高新偉 張增杰

摘要：基于2001—2017年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，利用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸（PSTR）模型驗(yàn)證了不同環(huán)境規(guī)制工具與技術(shù)創(chuàng)新之間的非線性關(guān)系。結(jié)果表明：命令-控制型環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間為先抑制、后促進(jìn)的“U”型關(guān)系，環(huán)境污染治理投資門檻值約14 618萬元;市場激勵型環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系為先促進(jìn)、后抑制的“倒U”型，部分省份的廣義綠色稅收占比大于26.8%的閾值;公眾參與型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)“N”型，大部分省份公眾參與程度有待提高。因此，政府應(yīng)根據(jù)不同環(huán)境規(guī)制工具的特點(diǎn)，結(jié)合各省份的現(xiàn)實(shí)條件，確定適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制水平。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;技術(shù)創(chuàng)新;非線性關(guān)系;門檻效應(yīng);PSTR模型

中圖分類號：F061.5;X321

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1673-5595（2021）02-0001-10

一、引言

長期以來，中國傳統(tǒng)的粗放型發(fā)展方式雖然帶來了經(jīng)濟(jì)的快速增長，但是也不可避免地造成自然資源的過量消耗和污染物的大量排放。據(jù)2018年“全球環(huán)境績效指數(shù)”顯示，中國在180個國家中綜合得分排名為120位，空氣質(zhì)量排名倒數(shù)第四。另外，根據(jù)《2019中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》，337個城市中僅有46.6%的城市達(dá)到空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。環(huán)境污染對公共衛(wèi)生和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)面影響，也迫使中國政府采取更嚴(yán)格的環(huán)境治理措施。政府廣泛實(shí)施的環(huán)境規(guī)制政策是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要組成部分，[1]是留住“綠水青山”的必要措施。環(huán)境規(guī)制按照“污染者付費(fèi)原則”制約企業(yè)的污染排放行為，短期內(nèi)能夠改善環(huán)境質(zhì)量，但要想實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)，必須依靠技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。

1991年，Porter提出了著名的“波特假說”，認(rèn)為適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制將刺激技術(shù)革新，從而減少企業(yè)成本、提高產(chǎn)品質(zhì)量，這樣有可能使本國企業(yè)在國際市場上獲得更大的競爭優(yōu)勢。[2]該假說一經(jīng)提出便受到了廣泛關(guān)注。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響主要有以下觀點(diǎn)：其一，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制有利于促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。Porter等[3]首先提出適當(dāng)?shù)沫h(huán)境標(biāo)準(zhǔn)將會刺激創(chuàng)新，從而部分或全部抵消所需成本，實(shí)現(xiàn)“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)。在環(huán)境規(guī)制作用異質(zhì)性方面，黃德春等[4]、張成等[5]以及孫瑞華等[6]分別從企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)層面，分析了中國環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新及全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用;王鋒正等[7]則認(rèn)為只有考慮行業(yè)規(guī)模與科技活動人員投入時，“波特假說”才能發(fā)揮作用;Jaffe等[8]和Yuan等[9]基于不同國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果同樣支持了“波特假說”。其二，環(huán)境規(guī)制不利于技術(shù)創(chuàng)新的進(jìn)行。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會給企業(yè)造成額外的成本負(fù)擔(dān)，從而擠占生產(chǎn)、研發(fā)和投資資金，不利于企業(yè)提高競爭力，即“遵循成本”。強(qiáng)度維度上，Gollop等[10]、Testa等[11]和Kneller等[12]的研究表明命令-控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)生產(chǎn)率水平呈負(fù)相關(guān)，Gray等[13]和Wagner[14]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新專利數(shù)量呈負(fù)相關(guān);時間維度上，葉琴等[15]的研究表明，環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)具有滯后性，并不能對當(dāng)期的技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生促進(jìn)作用，弱“波特假說”成立有時間約束條件;伍格致等[16]的研究結(jié)果顯示弱“波特假說”和強(qiáng)“波特假說”均不成立，環(huán)境規(guī)制既不能提高技術(shù)創(chuàng)新水平，也不能提高全要素生產(chǎn)率。

縱觀上述兩種觀點(diǎn)，不難看出環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響大致包括“遵循成本”效應(yīng)和“創(chuàng)新補(bǔ)償”效應(yīng)。兩種效應(yīng)之間的強(qiáng)弱程度決定了環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間的非線性關(guān)系，李玲等[17]、蔣伏心等[18]和張娟等[19]發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間呈先下降后提升的“U”型動態(tài)特征;Wang等[20]的研究則表明二者之間是“倒U”關(guān)系。研究方法上，周源等[21]、張海玲等[22]通過在模型中引入環(huán)境規(guī)制的二次項以及環(huán)境規(guī)制與其他變量的交互項對“波特假說”進(jìn)行驗(yàn)證;沈能[23]、Johnstone等[24]、Xie等[25]和邱士雷等[26]利用面板門檻模型驗(yàn)證了環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間的非線性關(guān)系，并且認(rèn)為這種門檻效應(yīng)存在空間異質(zhì)性;除了利用普通門限模型之外，齊紅倩等[27]、陶長琪等[28]以及林秀梅等[29]采用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸（PSTR）模型分析環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新、全要素生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系，并且討論了其中的轉(zhuǎn)換機(jī)制。

以往研究大多采用普通門限模型分析環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)，雖然可以求出閾值，但仍以線性模型為基礎(chǔ)求解，環(huán)境規(guī)制在閾值附近的轉(zhuǎn)換具有突變特征，這并不符合現(xiàn)實(shí)規(guī)律，且大部分研究僅分析了單一類型的環(huán)境規(guī)制工具，不完全適用于中國當(dāng)前環(huán)境規(guī)制多樣性的國情。鑒于此，本文選取2001—2017年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建PSTR模型，驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)。考慮到環(huán)境規(guī)制工具的多樣性，分別選取命令-控制型、市場激勵型和公眾參與型環(huán)境規(guī)制工具，旨在對比不同環(huán)境規(guī)制工具對技術(shù)創(chuàng)新影響的差異性。在變量選擇上，對于市場激勵型環(huán)境規(guī)制，將具有環(huán)保功能的八類稅費(fèi)同時納入廣義綠色稅收體系，計算廣義綠色稅收強(qiáng)度。

