环境规制对高新技术产业绿色创新水平的影响——基于区域异质性视角.pdf
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1、0引言随着经济发展进入新常态,我国迎来了世界新一轮科技革命和产业变革以及转变发展方式的历史性交汇期。创新驱动发展战略和“30 60”碳排放目标的提出表明我国政府愈加重视绿色与创新发展,生态环境、绿色创新与经济的协调发展也是可持续发展的必然要求。企业作为技术创新的重要主体,在生产过程中成为环境污染和生态破坏的主要来源,因此,提升企业绿色创新水平对于环境治理与绿色发展的实现具有重要意义。高新技术产业作为推动高质量发展和提升我国自主创新能力的重要载体,不仅促进了我国科技发展,提升了我国国际竞争力,更是在国内结构性矛盾加剧的当下,仍保持“逆势上扬”1。然而,高新技术产业在其发展过程中产生的环境污染和资
2、源消耗问题同传统产业一样难以避免。高新技术产业在带动经济增长,实现高附加值的环境规制对高新技术产业绿色创新水平的影响基于区域异质性视角杨图南沈志刚摘要:文章基于20122021年我国的省级面板数据,利用固定效应模型的OLS回归方法并选取创新投入和创新产出指标,从绿色产品和绿色工艺创新角度出发,探究了环境规制强度对于高新技术产业绿色创新水平的影响机理,并采用分组回归和似无相关模型分析了东、中和西部地区环境规制强度对于高新技术产业绿色创新水平影响的差异性。结果显示:环境规制对高新技术产业绿色工艺创新和绿色产品创新在全国和地区层面上具有显著的正向影响,对西部地区绿色工艺创新的促进作用明显强于东部和中
3、部,而对于中部和西部地区绿色产品创新的促进作用则明显强于东部地区。关键词:环境规制强度;绿色工艺创新;绿色产品创新;高新技术产业;区域差异性中图分类号:X322;F273.1文献标志码:A文章编号:1671-4792(2023)04-25-13作者简介:杨图南(1997),男,硕士研究生,广东财经大学经济学院,研究方向:人口、资源与环境经济学;沈志刚(1997),男,硕士研究生,江西科技师范大学经济管理学院,研究方向:企业社会责任与公司治理。(广东广州510320)2023年第4期25科技广场234同时要兼顾绿色发展目标,因此,提升绿色创新水平是中国高新技术产业实现高质量、可持续发展的必然选择
4、。为了让企业实现绿色创新和绿色转型,我国曾采取一系列监督和激励性的环境规制政策,如行政命令型环境规制政策和市场激励型环境规制政策对企业的能源使用和排污决策产生硬性约束。但是需要考虑的是:环境规制政策能否提升高新技术产业的绿色创新水平?各区域环境规制政策的实施对于高新技术产业绿色创新的影响有何差异?为此,本文从实证角度认识和评估高新技术产业绿色创新水平,探索中国环境规制政策对高新技术产业绿色创新影响的区域差异性,这对提升高新技术产业绿色创新水平,促进区域的创新和环境协调发展意义重大。1文献综述在环境规制对企业绿色创新的影响效应方面的研究方面,1991 年哈佛大学Michael?Porter 提出
5、了波特假说,该假说认为环境规制对绿色创新的促进作用重大。然而在很长一段时间内学术界围绕“波特假说”的可行性和实际逻辑性展开过争辩。支持者认为政府环境管制政策对于资源利用的负外部性具有约束作用,可以有效解决绿色技术创新市场失灵2。实际中,良好的环境规制能够通过创新补偿效应促进企业创新并使企业形成竞争优势3。而另一部分学者则不认同“波特假说”,如陈晓等4基于面板数据研究发现,企业绿色创新产出随着环境规制强度的提升先减小后增加;Wang 等5发现环境规制的结构效应大于补偿效应,导致环境规制对 OECD 国家的企业绿色创新能力的提升具有负向影响。学术界就环境规制对于企业绿色创新影响的区域异质性展开过研
6、究。在区域差异性影响方面,张倩6基于 20032011 年省际面板数据研究发现,环境规制对企业绿色技术创新水平的驱动作用只在部分地区有效;于鹏等7研究发现,环境规制只能显著促进东部地区的绿色技术创新,而对中西部地区促进作用不显著;郭际和张扎根8研究发现,总体上我国环境规制抑制了绿色技术创新,而具体上这种作用分别在东部、中部和西部地区表现为抑制、不确定和促进。对于高新技术产业绿色创新的研究,侧重于分析绿色创新的区域特点以及研发强度、政府支持等多种因素对于绿色创新效率的影响。Liu 等9采用套索回归分析法和分位数回归方法分析了我国四大集聚区高新技术产业绿色创新效率的因素在不同分位数下的影响程度和区
