環(huán)境規(guī)制下中國工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的創(chuàng)新類型選擇

劉海英，蔡先哲

(大連海事大學 航運經(jīng)濟與管理學院，遼寧 大連 116026)

在氣候變化和資源環(huán)境約束的雙重壓力下，實施工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型日益成為各國關注的焦點.當前，中國實現(xiàn)“雙碳”目標的時間窗口偏緊，而中國工業(yè)部門仍是化石能源消耗的重點領域，也是“三廢”和碳排放的主要來源.在黨的二十大提出推進新型工業(yè)化，進一步加快推動綠色發(fā)展的當下，我們亟須反思現(xiàn)有工業(yè)發(fā)展模式的可持續(xù)性，即在產(chǎn)業(yè)調(diào)整過程中如何促進中國工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型[1-3].

在工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的測度方面，陳詩一[1]采用工業(yè)全要素生產(chǎn)率指標，對中國綠色工業(yè)革命進行評價.李斌等[4]用綠色全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻率來表征工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型程度.近年來，將環(huán)境效率直接界定為工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的研究逐漸出現(xiàn)[5].此外，于連超等[6]通過構(gòu)建指標體系兼顧工業(yè)綠色發(fā)展的不同維度來表征工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型.為了識別環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型具體指標維度(比如污染排放)的影響，王勇等[7-8]淡化了對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型目標的綜合評價.在工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實現(xiàn)路徑方面，現(xiàn)有文獻的探索主要集中在產(chǎn)業(yè)綠色技術革新[9]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[10]和產(chǎn)業(yè)污染轉(zhuǎn)移[11]方面.在工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型機制研究方面，不少學者發(fā)現(xiàn)，降低高污染、高耗能產(chǎn)業(yè)比例的結(jié)構(gòu)性調(diào)整對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的作用是有限的(主要體現(xiàn)在污染排放[7]、能源結(jié)構(gòu)[12]和碳減排方面[8])，綠色技術創(chuàng)新效應正逐漸成為實現(xiàn)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的關鍵[13].

關于綠色技術創(chuàng)新影響工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的多數(shù)文獻的經(jīng)驗回歸揭示，工業(yè)企業(yè)可以通過提升綠色技術創(chuàng)新績效[14]，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，以此來突破資源環(huán)境的約束[15]，降低工業(yè)生產(chǎn)帶來的污染排放[16]，實現(xiàn)工業(yè)綠色發(fā)展.其中，汪明月等[17]發(fā)現(xiàn)不同綠色技術創(chuàng)新對環(huán)境績效改善的影響和作用方式存在差異，有些綠色技術創(chuàng)新注重末端污染治理，有些注重工藝流程和設備改進.根據(jù)“波特效應”理論[18]可知，綠色技術創(chuàng)新效應是環(huán)境規(guī)制所引發(fā)的.關于環(huán)境規(guī)制如何促進綠色技術創(chuàng)新，學者們早已對“波特效應”的相關研究進行了大范圍和多角度拓展，但尚未形成統(tǒng)一觀點[15,19].綜上所述，雖然綠色技術創(chuàng)新對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的關鍵驅(qū)動逐步得到學界認可，但現(xiàn)階段關于二者關系的研究多是聚焦到某一類綠色技術創(chuàng)新，或者不將綠色技術創(chuàng)新進行分類.為了探索可持續(xù)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實現(xiàn)路徑，亟須識別不同綠色技術創(chuàng)新類型的環(huán)境效應.

本文在全局DEA 理論框架下，選擇考慮非期望產(chǎn)出的超效率SBM 方法，測算2008—2020 年中國大陸30 個省(市、自治區(qū))工業(yè)環(huán)境效率，借助面板固定效應模型來識別不同綠色技術創(chuàng)新的環(huán)境效應，開展穩(wěn)健性檢驗.將環(huán)境規(guī)制強度作為門檻變量，通過面板門檻回歸模型，檢驗不同綠色技術創(chuàng)新影響工業(yè)環(huán)境效率的環(huán)境規(guī)制門檻，為環(huán)境規(guī)制下工業(yè)企業(yè)選擇適宜的創(chuàng)新類型來實現(xiàn)可持續(xù)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型提供理論和實踐參考.