二、理論分析

（一）環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用

由于“遵循成本效應(yīng)”“投資擠出效應(yīng)”[18]和“資源配置扭曲效應(yīng)”[30]，環(huán)境規(guī)制會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。第一，新古典主義范式認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境法規(guī)將通過約束企業(yè)行為加劇行業(yè)競爭，限制生產(chǎn)力，[10]產(chǎn)生“遵循成本效應(yīng)”。政府施行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策會給企業(yè)帶來額外的污染治理成本，使得原本用于生產(chǎn)和研發(fā)的資金被擠占，導(dǎo)致短期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新水平下降。第二，根據(jù)“投資擠出效應(yīng)”，污染密集型產(chǎn)業(yè)會因?yàn)樗诘丨h(huán)境規(guī)制嚴(yán)格而遷移到規(guī)制較為寬松的國家或地區(qū)，導(dǎo)致遷入地成為“污染天堂”。[31]嚴(yán)格的環(huán)境政策將會增加企業(yè)日常運(yùn)營和投資成本，為在市場競爭中繼續(xù)保持自身優(yōu)勢，企業(yè)往往選擇將污染產(chǎn)業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)移，在環(huán)境規(guī)制較為寬松的地區(qū)進(jìn)行新一輪投資，有些企業(yè)甚至?xí)顺鍪袌觯罱K減少企業(yè)在當(dāng)?shù)氐耐顿Y和創(chuàng)新投入份額。[20，32]第三，按照環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟(jì)效應(yīng)中的“資源配置扭曲效應(yīng)”，由于環(huán)境污染具有負(fù)外部性，企業(yè)將其內(nèi)部化的過程必然產(chǎn)生大量規(guī)制成本，為抵消這種額外成本，企業(yè)往往會增加生產(chǎn)要素的投入以獲得更多產(chǎn)出，最終仍然引發(fā)污染排放增加，在這種惡性循環(huán)中，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平往往很難得到提升。

（二）環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用

在控制污染的同時，由于“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”、政府支持[33]和“技術(shù)效應(yīng)”[30]等，環(huán)境規(guī)制會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用。第一，按Porter等人的“創(chuàng)新補(bǔ)償”理論，雖然企業(yè)在將環(huán)境污染內(nèi)部化時會產(chǎn)生大量規(guī)制成本，但技術(shù)創(chuàng)新所節(jié)省的生產(chǎn)成本和帶來的創(chuàng)新收益將會逐步抵消企業(yè)進(jìn)行積極環(huán)境行為所產(chǎn)生的規(guī)制成本。第二，在環(huán)境污染的外部性較小的情況下，政府的支持手段比如稅收優(yōu)惠、補(bǔ)貼等彌補(bǔ)了企業(yè)的環(huán)境規(guī)制成本，支持了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。第三，源頭以及過程治理通常比末端治理能夠更有效地減少環(huán)境污染、節(jié)約企業(yè)成本。根據(jù)環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟(jì)效應(yīng)中的“技術(shù)效應(yīng)”，企業(yè)通過增加生產(chǎn)過程中的環(huán)境技術(shù)研發(fā)投入來實(shí)現(xiàn)過程治理，不僅降低了單位產(chǎn)出的污染物排放，還促進(jìn)了環(huán)境技術(shù)的研發(fā)，提升了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

基于以上分析和現(xiàn)有研究成果，可以看出環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響具有“兩面性”，其作用路徑如圖1所示。

環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間的非線性效應(yīng)是存在的，但是非線性關(guān)系的具體形式并不確定。因此，本文通過PSTR模型對非線性關(guān)系的具體形式進(jìn)行驗(yàn)證。

三、模型設(shè)定與變量選擇

（一）PSTR模型

面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（Panel Smooth Transition Regression model，簡稱PSTR）由González等[34]在2005年首次提出，源自Hansen[35]構(gòu)建的面板門檻模型（Panel Threshold Regression model，簡稱PTR）?！捌交D(zhuǎn)換”的概念強(qiáng)調(diào)任何事物的發(fā)展都是連續(xù)、漸進(jìn)的過程，是對PTR模型“門檻突變”概念的升級。在對環(huán)境、能源、經(jīng)濟(jì)等問題展開研究時，PSTR模型能夠揭示變量之間的非線性關(guān)系，并且獲得閾值（即門檻值）。PSTR模型的一般形式為

yit=ui+β0xit+β1xitg（qit;γ，cj）+φzit+εit（1）

式中：i=1…N為樣本數(shù);t=1…T為時間;yit和xit分別為因變量和自變量;ui為個體固定效應(yīng);qit為轉(zhuǎn)換變量;zit為外生控制變量;εit為隨機(jī)擾動項;g（qit;γ，cj）為qit的轉(zhuǎn)換函數(shù)，決定了模型的轉(zhuǎn)換形式，取值范圍為[0，1]，g（qit;γ，cj）通常用Logistic函數(shù)表示為

g（qit;γ，cj）={1+exp[-γ∏mj=1（qit-cj）]}-1

（2）

式中：cj=c（c1…cm）為函數(shù)發(fā)生轉(zhuǎn)換的位置參數(shù);γ為斜率參數(shù)，決定函數(shù)轉(zhuǎn)換的速度。當(dāng)m=1時，隨著qit增加，轉(zhuǎn)換函數(shù)g（qit;γ，cj）在位置參數(shù)c1附近發(fā)生單調(diào)轉(zhuǎn)換，模型的回歸系數(shù)從β0轉(zhuǎn)換為（β0+β1），相應(yīng)地，g（qit;γ，cj）為兩體制（two-regime）轉(zhuǎn)換函數(shù)，qitc1時位于高體制（high-regime）區(qū)間;當(dāng)γ→+SymboleB@時，g（qit;γ，cj）變?yōu)橹甘竞瘮?shù)，此時PSTR模型轉(zhuǎn)化為PTR模型，當(dāng)γ→0時，無論m取值如何，g（qit;γ，cj）都重新變?yōu)榫€性固定效應(yīng)模型。[34]

