覃雨薇, 劉 莉

中共資陽市委黨校, 四川 資陽 641300

0 引言

近年來,隨著我國經(jīng)濟實力不斷攀升,環(huán)境問題愈發(fā)嚴重。由于環(huán)境問題的外部性,這就需要政府通過實行環(huán)境規(guī)制政策來加以約束。新古典增長理論指出,經(jīng)濟長期穩(wěn)定增長的驅動力之一為技術創(chuàng)新。正處于關鍵轉型期的中國,經(jīng)濟和環(huán)境的壓力并存,那么如何協(xié)調(diào)好環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間的關系至關重要?！安ㄌ丶僬f”認為,適當?shù)沫h(huán)境監(jiān)管能鼓勵企業(yè)技術創(chuàng)新;但傳統(tǒng)古典經(jīng)濟學家卻認為,環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)成本,并不能促進企業(yè)的創(chuàng)新。環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響如何,自“波特假說”提出以來,學術界一直未得到一致結論,究其原因主要在于研究數(shù)據(jù)、環(huán)境規(guī)制類型和研究方法選擇上的不同。

保護知識產(chǎn)權就是保護創(chuàng)新。知識產(chǎn)權保護作為激勵技術創(chuàng)新的重要性因素,不同于其他補貼政策,其效果緩慢且時間跨度較長。由于地區(qū)發(fā)展的不平衡,環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響可能受到知識產(chǎn)權保護水平差異的影響。因此,在考慮地區(qū)知識產(chǎn)權保護的情況下,探究環(huán)境規(guī)制如何影響技術創(chuàng)新,具有一定的研究意義。若能結合地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平,有針對性地制定并有效實施環(huán)境規(guī)制政策,以期觸發(fā)“波特效應”,促進企業(yè)技術創(chuàng)新,則有利于經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。鑒于此,本文利用2004—2021年30個省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù),運用固定效應模型分析知識產(chǎn)權保護如何調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響,并運用門檻回歸模型分析知識產(chǎn)權保護異質(zhì)性影響。

本文的創(chuàng)新點在于:其一,在探究環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響時,考慮了知識產(chǎn)權保護的影響,將其作為調(diào)節(jié)變量,運用調(diào)節(jié)效應模型深入分析其在環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新關系中的調(diào)節(jié)作用;其二,考慮了知識產(chǎn)權保護的異質(zhì)性,運用門檻回歸模型進行實證分析,并從時間角度對結論進行穩(wěn)健性檢驗。本文的其他部分安排如下:第1章為文獻綜述;第2章為研究設計;第3章為實證結果分析;第4章為結論與建議。

1 文獻綜述

自“波特假說”提出以來,其成立與否一直是學術界研究的熱點,但并沒有達成共識。通過對國內(nèi)外大量相關文獻的梳理,發(fā)現(xiàn)存在結論差異的原因主要在于數(shù)據(jù)、環(huán)境規(guī)制類型和研究方法選擇上的不同。因此,該部分將從以上3方面展開。

1.1 數(shù)據(jù)的選擇

不同研究對象具有其特有的個體特征,因此,相應數(shù)據(jù)具有差異性。環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響如何,其結論可能會因所用數(shù)據(jù)的不同而存在差異。從所用數(shù)據(jù)類型的角度,可分為以下3類:

第一,采用省市級層面數(shù)據(jù)的研究。Wang et al.[1]通過中國30個省份的面板數(shù)據(jù)進行實證分析,得出“波特假說”成立的結論。然而,徐菁鴻[2]通過我國271個城市的面板數(shù)據(jù)展開實證卻認為環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。

第二,采用行業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究。趙莉 等[3]以污染密集型制造業(yè)為研究對象,通過實證發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制能正向激勵創(chuàng)新。在考慮了環(huán)境規(guī)制非線性影響的情況下,Ouyang et al.[4]以中國工業(yè)部門數(shù)據(jù)為樣本,研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間呈U形關系;而Chen et al.[5]對中國鋼鐵行業(yè)展開研究,卻發(fā)現(xiàn)二者之間呈倒U形關系。

第三,采用微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究。較多學者采用企業(yè)公布的二手數(shù)據(jù)展開研究。Wu et al.[6]對中國7個行業(yè)的1 362家企業(yè)、Dong et al.[7]對加拿大231家油氣企業(yè)展開實證研究,得出“波特假說”不成立的結論。

1.2 環(huán)境規(guī)制類型的選擇

環(huán)境規(guī)制的影響因其類型不同而存在差異性。在已有文獻中,有以環(huán)境規(guī)制異質(zhì)性來展開實證研究的文獻,也有僅針對某一具體環(huán)境規(guī)制來展開研究的文獻。