1 理論分析與研究假設

1.1 不同綠色技術創(chuàng)新對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響

在嚴格的環(huán)境規(guī)制條件下，成本壓力會促使大多工業(yè)企業(yè)采取結(jié)果導向型綠色技術創(chuàng)新(比如污染末端治理技術)來實現(xiàn)規(guī)制效果，因為與強調(diào)綠色生產(chǎn)工藝和產(chǎn)品創(chuàng)新的過程導向創(chuàng)新相比，強調(diào)末端污染處理的結(jié)果導向創(chuàng)新能夠更快獲得污染減排效益[20].這種形態(tài)一旦被長期“鎖定”，則不利于在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部實現(xiàn)波特的“創(chuàng)新補償”效應.尤其是當企業(yè)將這種“結(jié)果導向型綠色技術創(chuàng)新業(yè)務”委托給第三方時，這種波特“創(chuàng)新補償”效應可能向其他產(chǎn)業(yè)(比如環(huán)保產(chǎn)業(yè))擴散.盡管從整個工業(yè)層面而言，實現(xiàn)了“節(jié)能減排”效應，但這種以結(jié)果治理為導向的創(chuàng)新類型在本質(zhì)上與生產(chǎn)技術是脫鉤的，長遠來看可能會進一步加劇產(chǎn)業(yè)分工.

若工業(yè)部門的發(fā)展長期依賴末端治理，則可能促使第三方污染處理產(chǎn)業(yè)的興起，帶來產(chǎn)業(yè)間的“清潔化替代調(diào)整”，以減少污染排放和降低能源消耗強度為導向的工業(yè)內(nèi)部清潔化升級可能無法實現(xiàn).從可持續(xù)發(fā)展的角度來看，注重在生產(chǎn)過程中減少污染(過程導向)可能比注重在生產(chǎn)結(jié)束時減少污染(結(jié)果導向)更有利于長效的工業(yè)綠色化低碳發(fā)展[21-22].由此，提出以下假設：過程導向型綠色技術創(chuàng)新有利于可持續(xù)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實現(xiàn)(假設1a)，結(jié)果導向型綠色技術創(chuàng)新不利于可持續(xù)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實現(xiàn)(假設1b).

1.2 環(huán)境規(guī)制強度變化對綠色技術創(chuàng)新的環(huán)境效應的影響

從波特假說的觀點[18]可知，工業(yè)企業(yè)在一定的環(huán)境政策背景下，能夠通過加強自身技術研發(fā)，引入外來綠色生產(chǎn)技術和清潔節(jié)能設備來進行能源轉(zhuǎn)型.對于污染密集型產(chǎn)業(yè)來說，在某種程度上不僅可以實現(xiàn)企業(yè)降污，逐步向清潔化生產(chǎn)，而且能夠促進自身進行綠色化結(jié)構(gòu)改造.

總的來說，嚴格的環(huán)境規(guī)制通過倒逼工業(yè)企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新而實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型，短期內(nèi)可能具有一定的強制性，可能會使企業(yè)的污染治理成本被迫增加，而擠占綠色生產(chǎn)技術研發(fā)的投入(注重結(jié)果導向，即以污染末端治理為首要任務，通過結(jié)構(gòu)性減排來實現(xiàn)規(guī)制效果).長遠來看，有效環(huán)境治理的關鍵在于企業(yè)主動選擇綠色生產(chǎn)工藝升級，逐步縮減污染治理成本，隨著環(huán)境政策力度的持續(xù)加大，企業(yè)的環(huán)境保護和創(chuàng)新意識會達到一定高度(經(jīng)濟、技術和創(chuàng)新能力等要素水平超過一定閾值)，使其從污染末端進行技術創(chuàng)新改進的需求空間縮減，注重綠色工藝和產(chǎn)品創(chuàng)新帶來的可持續(xù)經(jīng)濟效益.由此，提出以下假設：環(huán)境規(guī)制強度的加大能夠提升過程導向型綠色技術創(chuàng)新的正向環(huán)境效應(假設2b)，降低結(jié)果導向型綠色技術創(chuàng)新的負向環(huán)境效應(假設2b).

