1、总第2 2 9 期2023年第7 期技术创新摘要：为探究环境规制政策的实施对工业技术创新的影响，基于2 0 10 一2 0 19 年我国30 个省（市）的面板数据，将工业技术创新作为被解释变量，环境规制作为解释变量，经济发展水平、产业结构、对外开放水平和研发投入强度作为控制变量，建立基准回归模型，对环境规制与工业技术创新之间的关系进行实证分析。研究结果表明，就全国总体情况而言，环境规制在促进工业技术创新方面发挥着重要的作用；环境规制对工业技术创新的影响具有区域异质性,且在中部和西部地区较为显著。最后根据研究结果,提出相关的政策建议。关键词：环境规制；工业技术创新；固定效应模型中图分类号：F42
2、4.30引言21世纪以来，传统经济发展方式导致环境问题凸显，如污染排放增加、资源日渐枯竭、生态失衡等，经济发展与可持续发展上升为主要矛盾。因此国家越来越重视环境问题，在污染控制方面也正在作出巨大努力。习近平总书记在新时代提出“绿水青山就是金山银山”的绿色发展新理念，这表明中国在大力发展生产力的同时，也应注重生态环境的保护,实现经济的可持续发展。近年来,政府对环境规制的方式方法也在不断完善当中。如今,环境规制不仅要满足广大人民群众对绿水青山的需求，还应为我国经济发展提供一份助力，为经济健康有序发展保驾护航。工业技术创新有利于经济可持续发展，可以让环境保护和经济发展同时实现，让企业在生产中减少资源
3、消耗，转向绿色发展，促进传统产业向高质量方向发展。因此，研究环境规制与工业技术创新之间的关系，在“新常态”背景下因地制宜建立合适的环境规制政策工具,更加有效地发挥环境规制对工业技术创新的积极作用,培育经济增长的新动能，打造人与自然和谐发展的现代化新模式，就显得尤为重要，也具有重要的理论和实践意义。在此背景下，本文选取了2010一2 0 19 年我国30 个省（市）的面板数据，探讨环境规制对工业技术创新的影响，以期为相关政策的制定提供参考。1文献综述与研究假设从现有研究来看，学者关于环境规制对工业技术创新的影响提出了不同的观点，主要分为三大类。第一种观点认为,环境规制对工业技术创新具有积极影响,
4、即“正向促进论”。最著名的是Poter提出的波特假收稿日期：2 0 2 3-0 3-19作者简介：吕骆然（19 9 9 一），女，江西南通人，硕士研究生，华东政法大学商学院，研究方向为产业经济学。现代工业经济和信息化Modern Industrial Economy and Informationization环境规制对工业技术创新的影响基于省级面板数据的实证研究吕骆然（华东政法大学，上海2 0 16 2 0）文献标识码：A说，根据该假说,环境规制具有创新补偿效应，可以刺激技术创新，从而促进企业技术变革和降低成本，对企业绩效也会产生积极影响，增强了企业的竞争力。白嘉等研究发现在行业层面,环境规
5、制不仅有利于创新成果的转化，还可以显著地提高创新转化效率。尤济红和王鹏利用动态面板的GMM方法建立了实证模型,并基于中国多个省份的工业部门统计数据进行实证分析，研究发现环境规制不仅在短期内能够促进技术创新,从长期来看对技术创新也具有积极作用。第二种观点认为,环境规制对工业技术创新具有抑制作用,即“反向抑制论”。Wagner通过实证分析，发现环境规制不利于企业专利申请数量的增加,即环境规制强度越高，专利申请数量越少，对专利产出具有负向影响。我国也有一些学者持同样的观点，王鹏和郭永芹等选取了19 9 8 2 0 0 9 年中部地区省级面板数据，试图研究环境规制与技术创新之间的关系,发现环境规制对技
6、术创新产生抑制作用，表现为环境规制强度越大，专利授权数量和发明专利授权量就越少。叶琴和曾刚等探究环境规制和节能减排技术创新两者之间的关系,研究发现环境规制与技术创新之间呈负相关,且发现不同地区间二者均为负相关。第三种观点认为,环境规制对工业技术创新的影响具有不确定性，即“非线性论”。比如杨福霞认为环境规制对技术创新的作用在不同的地区会产生不同的效果,在东部地区促进了技术创新,在中西部地区则抑制了技术创新。蒋伏心等指出环境规制强度和工业企业生产技术进步之间具有门槛值，而非纯粹的线性关系,环境规制的作用可以是正向的影响，也可以是负向的影响。张娟等从微观视角出发，发现环境规制和绿色技术创新两者之间的