本文參考González等[35]對PSTR模型的估計步驟，首先進(jìn)行非線性效應(yīng)檢驗(yàn)，非線性效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)康脑谟诖_定PSTR模型是否可以用于相應(yīng)問題的研究，以及機(jī)制的轉(zhuǎn)換是否顯著，對于式（1），原假設(shè)為H0：γ=0或者H0：β1=0。定義SSR0為線性固定效應(yīng)模型的殘差平方和，SSR1為兩體制PSTR模型的殘差平方和，進(jìn)一步構(gòu)造拉格朗日乘子檢驗(yàn)統(tǒng)計量LM、LMF，以及似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計量LRT，利用LM、LMF、LRT即可檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠窬邆浞蔷€性特征。

LM=TN（SSR0-SSR1）/SSR0

（3）

LMF=[（SSR0-SSR1）/mK]/{SSR0/[TN-N-m（K+1）]}（4）

LRT=-2[log （SSR0）-log（SSR1）]（5）

在確定模型的非線性特征成立之后，利用固定效應(yīng)估計和非線性最小二乘法（Nonlinear Least Squares，簡稱NLS），對式（1）中參數(shù)（β0，β1，γ，c）進(jìn)行估計，

首先通過固定效應(yīng)估計消除個體固定效應(yīng)的影響，然后利用NLS估計確定參數(shù)的數(shù)值。

（二）變量定義及數(shù)據(jù)

1.被解釋變量

國內(nèi)外學(xué)者主要從創(chuàng)新投入[36]、創(chuàng)新產(chǎn)出[37]和創(chuàng)新效率[38]三個角度衡量一個地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平。創(chuàng)新產(chǎn)出代表地區(qū)創(chuàng)新活動的產(chǎn)業(yè)化和市場化成果，比創(chuàng)新投入更能體現(xiàn)創(chuàng)新活動的有效性，而創(chuàng)新效率則主要衡量投入產(chǎn)出比，其數(shù)值體現(xiàn)的是創(chuàng)新活動的集約化程度。本文從創(chuàng)新產(chǎn)出角度考察地區(qū)整體技術(shù)創(chuàng)新水平。衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的指標(biāo)包括專利數(shù)量、新產(chǎn)品銷售收入、新產(chǎn)品項目數(shù)等。其中專利數(shù)量應(yīng)用最為廣泛，但是專利申請或者授權(quán)數(shù)量僅能代表技術(shù)創(chuàng)新活動的中間產(chǎn)出或者部分產(chǎn)出，[39]國家或者企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新的最終目的是發(fā)展生產(chǎn)力、提高效益，而新產(chǎn)品銷售收入則同時包含了企業(yè)在工藝流程、產(chǎn)品質(zhì)量等環(huán)節(jié)的全部努力。因此，本文選取各地區(qū)新產(chǎn)品銷售收入并對數(shù)化處理作為衡量技術(shù)創(chuàng)新水平的指標(biāo)，即各地區(qū)新產(chǎn)品銷售收入越高，技術(shù)創(chuàng)新水平越高。

2.解釋變量

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為本文的解釋變量，其衡量體系尚未統(tǒng)一，[17]本文借鑒Tietenberg的分類方式，將環(huán)境規(guī)制政策工具分為命令-控制型、市場激勵型、公眾參與型三類。[40]

命令-控制型環(huán)境規(guī)制是指政府通過制定相關(guān)法律、法規(guī)、環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)的環(huán)境行為進(jìn)行干預(yù)，進(jìn)而減少污染物的排放，具有強(qiáng)制性和“一刀切”特點(diǎn)?，F(xiàn)有研究主要從以下幾個角度來衡量命令-控制型環(huán)境規(guī)制：第一，用各種污染指標(biāo)構(gòu)建綜合指數(shù);[41]第二，環(huán)境污染治理投資，例如工業(yè)廢棄物處理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用;[6]第三，環(huán)保機(jī)構(gòu)對企業(yè)排污的監(jiān)督檢查次數(shù)、罰款數(shù)量等;第四，污染物的排放量;[42]第五，其他外生變量，例如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人均收入等。以上五種指標(biāo)均不能表示命令-控制型環(huán)境規(guī)制的全部特征，考慮到中國企業(yè)大多采取末端治理的方式，本文選取第二種測度方法，用各地區(qū)環(huán)境污染治理投資（即工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣處理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用）的對數(shù)來表示命令-控制型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

市場激勵型環(huán)境規(guī)制實(shí)際上為企業(yè)主動減少污染物排放提供了經(jīng)濟(jì)誘因。中國基于市場的環(huán)境規(guī)制主要包括環(huán)境保護(hù)稅、環(huán)境保護(hù)補(bǔ)貼、污染排放許可及其交易等?？紤]到中國稅收體系中存在一部分直接或間接引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境保護(hù)的稅收，本文選取廣義綠色稅收強(qiáng)度來表征市場激勵型環(huán)境規(guī)制。廣義綠色稅收包括環(huán)境保護(hù)稅（排污費(fèi)）、消費(fèi)稅、車輛購置稅、資源稅、城市維護(hù)建設(shè)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、車船稅、耕地占用稅。用以上八種廣義綠色稅收的總征收額與地區(qū)總稅收的比值來表示市場激勵型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。[43]

