陸晴晴 LU Qing-qing

（安徽財經大學管理科學與工程學院，蚌埠 233030）

0 引言

過去幾十年，粗放式發(fā)展造成了資源浪費，帶來的生態(tài)破壞問題，嚴重阻礙了經濟社會的發(fā)展。因此，解決環(huán)境問題，實現綠色發(fā)展，走經濟發(fā)展與節(jié)能減排的“雙贏”道路是當今主要目標。走可持續(xù)的發(fā)展道路是“十三五”時期的迫切需求。加快建設生態(tài)文明，建設美麗中國，是國家對解決生態(tài)污染問題的重視以及發(fā)展綠色經濟的決心。近年來互聯(lián)網的發(fā)展，使數字經濟快速發(fā)展，數字經濟的規(guī)模也在不斷增長，其增速也逐漸超過GDP。在經濟轉型的重要關頭，實現技術創(chuàng)新綠色化是驅動經濟轉型的重要動力[1]。環(huán)境規(guī)制作為政府矯正企業(yè)行為的重要工具，對于激勵企業(yè)技術創(chuàng)新，促進產業(yè)轉型，推動綠色經濟發(fā)展具有重要作用。因此，在數字經濟快速發(fā)展的時代背景下，研究環(huán)境規(guī)制如何對綠色技術創(chuàng)新產生作用以及環(huán)境規(guī)制、數字經濟與綠色技術創(chuàng)新三者之間的關系，對于激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新，實現經濟綠色發(fā)展具有重要意義。

1 文獻綜述

從現有研究來看，對于環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響機制，研究結論主要分三大類。一是“正向促進論”，即環(huán)境規(guī)制能夠推動綠色技術創(chuàng)新。如Hu等[2]指出加強環(huán)境規(guī)制強度能夠保證外商直接投資產生的綠色技術溢出。王娟茹等[3]得出環(huán)境規(guī)制能夠直接正向誘導企業(yè)的綠色技術創(chuàng)新意愿和行為。二是“反向抑制論”，即環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新水平的提高起到抑制作用。Leeuwen G V等[4]研究發(fā)現當前政府的環(huán)境規(guī)制強度不足以激勵企業(yè)進行綠色技術創(chuàng)新，企業(yè)研發(fā)資金被擠占，技術研發(fā)的壓力加大。三是“非線性論”，即環(huán)境規(guī)制和綠色技術創(chuàng)新之間不是簡單的線性關系，可能存在非線性關系[5-6]，原毅軍等[5]和蔡烏趕等[6]均通過實證分析發(fā)現環(huán)境規(guī)制類型不同，對綠色技術創(chuàng)新產生的作用也不同，普遍存在非線性關系?？赡苁怯捎诃h(huán)境規(guī)制指標選取標準不同以及各種可變因素的影響。在考慮數字經濟后，葉劍等[7]學者研究發(fā)現對于綠色技術創(chuàng)新，數字經濟能對其產生積極的推動作用，而且數字經濟有利于降低環(huán)境規(guī)制強度的拐點。

通過文獻梳理可知：現有成果普遍只關注環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新兩者之間的影響關系，較少研究環(huán)境規(guī)制、數字經濟與綠色技術創(chuàng)新三者之間的關系。而且較少文獻將數字經濟的調節(jié)作用考慮在內，來考察環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響。另外，現有研究對于數字經濟的調節(jié)機制梳理還不夠清晰，相關的實證檢驗十分缺乏。因此本文主要在環(huán)境規(guī)制影響綠色技術創(chuàng)新的基礎上，引入數字經濟這一變量，重點分析數字經濟的調節(jié)作用。

2 數據選取及分析

2.1 數據來源

本文研究選取的樣本數據均通過國家統(tǒng)計局、國家知識產權局以及《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》整理而成。由于一些數據的缺失，本文使用的是不包括西藏和港澳臺地區(qū)的中國30個省級單位的樣本數據。

2.2 主要變量說明

被解釋變量：綠色技術創(chuàng)新（GTI）。綠色技術創(chuàng)新能力普遍通過綠色專利的數量來體現，本文采用各個省級單位的綠色專利申請數[8]，再進行標準化來度量。

