一、引言
十八大三中全會明確了經濟體制改革是全面深化改革的重點，進一步明確了市場與政府的關係，指出市場在資源配置中起決定性作用，有力地推動了市場、政府和企業三位一體的改革，這既是我國經濟社會快速發展的要求，又是扭轉環境質量不斷惡化的保障。企業是技術創新的主體，技術創新能夠提高資源利用效率，是經濟增長的主要動力來源，同時能夠降低環境污染，因此技術創新直接關係到環境與經濟協調發展是否能夠實現。市場化程度代表著市場力量的強弱和市場競爭環境的優劣，反映了市場機制在推動行為主體進行技術創新活動中的地位和作用。技術創新是一項與市場密切相關的活動，在確定從事什麼創新、什麼時候創新、以什麼方式創新、給創新者以什麼樣的回報時，也即研發投入如何配置時，有效的市場機制都能為之提供有益信息，這種信息是計劃或規劃無法鞭長莫及的。環境規制是政府為了降低環境污染的外部不經濟性而制定的一系列干預經濟活動的政策與措施，目的是實現環境和經濟的協調發展。有效地環境規制政策能夠在降低環境污染、提高環境質量的同時，通過刺激社會的技術創新能力促進經濟發展，同時環境規制政策的有效發揮又依賴於特定的制度環境，即使是同樣的環境規制政策在不同的制度環境中效果可能完全不同。
西部地區是我國經濟最為落後的地區，市場化程度低，市場化進程步伐較為緩慢，同時也是我國的生態屏障。西部大開發政策實施以來，經濟社會發展水平得到了空前的提升，但這些經濟發展成果是以犧牲環境為代價的。隨著西部開發的不斷推進，工業化和城市化的快速發展，經濟社會發展與環境保護的矛盾還會更加突出。鑒於此，文章將從市場化進程的視角，實證分析西北地區研發投入和環境規制對技術創新的影響，對西部地區市場、政府和企業的關係做一些初步的探索，為西部地區實現經濟與環境的協調發展提供一些參考。
二、文獻綜述
技術創新是一種特殊的生產過程，即利用勞動和資本創新出新知識的過程，因此一般研發投入是指研發資金投入和研發人員投入。關於研發投入與技術創新的關係，多數學者認為研發投入對技術創新有顯著的正向影響，如李平、慕繡如（2013）研究發現研發資本投入和勞動投入都顯著地促進技術創新活動。王鵬、郭永芹（2013）研究表明科技活動經費內部支出和科技活動人員數都產生了正面影響，且當二者分別上升 1%時，專利授權量將分別上升 9.04%、1.30%.部分學者認為研發資本投入能夠顯著地促進技術創新，研發勞動投入對技術創新的影響則不顯著。如江珂、盧現祥（2011）[1]研究發現科技活動經費對技術創新有顯著的促進作用，科技活動經費每增加 1%,專利授權總量將增加 0.485%,而科技人員數對專利授權數量影響不明顯。沈能、劉鳳朝（2011）[2]研究發現科技活動經費對技術創新有顯著的促進作用，科技活動經費每增加 1%,專利授權總量將增加 0.42%.但是科技人員數對專利授權數量影響不明顯，表明我國技術創新產出更多靠的是研發資本的大量投入，勞動投入的科研效率普遍不高的現象值得關注。
環境規制與技術創新的關係一直是學術界研究的熱點。新古典環境經濟學的傳統主義者基於靜態標準，即企業的資源配置、技術和消費需求等都在固定的情況下，認為嚴格的環境規制將通過影響企業的資源配置導致企業成本上升，研發投入減少，技術創新能力下降，從而損害企業競爭力。代表性的研究有：Gollop & Robert（1983）[3]通過對美國 1973- 1979 年期間實施的二氧化硫排放限制政策效果的研究分析，發現給政策促使電力企業使用部分低硫煤作為替代能源，最終導致美國電力產業生存率增長下降 0.59%;Barbera &McConnell（1990）[4]通過對美國1960- 1980 年期間的鋼鐵、化工、造紙、有色金屬等產業的研究發現，污染治理投資使得這些產業生產率下降了 10%~30%.