公眾參與型環(huán)境規(guī)制作為一種非正式環(huán)境規(guī)制，是指社會公眾、媒體以及其他社會團(tuán)體對污染排放企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督從而達(dá)到環(huán)境保護(hù)的目的，具體包括環(huán)境信訪、產(chǎn)品環(huán)保標(biāo)簽、環(huán)境信息披露等?；跀?shù)據(jù)可得性和指標(biāo)相對完善性，本文選取受理信訪和電話網(wǎng)絡(luò)投訴案件總數(shù)與地區(qū)年末人口總數(shù)的比值表征公眾參與型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。[44]

3.轉(zhuǎn)換變量

為了考察不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的變化，本文用滯后一期的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為轉(zhuǎn)換變量，進(jìn)行非線性效應(yīng)檢驗(yàn)和參數(shù)估計。

4.控制變量

本文設(shè)置的控制變量包括政府支持、地區(qū)發(fā)展水平、勞動者素質(zhì)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、開放程度、市場化水平，具體見表1。

本文選取2001—2017年中國30個省份（考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，未包括西藏自治區(qū)以及港、澳、臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國稅務(wù)年鑒》等。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）非線性效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

本文采用Matlab R2016a對PSTR模型進(jìn)行非線性效應(yīng)檢驗(yàn)，包括線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)兩部分。線性檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)假設(shè)H0：r=0和H1：r=1，若原假設(shè)被拒絕，則證明環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間并非單純的線性關(guān)系，而是存在至少一個閾值;剩余非線性檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)假設(shè)H0：r=1和H1：r=2，若原假設(shè)不能被拒絕，則證明PSTR模型僅存在一個閾值。本文利用LM、LMF、LRT三種統(tǒng)計量進(jìn)行非線性效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3和表4。

由表3線性檢驗(yàn)結(jié)果可知，對于命令-控制型、市場激勵型、公眾參與型三種環(huán)境規(guī)制，原假設(shè)均在1%水平下被顯著拒絕，說明PSTR模型至少具有一個閾值，且該模型是適用的。

由表4剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果可知，該模型具有一個閾值的原假設(shè)未被拒絕，可以用兩體制PSTR模型估算三種類型的環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。

（二）PSTR模型估計結(jié)果

采用非線性最小二乘法（NLS）估計PSTR模型的一系列參數(shù)，估計結(jié)果見表5。對于三種環(huán)境規(guī)制，斜率參數(shù)γ范圍為1.056～18.397，意味著每種類型的環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新水平之間都會從一種體制連續(xù)、平穩(wěn)地轉(zhuǎn)換為另一種體制。

1.命令-控制型環(huán)境規(guī)制

滯后一期命令-控制型環(huán)境規(guī)制作為轉(zhuǎn)換變量，模型中轉(zhuǎn)換函數(shù)g（ERit-1;γ，c）為兩體制Logistic轉(zhuǎn)換函數(shù)，存在一個位置參數(shù)c=8.165，對應(yīng)的環(huán)境污染治理投資閾值約為14 618萬元，斜率參數(shù)γ=1.076，表明高、低兩個體制之間的轉(zhuǎn)換速度較慢。在低體制區(qū)間，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為負(fù)，進(jìn)入高體制區(qū)間后，影響系數(shù)變?yōu)檎?，也就是說命令-控制型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響由抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用，呈現(xiàn)出“U”型的變化趨勢。環(huán)境污染治理投資較少時，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響為負(fù)，超過閾值后，環(huán)境污染治理投資的增加會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生明顯的正向促進(jìn)作用。轉(zhuǎn)換函數(shù)如圖2所示。

命令-控制型環(huán)境規(guī)制具有強(qiáng)制性、“一刀切”的特點(diǎn)，實(shí)施過程中并不考慮企業(yè)和地區(qū)減排能力的異質(zhì)性。為盡快達(dá)到國家規(guī)定的排放標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)通常會選擇在生產(chǎn)端進(jìn)行節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新或者在末端進(jìn)行污染治理。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時，追求利潤最大化的企業(yè)往往不會主動在生產(chǎn)端進(jìn)行節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新，而是將資金投入到末端治理上，例如購置污染治理設(shè)施等，這符合中國傳統(tǒng)的治污模式。隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高，傳統(tǒng)的末端治理的邊際成本逐漸增大，超過企業(yè)可承受范圍后，企業(yè)便會將資金投入到生產(chǎn)端，加大清潔生產(chǎn)和節(jié)能減排技術(shù)的研發(fā)。在這個過程中，重污染行業(yè)和粗放型產(chǎn)業(yè)將面臨轉(zhuǎn)型甚至淘汰的壓力，最終推動市場生產(chǎn)效率和環(huán)境效率的提升。

由圖2可知，絕大部分樣本都已進(jìn)入高體制區(qū)間，說明中國的命令-控制型環(huán)境規(guī)制能夠有效促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。2002年以后，中國的環(huán)境規(guī)制體系逐步進(jìn)入戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型階段，[45]各項環(huán)境保護(hù)法規(guī)初步形成，尤其是中西部地區(qū)的環(huán)保法律建設(shè)和環(huán)境管理體制尚不完善，環(huán)境政策的覆蓋率和企業(yè)遵從度不高。黨的十八大和十九大召開之后中國進(jìn)入環(huán)境規(guī)制體系全面提升階段，“五位一體”“兩山論”等新發(fā)展理念為環(huán)境保護(hù)工作提供了新的思路，從“誰污染誰治理”向“污染治理和生態(tài)保護(hù)并重”轉(zhuǎn)變，從優(yōu)先促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展向經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展轉(zhuǎn)變。