2 研究設計

2.1 計量方程

2.1.1 基準回歸模型 為了驗證假設1a 和假設1b，構(gòu)建如下的計量模型來探究不同綠色技術創(chuàng)新類型對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響機理：

式中：i表示研究區(qū)域，t為年份；IEEit為被解釋變量，即工業(yè)環(huán)境效率；x1為過程導向型綠色技術創(chuàng)新中單位能耗的新產(chǎn)品銷售收入，x2為結(jié)果導向型綠色技術創(chuàng)新中工業(yè)污染物處理的綜合指標；為控制變量；αn為控制變量的影響系數(shù)；Ii為各省(區(qū)、市)的個體固定效應；Tt為年份固定效應；εit為回歸方程的隨機誤差項.

2.1.2 門檻回歸模型 為了驗證假設2a 和假設2b，將環(huán)境規(guī)制強度（environmental regulation intensity，ERI）作為門檻變量，采用Hansen[23]提出的門檻回歸模型，研究不同環(huán)境規(guī)制強度下2 種綠色技術創(chuàng)新對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型是否存在結(jié)構(gòu)性影響.在單門檻模型的基礎上構(gòu)建雙門檻回歸模型，具體的門檻個數(shù)由門檻檢驗結(jié)果決定.

式中：γk、φk為門檻變量的影響系數(shù)，σk、ξk為每個門檻變量的雙門檻，C為回歸方程的常數(shù)項，I為定性函數(shù).

2.2 數(shù)據(jù)來源和變量說明

選用2008—2020 年中國大陸30 個省(市、自治區(qū))面板數(shù)據(jù)作為樣本(限于數(shù)據(jù)獲取，不含西藏、香港、澳門和臺灣)，所有數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、區(qū)域統(tǒng)計年鑒以及國家統(tǒng)計局官網(wǎng)等.

2.2.1 被解釋變量 工業(yè)環(huán)境效率.在已有研究的基礎上[5]，具體的效率投入產(chǎn)出指標選取如表1所示.考慮投資滯后性，工業(yè)污染治理投資額選擇滯后一期的數(shù)據(jù).相關經(jīng)濟數(shù)據(jù)分別按照工業(yè)生產(chǎn)者的出廠價格指數(shù)和固定資產(chǎn)的投資價格指數(shù)平減到以2008 年為基年的實際值，能源投入按標準煤折合系數(shù)轉(zhuǎn)換為萬噸標準煤.

表1 工業(yè)環(huán)境效率測算投入產(chǎn)出指標的選取Tab.1 Selection of input-output indicators for industrial environmental efficiency measurement

為了提升有效決策單元的可比性，運用MAXDEA 8.0 軟件，在全局DEA 框架下參考申晨等[5]修正的包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM 模型來測算中國工業(yè)環(huán)境效率(industrial environment efficiency，IEE)，用該效率表征工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型水平.該效率能夠評價工業(yè)部門在工業(yè)投入要素既定的情況下減少二氧化碳①作者根據(jù)國際通用的IPCC(2006)所推薦的方法，選取原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣8 種工業(yè)終端能源對該行業(yè)的二氧化碳排放量進行估算.和三廢排放或者提高經(jīng)濟產(chǎn)出，以及在產(chǎn)出既定的情況下減少投入要素的相對有效性.

2.2.2 核心解釋變量 綠色技術創(chuàng)新.Tang 等[24]從2 個維度對綠色技術創(chuàng)新展開劃分，包括綠色工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新.徐成龍等[25]研究將綠色工藝創(chuàng)新進一步劃分為清潔工藝創(chuàng)新和末端治理技術創(chuàng)新.清潔工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新二者之間的理論界限尚不明確，現(xiàn)實中難以完全區(qū)分，因此將綠色技術創(chuàng)新劃分為過程導向型(process-oriented green technology innovation，PGTI)與結(jié)果導向型(result-oriented green technology innovation，RGTI)2 種.

PGTI 主要指企業(yè)聚焦提升資源和能源的有效利用，在生產(chǎn)過程中減少污染排放.若工業(yè)部門改進了生產(chǎn)技術、工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新，則結(jié)果貢獻可以反映在新產(chǎn)品的能源消耗變化上.選取單位能耗的新產(chǎn)品銷售收入來衡量PGTI 的性能.RGTI 主要指企業(yè)聚焦末端污染治理，在生產(chǎn)結(jié)束時減少污染排放.該創(chuàng)新方式增加了污染治理投資額，提高了污染物處理率.選取工業(yè)污染治理廢氣、廢水完成投資占工業(yè)增加值的比重、工業(yè)廢氣、廢水治理設施運行費用占工業(yè)增加值的比重和工業(yè)固體廢物處置利用率指標，采用熵值法對上述數(shù)據(jù)進行歸一化處理，構(gòu)建工業(yè)污染物處理能力的指標，以此來衡量RGTI 的性能.相關投資數(shù)據(jù)用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減到以2008 年為基年的實際值.