Porter（1991）[5]從動態的角度考察了政府的環境規制政策，認為環境規制政策能夠產生創新補償效應，提高產業的國際競爭力，即著名的“波特假說”.支持此觀點的研究主要有：Berman &Bui（2001）[6]通過研究 1982- 1992 年空氣品質規制對美國洛杉磯地區石油冶煉業生產率的影響發現，在樣本期間受規制企業的生產率上升幅度較大，同期未受規制企業的生產率則處於下降趨勢。馬海良、黃德春、姚惠澤（2012）[7]研究發現在 1995- 2008年期間長三角經濟區域的環境規制通過技術創新產生的正向效應超過了成本增加引起的負向效應，且在即期和滯後期都能夠顯著促進技術創新和產業績效。還有一些學者研究發現環境規制對技術創新的影響作用不明顯：Jaffe & Palmer（1997）[8]的研究顯示美國的環境規制政策對企業的整體研發支出有顯著的正向效應，但專利數量與環境規制政策之間並不存在明確的聯繫，因此環境規制政策所引致的企業研發活動並不具有明顯的效率。
王動、王國印（2011）和沈能、劉鳳朝（2011）[2]等的研究都表明環境規制對技術創新的促進作用存在著地區差異，“波特假說”在較發達的東部地區得到了很好的支持，而在較落後的中西部地區難以支持，原因是環境規制與技術創新之間呈現“U”型關係，只有環境規制強度跨越特定門檻值時，“波特假說”才能得到支持。
從環境規制工具分類視角對環境規制政策進行研究的相對較少。Weitzman（1974）[9]最早從理論上證明了當預期邊際減污成本曲線比預期邊際減污收益曲線陡峭時，採用稅收手段比單純採用命令與控制的手段更有利於企業。Magat（1978）[10]、Milliman& Prince（1989）[11]經過研究發現以市場為基礎的經濟激勵型環境規制工具比如排污收費或可交易許可等，相比於命令控制型規制工具比如規制者規定一個固定的排污量，更能刺激污染控制技術的發展。國內的相關研究起步較晚，主要有：馬富萍、郭曉川、茶娜（2011）[12]通過對 201 家資源型企業進行研究，發現命令-控制型環境規制對技術創新經濟績效和生態績效的正向影響都不顯著，激勵型環境規制和自願性環境規制對技術創新經濟績效和生態績效都有顯著正向影響。賈瑞躍、魏玖長、趙定濤等（2013）[13]運用基於 DEA 的 Malmquist 生產率指數方法，測算了2003- 2012 年中國各省份的生產技術進步指數，發現命令控制型環境規制工具對生產技術進步的作用並不顯著，市場激勵型的環境規制工具和以環境信息披露為代表的非正式環境規制對生產技術進步具有顯著地推動作用。原毅軍、劉柳（2013）將環境規制分為費用型和投資型，通過對 2004- 2010 年中國大陸 30 個省 （市、自治區） 的面板數據進行實證檢驗，研究結果表明費用型環境規制對經濟增長無顯著影響，而投資型環境規制顯著推進經濟增長。
技術創新過程具有較高的不確定性，技術創新成果具有外部的公共品特徵，技術創新依賴於較高的市場化程度為新技術合理的定價，降低技術成果的外溢風險，激勵企業進行技術創新和模仿，因此市場化進程意味著交易成本、激勵機制在多大程度上對技術創新要素資源配置的扭曲無效。在研究市場化進程和技術創新的關係的實證文獻中，大多數學者認為市場化進程對技術創新具有正向影響。Grossman,Gene M.,Lai（2004）[14]等的實證研究表明較強的市場競爭環境能夠有效刺激企業研發資金的持續投入。Yang,Lei,Maskus（2009）[15]等認為較高的市場化程度能夠有效規避簡單和重複的技術模仿，促進研發質量和效率的提高。馮宗憲、王青、侯曉輝（2011）[16]等用兩階段半參數DEA 方法對中國 30 個省區大中型工業企業的技術創新效率進行了實證分析，研究發現市場化程度對創新的技術效率具有顯著的正向影響，對創新的規模效率具有顯著的負向影響。何一鳴、高少慧（2013）實證研究表明市場化改革通過非國有經濟的成長、貿易自由化的加快和政府退出經濟領域等方式是促進了市場競爭，從而推動了廣州企業技術創新能力的提高。但也有少數學者研究發現市場化進程對技術創新具有負向影響，比如劉和東（2010）的實證研究發現市場競爭程度與創新效率之間具有顯著的負相關關係。
綜上所述，目前對研發投入、環境規制與技術創新的關係研究主要存在以下不足：一是忽略了我國在轉型經濟背景下，市場化進程這一重要制度環境對研發投入和環境規制的影響，二是對環境規制工具的研究主要集中於討論傳統的命令控制型規制工具和以市場為基礎的經濟激勵型環境規制工具，對公眾參與型環境規制工具的研究較少。基於以上研究不足，文章從市場化進程的視角出發，將環境規制工具分為命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制，實證分析研發投入和各種環境規制工具對西部地區技術創新能力的影響。
三、模型與數據
1.計量模型的設定