7、域差异;李健等10基于 GMM 动态面板模型,探讨了我国30 个省份高新技术产业绿色创新效率影响因素,得出创新效率呈现“东中西”阶梯式递减和“南高北低”的空间分布特征;Chen 等11通过实证分析得出我国高新技术产业研发绿色创新效率提升空间较大,但政府投入和研发投入强度对研发绿色创新的影26响不明显。通过梳理文献发现,绿色创新研究主要在企业和区域层面开展,关于高新技术产业绿色创新水平的研究有待丰富;关于高新技术产业绿色创新的影响因素的研究集中在政府扶持强度和研发投入方面,而环境规制对于高新技术产业绿色创新水平影响的研究和探讨有待加深。在环境规制对于高新技术产业绿色技术创新影响的区域差异性方面,
8、由于缺乏相关文献研究,东中西部地区所受到的影响是正向还是负向值得探究。本文以高新技术产业为研究对象,选取我国 28 个省(直辖市)20122021 年的面板数据,基于区域异质性视角和绿色产品创新、绿色工艺创新两个维度,从环境规制对创新投入和创新产出的影响出发,考察环境规制影响高新技术产业绿色创新水平的机理,以期为高新技术产业绿色生态发展的政策制定提供决策参考。2理论分析和研究假设高新技术产业(制造业)作为创新驱动发展战略的主体,具有高于一般产业的经济效益和社会效益。高新技术产业代表一个国家创新技术的应用能力和辐射能力,同时也是绿色创新中的重要一环,其生产的产品具有低污染、低能耗的特征,绿色生产
9、模式带来了较高的经济效益和环境效益,研究高新技术产业的绿色创新能力具有代表性和示范性。由此可见,研究环境规制对于高新技术产业绿色创新水平意义重大。梳理相关文献能够发现环境规制对于绿色创新的影响存在区域差异性得到学术界的一致认可。区域蓝皮书:中国区域经济发展报告(2018-2019)提到,我国将在短期内延续区域发展不均衡的发展态势。基于以往文献总结得出,不同区域企业绿色创新因为政府的规制和市场环境的不同而存在差异。同时,从王锋正等12的观点可以看出,环境污染具有典型区域性的特点,不同地区环保强度、地方政府在实施环境规制政策时的执法力度也存在差异。我国东中西部地区由于经济发展水平和资源禀赋的差异,
10、环境规制强度对于同一行业绿色创新水平的影响也各不相同。本文根据“波特假说”,基于全国层面和三大地区层面,就环境规制强度对于高新技术产业的影响提出以下几点假设:H1:环境规制在全国整体层面上和高新技术产业绿色创新水平具有正相关关系。H2:环境规制在地区层面上对高新技术产业绿色创新水平具有区域差异性影响。H2a:环境规制对于三大地区高技术产业的绿色工艺创新具有差异性影响。H2b:环境规制对于三大地区高技术产业的绿色产品创新具有差异性影响。环境规制对高新技术产业绿色创新水平的影响基于区域异质性视角27科技广场2343模型构建与变量说明3.1模型构建计量分析中构建生产函数模型时常用 C-D 生产模型。
11、C-D 生产模型经济含义直观且与其他生产函数估计结果差距小,因此本文在分析环境规制对我国 28 个省市高新技术产业绿色创新水平影响时采用 C-D 生产函数面板数据模型,如(1)式所示:lnGPIit=lnit+1lnERIit+2lnTSIit+4lnRDIit+it(1)绿色创新水平又可以分为绿色产品创新(GPTI)和绿色工艺创新(GPSI)。所以函数模型又可分解为:lnGPTIit=lnit+1lnERIit+2lnTSIit+4lnRDIit+it(2)lnGPSIit=lnit+1lnERIit+2lnTSIit+4lnRDIit+it(3)为避免各个变量之间多重共线性和时间序列的异方
12、差对估计结果产生影响,模型采用双对数形式。其中,lnGPI、lnGPTI 和 lnGPSI 表示绿色创新水平指标对数、绿色产品创新指标对数和绿色工艺创新指标对数。lnERI、lnTSI 和 lnRDI 则分别表示环境规制强度指标对数、研发人员投入指标对数和研发机构指标对数,表示截距项,表示待估参数,i 表示第 i 个地区,t 表示时间(本文时间跨度是 20122021 年),表示误差项。3.2指标说明及数据来源3.2.1指标说明本文主要考察环境规制强度对于高新技术产业绿色创新水平的影响,故核心解释变量是环境规制强度(ERI),被解释变量是绿色创新水平(GPI),用绿色工艺创新(GPSI)和绿色