2.2.3 門檻變量和控制變量 門檻變量為環(huán)境規(guī)制強度.參考安孟等[26]的做法，用單位產(chǎn)值的污染治理設施運行費用對環(huán)境污染指數(shù)(environmental pollution index，EPI)進行修正，得到環(huán)境規(guī)制強度(environmental regulation intensity，ERI).與以往單純用污染程度或污染治理投入的衡量方式相比，較強的環(huán)境規(guī)制表現(xiàn)為污染治理投入的增加和污染程度的降低.

為了獲得穩(wěn)健且可靠的檢驗結(jié)果，需要補充影響工業(yè)綠色發(fā)展的其他變量，結(jié)合現(xiàn)有文獻，選取以下控制變量：固定資產(chǎn)投資(investment of fixed asset，IFA)，以全社會固定資產(chǎn)投資表示[27]；政府技術創(chuàng)新支持(government technical support，GTS)，以地方科學技術支出占地方財政一般預算支出的比重表示[28]；政府環(huán)保支持(government environmental support，GES)，以地方財政環(huán)保支出占地方財政一般預算支出的比重表示；政府財政支持(government financial support，GFS)，以地方財政一般預算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示[26]；產(chǎn)業(yè)升級(upgrading of industry，UI)和產(chǎn)業(yè)調(diào)整(restructuring of industry，RI)分別選取高新技術產(chǎn)業(yè)占比和泰爾指數(shù)的倒數(shù)來表示[29-30].相關經(jīng)濟數(shù)據(jù)按照價格指數(shù)平減到以2008 年為基年的實際值.

為了消除可能存在的“偽回歸”問題，保證結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性，借助SPSS 27 軟件對模型進行德賓-沃森(Durbin-Watson)檢驗，計算各變量的方差膨脹因子(VIF)和容差，檢驗結(jié)果見表2.可知，各自變量的VIF 為1.228～3.244(＜ 10)，容差為0.308～0.814(＞ 0.1)，說明各自變量間不存在多重共線性.Durbin-Watson 的檢驗結(jié)果為1.704(接近2)，通過檢驗，表明模型不存在自相關性.

表2 多重共線性檢驗結(jié)果Tab.2 Multicollinearity test results

3 結(jié)果分析與討論

3.1 中國工業(yè)環(huán)境效率的時空特征分析

結(jié)合圖1 可知，2008—2020 年，中國工業(yè)環(huán)境效率的整體水平不高，整體效率均值為0.369，這表明對未來工業(yè)綠色發(fā)展投入產(chǎn)出比例的調(diào)節(jié)具有一定的必要性，效率擁有很大的改善空間.此外，中國工業(yè)環(huán)境效率水平的空間分布特征顯著，整體效率均值呈現(xiàn)東部地區(qū)(0.448)＞中部地區(qū)(0.348)＞西部地區(qū)(0.304)的空間分布格局.

圖1 2008—2020 年中國工業(yè)環(huán)境效率均值的時間變化Fig.1 Temporal changes in mean value of industrial environmental efficiency in China,2008—2020

為了分析地區(qū)間效率差異的演變特征，采用Kernel 密度估計方法，對2008 年、2014 年和2020 年的工業(yè)環(huán)境效率進行估計，生成全國效率核密度KD 曲線，如圖2 所示.2008—2020 年，全國層面效率核密度曲線整體上呈微幅縮減的態(tài)勢(左側(cè)縮減幅度大于右側(cè)拓寬幅度)，這表明各省份間的效率差距整體上呈微幅減小的趨勢.

