补贴激励门槛效应下环境规制对绿色技术创新的影响

补贴激励门槛效应下环境规制对绿色技术创新的影响

谭礼

同济大学经济与管理学院

摘要：在国家“双碳”目标和绿色高质量发展的要求下，环境规制成为绿色技术创新的主要推动力量。本文以中国31个地区2009-2019年的数据为样本，探究环境规制和绿色技术创新的关系，从补贴激励、人力资本方面分析其影响差异性。研究发现：环境规制能够促进地区绿色技术创新，人力资本对其具有显著正向调节作用，且在补贴激励达到一定门槛值之后，环境规制的促进作用和人力资本的调节作用均显著提升。

关键词：绿色技术创新 环境规制 补贴激励 人力资本 门槛效应

1 引言

在绿色发展的时代背景下，随着国家绿色发展要求的逐步推进，环境规制成为企业进行绿色改革、积极进行绿色技术创新的重要因子。环境规制对绿色技术创新的影响一直是备受关注的话题。“波特假说”最早提出设计得当的环境规制工具可以实现“创新补偿”，消解环境规制给企业带来的成本压力。国内外许多学者就其内在影响机理进行了讨论，有研究表明环境规制使企业的排污治污成本增大，没有足够的资金投入于新技术的研发，进而抑制了企业绿色技术创新，该情景下“成本效应”占据主导作用[1]。但主流的观点认为环境规制虽然带来的压力将一定程度上提高企业的生产成本，但合理制定的环境标准同时可以促进企业绿色创新，触发“创新补偿”。因为企业受政府环境规制影响时，为降低成本并且在市场竞争中获得优势，将从绿色技术创新上寻找突破口，通过在污染末端治理上的技术创新来减少环保措施产生的费用等[2]，或通过采用新的绿色工艺、绿色产品来降低企业生产成本[3]。环境规制产生的“创新补偿”效应能在一定程度上抵消企业环境污染治理成本，激发企业绿色创新动力[4]。近年来针对市场型环境规制工具的研究也表明，环境权益交易政策[5]、绿色信贷政策[6]、环境保护税[7]等环境政策均能够有效促进企业绿色创新活动。一些学者提出了两者之间存在非线性关系。主要原因为在不同环境规制强度区间内，环境规制的“成本效应”和“创新补偿效应”强度不同，从而存在门槛特征。随着环境规制强度提升，企业绿色创新呈现先下降后提升的“U”型动态特征,即影响效应由“抵消效应”转变为“补偿效应”[8][9]。可见虽然已有许多学者进行相关研究，但目前仍未形成统一结论。

本文从补贴激励、人力资本对环境规制和绿色技术创新之间关系进行研究，结果表明：环境规制能够有效促进绿色技术创新的产出，人力资本对其具有显著的正向调节作用。同时补贴激励表现出显著的门槛效应，当补贴激达到一定门槛值后，环境规制的促进作用和人力资本的调节作用均显著增强。

2 理论分析与研究假设

2.1 环境规制与绿色技术创新

绿色技术创新的概念界定并不统一，根据金培振、殷德生、金桩的观点，绿色技术创新是以绿色技术为导向的创新，即能实现资源节约和环境保护的技术创新行为均可认定为绿色技术创新[10]。当环境规制给企业带来的成本增加低于粗放式发展的收益，企业就不会主动寻求绿色转型，而是采用低成本的末端治理技术规避环境规制[11]。当环境规制压力较高时，企业将倾向于通过提高资源使用效率减少能源使用和污染排放，减弱环境规制带来的成本压力。环境规制强度提高促进企业关注相关领域潜在的创新机会，通过提高外部压力，帮助企业克服组织惰性，激发创新思维，并且降低了企业在环境领域投资价值的不确定性[7]。因此，灵活的环境规制也将有利于企业的创新活动，基于此提出假设：

假设H1：环境规制对绿色技术创新具有正向促进作用。

2.2 人力资本的调节效应

人力资本是创新活动最重要的要素之一，蕴含了绿色创新所需的知识、技术、能力、经验等，对绿色技术创新具有重要支持作用。人力资本能够直接反映各地区内企业对新知识、新技术的吸收能力[12]，在相同外部环境条件下，企业人力资本的差异决定着绿色创新能力的大小[13]。绿色技术创新的本质是知识和技术的创新和应用，只有拥有优质的人才储备，才能打好绿色技术创新的基础[14]。在资源优势地区，优质人力资本不断聚集，成为绿色技术创新的活跃区域。基于此提出假设：