7、关系呈现“U”型。Total 229No.7,2023D0I:10.16525/ki.14-1362/n.2023.07.031文章编号：2 0 9 5-0 7 48(2 0 2 3)0 7-0 0 8 9-0 4现代工业经济和信息化第13卷通过文献梳理可知，在环境规制对工业技术创新的影响研究这方面，学者们绝大多数认为环境规制对技术创新会产生正向促进作用，且对于创新水平这一指标的要求较为宽泛,对特定领域的研究较少,因此本文聚焦于环境规制对工业技术创新水平的影响，提出以下假设：H1：环境规制工业技术创新水平具有显著的正向促进作用。H2：环境规制对工业技术创新的影响具有区域异质性。2模型设定和数据
8、来源2.1模型构建为验证环境规制对工业技术创新的影响，本文构建了以下基准模型,其中被解释变量为工业技术创新指标GTI,核心解释变量为环境规制强度ER,并加人各控制变量X，省份和年份分别用i和t表示。lnGTIi=o+ilnER,+Z,X,+8it式中：GTIi为i省份t年的技术专利申请数量;ERi为i省份t年的环境规制强度；Xi为各控制变量；8 i为残差项;o是常数项;I和;是回归系数。2.2变量选取与数据来源2.2.1被解释变量被解释变量为各省份的技术创新水平(GTI)。目前，能够更好地表现区域创新能力的衡量指标之一就是工业发明和申请专利的数量和质量,因此本文借鉴已有研究，选择专利申请数作为
9、技术创新水平的衡量指标。本文借鉴袁晓玲、石时、李彩娟的研究，使用各省(市)规模以上工业企业申请专利数并取对数，作为工业技术创新水平的测度指标。2.2.2解释变量解释变量为环境规制强度（ER），目前选取环境规制的指标主要从支出、效果以及环境规制政策类型三个角度衡量环境规制的强度，本文以环境规制作为主要解释变量，而考虑从效果反映环境规制强度具有一定的滞后性,因此选择从支出角度出发衡量环境规制强度。本文参考王鹏等的研究,使用各省(市)工业污染治理投资并取对数，作为环境规制强度的指标。2.2.3控制变量选取以下变量为控制变量：经济发展水平，通过各省(市)GDP来衡量;产业结构,通过各省(市)第二产业增
10、加值与其GDP的比值来衡量;对外开放水平，通过各省(市)进出口总额与生产总值的比值来衡量；研发投人强度,通过各省(市)的科学研究与实验发展经费内部支出占该省份GDP的比重来衡量。2.2.4数据来源本文选取2 0 10 一2 0 19 年间中国30 个省（市）为研究对象(为考虑数据的可获得性，未将西藏及港澳台地区列入研究），探究这十年间环境规制对工业技术创新活动的影响。数据来源主要为以下几个部分：各地区工业技术创新水平指标数据来自中国科技统计年鉴、环境规制强度和研发投入强度的指标数据来自中国环境统计年鉴其他控制变量及补充数据来自国家统计局。对部分缺失数据,选择直接剔除样本值处理。模型的主要变量如
11、表1所示。表1变量定义变量分类变量名称被解释变量工业技术创新(GTI)解释变量环境规制强度(ER)控制变量经济发展水平(GDP)产业结构(Industry)对外开放水平(op)研发投人强度(R&D)2.3描述性统计本文选取上述各指标变量，并对主要变量进行描述性统计，可见环境规制强度相关指标波动幅度较小，而工业技术创新水平相关指标波动幅度较大。环境规制、产业结构、对外开放水平以及研发投入强度这四个控制变量的最大值和最小值之间相差不大，标准差也较小,因此数据较为稳定，从一定程度上可以避免异方差现象的出现。模型的主要变量的描述性统计如表2 所示。表2 各变量的描述性统计结果变量样本量均值标准差最小值
12、 最大值工业技术创新(lnGTI)300环境规制(lnER)300经济发展水平(GDP)300产业结构(Industry)300对外开放水平(op)300研发投人强度(R&D)300数据来源：中国科技统计年鉴中国环境统计年鉴和国家统计局。3实证分析3.1回归分析首先，采用Hausman检验对模型进行选取，结果显示P值为0.0 0 0 0,因此应该选择固定效应模型,即该模型估计适用于固定效应估计。表3的回归分析中将混合效应、固定效应、随机效应三种回归结果进行了对比,并采用固定效应模型的结果进行解释。表3是基准模型回归分析结果,模型检验了环境规制(ER)对工业技术创新(GTI)的影响。结果显示，环