圖2 2008 年、2014 年、2020 年中國工業(yè)環(huán)境效率的核密度曲線Fig.2 Kernel density curves of industrial environmental efficiency in China in 2008,2014 and 2020

3.2 基準回歸結(jié)果

借助STATA 17 軟件進行回歸分析，表3 中模型(1)為簡單回歸的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)2 種綠色技術創(chuàng)新均存在顯著的環(huán)境效應.表3 中，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內(nèi)為t 值.限于篇幅，未將控制變量回歸結(jié)果放入文中.對表3 中模型(2)、(3)的回歸結(jié)果進行Hausman 檢驗(卡方統(tǒng)計量為39.27，伴隨概率為0.000)，在選擇模型(3)的基礎上固定時間效應，得到模型(4)，發(fā)現(xiàn)2 種綠色技術創(chuàng)新類型的環(huán)境效應依舊顯著.進一步得到省級層面的聚類穩(wěn)健標準誤差，見表3 的模型(5).

表3 基準模型的回歸結(jié)果Tab.3 Regression result of baseline model

從表3 的模型(5)可知，2 種綠色技術創(chuàng)新的環(huán)境效應截然相反.PGTI 對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)在5%水平下顯著為正(0.120)，驗證了假設1a.RGTI 對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)在1%水平下顯著為負(-0.207)，驗證了假設1b.原因如下：PGTI 是指企業(yè)通過生產(chǎn)工藝改進或產(chǎn)品創(chuàng)新來提升資源和能源的利用效率，在生產(chǎn)過程中減少污染排放，能夠在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)生創(chuàng)新性減排調(diào)整.隨著PGTI 的不斷加強，能夠提升工業(yè)企業(yè)的綠色生產(chǎn)能力，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部升級，有利于改變中國工業(yè)發(fā)展所依賴的“高投資、高能耗、高排放”的資源路徑.RGTI 是指企業(yè)聚焦末端污染治理來提升減排績效，有利于降低高污染、高耗能產(chǎn)業(yè)比重，它所實現(xiàn)的是結(jié)構(gòu)性減排調(diào)整，但是這類創(chuàng)新本質(zhì)是與生產(chǎn)技術脫鉤的.隨著RGTI 的不斷增強，企業(yè)在成本壓力下會越發(fā)擠出PGTI，使得“創(chuàng)新補償”效應更易趨向其他產(chǎn)業(yè)擴散(如環(huán)保產(chǎn)業(yè))，促進了產(chǎn)業(yè)間的“清潔化替代”分工，不利于產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)自身減排.已有研究發(fā)現(xiàn)，結(jié)構(gòu)性減排對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響是有限的[6]，這說明本研究結(jié)果的合理性.實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部升級是當前可持續(xù)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的重要任務，PGTI 是實現(xiàn)這一目標的關鍵.

在控制變量組中，政府環(huán)保支持(GES)對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響顯著為正，這表明環(huán)保重視程度的提升能夠為工業(yè)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型營造良好的外部環(huán)境.政府財政支持(GFS)和產(chǎn)業(yè)調(diào)整(RI)呈負向影響，可能是因為運用市場內(nèi)化企業(yè)的污染的外部性成本的機制以及產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作機制尚未成熟.

3.3 穩(wěn)健性檢驗

從如下3 個方面展開穩(wěn)健性檢驗.

1）內(nèi)生性檢驗.考慮到模型可能存在內(nèi)生性問題，基于2008—2020 年中國大陸30 個省(市、自治區(qū))面板數(shù)據(jù)，引入工業(yè)環(huán)境效率的滯后一期作為工具變量，主要采用系統(tǒng)GMM 估計方法進行內(nèi)生性檢驗.

2）替換被解釋變量.近年來，新型工業(yè)化的進程正在不斷推進，“兩化融合”(信息化和工業(yè)化融合)是該道路的集中體現(xiàn).《“十四五”信息化和工業(yè)化深度融合發(fā)展規(guī)劃》強調(diào)要進一步加快兩化融合，促進工業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型.在綠色低碳發(fā)展的背景下，工業(yè)數(shù)字化賦能工業(yè)綠色化日漸成為趨勢.結(jié)合政策背景，出于穩(wěn)健性考慮，參考文獻[31]，嘗試在投入要素中加入“兩化融合”投入并重新測算工業(yè)環(huán)境效率，以此作為基準回歸被解釋變量的替換變量.