解釋變量：環(huán)境規(guī)制（ER）。目前對于此變量的測度并沒有統(tǒng)一的標準，大多學者采用污染排放量或污染投資額等單一指標來衡量。本文借鑒部分學者的做法，選取工業(yè)行業(yè)的廢水、二氧化硫和煙塵三個排放量的指標，通過熵值法獲得環(huán)境規(guī)制綜合指標。對各污染物進行標準化，并求取權重，再通過二者的乘積來衡量環(huán)境規(guī)制強度[9-11]。

調節(jié)變量：數字經濟水平（DIG）。目前學術界尚無數字經濟的權威衡量指標，與此相關的文獻也相對較少。本文主要借鑒劉軍和趙濤等的做法[12-13]，綜合考慮互聯(lián)網發(fā)展和數字交易這兩個維度。具體通過互聯(lián)網普及率、相關產出量、相關從業(yè)人員數、移動電話用戶數以及中國數字普惠金融指數這五個子指標來衡量[7]，進行主成分分析處理得到數字經濟綜合發(fā)展指標。

控制變量：外商直接投資（FDI）通過各地實際使用外資額與GDP之比來測量[5]；研發(fā)投入強度（R&D）用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)經費投入與GDP的比例度量；人力資本（EDU）使用平均受教育年限來表示；經濟發(fā)展水平（PGDP）用人均GDP來衡量，以2000年為基期利用平減指數進行計算得出指標。

本文選取中國2011-2019年30個省級單位上述指標數據，對主要變量進行描述性統(tǒng)計，具體如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

3 模型設定

為了探究數字經濟時代下環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響，考慮到二者之間可能存在非線性關系，因此引入了二次項，基于選取的面板數據構建了基準的回歸模型：

為了進一步研究數字經濟的調節(jié)作用，在上述回歸方程的基礎上，加入環(huán)境規(guī)制和數字經濟的乘積項。其中，ε是隨機擾動項，i表示地區(qū)，t為時間。此外，GTI表示被解釋變量，ER是核心解釋變量，調節(jié)變量為DIG數字經濟，X表示控制變量向量，具體包括外商直接投資（FDI）、研發(fā)投入強度（R&D）、人力資本（EDU）、經濟發(fā)展水平（PGDP）等。

4 實證分析

4.1 基礎檢驗

由于偽回歸等可能問題的存在，在正式回歸之前，先進行了基本的單位根檢驗。發(fā)現各變量均為平穩(wěn)序列，且檢驗結果顯著。接著檢驗方程是否多重共線性，通過方差膨脹因子檢驗，發(fā)現各變量的VIF都小于10，表明該模型未出現較為嚴重的多重共線性，說明本文模型估計結果較準確。然后通過豪斯曼檢驗，確定了本文設定的模型為固定效應模型。

