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环境规制视角下的中国制造业技术创新发展

发布时间:2018-07-10

  技术创新论文范文四:

  题目:环境规制对中国制造业技术创新的影响

  摘 要:基于行业异质性视角, 以中国制造业20个细分产业2008—2013年的面板数据为样本, 采用动态面板数据模型实证检验了环境规制对制造业技术创新的影响。研究结果表明: (1) 环境规制与制造业的技术创新水平呈现显着的倒U型关系, 拐点为0.4962;但具有产业异质性; (2) 人力资本对制造业技术创新有正向影响, 但受环境规制约束时降低了促进作用; (3) 无论环境规制约束与否, 外资参与程度对制造业不同产业的技术创新影响不同; (4) 竞争程度对产业的技术创新水平有抑制作用。与此同时, 制造业滞后一期的技术创新会受到上一期技术创新的影响。因而, 政府在制定环境规制政策时要体现产业差异。

  关键词:环境规制; 技术创新; 产业异质性

技术创新论文范文 配图

  1 引言

  关于环境规制对技术创新影响的研究, 大体可以分为三类。第一种为以Porter为代表的“促进论”, 认为环境规制可以促进技术创新[1-4];第二种为以Gray为代表的“抑制论”, 认为环境规制抑制了技术创新[5-7];第三种观点认为环境规制对技术创新的影响不确定, 即环境规制对技术创新不是简单的促进或制约, 而可能受地域[8]、规制工具[9]、时间[10]、规模[11]等因素影响, 环境规制与技术创新的关系也不是简单的线性关系[12-13]。

  传统研究大都在同质性产业假设条件下, 考察环境规制对总体产业技术创新的影响。但制造业各产业特性、技术创新能力、人力资本水平以及污染排放等方面存在巨大差异, 这些差异势必会影响政府环境规制效果, 因而环境规制对不同产业的技术创新影响不同, 很有必要针对不同产业进行分别研究。

  与已有文献相比, 本文的边际贡献在于:第一, 从行业异质特征入手, 考察环境规制对不同类型产业技术创新的影响, 以反映环境规制效果的差异;第二, 构建多层次综合指标, 运用离差最大化法综合测度不同产业环境规制强度指数。

  2 环境规制对技术创新的影响机制。

  环境规制对技术创新的影响机制主要体现在两个方面:第一, 环境规制对技术创新有抑制作用, 体现在遵守环境规制会增加企业的私人成本、占用企业的创新资源, 最终影响厂商的生产率和竞争力, 特别是当环境规制增强时会阻碍企业对技术创新的投入, 从而对企业技术创新产生“挤出效应”;第二, 环境规制对技术创新有促进作用, 体现在企业为弥补环境成本的支出而进行技术创新即“创新补偿”, 从而对企业技术创新产生“激励效应”。

  更严格的环境规制都会对产业产生“激励效应”和“挤出效应”。如果激励效应大于挤出效应则最终体现出来整体的激励效应;如果激励效应小于挤出效应则最终体现出整体的挤出效应。如何促进环境规制对企业技术创新的激励效应大于挤出效应?波特假说认为设置合理的环境规制政策能够刺激企业进行技术创新。那么如何设置合理的环境规制政策至关重要。设置合理的环境规制政策包括环境规制的方式和环境规制的严厉程度即环境规制强度, 本文基于环境规制强度视角研究。

  据此, 本文提出假设1:环境规制对中国制造业技术创新的影响非线性;假设2:环境规制对中国制造业技术创新影响具有产业异质性。

  3 研究设计与方法。

  3.1 模型构建。

  根据以上理论分析, 本文认为除了环境规制会对产业技术创新产生影响之外, 产业结构 (ISTR) 、人力资本 (HP) 、外资企业所占比重 (FORI) 等也会影响产业技术创新。考虑到环境规制与产业技术创新可能存在非线性关系, 回归模型中加入了环境规制的平方项 (ERI2it) 。构建模型如下:

  为了考察在环境规制的约束条件下, 人力资本水平变量和外资所占比例变量对中国制造业技术创新的影响, 还增加了交叉项ln (ERI×HP) 和ERI×FORI。式中, 各变量说明与解释如下:Innovationit为被解释变量, 表示第i产业t年份的技术创新, ERIit为解释变量环境规制;ISTRit、FORIit、HPit均为控制变量, 分别表示i产业t年份的产业结构、外资企业参与程度和人力资本投入水平;λi为产业虚拟变量, μt为年份虚拟变量, εit为残差, 其余字母分别表示常数项和变量系数。模型中增加了被解释变量的滞后项Innovationit-1。