康志勇 等[8]將環(huán)境規(guī)制分類為命令型、市場型和公眾參與型3類,分別驗證了“波特假說”成立與否;李強[9]將環(huán)境規(guī)制分類為正式和非正式2類,均證實了“波特效應”的存在。某些具體環(huán)境規(guī)制的實施,如碳排放交易系統(tǒng)[10],能促進企業(yè)創(chuàng)新行為;也有一些政策的施行并不會觸發(fā)“波特效應”,如“兩控區(qū)”政策[11]。

1.3 研究方法的選擇

部分學者運用更具邏輯性的理論推導來驗證“波特假說”。Qiu et al.[12]通過理論分析具有線性需求和污染稅的壟斷競爭模型,認為“波特假說”僅適用于能力強的企業(yè)。

隨著計量經(jīng)濟學的發(fā)展,越來越多的計量模型被用于該領域的實證分析?？爹i輝 等[13]采用雙邊隨機前沿模型進行實證分析,其結論支持 “波特假說”。范丹 等[14]基于動態(tài)面板平滑轉移模型進行實證,發(fā)現(xiàn)“波特假說”成立與否可能與環(huán)境規(guī)制類型相關。對于門檻回歸模型的應用,彭文斌 等[15]認為環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新的影響存在雙門檻效應,而沈宏亮 等[16]卻認為存在單一門檻效應。

“波特假說”成立與否可能受到其他額外因素加入的影響。因此,調(diào)節(jié)效應模型也被廣泛應用。政府競爭的加入,使得“波特假說”不成立[17];政府補助的調(diào)節(jié)作用在不同環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新效應中存在異質(zhì)性[18];政府投入能正向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的關系[19]。

綜上所述,學術界對“波特假說”的相關研究已取得了較為豐碩的成果。成本抑制觀認為,企業(yè)為了遵循環(huán)境規(guī)制政策而必須要付出一定成本,導致研發(fā)投入的減少,從而抑制企業(yè)技術創(chuàng)新;創(chuàng)新激勵觀認為,面對嚴格的環(huán)境規(guī)制,企業(yè)不得不進行技術創(chuàng)新,獲得補償效應?？偟膩碚f,對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響,可能因數(shù)據(jù)、環(huán)境規(guī)制類型或研究方法選擇的不同而存在差異性。

在以往的研究中,也很少有考慮到知識產(chǎn)權保護水平在其中的影響作用。但是,在我國進入高質(zhì)量發(fā)展的新階段,需要知識產(chǎn)權保護來為企業(yè)的技術創(chuàng)新提供保障。所以本文考慮了知識產(chǎn)權保護水平的影響。在知識經(jīng)濟時代,企業(yè)的技術創(chuàng)新是其提高競爭力的核心要素,也是長遠發(fā)展的基本保障。面對激烈的市場競爭以及被“卡脖子”的情形,需要企業(yè)進行技術創(chuàng)新。然而,因為技術創(chuàng)新具有一定的溢出效應,無法保證核心技術具有排他性,創(chuàng)新成果可能會面臨被盜取、侵犯的風險。所以,需要通過知識產(chǎn)權保護來營造更加良好的市場氛圍,改善技術創(chuàng)新產(chǎn)生的外部性問題,從而來正向激勵企業(yè)技術創(chuàng)新。具體而言,知識產(chǎn)權保護水平對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響可能通過2方面產(chǎn)生。一是在創(chuàng)新成果產(chǎn)出前,較強的知識產(chǎn)權保護水平可以降低企業(yè)創(chuàng)新成果轉化過程中的不確定性,因為較好的產(chǎn)權保護氛圍可以減少企業(yè)創(chuàng)新過程中的一些約束,如融資約束的減緩可以從資金層面來對企業(yè)技術創(chuàng)新給予支持。二是在創(chuàng)新成果產(chǎn)出之后,知識產(chǎn)權保護水平的提高可以為企業(yè)的技術創(chuàng)新成果提供保障,使得企業(yè)能夠達到技術創(chuàng)新的預期收益,從而緩解創(chuàng)新行為中的外部性問題?；诖?可以通過知識產(chǎn)權保護水平的提高來保障企業(yè)創(chuàng)新過程中的合法權益,從而正向激勵企業(yè)技術創(chuàng)新。

因此,本文提出如下假設。

H1:知識產(chǎn)權保護能夠促進企業(yè)技術創(chuàng)新。

H2:知識產(chǎn)權保護正向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。

2 研究設計

2.1 模型構建

本文的主要目的是在考慮知識產(chǎn)權保護異質(zhì)性的情況下,探究環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。結合影響企業(yè)技術創(chuàng)新的其他因素,擬將基準模型構建為:

Ti,t=α+β1Ei,t+γXit+εit

(1)

Ti,t=α+β1Ei,t+β2Ii,t+β3Ei,t×Ii,t+γXit+εit

(2)