3）分樣本回歸.2019 年，國家發(fā)布的《綠色產(chǎn)業(yè)指導目錄(2019 年版)》首次對“綠色產(chǎn)業(yè)”進行明確界定，有利于進一步明確工業(yè)綠色發(fā)展的重心.為了避免政策的影響，選取2008—2019 年數(shù)據(jù)來進行回歸.由回歸結(jié)果①限于篇幅，未將穩(wěn)健性回歸結(jié)果放入文中.可知，內(nèi)生性檢驗中，殘差自相關檢驗AR(1)的P值(0.027)、AR(2)的P值(0.918)和工具過度識別檢驗的Hansen 檢驗結(jié)果(1.000)均表明，系統(tǒng)GMM 方法是有效的.在上述3 個模型中，PGTI 和RGTI 的影響結(jié)果與基準回歸保持一致，說明了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性.

3.4 門檻回歸結(jié)果分析

3.4.1 門檻效應檢驗 采用Bootstrap 重復自抽樣的方法進行門檻效應檢驗，結(jié)果如表4 所示.表中，**、*分別表示5%和10%的顯著性水平，P是通過Bootstrap 重復自抽樣得到.模型(9)、(10)的門檻變量均通過了單門檻效應檢驗，表明其門檻變量存在單門檻.

表4 門檻效應的檢驗結(jié)果Tab.4 Results of threshold effect test

門檻估計和置信區(qū)間如表5 所示.

表5 門檻估計和置信區(qū)間Tab.5 Threshold estimates and confidence intervals

3.4.2 參數(shù)估計結(jié)果分析 表6 中，括號內(nèi)為標準誤差；***表示1%的顯著性水平，限于篇幅，未將控制變量回歸結(jié)果放入文中.由表6 的模型(9)可知，PGTI 對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響存在顯著正向單門檻特征.當環(huán)境規(guī)制強度低于門檻時，PGTI 的環(huán)境效應在1%水平下顯著為正(0.171)；當超過這一門檻時，正向環(huán)境效應提升至0.242，驗證了假設2a.由表6 的模型(10)可知，RGTI 對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響存在顯著負向單門檻特征.當環(huán)境規(guī)制強度低于門檻時，RGTI 的環(huán)境效應在1%水平下顯著為負(-0.360)；超過這一門檻時，負向環(huán)境效應下降至-0.162，驗證了假設2b.觀察樣本數(shù)據(jù)可知，研究期內(nèi)環(huán)境規(guī)制強度跨過門檻的省份數(shù)量為26 個(東部、中部和西部的省份數(shù)量占比分別為35%、31%和34%)，這表明在嚴格環(huán)境規(guī)制下采取PGTI 所帶來的工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型優(yōu)勢正日益顯現(xiàn).在上述不同環(huán)境規(guī)制強度下，2 種綠色技術創(chuàng)新對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響存在差異.

表6 門檻模型的回歸結(jié)果Tab.6 Regression results of threshold model

當環(huán)境規(guī)制強度較弱時，工業(yè)企業(yè)污染治理投入不會擠占自身的生產(chǎn)成本，PGTI 能夠與生產(chǎn)技術相容發(fā)展，所帶來的經(jīng)濟產(chǎn)出可以抵消環(huán)境規(guī)制下的成本增加，所以環(huán)境效應顯著為正.由于工藝改進周期相對較長，粗放發(fā)展模式下的企業(yè)會傾向于選擇RGTI，進行更直接的末端污染排放治理.隨著環(huán)境規(guī)制強度的進一步加大，單從污染減少量來看，RGTI 帶來的結(jié)構(gòu)性減排對規(guī)制效果的實現(xiàn)是有益的，但是本質(zhì)上與生產(chǎn)技術脫鉤，不利于實現(xiàn)可持續(xù)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，所以RGTI的負向環(huán)境效應被削弱.在嚴格的環(huán)境政策背景下，工業(yè)企業(yè)間以效率為主導的競爭機制會加強，“考慮自身發(fā)展模式的可持續(xù)性，如何從根本上降低污染外部性成本并實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)同發(fā)展”會成為企業(yè)面臨的首要任務.企業(yè)會進一步加強綠色工藝生產(chǎn)技術研發(fā)，縮減對結(jié)果導向型綠色技術創(chuàng)新的需求，并以此來提升資源利用效率，促進產(chǎn)業(yè)自身減排，實現(xiàn)環(huán)境規(guī)制所帶來的產(chǎn)業(yè)內(nèi)部升級的“加速效應”，所以PGTI 的環(huán)境效應顯著增強.該結(jié)論驗證了嚴格的環(huán)境規(guī)制能夠促進企業(yè)出現(xiàn)波特“創(chuàng)新補償”效應，體現(xiàn)了我國現(xiàn)行的環(huán)境政策工具對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型倒逼效應的有效性.