4.2 回歸結果分析

模型回歸的具體結果如表2所示。

表2 數字經濟下環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響

首先，通過模型（1）線性方程回歸結果可知，環(huán)境規(guī)制的系數顯著為正，說明在不考慮二次項的情況下，對于綠色技術創(chuàng)新，環(huán)境規(guī)制能夠產生直接的正向激勵作用。另外，數字經濟的系數顯著為正，說明隨著數字經濟的發(fā)展，企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的水平能夠隨之提高?？赡苁且驗殡S著數字經濟發(fā)展水平的不斷提升，企業(yè)技術創(chuàng)新方面的成本隨之減少，從而加快產業(yè)結構的轉型。其次，考慮了二次項后，通過模型（2）可以看出，環(huán)境規(guī)制的系數一次項為負，二次項為正，兩項系數均顯著，表明環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新產生的影響是先下降后上升的“U”型動態(tài)結構。說明環(huán)境規(guī)制強度的不斷增加，尤其是后期，會給企業(yè)的綠色創(chuàng)新帶來巨大動力。模型（2）中數字經濟依然對綠色技術創(chuàng)新起到正面推動作用。在加入環(huán)境規(guī)制與數字經濟的乘積項后，即模型（3）所示，二者的交互項顯著為正，這表明數字經濟的不斷發(fā)展，創(chuàng)造了較好的市場氛圍，為企業(yè)的綠色技術創(chuàng)新制造了更多機會，進而推動了企業(yè)技術創(chuàng)新的綠色升級。但是，此模型中的環(huán)境規(guī)制一次項顯著為負，二次項不顯著，這說明由于數字經濟的調節(jié)作用，反而抑制了環(huán)境規(guī)制的促進作用，阻礙了綠色技術的創(chuàng)新?？赡苁且驗楫斀癍h(huán)境規(guī)制處于初期不完善的階段，以及數字經濟發(fā)展處于萌芽時期，各方面制度融合的不夠完美，使環(huán)境規(guī)制的作用無法有效發(fā)揮，從而阻礙了綠色技術創(chuàng)新的步伐。最后，通過三個模型均可得出，四個控制變量都顯著。其中，外商直接投資的系數在三個模型中都在1%的水平下顯著為負，說明經濟發(fā)展和對外開放水平的提高，使外資企業(yè)不斷引入，帶來的競爭效應和吸收效應具有不確定性，且需具備一定的條件。不同的企業(yè)消化能力也不同，有的企業(yè)吸收能力較弱，就會因為與能力較強的企業(yè)在技術和人才等方面存在較大差距，抑制了企業(yè)綠色技術創(chuàng)新。研發(fā)投入均顯著為正，這說明研發(fā)投入是綠色技術創(chuàng)新的動力和源泉。企業(yè)研究開發(fā)方面的投入越多，越能給企業(yè)帶來綠色技術創(chuàng)新的動力。人力資本的系數顯著為負，可能是目前環(huán)境規(guī)制強度不高，人才帶來的激勵作用無法彌補政府的強制措施增加的成本，因而阻礙了企業(yè)的綠色創(chuàng)新。經濟發(fā)展水平的系數顯著為正，顯然經濟發(fā)展水平不斷提高，能極大加快企業(yè)實現技術創(chuàng)新綠色化的步伐。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步探究回歸結果是否穩(wěn)健，本文選取綠色專利授權的數量，將其進行標準化處理后，作為綠色技術創(chuàng)新的衡量指標。結果得出，部分變量的顯著性有些許改變以外，各系數的符號方向均未發(fā)生變化。因而本文的回歸結果具有穩(wěn)健性。

表3 數字經濟下環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響

5 結論和建議

5.1 結論

通過以上分析可知，主要結論如下：①環(huán)境規(guī)制和數字經濟都能夠直接顯著的促進綠色技術創(chuàng)新；②考慮非線性后，對于綠色技術創(chuàng)新，環(huán)境規(guī)制產生的影響是先下降后上升的“U”關系，即環(huán)境規(guī)制強度不斷增加，最終會推動綠色技術創(chuàng)新；③通過數字經濟的調節(jié)，環(huán)境規(guī)制抑制了企業(yè)的綠色技術創(chuàng)新；④經濟發(fā)展水平、外商直接投資以及研發(fā)投入的不斷增加，能為企業(yè)的綠色技術創(chuàng)新帶來動力，激勵企業(yè)創(chuàng)新，但現水平下的人力資本抑制綠色技術創(chuàng)新。

5.2 政策建議

基于以上結論，本文提出以下政策建議：

①根據不同情況，制定完善的環(huán)境規(guī)制政策。不同地區(qū)的發(fā)展情況存在差異，因此要制定特定的環(huán)境規(guī)制政策。由于每個地區(qū)的經濟發(fā)展水平不同，環(huán)境規(guī)制工具的組合方式也要有所差異。經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，應該采用寬松的激勵型環(huán)境規(guī)制；而有的地區(qū)經濟發(fā)展水平相對較落后，則可以采用強制性的命令型環(huán)境規(guī)制，同時也要加強政府的資金和政策支持，為企業(yè)創(chuàng)造優(yōu)越的條件和良好的環(huán)境進行技術創(chuàng)新。②優(yōu)先發(fā)展數字經濟，實現實體與數字經濟一體化。深入推進“互聯(lián)網+”計劃，對傳統(tǒng)產業(yè)進行改造，突出數字經濟的優(yōu)勢和作用，并加以有效利用，綜合發(fā)展實體產業(yè)與數字經濟，實現經濟的綠色發(fā)展。③充分發(fā)揮數字經濟的協(xié)同調節(jié)作用。在環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響過程中，數字經濟能起到非常重要的調節(jié)作用。政府應高度重視產業(yè)結構優(yōu)化、綠色技術創(chuàng)新與數字經濟的協(xié)同發(fā)展，靈活運用各種數字化手段，促使環(huán)境規(guī)制發(fā)揮正向激勵效應，推動產業(yè)和經濟的綠色發(fā)展。