  3.2 变量说明。

  (1) 被解释变量:技术创新。企业的技术创新通常可以通过科研经费的投入和科研产出的结果来测度。因此, 本文采用两种指标衡量产业的技术创新能力。科研投入可用科研经费投入衡量, 为消除产业差异, 选用相对数产业科研经费与产业主营业务收入的比值衡量企业的技术创新。科研成果可用专利数来衡量, 采用产业的专利申请数来衡量产业的技术创新。

  (2) 解释变量:环境规制。关于环境规制强度的度量, 目前使用较多的主要有以下几种: (1) 从环境规制政策上考察; (2) 用环境规制机构对企业排污的检查和监督次数衡量; (3) 用治污投资占企业总成本或产值的比重或治理污染设施运行费用来衡量 (私人部门的减排成本) ; (4) 基于污染物排放情况; (5) 能源使用水平的方法; (6) 将人均收入水平作为衡量内生环境规制强度的指标; (7) 综合指标。与赵细康[14]等的做法类似, 本文采用综合指标衡量产业的环境规制强度。具体做法为:采用子指标构建分指标, 分指标再构建综合指标来衡量环境规制水平。综合指标为环境规制强度 (ERI综合指数) 、4个分指标和7个子指标分别为: (1) 单位产值的污染治理设施运行费用 (污染治理设施运行费用) 、 (2) 污染物排放情况 (单位产值的废水排放量、单位产值的废气排放量、万元产值的固体废弃物排放量) 、 (3) 能源使用效率 (能源使用效率、清洁能源使用程度) 、 (4) 人均主营业务收入水平 (人均主营收入水平) 。最后采用离差最大化法计算出综合指标。离差最大化法是确定权重的一种方法。相对而言是完全客观的评价方法, 消除了主观评价方法中人为因素的影响。具体计算过程: (1) 首先无量纲化处理。由于评价指标不同, 量纲和量纲单位不同, 需要将评价指标规范化, 即无量纲化处理, 并将指标划分为成本型指标 (越小越好) 和效益型指标 (越大越好) 。将成本型和效益型指标进行处理得到规范化评价矩阵Z= (Zij) n×m。 (2) 其次确定具体权重。采用离差最大化方法求出最优权向量w*= (w1*, w2*, …, wm*) T, 然后根据权向量求出各方案Ai的综合评价值Di (w) , i=1, 2, …, n;确定各指标的具体权重。 (3) 最后根据权重即求出综合指标。

  (3) 控制变量。 (1) 产业结构。技术创新与市场竞争程度密切相关。市场竞争越激烈, 企业就越有动力技术创新。预期其对技术创新正向影响。本文用产业的企业个数衡量各产业的市场竞争程度。 (2) 人力资本。一般而言, 投入对人力资本越多则技术创新越强。本文采用R&D人员全时当量来衡量产业的人力资本投入水平。预期人力资本投入正向影响技术创新。 (3) 外资企业参与程度。相比于内资, 外商投资和港澳台投资的工业企业可能会更多地进行研发。采用外资企业与占全部企业的比重衡量产业的外资参与程度。预期其对技术创新正向影响。

  3.3 数据来源与行业选择。

  本章所有数据来源于2009—2014年的《中国统计年鉴》《中国工业 (经济) 统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》, 统计口径为“规模以上工业企业”。值得说明的是2012年部分数据缺失, 因而用2011年和2013年的平均值补充。20个制造业细分产业为农副食品加工业、食品制造业;饮料制造业、纺织业、纺织服装、鞋、帽制造业、造纸及纸制品业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、化学原料及化学制品制造业、医药制造业、化学纤维制造业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、金属制品业、通用设备制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、通信设备、计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化、办公用机械制造业。其中, 2012年的汽车制造业, 铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业合并为交通运输设备制造业。

  4 环境规制对中国制造业技术创新的影响研究。

  为了探究环境规制是否促进了中国制造业技术创新以及是否具有产业差异, 实证分为两部分:一是基于制造业的面板数据回归;二是对制造业按产业特征进行分类之后的面板数据回归。