另外，控制變量的估計結(jié)果顯示，當(dāng)以命令-控制型環(huán)境規(guī)制作為轉(zhuǎn)換變量時，政府支持（Govern）、地區(qū)發(fā)展水平（PGDP）、市場化水平（Market）在閾值兩側(cè)均對技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用在跨越閾值之后有所減弱;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Indus）與之相反，在閾值兩側(cè)均為抑制作用;而開放程度（FDI）和勞動者素質(zhì)（Edu）在閾值兩側(cè)的影響并不相同，當(dāng)環(huán)境規(guī)制在閾值以內(nèi)時，開放程度（FDI）的估計系數(shù)為負(fù)，說明擴(kuò)大開放并不利于技術(shù)創(chuàng)新，但是當(dāng)環(huán)境規(guī)制跨越閾值之后，開放程度對技術(shù)創(chuàng)新的影響變?yōu)轱@著的正向促進(jìn)作用，勞動者素質(zhì)（Edu）的估計結(jié)果恰好相反。

2.市場激勵型環(huán)境規(guī)制

滯后一期市場激勵型環(huán)境規(guī)制作為轉(zhuǎn)換變量，模型中g(shù)（ERit-1;γ，c）是兩體制Logistic轉(zhuǎn)換函數(shù)，存在一個位置參數(shù)c=0.268，對應(yīng)廣義綠色稅收占比的閾值約為26.8%，斜率參數(shù)γ=18.397，兩個體制間的轉(zhuǎn)換速度較快。在低體制區(qū)間，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為正，進(jìn)入高體制區(qū)間后，影響系數(shù)變?yōu)樨?fù)，也就是說市場激勵型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響由促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)橐种?，呈現(xiàn)出“倒U”型的變化趨勢。當(dāng)廣義綠色稅收強(qiáng)度較低時，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響為正，但當(dāng)綠色稅收強(qiáng)度超過閾值后，稅收強(qiáng)度的增加會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生明顯的阻礙作用。轉(zhuǎn)換函數(shù)如圖3所示。

市場激勵型環(huán)境規(guī)制將環(huán)境視為一類生產(chǎn)要素，要素價格的變動可通過企業(yè)成本和收益?zhèn)鲗?dǎo)至技術(shù)創(chuàng)新，以環(huán)境保護(hù)稅為代表的綠色稅種稅率可以看作企業(yè)使用環(huán)境要素帶來的外部成本的價格，在利潤最大化條件下應(yīng)等于企業(yè)的邊際減排成本。所以當(dāng)政府提高稅率時，企業(yè)的環(huán)境使用成本相應(yīng)增加，企業(yè)同樣面臨兩種選擇，在生產(chǎn)端進(jìn)行節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新或者在生產(chǎn)末端治理污染。當(dāng)環(huán)境要素成本擠占生產(chǎn)資金和研發(fā)資金時，產(chǎn)生“遵循成本效應(yīng)”，反之，產(chǎn)生“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”。除了從供給端影響企業(yè)成本進(jìn)而推動技術(shù)創(chuàng)新外，資源稅、消費(fèi)稅、車輛購置稅等廣義綠色稅種還可以通過產(chǎn)品價格改變市場需求，最終引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。

由圖3可知，絕大部分樣本處于低體制區(qū)間，說明中國綠色稅收體系整體較為合理，能夠直接促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，但是仍有部分樣本已進(jìn)入高體制區(qū)間，面臨著較重的綠色稅收負(fù)擔(dān)。這與中國稅制改革進(jìn)程密切相關(guān)，比如2011年的資源稅改革，“結(jié)構(gòu)性增稅”舉措全面提高了西部地區(qū)的資源稅征收額，除了能夠增加西部地區(qū)財政收入外，更重要的是促進(jìn)了西部地區(qū)資源合理開發(fā)，優(yōu)化了礦產(chǎn)品開發(fā)等行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，保護(hù)了西部地區(qū)相對脆弱的生態(tài)環(huán)境，而政府實(shí)施的西部大開發(fā)戰(zhàn)略、“一帶一路”建設(shè)則可以彌補(bǔ)稅負(fù)增加對技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響。

控制變量的估計結(jié)果顯示，當(dāng)市場激勵型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在閾值以內(nèi)時，政府支持（Govern）、開放程度（FDI）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Indus）的估計系數(shù)均為正值，但是跨越閾值之后，估計系數(shù)均變?yōu)樨?fù)值。這說明隨著市場激勵型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升，這三種因素的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)逐漸消失，甚至抑制了技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。勞動者素質(zhì)（Edu）和市場化水平（Market）對技術(shù)創(chuàng)新始終具有促進(jìn)作用。地區(qū)發(fā)展水平（PGDP）在閾值兩側(cè)均具有抑制作用，但是在市場激勵型環(huán)境規(guī)制跨越閾值之后有所減弱。

3.公眾參與型環(huán)境規(guī)制

滯后一期公眾參與型環(huán)境規(guī)制作為轉(zhuǎn)換變量，模型中g(shù)（ERit-1;γ，c）是兩體制Logistic轉(zhuǎn)換函數(shù)，存在一個位置參數(shù)c=5.322，即每萬人受理信訪和電話網(wǎng)絡(luò)投訴案件數(shù)約為5.322件，斜率參數(shù)γ=1.056，表明兩個體制間的轉(zhuǎn)換速度較慢。在低體制區(qū)間和高體制區(qū)間，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)均為正，但是在跨越閾值之后正向促進(jìn)作用有所減弱，也就是說公眾參與型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響始終表現(xiàn)為促進(jìn)作用，呈現(xiàn)出“N”型的變化趨勢。當(dāng)環(huán)境信訪量較低時，公眾參與程度的提高會對技術(shù)創(chuàng)新起到促進(jìn)作用，但當(dāng)環(huán)境信訪量超過閾值時，轉(zhuǎn)換函數(shù)進(jìn)入高體制狀態(tài)，這種促進(jìn)作用在一定程度上被削弱。轉(zhuǎn)換函數(shù)如圖4所示。