假设H2：人力资本能够强化环境规制对绿色技术创新的正向促进作用。

2.3 补贴激励的门槛效应

补贴激励能够在短时间内给企业流动性较强的资产，能够补偿由环境规制给企业带来的成本增加，可以削弱“成本效应”对绿色技术创新投入的抑制作用，通过降低企业内部绿色创新的成本来促进技术创新[15]。但在补贴激励处于较低水平时，能够减轻企业的成本压力，但无法完成抵消绿色创新活动的不确定性，企业为保持收益，可能会挤占绿色创新的资源投入，而主要表现为“挤出效应”。当补贴激励不断增加，带动了企业对创新的资金投入，提高企业参与绿色创新的积极性，开始产生“杠杆效应”。同时，政府对企业提供研发补助将给市场释放肯定该企业发展的信号，有利于企业树立良好的外部形象，有利于企业扩大融资渠道拓展规模，进而提高绿色技术创新的效率。

基于此提出假设：

假设H3a：当补贴激励达到一定门槛值时，环境规制的正向促进作用能够得到更充分的发挥。

假设H3b：当补贴激励达到一定门槛值时，人力资本的调节作用能够得到更充分的发挥。

3 研究设计

3.1 样本选取及数据来源

本文以全国31个主要地区为样本（港澳台数据缺失暂不列入），以2009—2019年区间的数据为依据，绿色技术创新数据来源于中国研究数据服务平台，分为绿色发明专利和绿色实用型专利；其他数据主要来源有《中国统计年鉴》、《科技统计年鉴》、《环境统计年鉴》、国泰安数据库。

3.2 指标选取与处理

被解释变量GP表示绿色技术创新。为抵消时滞性的影响，本文以地区绿色专利申请数量进行衡量，其中GP1代表绿色发明专利，GP2代表绿色实用型专利。

核心解释变量ER表示环境规制。本文选用污染物排放强度来衡量，具体处理方法改善为：采用熵值法利用各地区工业固体废物总量、工业二氧化硫总量、工业废水总量数据测算其综合水平，再合成得到ER来代表地区环境规制强度。

门槛变量为补贴激励SI，以研究与实验发展（R&D)经费支出中政府资金金额取对数衡量。调节变量为人力资本HC，以各地区规模以上工业企业研究与实验发展（R&D)人员全时当量（人年）取对数后作为替代变量。

控制变量包括地区技术市场成熟度、经济水平、产业结构、环保投入。地区技术市场成熟度TM以地区技术市场成交额衡量；经济水平GDP使用人均地区国内生产总值表示；产业结构RA使用第二产业产值占地区GDP百分点表示，环保投入EI使用环保支出金额占地区GDP百分点表示。

3.3 模型设计

为探究环境规制在多因素背景下对绿色技术创新的作用，本文基于固定效应模型和门槛模型构建以下模型进行检验：

   （1）

   （2）

   （3）

    （4）

其中，（1）为基准模型，（2）为检验人力资本调节效应的模型，（3）为检验补贴激励门槛效应的模型（以单门槛为例），（4）为检验补贴激励对人力资本调节作用门槛效应的模型（以单门槛为例）。其中i代表地区，t代表年份，为控制变量，为随机干扰项。

3.4 描述性统计分析

各主要指标的描述性统计分析如表1所示。

表1 主要指标描述性统计

4 实证结果与分析

4.1 环境规制对绿色技术创新的影响

4.1.1 基准回归结果分析

表2汇报了环境规制强度对绿色技术创新的回归分析结果，且均使用稳健标准误差。在第（1）和第（2）列中，核心解释变量ER的系数在1%水平上正向显著，以第（2）列的回归结果为主，环境规制强度每提高增加1单位，地区绿色技术创新问题提高6.21%（）。在第（3）和第（4）列中，核心解释变量ER的系数在1%水平上正向显著，以第（4）列的回归结果为主，环境规制强度每提高增加1单位，地区绿色发明专利提高5.07%（）。在第（5）和第（6）列中，核心解释变量ER的系数在1%水平上正向显著，以第（6）列的回归结果为主，环境规制强度每提高增加1单位，地区绿色实用新型专利提高7.40%（）。综上，研究假设H1得证。

表2 基准回归检验

注：括号中为稳健标准误。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.10。下文同。

4.1.2 稳健性检验

利用工具变量法进行稳健性检验，使用工业污染源治理投资完成实际额作为工具变量ER2来衡量环境规制强度。如表3所示，第（1）（2）列、第（3）（4）、第（5）（6）列中ER2的系数分别在1%、5%、1%水平上正向显著；与表2基准回归结果一致。

