践启示
  (一) 研究结论
  为厘清环境规制对绿色全要素生产率的影响以及不同技术进步路径在二者间的作用,本文构建了囊括“环境规制——自主创新/境外技术引进/境内技术引进——绿色全要素生产率”在内的理论分析框架。随后使用中介效应模型,对本文构建的理论框架进行实证检验。最后使用调节效应模型,探讨了技术吸收、技术改造在境内技术与绿色全要素生产率间的调节作用。主要结论如下:第一,在综合效应和直接效应方面,环境规制推动了绿色全要素生产率提升;第二,在间接传导机制方面,环境规制可通过推动企业自主创新与引进境外技术促进绿色全要素生产率的增长,无法通过刺激企业引进境内技术正向作用于绿色全要素生产率;第三,技术吸收与技术改造在境内技术与绿色全要素生产率间发挥了调节作用,随着技术吸收与技术改造投入的增加,境内技术对绿色全要素生产率的影响由不显著变为显著,这一结果表明,境内技术在环境规制与绿色全要素生产率间的中介作用依赖于技术吸收与技术改造投入。本文研究在理论层面上,进一步明晰了环境规制对绿色全要素生产率的影响机制,丰富了“环境规制对绿色全要素生产率影响”的分析框架。
  (二) 实践启示
  根据本文的研究结论,得出的政策启示如下:
  第一,稳步提升环境规制强度与合理性,实现经济与环境的双赢。“波特假说”成立的前提是严格而合理的环境规制,未来应从环境规制强度与环境规制合理性两方面着手,促进环境规制作用更好的发挥。就环境规制强度而言,尽管环境规制强度的提升有利于绿色全要素生产率的提升,但必須注意的是,环境规制强度的提升是一个长期过程,必须循序渐进,防止“矫枉过正”现象出现。若短时间内过快地提升环境规制强度,将引发工业企业成本大幅上涨,导致大量企业遭到淘汰局面的出现。因此,未来应稳步提升环境规制的强度,实现环境绩效与经济绩效的双赢。就环境规制合理性而言,既要积极修订、完善相关法律法规,为环境规制工具的使用提供准则与依据,又要不断细化环境规制中涉及的污染排放标准、违规处罚力度等具体条款内容,增强环境规制工具的可操作性。
  第二,鼓励企业进行自主创新与技术引进,推动中国工业高质量发展。自主创新与技术引进均是推动中国工业高质量发展的源泉,两者不可偏废。只注重自主创新而忽略技术引进容易造成资源浪费,过度偏重于技术引进则可能造成中国工业企业过度依赖于外部技术,不利于企业核心竞争力的提升。因此,应统筹兼顾,推动企业自主创新与技术引进的协调发展。一方面,就自主创新而言,首先,鉴于自主创新较高的成本抑制了企业创新热情,政府应通过加强对企业创新活动的补贴等形式鼓励企业积极开展自主创新活动。其次,当前中国知识产权保护体系不够完善,使得企业创新成果无法得到充分而有效的保障。为此,应加大对知识产权的保护力度、健全知识产权援助机制、丰富知识产权纠纷解决渠道。与此同时,应加大对侵害知识产权行为的打击和处罚力度,营造保护自主创新的良好环境,从而解决企业开展自主创新活动的后顾之忧,激发企业自主创新热情。另一方面,就技术引进而言,首先,各级政府和有关部门应努力搭建国内外企业交流、合作平台,为企业了解、引进外部先进技术创造良好的条件;其次,为避免企业盲目引进外部技术现象的发生,各级地方政府应在参考《中国鼓励引进技术目录》的基础上,结合当地不同行业工业企业发展的实际情况,编制引进先进技术的指南,引导企业理性引进外部先进技术。
  第三,推动企业增加技术吸收与技术改造支出,提升工业企业对外部技术的利用程度。与发达国家相比,中国企业技术吸收与技术改造支出仍有一定差距。就技术吸收而言,在多数工业化国家,技术消化经费大约是引进项目经费的3倍,而中国技术消化经费的相对支出则低得多,技术消化经费甚至少于引进项目经费[31]。就技术改造而言,发达国家工业化进程中,技术改造投资通常在工业投资总额中占据50%以上的比重,而这一比重在中国仅为20%—30%[32]。技术吸收、技术改造支出差距的存在意味着技术吸收、技术改造在境内技术引进与绿色全要素生产率间的正向调节作用还有很大的成长空间。为此,政府应从投入端与产出端两方面入手,推动企业加强技术吸收与技术改造。就投入端而言,首先,政府应安排相应的专项资金,对企业制定的技术吸收、技术改造计划给予支持,缓解企业在技术吸收与技术改造方面的融资约束;其次,由于专项资金有限,政府应积极搭建投资服务对接平台,引导社会资金流向企业技术吸收与技术改造项目。就产出端而言,政府应建立动态评价机制,对企业技术吸收计划与技术改造计划完成情况进行考评。对于完成度高的企业,可通过直接提供资金支持与给予税收优惠等方式进行奖励,从而激发企业进行技术吸收与技术改造的热情。   [注 释]
  ①为避免因加入交互项而产生的共线性问题,本文对主变量(境内技术引进)、调节变量(技术吸收与技术改造)、主变量与调节变量的交互项进行中心化处理。
  ②受篇幅所限,基于全局主成分方法测算出的环境规制不再汇报,备索。
  ③由于本文主体实证研究已表明,境内技术引进并非环境规制与绿色全要素生产率的中间渠道,因此稳健性检验中不再对这一渠道进行检验。
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  (责任编辑:李 萌)
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