考慮到非線性面板門檻回歸模型的良好特性,本文擬采用門檻面板模型進行知識產(chǎn)權保護異質(zhì)性的分析,擬構建單門檻面板模型:

Ti,t=α+β1Ei,t×I(Ii,t≤γ1)+β2Ei,t×I(Ii,t>γ1)+γXit+εit

(3)

式中:下標i表示省份,下標t表示年份;I(·)代表示性函數(shù),當括號里表達式成立時,取值為1,反之取0。Ti,t為被解釋變量,代表技術創(chuàng)新水平;Ei,t表示環(huán)境規(guī)制強度;Ii,t表示知識產(chǎn)權保護;Ei,t×Ii,t表示環(huán)境規(guī)制與知識產(chǎn)權保護的交互項,將其中心化以避免多重共線性影響;X表示控制變量,分別包括人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)規(guī)模、開放水平、教育水平。

2.2 指標選取與數(shù)據(jù)來源

2.2.1 指標選取

被解釋變量:技術創(chuàng)新(T)。選用專利授權量來衡量技術創(chuàng)新水平,因為專利授權量相較于研發(fā)投入和專利申請量更能體現(xiàn)出技術創(chuàng)新的實際產(chǎn)出水平,且專利的申請和授權程序之間存在一定的時間間隔。為保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,將專利授權量作對數(shù)化處理。將專利申請量(T2)作為替代變量,取對數(shù)后用于穩(wěn)健性檢驗。

核心變量:環(huán)境規(guī)制(E),參照董景榮 等[20]的做法,采用2004—2017年排污費和2018—2021年環(huán)保稅收入占當?shù)毓I(yè)生產(chǎn)總值的比重來衡量。同時,將(工業(yè)污染治理項目投資額/工業(yè)生產(chǎn)總值)×100作為替代變量E2用于穩(wěn)健性檢驗。知識產(chǎn)權保護(I),選取技術交易市場規(guī)模來客觀的反映地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平,用(技術市場成交額/GDP)×100來對地區(qū)知識產(chǎn)權保護進行衡量。

控制變量:用各地區(qū)年末常住人口數(shù)來衡量人口規(guī)模(Ppop);用城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人數(shù)來衡量就業(yè)規(guī)模(Eemp);用每十萬人口高等教育平均在校生人數(shù)來衡量教育水平(Eedu)。為消除異方差的影響,在實證分析中將前述3個變量對數(shù)化處理。開放水平(Oopen)用地區(qū)進出口總額占地區(qū)GDP比重來衡量;用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結構(Iind)。各變量的定義參照表1。

2.2.2 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性,本文選取2004—2021年中國30個省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)進行分析,由于香港、澳門、臺灣和西藏的數(shù)據(jù)嚴重缺失,故沒有包含在樣本當中。數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國知識產(chǎn)權年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)庫。為準確描述各變量的特征,運用Stata 16.0對數(shù)據(jù)進行初步處理后獲得的各變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3 實證結果分析

本文擬通過固定效應模型來分析環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響,以及知識產(chǎn)權保護對二者關系的調(diào)節(jié)效應;通過構建面板門檻效應模型來檢驗知識產(chǎn)權保護對二者關系影響的門檻效應。

3.1 基準回歸與調(diào)節(jié)效應檢驗

面板數(shù)據(jù)模型中,固定效應模型、隨機效應模型和混合回歸模型最為常用。為選擇較為合適的模型用于實證分析,先后進行了F檢驗、LSDV檢驗和Hausman檢驗,結果表明使用固定效應模型最合適。根據(jù)式(1)和式(2)進行固定效應模型分析的回歸結果如表3所示。

表3 面板回歸結果

從表中基準回歸(1)可以看出,環(huán)境規(guī)制的系數(shù)為-0.822,且在5%顯著性水平下顯著;在表3的調(diào)節(jié)效應(2)中,知識產(chǎn)權保護水平I的系數(shù)β2=0.157且在1%顯著性水平下顯著,表明知識產(chǎn)權保護能促進企業(yè)技術創(chuàng)新,即假設H1成立。環(huán)境規(guī)制與知識產(chǎn)權保護的交互項系數(shù)β3=0.176且P<0.01,說明知識產(chǎn)權保護的加入,能促使環(huán)境規(guī)制正向影響企業(yè)技術創(chuàng)新,即知識產(chǎn)權保護在環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新之間存在正向的調(diào)節(jié)效應,即假設H2成立。