13、境规制在1%的水平上显著，且系数是0.18 5,为正值，这说明环境规制强度对工业技术创新水平的影响呈正向促进作用,也有效地表明环境规制能够促进工变量解释ln(规模以上工业企业申请专利）ln(工业污染治理投资）省（市）地区生产总值第二产业增加值(GDP）进出口总额(GDP)R&D(CDP)9.011.4911.900.9922.86019 1410.420.080.300.330.020.014.648.181 1441079870.160.550.011.550.000.0612.5214.162023年第7 期吕骆然：环境规制对工业技术创新的影响91业技术创新水平，即在其他变量保持不变的情况
14、下，环境规制每增加1%，工业技术创新会显著增加0.18 5个单位,因此假设H1得到了验证。此外,对外开放水平(op)和研发投人强度(R&D)都在1%的水平上显著为正，系数分别为1.2 6 5和50.47 0,说明对外开放水平和研发投人强度都对工业技术创新水平起到了促进作用，且研发投人强度的作用较大。经济发展水平(CGDP)的影响系数为0,这表明经济发展水平对工业技术创新水平的提升几乎没有产生影响，而产业结构(Industry)对工业技术创新水平产生了负向作用。表3回归分析结果变量混合效应ln(GTI)In(ER)0.174*(3.44)GDP0.000*(18.85)Industry-3.08
15、7*(5.33)op0.142(0.80)R&D45.347*(8.37)常数项3.748*(7.24)样本量300注：*表示在10%置信水平，*表示在5%置信水平，*表示在1%置信水平。数据来源：中国科技统计年鉴中国环境统计年鉴和国家统计局。3.2稳健性检验为了进一步探究回归结果是否稳健，本文分别选取解释变量(lnER)的滞后一期和滞后二期作为当期项的解释变量，此外选用技术改造费用并对其取对数作为工业技术创新的衡量指标，再次对模型进行固定效应和随机效应估计，估计结果如表4所示，将其作为验证模型稳健性质的依据。表4稳健性检验结果变量模型一滞后一期模型二滞后二期模型三 In(TR)In(ER)0
16、.164*(4.19)GDP0.000*(3.82)Industry-7.209*(-9.36)0.726*(2.73)opR&D58.757*(4.53)常数项8.309*(13.96)样本量270适用模型FE注：*表示在10%置信水平，*表示在5%置信水平，*表示在1%置信水平。数据来源：中国科技统计年鉴中国环境统计年鉴和国家统计局。根据稳健性检验可知,该结果与前文分析结果一致，环境规制在1%的水平上显著，且系数分别为0.164、0.142 和0.0 9 6，都为正值，这说明环境规制强度对工业技术创新水平的影响呈正向促进作用，再次验证了假设H1。此外,除了对外开放水平(op)这一变量的显著
17、性有所改变,表现为在滞后二期和新衡量指标这两个模型中不再显著,其他所有变量系数的符号没有发生变化,方向亦未改变。因此本文的回归结果具有稳健性。3.3异质性分析由于工业所处的区域位置不同，可能受到地区经济、政治、文化等多方面的影响,因此不同地区对于工业技术创新持有不同的态度。为了避免总体样本所在区域的因素可能掩盖的潜在差异，本文在基础模型的基础上，将样本按照东部地区、中部地区和西部地区分成了三组,并再次对模型进行固定效应和随机效应估计。异质性估计结果如表5所示，在1%的显著水平固定效应In(GTI)随机效应 In(GTI)0.185*(4.99)0.217*(5.57)0.000*(6.03)0
18、.000*(11.11)-5.574*(7.70)-2.765*(-4.19)1.264*(4.92)0.930*(4.22)50.470*(4.09)27.837*(3.07)7.315*(13.04)5.942*3003000.142*(3.47)0.096*(2.32)0.000*(2.56)0.000*(3.14)-9.297*(-10.50)-5.147*(7.22)0.222(0.74)0.272(1.14)44.346*(3.25)16.683*(1.68)9.797*(15.42)9.583*(16.69)240300FERE下，东部、中部和西部地区环境规制对工业技术创新的影响