3.4.3 區(qū)域異質(zhì)性分析 環(huán)境規(guī)制強度的變化會改變綠色技術創(chuàng)新的環(huán)境效應.將研究樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)，使用面板門檻回歸模型，開展區(qū)域異質(zhì)性分析.從門檻效應檢驗結(jié)果和參數(shù)回歸結(jié)果①限于篇幅，未將分地區(qū)門檻效果檢驗結(jié)果和參數(shù)回歸結(jié)果放入文中.可知，東、中、西三大地區(qū)的門檻結(jié)果存在顯著差異.

東部地區(qū)PGTI 的環(huán)境效應存在顯著正向單門檻特征，當環(huán)境規(guī)制強度大于門檻(0.001)時，PGTI 的正向環(huán)境效應從0.550 變?yōu)?.311.東部地區(qū)RGTI 的環(huán)境效應顯著為負(-0.100)，不存在門檻效應.雖然更嚴格的環(huán)境規(guī)制會加大東部地區(qū)工業(yè)企業(yè)的污染治理壓力，使企業(yè)易選擇RGTI來平衡運行成本和生產(chǎn)性投資間的關系，但得益于其地理位置優(yōu)越、長期的政策支持、嚴格的政府監(jiān)管環(huán)境和完善的工業(yè)技術發(fā)展配套設施等因素，東部地區(qū)PGTI 在污染治理中保持著較高的比重，因此PGTI 的環(huán)境效應雖有所下滑，但仍顯著為正.

中部地區(qū)PGTI 的環(huán)境效應顯著為正(0.085)，不存在門檻效應.中部地區(qū)RGTI 的環(huán)境效應存在顯著負向單門檻的影響，當環(huán)境規(guī)制強度跨過門檻(0.003)時，中部地區(qū)RGTI 的負向環(huán)境效應從-0.478 變?yōu)?0.249，樣本中超半數(shù)省區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度跨過門檻.西部地區(qū)PGTI 對工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響顯著為正(0.125),不存在門檻效應.西部地區(qū)RGTI 的環(huán)境效應存在單門檻影響，當環(huán)境規(guī)制強度大于門檻(0.001)時，RGTI 的負向環(huán)境效應開始顯現(xiàn).除寧夏外，其余西部省份的環(huán)境規(guī)制強度均跨過了門檻.對比各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的門檻可知，中西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制門檻高于東部，這是因為技術能力相對薄弱的資源大省多集中在中西部地區(qū)，同樣時間內(nèi)這些省份產(chǎn)業(yè)內(nèi)部升級的難度明顯高于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū).與中部地區(qū)相比，過程導向綠色技術創(chuàng)新對相對落后的西部地區(qū)的工業(yè)綠色發(fā)展的激勵作用更明顯.

4 結(jié)論

（1）2008—2020 年中國工業(yè)環(huán)境效率整體水平不高，整體上處于波動上升態(tài)勢且地區(qū)間效率差距在小幅縮減，空間上呈東部＞中部＞西部的分布格局.

（2）不同綠色技術創(chuàng)新的環(huán)境效應存在差異，其中，強調(diào)工藝和產(chǎn)品的過程導向型綠色技術創(chuàng)新是實現(xiàn)可持續(xù)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的關鍵，政府環(huán)保重視程度的提升能夠為工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型營造良好的外部環(huán)境.

（3）環(huán)境規(guī)制強度的變化會改變不同綠色技術創(chuàng)新的環(huán)境效應.隨著環(huán)境規(guī)制強度的加大，過程導向型綠色技術創(chuàng)新的正向環(huán)境效應也會加大，結(jié)果導向型綠色技術創(chuàng)新的負向環(huán)境效應會降低.政府在提升地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展水平時，因地制宜(動態(tài)調(diào)整)的環(huán)境規(guī)制至關重要.