表3 工具变量法进行稳健性检验

4.2 人力资本的调节机制检验

表6汇报了人力资本调节环境规制强度对绿色技术创新影响的回归结果。第（1）（2）列、第（3）（4）列、第（5）（6）列中，核心解释变量c.ER#c.ln HC的系数分别在1%、5%、1%水平上正向显著，研究假设H2得证。

表6 人力资本的的调节作用回归分析结果

4.3 补贴激励的门槛效应检验

4.3.1 补贴激励对基准回归的门槛效应

首先利用Stata软件对是否存在门槛效应进行检验，并确定可能存在的门槛值和个数。由表7所示，补贴激励作为门槛变量，环境规制作为核心解释变量，当被解释变量为绿色技术创新总量时，在10%显著水下存在单门槛效应，门槛值为4.93。当被解释变量为绿色发明专利时，不存在门槛效应。当被解释变量为绿色实用新型专利时，在10%显著水下存在双门槛效应，但因两门槛值相近且接近端点（分别为5.58、5.61），结合实际本文就其单门槛效应进行检验（门槛值为4.93）。

表7 基于基准回归的门槛效应存在性检验结果

门槛效应回归结果如表8所示，第（1）（2）列为补贴激励单门槛效应下环境规制对绿色技术创新的影响，其中第（2）列为增加了补贴激励作为控制变量的回归结果。以第（2）列回归结果为例，当ln SI小于4.93时，核心解释变量ER系数为308.3且在1%水平上显著；当ln SI大于等于4.93时，核心解释变量ER系数为415.9且在1%水平上显著。第（3）（4）列同样显著。这说明环境规制对绿色技术创新具有正向影响，且在补贴激励较高时正向影响强度更高。这说明环境规制对绿色实用新型专利具有正向影响，且在补贴激励较高时正向影响强度更高。因此可得，假设H3a得证。

表8 针对基准回归的静态面板门槛效应回归结果

5.3.2 补贴激励对人力资本调节作用的门槛效应

首先利用Stata软件对是否存在门槛效应进行检验，并确定可能存在的门槛值和个数。由表9所示，补贴激励作为门槛变量，环境规制和人力资本的交互项作为核心解释变量。被解释变量为绿色技术创新总量时，在5%显著水下存在单门槛效应，门槛值为3.31；当被解释变量为绿色发明专利时，在5%显著水平下存在单门槛效应，门槛值为3.78；被解释变量为绿色实用新型专利时，在10%显著水下存在双门槛效应，门槛值分别为3.08、4.74。

表9 基于人力资本调节机制的门槛效应存在性检验结果

门槛效应回归结果如表10所示，第（1）（2）列汇报了补贴激励单门槛效应下人力资本调节环境规制对绿色技术创新影响的结果，其中第（2）列增加了补贴激励作为控制变量。以第（2）列结果为例，当ln SI小于3.3056时，核心解释变量interact系数为-48.63但不显著；当ln SI大于等于4.9332时，核心解释变量interact系数为294.4且在1%水平上显著。这说明只有在补贴激励达到门槛后，人力资本强化环境规制对绿色技术创新正向影响的调节作用才能体现。第（3）（4）列、第（5）（6）列同样。回归结果具有统一性，因此可得假设H3b得证。

表10 针对人力资本调节作用的静态面板门槛效应回归结果

6 结论与启示

主要研究结论如下：

环境规制能够有效促进绿色技术创新的产出，人力资本对其具有显著的正向调节作用。同时补贴激励存在显著的门槛效应，具体表现为：当补贴激励达到相应门槛值之后，环境规制促进绿色技术创新产出的效应显著提升。在对人力资本调节作用的门槛效应检验中，补贴激励水平较低时，人力资本的调节作用不显著且影响系数为负；补贴激励达到门槛值后，人力资本的正向调节作用突显。

基于研究结论可得出以下政策启示：第一，把握中长期高质量发展目标，充分肯定政府主体推动绿色发展的重要作用，发挥好“有形之手”调控，通过制定相关法律、政策和标准对企业和社会面创新进行引导，支持和保障绿色技术创新。第二，发挥好补贴激励的门槛效应，适当减少小量且易获得的企业补贴及创新激励，设置力度较大但需要技术攻关的绿色创新激励，更大限度地发挥环境规制对绿色技术创新的促进作用。第三，优化相关配套资源设置，注重引进创新人才，提高学习吸收能力、研发能力。需要注意的是，在优化人力资本时要注重和地区能够提供的经济支持能力相适配。第四，经济发展始终是首要任务，推动绿色技术创新的根本目的在于可持续的高质量发展，政府的着力点仍要落在经济发展上，通过不断完善技术市场机制等为绿色技术创新提供活跃的平台。

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