19、都显著为正，影响系数分别为0.142、0.18 5和0.271，这表明环境规制对工业技术创新水平具有促进作用。此外，值得注意的是,环境规制对工业技术创新水平的影响程度按照东部、中部和西部的顺序依次增加,这表明在一定程度上,环境规制对工业技术创新的影响在中西部地区更为突出，即环境规制政策的推行在中西部地区所呈现出的效果更好,促进了中西部工业技术水平的提升。该结果也验证了假设H2的正确性，即环境规制对工业技术创新的影响具有区域异质性。表5异质性分析结果变量东部地区In(GTI)ln(ER)0.142*(3.55)GDP0.000*(4.82)Industry-3.791*(-3.69)op0.56
20、7*(2.36)R&D44.626*(4.07)常数项7.585*(11.06)样本量110适用模型FE注：*表示在10%置信水平，*表示在5%置信水平，*表示在1%置信水平。数据莱源：中国科技统计年鉴中国环境统计年鉴和国家统计局。4结论与建议4.1主要结论本文选用2 0 10 一2 0 19 年我国30 个省（市）自治区(西藏、香港、澳门、台湾除外)的面板数据，主要研究环境规制对工业技术创新的影响,得出的结论如下：1)从总体来看,环境规制强度对工业技术创新水平呈正向影响关系，即环境规制能够直接显著地促进工业技术创新。这表明当环境规制强度越高，相应的所处的地区专利申请数就越多，两者显著正相关,
21、同时也促进了工业的技术创新。2)在环境规制的约束下,经济发展水平、产业结中部地区In(GTI)0.185*(2.42)0.000*(3.60)-1.156*(-0.89)-2.043(-1.22)98.031*(2.95)5.505*(5.26)80RE西部地区 In(GTI)0.271*(3.70)0.000*(5.65)-4.765*(2.98)1.170(1.20)54.899*(2.29)5.287*(5.21)110RE现代工业经济和信息化第13卷构、对外开放水平和研发投入强度对工业技术创新水平的提升具有差异性。其中,经济发展水平对工业技术创新水平的提升几乎没有产生影响,对外开放水平
22、和研发投人强度对工业技术创新都有显著的正向影响，而产业结构对其产生了负向作用。3)异质性估计结果表明环境规制对工业技术创新的影响具有区域异质性。其中,西部地区的环境规制政策对工业技术创新的促进作用最为突出。4.2政策建议1)要根据不同的情况制定完善的环境规制政策。从以上实证结果可以看出，环境规制措施在工业技术创新中发挥着重要作用，但同时也具有区域异质性。由于不同地区的工业可能受到地区经济、文化和政治等的影响,因此环境规制对不同地区的工业技术创新的影响程度也有所不同。因此,对中西部地区,政府可以通过加强对环境调控的力度推动经济的调整，同时加强经济和政治支持，为工业技术创新创造更好的条件和有利的环
23、境。2)要加大研发投入强度。从实证结果可以看出，研发投人强度对工业技术创新水平的影响作用是最突出的。研发投人强度越高，对工业技术创新的支持能力就越强。同时要加快转化技术成果，寻求促进技术创新的同时又能加快经济增长的联动机制，实现双赢局面，形成环境规制与工业技术创新的良性互动。3)要提高对外开放水平和加强国际合作。在环境规制对工业技术创新的影响过程中，对外开放水平起到了很好的促进作用。因此提高对外开放水平、加强对外合作有利于引进国外先进技术，不仅可以给工业行业提供技术创新的方法和经验，更有利于促进工业技术创新效率的提高，促使环境规制发挥正向激励效应，推动工业和经济的协同发展。参考文献1 Port
24、er M E,Linde C.Toward a New Conception of the EnvironmentCompetitiveness Relationship J.The Journal of Economic Perspec-tives,1995(4):97-118.2Wagner M.On the relationship between environmental management,environmental innovation and patenting:evidence from German manu-facturing firms J.Research Poli