總體看來，作為“第三次浪潮”的公眾參與型環(huán)境規(guī)制確實(shí)能夠?qū)夹g(shù)創(chuàng)新水平的提升產(chǎn)生促進(jìn)作用，但是效果并不顯著，這與中國部分地區(qū)環(huán)境監(jiān)管機(jī)制不夠健全密切相關(guān)。公眾是否主動進(jìn)行環(huán)境監(jiān)管取決于付出的成本以及所獲收益，若公眾收獲的成就感和滿足感大于其付出的時間、物質(zhì)和心理成本，公眾就會主動協(xié)助政府監(jiān)督企業(yè)的環(huán)境行為。

實(shí)際上，早在1989年的《環(huán)境保護(hù)法》中就對公眾檢舉、控告環(huán)境污染行為作了規(guī)定，但是直到2014年對《環(huán)境保護(hù)法》進(jìn)行修訂時，才對公眾參與環(huán)境保護(hù)作了明確的法律界定，2015年環(huán)保部發(fā)布的《環(huán)境保護(hù)公眾參與辦法》又對公眾如何參與環(huán)境保護(hù)作了詳細(xì)解釋和說明。環(huán)保組織、新聞媒體、公民等第三方參與制度不僅能夠降低政府環(huán)境監(jiān)管成本，而且有利于不同社會主體的環(huán)境訴求得以表達(dá)。但是，與命令-控制型、市場激勵型環(huán)境規(guī)制不同，公眾參與型環(huán)境規(guī)制屬于非正式環(huán)境規(guī)制，并不依靠政府強(qiáng)制力量推行，導(dǎo)致此類規(guī)制工具不能立即發(fā)揮效力，且容易流于形式。目前，中國公眾參與環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度明顯不足，政府應(yīng)積極宣傳環(huán)保政策，不斷完善環(huán)境監(jiān)管機(jī)制，使更多公眾參與進(jìn)來。

控制變量的估計結(jié)果顯示，以公眾參與型環(huán)境規(guī)制作為轉(zhuǎn)換變量時，開放程度（FDI）、市場化水平（Market）的影響與命令-控制型一致，而政府支持（Govern）、勞動者素質(zhì)（Edu）、地區(qū)發(fā)展水平（PGDP）的影響與市場激勵型一致。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Indus）的系數(shù)在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度尚未跨越閾值時為負(fù)，但是在跨越閾值后變?yōu)檎?，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高有利于更好地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步探究不同類型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的非線性影響是否具有穩(wěn)健性，本文構(gòu)建了包含環(huán)境規(guī)制一次項、二次項、三次項的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

TIit=α0+α1ERit+ζixit+δi+εit（6）

TIit=α0+α1ERit+α2ER2it+ζixit+δi+εit（7）

TIit=α0+α1ERit+α2ER2it+α3ER3it+ζixit+δi+εit（8）

由表6可知，對于命令-控制型環(huán)境規(guī)制，模型（6）一次項系數(shù)顯著為正，模型（7）二次項系數(shù)并不顯著，增加三次項之后，表現(xiàn)為“強(qiáng)抑制—促進(jìn)—弱抑制”的“倒N”型關(guān)系，由于三次項系數(shù)數(shù)值較小，可近似認(rèn)為是“U”型關(guān)系。對于市場激勵型環(huán)境規(guī)制，增加了二次項之后，表現(xiàn)為先促進(jìn)后抑制的“倒U”型關(guān)系，增加了三次項之后系數(shù)不再顯著。對于公眾參與型環(huán)境規(guī)制，模型（6）和模型（7）系數(shù)均不顯著，增加三次項之后，表現(xiàn)為“弱促進(jìn)—弱抑制—弱促進(jìn)”的“N”型關(guān)系。固定效應(yīng)模型估計結(jié)果與前文估計結(jié)果基本一致，表明本文的回歸結(jié)果穩(wěn)健以及結(jié)論有效。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于2001—2017年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用PSTR模型，對命令-控制型、市場激勵型、公眾參與型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的非線性影響進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，三種環(huán)境規(guī)制工具與技術(shù)創(chuàng)新之間確實(shí)存在非線性關(guān)系，且每種規(guī)制工具的作用效果都不相同。作用效果在高、低體制之間平滑轉(zhuǎn)換：（1）命令-控制型環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)“U”型的變化趨勢，環(huán)境污染治理投資閾值約14 618萬元，截至2016年，所選30個省份均已達(dá)到閾值，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用明顯;（2）市場激勵型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響為先促進(jìn)后抑制的“倒U”型，廣義綠色稅收占比的閾值為26.8%，部分省份已經(jīng)跨越閾值，綠色稅收負(fù)擔(dān)較重;（3）公眾參與型環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)出“N”型的變化趨勢，最終表現(xiàn)為促進(jìn)作用，但是效果不明顯，說明中國大部分地區(qū)公眾參與效率有待提高。

（二）建議

（1）政府應(yīng)加強(qiáng)各種環(huán)境規(guī)制工具組合的利用。根據(jù)制度創(chuàng)新理論，環(huán)境規(guī)制不僅用于控制污染、保護(hù)生態(tài)，還應(yīng)該更多地發(fā)揮其刺激創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)的作用。對于命令-控制型環(huán)境規(guī)制，政府應(yīng)當(dāng)提高相關(guān)法律法規(guī)的可操作性，鼓勵生產(chǎn)者加強(qiáng)污染物的源頭控制，而不僅僅依賴末端治理。同時，在建立健全監(jiān)督機(jī)制和獎懲機(jī)制的基礎(chǔ)上，充分利用公眾參與型環(huán)境規(guī)制促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。