對于控制變量的回歸結果,從表3中可以看出:人口規(guī)模的系數(shù)均為正,表明人口規(guī)模能促進技術創(chuàng)新;產(chǎn)業(yè)結構的系數(shù)均為負,表明產(chǎn)業(yè)結構對技術創(chuàng)新具有負向的影響?？赡艿脑蛟谟?當?shù)诙a(chǎn)業(yè)比重較大時,地區(qū)資源依賴性較強且不易轉換,不利于企業(yè)技術創(chuàng)新的推動;就業(yè)規(guī)模的系數(shù)顯著為正,說明其對技術創(chuàng)新也具有一定的促進作用;教育水平的系數(shù)顯著為正,表明地區(qū)教育水平越高,越能促進地區(qū)的技術創(chuàng)新。

為增強上述結論的可信程度,本文采用替換變量的方式再次進行回歸。將原模型中的技術創(chuàng)新變量(T)替換成以專利申請量衡量的變量(T2),將環(huán)境規(guī)制變量(E)替換成以工業(yè)污染治理項目投資額衡量的變量(E2),重新進行固定效應模型回歸分析,結果如表4中穩(wěn)健性檢驗(1)(2)所示。根據(jù)結果可以看出,主要變量的顯著性和符號均未變化,故結論與前述結論保持一致,說明原模型的結果相對穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

3.2 知識產(chǎn)權保護異質(zhì)性分析——門檻效應檢驗

根據(jù)前述回歸結果可以看出,知識產(chǎn)權保護對企業(yè)技術創(chuàng)新存在顯著的線性關系。然而,考慮到知識產(chǎn)權保護對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響是多維度的,可能會隨知識產(chǎn)權保護高低的不同而產(chǎn)生不同的影響。因此,擬采用門檻面板回歸模型來進行檢驗。從知識產(chǎn)權保護強度的視角,探究其異質(zhì)性對環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新之間關系的影響。

以知識產(chǎn)權保護為門檻變量,對其是否存在門檻值、存在幾個門檻值進行估計,參照Hansen的“自助法”,運用Stata 16.0反復抽樣300次得到的結果如表5所示。根據(jù)檢驗結果中的F統(tǒng)計值和P值可以看出,知識產(chǎn)權保護存在單一門檻值,但雙重門檻效應不顯著。

表5 門檻效應檢驗結果

參照式(3)進行的單門檻面板回歸模型的估計結果如表6所示。根據(jù)估計結果可以看出,當門檻變量知識產(chǎn)權保護水平I≤1.675時,環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響系數(shù)為-0.585,且在5%顯著性水平下顯著,說明在知識產(chǎn)權保護水平較低時,“波特假說”的效應并沒有凸顯出來。然而,當門檻變量知識產(chǎn)權保護水平I>1.675時,環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響系數(shù)為4.482,且在1%顯著性水平下顯著,表明在知識產(chǎn)權保護水平較高時,環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新有顯著的促進作用。由此可知,隨著知識產(chǎn)權保護強度的逐漸增加,當跨過門檻值1.675進入較高的知識產(chǎn)權保護水平時,環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的正向影響逐漸顯現(xiàn),從而使得“波特假說”成立。

表6 門檻模型估計結果

4 結束語

本文利用2004—2021年30個省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù),運用固定效應模型分析了知識產(chǎn)權保護如何調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響,并運用門檻面板回歸模型分析了知識產(chǎn)權保護異質(zhì)性的影響,得出如下結論:知識產(chǎn)權保護能夠促進企業(yè)技術創(chuàng)新;知識產(chǎn)權保護對環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新之間的關系具有調(diào)節(jié)效應,但這種效應具有一定的異質(zhì)性,即較高的知識產(chǎn)權保護水平正向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響?？赡艿脑蛟谟?較低的知識產(chǎn)權保護水平使得企業(yè)的技術創(chuàng)新成果很容易被竊取,不能獲得相應回報,故企業(yè)進行技術創(chuàng)新的意愿減弱;而較高的知識產(chǎn)權保護水平能更好地保護企業(yè)的創(chuàng)新成果,使得企業(yè)通過技術壟斷來獲得壟斷利潤的時間相對延長,從而激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新。因此,當知識產(chǎn)權能夠得到更好保護時,環(huán)境規(guī)制可能成為促進企業(yè)技術創(chuàng)新的驅動因素之一,即觸發(fā)“波特效應”。

對此,本文提出如下建議:增強知識產(chǎn)權保護力度,使其與環(huán)境規(guī)制政策相協(xié)調(diào),提升企業(yè)創(chuàng)新積極性。根據(jù)上述分析可知,較高的知識產(chǎn)權保護水平能正向調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。不完善的知識產(chǎn)權保護制度可能是“波特假說”機制的破壞者,隨著知識產(chǎn)權保護強度的不斷提升,“波特假說”能得到更好的支持。因此,應進一步完善知識產(chǎn)權保護制度,加大對侵權行為的懲罰力度,使得知識產(chǎn)權保護水平逐漸提高,從而有效地調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。