13、产品创新(GPTI)两个维度来衡量绿色创新水平。为了减小估计结果的误差,还需要考虑绿色创新水平的其他影响因素。根据已有研究,研发人员投入是影响绿色技术创新的主要内在因素,研发机构数量也是影响高新技术企业创新绩效的因素13,14。因此,本文选择研发人员投入(TSI)和研发机构(RDI)这两个影响因素作为控制变量。(1)被解释变量。高新技术产业绿色创新水平(GPI)。企业的绿色创新水平可以用创新投入和创新产出作为评价指标。创新投入指标方面,多数文献从人力、资本和能源投入三个角度考察企业绿色创新投入。王锋正12在研究资源型产业的绿色创新能力时,将 R&D 经费内部支出与技术改造经费投入之和定义为绿色
14、工艺创新,并以此作为投入指标度量绿色创新水平。技术改造通过利用先进工艺、设备代替落后工艺并依靠节约能源、降低消耗来提高综合经济效益,技术改造经费支出是绿色创新水平的代理变量。在创新产出方面,多数文献采用专利申请量和新产品销售收入作28为绿色创新产出的代理变量。考虑到专利无法全面准确反映创新成果的转换能力和市场价值,但新产品销售收入指标克服了此局限,衡量了企业绿色创新带来的经济效益和绿色创新成果的市场价值15。而高新技术产业工艺创新和产品创新在体现生产成本降低和生产效率提高的同时也反映出生产过程中能源消耗和污染物排放量的下降,因此本文以高新技术产业绿色工艺创新和产品创新为切入点,从高新技术产业绿
15、色创新投入和产出的角度出发,采用毕克新等16的观点,运用技术改造经费支出和 R&D 经费内部支出之和(GPTI)来度量绿色工艺创新,新产品销售收入来衡量绿色产品创新。(2)核心解释变量。环境规制强度(ERI)。通过梳理国内外现有文献,对于环境规制强度的测度,学术界主要有四种观点:第一,从环境监管政策的角度来看,邓玉萍等17根据“节能低碳”政策涉及的企业名单与 CSMAR 数据库的企业名称匹配,以此确定该企业是否受到环境规制政策的制约;第二,从污染控制投入成本的角度来看,采用处置废水、废气和固体废弃物的总费用,或治污投资占企业总成本或产值的比重来测定环境规制强度,或利用各省份环境污染治理投资总额
16、的对数来衡量15;第三,从污染强度的角度,王峰通过环境污染物排放占工业总产值的比例来衡量环境规制的强度;第四,从国民收入角度,采用人均 GDP 衡量环境规制强度,相关研究以Antweiler 等18为代表。基于文献梳理,本文用每一年各省份环境污染治理投资总额来衡量环境规制强度,环境污染治理投资总额越大,表明环境规制越强。(3)控制变量。本文选取研发人员投入(TSI)和研发机构(RDI)可能对研究结果产生影响的、表明企业特征的外生变量作为控制变量。科技活动人员和 R&D 人员全时当量是国际上为衡量科技人力投入而制定的可比指标,但考虑到科技活动人员这一指标获取难度较大,且 R&D 人员全时当量也是
17、衡量研发人员投入的常用指标,因此本文选用高新技术产业 R&D 人员全时当量来衡量科技人员投入。一般来说,行业的绿色技术创新效率会随着科技人员投入的增加而提升,形成的污染物排放量也会因此减少19。研发机构用研发机构数占当地高新技术产业企业数的比重来衡量。表1变量说明环境规制对高新技术产业绿色创新水平的影响基于区域异质性视角变量类型变量名称及单位变量符号变量含义被解释变量绿色产品创新/亿元GPTI新产品销售收入绿色工艺创新/亿元GPSI技术改造经费支出和R&D经费内部支出之和核心解释变量 环境规制强度/亿元ERI环境污染治理投资总额控制变量研发人员投入/人TSIR&D活动人员折合全时当量研发机构/
18、%RDI研发机构数占当地高新技术产业企业数的比重29科技广场2343.2.2?数据来源本文对高新技术产业的界定依据 OCED 划分标准,研究对象是我国东中西部28 个省份(直辖市)的高新技术制造业。根据我国区域经济发展程度,将高新技术产业所在地区划分为东、中、西部三大地区。东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东等 10 个省级行政单位;中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部地区由重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、新疆和广西 9 个省级行政单位组成(考虑到大多数文献都很少研究高新技术产业在海南、青海和西藏地区的分布,且青