25、cy,2007(10):1 587-1 602.3白嘉.矿产资源型产业集群的风险分析及政策选择：以陕北能源化工基地为例J.未来与发展，2 0 13,36(10)：9 6-10 1.4尤济红，王鹏.环境规制能否促进R&D偏向于绿色技术研发？：基于中国工业部门的实证研究J.经济评论，2 0 16(3）：2 6-38.5王鹏，郭永芹.环境规制对我国中部地区技术创新能力影响的实证研究J.经济问题探索,2 0 13(1)：7 2-7 6.6叶琴，曾刚.解析型与合成型产业创新网络特征比较：以中国生物医药、节能环保产业为例J.经济地理，2 0 18,3（10)：142-154.7杨福霞.中国省际节能减排政策
26、的技术进步效应分析D.兰州：兰州大学,2 0 12.8蒋伏心，纪越，白俊红.环境规制强度与工业企业生产技术进步之关系：基于门槛回归的实证研究J.现代经济探讨,2 0 14,39(11):39-43.9巧张娟，耿弘，徐功文，等.环境规制对绿色技术创新的影响研究J.中国人口资源与环境，2 0 19,2 9（1)：16 8-17 6.10袁晓玲，石时，李彩娟.环境规制能够促进创新能力提升吗？J.统计与信息论坛，2 0 2 1,36(10)：7 7-8 5.11孙伟，江三良，韩裕光.环境规制、政府投入和技术创新：基于演化博奔的分析视角J.江淮论坛，2 0 15(2：34-38.12姚天罡.环境规制对工
27、业技术创新水平的影响研究D.阜新：辽宁大学，2 0 2 2.(编辑:王钢)The Impact of Environmental Regulation on Industrial Technology Innovation-An Empirical Study Based on Provincial Panel DataLyu Luoran(East China University of Political Science and Law,Shanghai 201620,China)Abstract:In order to explore the impact of the implemen
28、tation of environmental regulation policies on industrial technology innovation,basedon the panel data of 30 provinces(municipalities)from 2010 to 2019,this paper establishes a regression model with industrial technologyinnovation as the explained variable,environmental regulation as the explanatory
29、 variable,economic development level,industrial structure,opening-up level and R&D investment intensity as the control variable.The relationship between environmental regulation and industrialtechnology innovation is empirically analyzed.The results show that environmental regulation plays a signifi
30、cant role in promoting industrialtechnology innovation in China as a whole;The influence of environmental regulation on industrial technology innovation has regionalheterogeneity,and is more significant in the central and western regions.Finally,according to the research results,this paper puts forwardcorresponding policy recommendations.Key words:environmental regulation;industrial technology innovation;fixed-effects model