  4.1 环境规制对制造业整体的面板数据回归。

  (1) 各主要变量指标的描述性统计。为了缓解模型中数据的异方差现象, 我们对部分变量 (ISTR和HP) 进行对数处理, 其余取原值。主要变量描述性统计结果如表1所示。

  (2) 回归结果与解释说明。采用国内外通常处理面板数据的做法, 本文运用stata12.0软件分别采用固定效应 (FE) 模型、随机效应 (RE) 模型、可行的广义最小二乘法 (FGLS) 和系统GMM方法对模型进行估计。估计结果由方程1、方程2、方程3、方程4分别汇报。详见表2。

  从回归结果来看, 根据Hausman检验, p值小于0.05, 拒绝原假设, 即固定效应优于随机效应。比较方程1和方程2的估计结果, 发现解释变量的系数和符号基本一致, 只有产业的市场结构的系数都为负且通过了稳健性检验, 其余解释变量都没有通过显着性检验, 说明稳健性不高还需要进行进一步的稳健性检验。

  (3) 内生性检验。考虑到可能存在一些遗漏的解释变量或者被解释变量的滞后效应引起的逆向因果关系都可能引发内生性问题。为克服内生性问题, 与张三峰[15]等做法类似, 本文采用STA-TA命令“xtabond2”进行两步GMM估计。

  5 结论与政策建议。

  (1) 整体呈倒U型、分产业有差异。环境规制与整体制造业技术创新呈现显着的倒U型关系。环境规制与轻纺制造业、资源加工制造业的技术创新为U型关系;机械电子制造业的环境规制强度与技术创新为倒U型关系。

  (2) 人力资本对制造业技术创新有正向影响, 但受环境规制约束时降低了促进作用。投入研发的人力资本对制造业技术创新水平有显着正向影响。但环境规制强度的增强降低了人力资本投入对轻纺制造业、资源加工制造业的技术创新促进作用。

  (3) 外资参与程度对制造业技术创新影响有产业异质性。无论环境规制约束与否外资参与程度对轻纺制造业、资源加工制造业的技术创新均有显着正影响;但对机械电子制造业的技术创新能力有负向影响。环境规制强度的增强显着降低了外资企业参与程度对轻纺制造业、机械电子制造业技术创新的促进作用;但不显着地提高了外资企业参与程度对资源加工制造业技术创新水平的促进作用。

  (4) 制造业整体的竞争程度与技术创新水平显着负相关。产业竞争程度对制造业不同类型产业技术创新水平都有显着的抑制作用。

  根据以上结论, 本文提出以下政策建议:

  (1) 总体上促进投入人力资本。虽然环境规制的增强会降低人力资本投入对部分行业的技术创新水平, 但人力资本的投入正向影响整体制造业的技术创新, 因此政府应在多方面鼓励人力资本的投入, 如税收政策、住房、子女入学等方面的保障措施, 多类型分层级的奖励计划等等。

  (2) 纺织制造业。政府通过引导政策促进行业整合、适度鼓励外资进入、加大人力资本投入等来提升行业的技术创新水平, 基于行业对环境规制比较敏感, 可适度逐步的提高环境规制强度, 逐步构建绿色低碳循环发展产业体系。

  (3) 资源加工制造业。鼓励外资的进入及加大人力资本投入能促进行业的技术创新水平提升, 同时适度进行行业整合, 提高环境规制强度不断促使行业技术创新水平达到新的高度。

  (4) 机械电子制造业。除关键国内空白的技术外, 适度限制行业外资的进入, 引导鼓励行业进行适度整合, 同时提高人力资本投入, 提高行业的技术创新水平, 环境规制强度根据需要提高。

  参考文献
  [1]PORTER M E.America's green strategy[J].Scientific American, 1991, 264 (4) :168.
  [2]PORTER M E, VDL C.Toward a new conception of the environment competitiveness relationship[J].Journal of economic perspectives, 1995, 9 (4) :97-118.
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  [5]GRAY W B, SHADBEGIAN R J.Pollution abatement costs, regulation, and plant level productivity[R].NBER working paper No.4994.1995.

  范文一:技术创新论文范文
  范文二:浅谈汽车新技术应用和维修技术创新
  范文三:不同类型环境规制对企业技术创新影响比较研究
  范文四:环境规制对中国制造业技术创新的影响
  范文五:企业的技术创新研究

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