19、海和西藏的相关数据缺失太多,因此海南、青海和西藏地区的数据从样本中剔除)。本文被解释变量的数据来源于 高技术产业统计年鉴;解释变量数据来源于 中国环境统计年鉴;控制变量数据来源于 科技统计年鉴和 中国统计年鉴,统计口径为规模以上工业企业(主营业务收入超过 2000 万元以上的工业企业法人单位)。文章选取我国 20122021 年 28 个地区高新技术产业的面板数据,多数变量指标基于统计年鉴数据的计算整合处理所得。变量描述性统计(自然对数形式)如表 2所示。表2变量的描述性统计变量样本数均值标准差最小值最大值lnGPTI2802.033732.033737.1308918.86169lnGPSI
20、28012.30851.659108.2064716.08757lnERI2805.189570.784753.054007.255733lnTSI2798.752471.568611.5686112.32089lnRDI2803.027461.203971.203974.364004实证分析与结果4.1多重共线性和相关系数分析本文利用 stata13 软件对回归模型所涉及的变量进行 Person 系数检验和 VIF 检验以避免变量之间的多重共线性,结果如表 3 和表 4 所示。按照经验证据,所有变量的方差膨胀因子 VIF 值小于 10,故不存在明显的共线性问题。计算变量间的相关系数和 VIF
21、 值,得到 VIF 值最大只有 1.40,且自变量和控制变量之间的相关系数都不超过 0.6。通过检验可知两个模型中变量间不存在多重共线性。根据下表,环境规制强度与绿色工艺创新和绿色产品创新的正相关关系显著,即政府环境规制强度越高,越有利于绿色工艺创新和绿色产品创新的提高。从相关30系数还可以看出研发人员数和研发机构数对绿色工艺创新和绿色产品创新的影响均显著为正。基于以上结论,本文运用 Stata13 软件,对我国 28 个省份高新技术产业的面板数据分别进行总体和分样本的实证计量分析。表3被解释变量为lnGPTI时各变量间的相关系数变量lnGPTIlnERIlnTSIlnRDIlnGPTI1ln
22、ERI0.5272*1lnTSI0.9213*0.5121*1lnRDI0.2111*0.2694*0.2167*1表4被解释变量为lnGPSI时各变量间的相关系数变量lnGPSIlnERIlnTSIlnRDIlnGPSI1lnERI0.5581*1lnTSI0.9603*0.5121*1lnRDI0.2363*0.2694*0.2167*1注:*、*和*分别代表在10%、5%和1%的水平上显著,下同。4.2主效应假设检验本文首先检验环境规制对于高新技术产业绿色创新水平的促进作用,结果如表5 所示。表 5 是解释变量为绿色工艺创新时使用随机效应模型(RE),固定效应模型(FE)和混合 OLS
23、模型进行估计的结果。根据豪斯曼检验,FE 相比 RE 更合适。因此对于高新技术产业绿色工艺创新模型采用固定效应模型的估计结果。同理,对于绿色产品创新模型也采用固定效应模型进行估计,结果见表 6(表 6 舍去了被解释变量为绿色产品创新时随机效应和混合 OLS 回归结果)。由估计结果可知,对于全国整体层面而言,环境规制强度与高新技术产业的绿色工艺创新水平和绿色产品创新水平的回归系数均显著为正(系数分别为 0.322 和0.4399),这说明环境规制对高新技术产业的绿色工艺创新和绿色产品创新水平的提升均具有显著促进作用,即政府环境规制政策越严格,越会使得高新技术产业企业增加绿色创新投入和创新产出,并
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- 环境 规制 高新技术 产业 绿色 创新 水平 影响 基于 区域 异质性 视角
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