（2）改變政府強(qiáng)制力的主導(dǎo)作用，發(fā)揮市場機(jī)制的優(yōu)勢。提高市場激勵型規(guī)制工具在環(huán)境政策中的比重。政府可以通過降低環(huán)境稅稅率、補(bǔ)貼、退稅等措施減輕企業(yè)的環(huán)保負(fù)但，進(jìn)而增加企業(yè)的研發(fā)資金。以市場為導(dǎo)向的環(huán)境政策，例如環(huán)境保護(hù)稅、排污權(quán)交易和污染排放許可等，實(shí)際上為企業(yè)進(jìn)行污染控制提供了更高的靈活性和更大的操作空間，對于污染程度較低的企業(yè)，政府也應(yīng)適當(dāng)降低稅收比重，以減輕企業(yè)額外的成本負(fù)擔(dān)。

（3）改變“一刀切”的環(huán)境治理模式，充分考慮地區(qū)發(fā)展差異。東部沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為完善，在制定環(huán)境政策時應(yīng)適當(dāng)向利于技術(shù)創(chuàng)新的方向傾斜，同時廣泛征求企業(yè)意見，力求實(shí)現(xiàn)政企合作和環(huán)境的共同治理。對于中西部地區(qū)，由于資源稟賦差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后，應(yīng)當(dāng)在確保經(jīng)濟(jì)和社會整體發(fā)展的基礎(chǔ)上，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，吸引優(yōu)秀的技術(shù)人才和優(yōu)質(zhì)的投資，避免重復(fù)東部地區(qū)“先污染后治理”的模式。

參考文獻(xiàn)：

[1] Ramanathan R， Ramanathan U， Bentley Y. The Debate on Flexibility of Environmental Regulations， Innovation Capabilities and Financial Performance-A Novel Use of DEA[J]. Omega， 2018， 75：131-138.

[2] Porter M E. Americas Green Strategy[J]. Scientific American， 1991， 268（4）：95-117.

[3] Porter M E， van der Linde C. Toward a New Conception of the Environment Competitiveness Relationship[J]. Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）：97-118.

[4] 黃德春， 劉志彪. 環(huán)境規(guī)制與企業(yè)自主創(chuàng)新——基于波特假設(shè)的企業(yè)競爭優(yōu)勢構(gòu)建[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2006（3）：100-106.

[5] 張成， 陸旸， 郭路， 等. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2011（2）：113-124.

[6] 孫瑞華， 熊雁琳. 環(huán)境規(guī)制對中國制造業(yè)出口競爭力的影響[J]. 中國石油大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2019， 35（2）：28-36.

[7] 王鋒正， 郭曉川. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對資源型產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響——基于2003—2011年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 25（6）：143-146.

[8] Jaffe A B， Palmer K. Environmental Regulation and Innovation： a Panel Data Study[J]. Review of Economics and Statistics， 1997， 79（4）：610-619.

[9] Yuan B， Zhang Y. Flexible Environmental Policy， Technological Innovation and Sustainable Development of Chinas Industry： The Moderating Effect of Environment Regulatory Enforcement[J]. Journal of Cleaner Production， 2020， 243：118543.

[10] Gollop F M， Roberts M J. Environmental Regulations and Productivity Growth： the Case of Fossil-Fueled Electric Power Generation[J]. Journal of Political Economy， 1983， 91（4）：654-674.

[11] Testa F， Iraldo F， Frey M. The Effect of Environmental Regulation on Firms Competitive Performance： the Case of the Building & Construction Sector in Some EU Regions[J]. Journal of Environmental Management， 2011， 92（9）：2136-2144.

[12] Kneller R， Manderson E. Environmental Regulations and Innovation Activity in UK Manufacturing Industries[J]. Resource and Energy Economics， 2012， 34（2）：211-235.

[13] Gray W B， Shadbegian R J. Environmental Regulation， Investment Timing， and Technology Choice[J]. The Journal of Industrial Economics， 1998， 46（2）：235-256.

[14] Wagner M. On the Relationship Between Environmental Management， Environmental Innovation and Patenting： Evidence from German Manufacturing Firms[J]. Research Policy， 2007， 36（10）：1587-1602.

[15] 葉琴， 曾剛， 戴劭勍， 等. 不同環(huán)境規(guī)制工具對中國節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新的影響——基于285個地級市面板數(shù)據(jù)[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2018， 28（2）：115-122.

[16] 伍格致， 游達(dá)明. 環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制：基于財政分權(quán)的調(diào)節(jié)作用[J]. 管理工程學(xué)報， 2019， 33（1）：42-55.

[17] 李玲， 陶鋒. 中國制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的選擇——基于綠色全要素生產(chǎn)率的視角[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2012（5）：70-82.

[18] 蔣伏心， 王竹君， 白俊紅. 環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新影響的雙重效應(yīng)——基于江蘇制造業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2013（7）：44-55.

[19] 張娟， 耿弘， 徐功文， 等. 環(huán)境規(guī)制對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2019， 29（1）：171-179.

[20] Wang Y， Sun X， Guo X. Environmental Regulation and Green Productivity Growth： Empirical Evidence on the Porter Hypothesis from OECD Industrial Sectors[J]. Energy Policy， 2019， 132：611-619.

[21] 周源， 張曉東， 趙云， 等. 綠色治理規(guī)制下的產(chǎn)業(yè)發(fā)展與環(huán)境績效[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2018， 28（9）：85-95.

[22] 張海玲， 張宗斌， 閆付美. 基于技術(shù)距離的環(huán)境治理對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2018， 28（10）：124-133.

[23] 沈能. 環(huán)境效率、行業(yè)異質(zhì)性與最優(yōu)規(guī)制強(qiáng)度——中國工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的非線性檢驗(yàn)[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2012（3）：56-68.

[24] Johnstone N， Managi S， Rodriguez M C， et al. Environmental Policy Design， Innovation and Efficiency Gains in Electricity Generation[J]. Energy Economics， 2017， 63：106-115.

[25] Xie R， Yuan Y， Huang J. Different Types of Environmental Regulations and Heterogeneous Influence on "Green" Productivity： Evidence from China[J]. Ecological Economics， 2017， 132：104-112.

[26] 邱士雷， 王子龍， 劉帥， 等. 非期望產(chǎn)出約束下環(huán)境規(guī)制對環(huán)境績效的異質(zhì)性效應(yīng)研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2018， 28（12）：40-51.

[27] 齊紅倩， 陳苗. 環(huán)境規(guī)制對我國綠色經(jīng)濟(jì)效率影響的非線性特征[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究， 2018（2）：61-77.

[28] 陶長琪， 李翠， 王夏歡. 環(huán)境規(guī)制對全要素能源效率的作用效應(yīng)與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變的適配關(guān)系研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2018， 28（4）：101-111.

[29] 林秀梅， 關(guān)帥. 環(huán)境規(guī)制對中國制造業(yè)升級的非線性影響——基于面板平滑遷移模型的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 西安交通大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2019， 39（4）：1-8.

[30] 童健， 劉偉， 薛景. 環(huán)境規(guī)制、要素投入結(jié)構(gòu)與工業(yè)行業(yè)轉(zhuǎn)型升級[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2016（7）：43-57.

[31] Walter I， Ugelow J L. Environmental Policies in Developing Countries[J]. Ambio， 1979， 8：102-109.

[32] Albrizio S， Kozluk T， Zipperer V. Environmental Policies and Productivity Growth： Evidence across Industries and Firms[J]. Journal of Environmental Economics and Management， 2017， 81：209-226.

[33] 蘇昕， 周升師. 雙重環(huán)境規(guī)制、政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響及調(diào)節(jié)[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2019，29（3）：33-41.

[34] González A， Tersvirta T， Dijk van D， et al. Panel Smooth Transition Regression Models[EB/OL].

[2020-04-02].http：//idea.repec.org/p/hhs/hastef/0604.html.

[35] Hansen B E. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels： Estimation， Testing and Inference[J]. Journal of Econometrics， 1999，93（2）：345-368.

[36] 唐未兵， 傅元海， 王展祥. 技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)引進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2014（7）：31-43.

[37] 李柏洲， 李新. 企業(yè)技術(shù)獲取模式、技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新產(chǎn)出——基于技術(shù)進(jìn)步中介效應(yīng)檢驗(yàn)及區(qū)域差異對比分析[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理， 2014（11）：161-171.

[38] 李政， 楊思瑩. 財政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域創(chuàng)新效率[J]. 管理世界， 2018， 34（12）：29-42.

[39] 朱有為， 徐康寧. 中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的實(shí)證研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2006（11）：40-47.

[40] Tietenberg T. Ethical Influences on the Evolution of the US Tradable Permit Approach to Air Pollution Control[J]. Ecological Economics， 1998， 24：241-257.

[41] 傅京燕， 李麗莎. 環(huán)境規(guī)制、要素稟賦與產(chǎn)業(yè)國際競爭力的實(shí)證研究——基于中國制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)[J]. 管理世界， 2010（10）：87-98.

[42] 張文彬， 張理芃， 張可云. 中國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度省際競爭形態(tài)及其演變——基于兩區(qū)制空間Durbin固定效應(yīng)模型的分析[J]. 管理世界， 2010（12）：44-54.

[43] 鄧曉蘭， 王赟杰. 中國稅收制度的綠化程度研究——基于大中小三個統(tǒng)計口徑指標(biāo)的測算[J]. 審計與經(jīng)濟(jì)研究， 2013（6）：71-79.

[44] 王紅梅. 中國環(huán)境規(guī)制政策工具的比較與選擇——基于貝葉斯模型平均（BMA）方法的實(shí)證研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016， 26（9）：132-138.

[45] 張小筠， 劉戒驕. 新中國70年環(huán)境規(guī)制政策變遷與取向觀察[J]. 改革， 2019（10）：16-25.

責(zé)任編輯：曲 紅

Threshold Effect of Different Environmental Regulations on Technological Innovation： An Analysis Based on PSTR Model

GAO Xinwei， ZHANG Zengjie

（School of Economics and Management， China University of Petroleum （East China）， Qingdao， Shandong 266580， China）

Abstract： Based on the panel data of 30 provinces in China from 2001 to 2017， this paper verified the nonlinear relationship between different environmental regulation tools and technological innovation by the Panel Smooth Transition Regression （PSTR） model. The results show that there is a U-shaped change trend between command-and-control environmental regulation and technological innovation. The threshold value for pollution treatment costs is about 146.18 million yuan. The impact of market-based-incentive environmental regulation on technological innovation is inverted U-shape， which promotes first and then inhibits. The percentage of generalized environmental taxes in some provinces is greater than the threshold of 26.8%. The impact of voluntary environmental regulation is N-shaped， and it eventually appears as a facilitative effect， but not significant. The degree of public participation in most provinces is less than expected. Therefore， the government should determine the appropriate strength of environmental regulation based on the characteristics of different environmental regulation tools and the actual conditions of each province.

Key words： environmental regulation; technological innovation; nonlinear relationship; threshold effect; PSTR model

收稿日期： 2020-06-17

基金項目： 山東省社會科學(xué)規(guī)劃研究項目（19CDNJ40）;中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)專項資金資助項目（19CX05027B）;東營市市校院所合作專項資金重點(diǎn)項目（20191130PT）

作者簡介： 高新偉（1964—），男，甘肅慶陽人，中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)槟茉唇?jīng)濟(jì)與政策、資源環(huán)境管理。