技術創新的過程就是利用勞動、資本等創造出新知識的過程。由於技術創新具有積累作用，本期的技術水平一般和上期的技術水平有關，因此模型中加入被解釋變量滯後一期，建立如下計量模型：
InIit=a0+a1InIit-1+a2InKit+a3InLit+uit（1）為了在市場化進程視角下考察研發投入對技術創新的影響，建立如下計量模型：
lnIit=a0+a1lnIit-1+a2lnKit+a3lnLit+a4MARit+uit（2）為考察各種環境規制工具對技術創新的影響，建立如下計量模型：
lnIit=a0+a1lnIit-1+a2lnSTSit+a3lnPWit+a4XFit+uit（3）為了在市場化進程視角下考察環境規制對技術創新的影響，建立如下計量模型：
lnIit=a0+a1lnIit-1+a2lnSTSit+a3lnPWit+a4XFit+a5MARit+uit（4）其中，i 代表地區，t 代表年份，a0,a1,a2,a3,a4,a5均為待估參數。I 表示技術創新的產出，K 表示技術創新的資本投入，L 表示技術創新的勞動投入。STS 表示命令控制型環境規制工具，PW 表示市場激勵型環境規制工具，XF 表示公眾參與型環境規制工具，MAR 表示市場化指數，u 是隨機誤差項。
由於經對數化處理後的數據能夠消除數據的多重共線性和異方差問題，且不會改變原始數據的特性，因此模型中應用各變量的對數化形式。
2.變量、數據來源和估計方法
文章研究的時間跨度為 1999- 2011 年，包括我國西部地區內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、雲南、陝西、甘肅、青海、寧夏、新疆共 11 個省、自治區、直轄市，考慮到數據的連續性，在計量過程中將西藏地區刪除。下面對實證分析所涉及的變量作簡要說明。
（1） 技術創新的度量目前學術界關於技術創新的度量指標沒有形成統一的認識，專利是被廣泛使用的指標之一。專利授權量能夠客觀地反映一個地區的原始創新能力和綜合科技能力，且在各種研究開發中，專利的數據較為全面，具有可得性，文章選擇專利授權量作為技術創新產出（I）的衡量指標。
（2） 研發投入的度量研發投入主要包括兩個方面：技術創新活動的資本投入（K）和勞動投入（L）。資本投入用研究和開發機構研究與實驗發展經費內部支出來衡量，勞動投入用研究與發展人員全時當量來衡量。考慮到數據的可比性，文章以 1999 年為基期，用商品零售價格指數對研究和開發機構研究與實驗發展經費內部支出總額進行平減。
（3） 環境規制的度量考慮到環境規制較為籠統，結合環境規制政策的實踐，文章從環境規制工具的視角更為具體的來研究各類環境規制政策對技術創新的影響。環境規制工具的分類方法很多，文章採用世界銀行的分類方法，將環境規制分為命令控制型環境規制工具、市場激勵型環境規制工具、公眾參與型環境規制工具。
命令控制型環境規制是國家根據相關的法律、法規和技術標準，直接對企業的排污行為進行規範和干預。在諸多環境政策中，“三同時制度”是中國首創的環境規制制度，要求開發建設項目的污染治理設施必須與主體工程同時設計、同時施工、同時投產，進而防止項目建設造成環境污染和生態破壞，有助於項目建成投產後排放的污染物達到污染物排放標準，是中國目前防止新污染源產生的有力手段，同時根據數據的可得性，文章將西部地區各省歷年三同時執行合格率（STS）作為命令控制型環境規制指標。
以市場為基礎的激勵型環境規制主要通過價格、稅收、收費、補貼及信貸等市場信號來影響排污者的行為決策。排污收費制度目前是中國最主要的市場激勵型環境規制工具，指依據國家法律和有關規定向環境排放污染物或超過規定的標準排放污染物的排污者按標準徵收費用的制度。因此文章採用排污費（PW）來衡量各地市場激勵型環境規制的力度。考慮到數據的可比性，文章以 1999 年為基期，用商品零售價格指數對排污費總額進行平減。
在西方已開發國家的環境管理實踐中，公眾參與型環境規制工具越來越重要。公眾是環境保護的受益者和環境污染的受害者，也是環境有效實施的重要力量。公眾可以對環境污染行為主體進行監督並施加壓力，因而是提高環境規制效率的重要手段。依據數據的可得性及代表性，文章採用環境信訪量（XF）來作為公眾參與型環境規制的指標。
（4） 市場化指數市場化的測度指標取決於人們對市場化的理解和資料獲取可行性的考慮。國內學者對我國市場化程度從不同角度進行研究，代表性的有盧中原和胡鞍鋼（1993）[17]、陳宗勝（1999）[18]、樊綱和王小魯（2011）[19]等的市場化程度測度，文章擬採用樊綱等的“中國各地區市場化進程相對指數”報告中的市場化數據。該指數從政府與市場的關係、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境等五個方面來衡量市場化的進展，指數體系中既有對各省份的市場化進程的橫向比較，又有沿時間序列的縱向對比，為進行面板數據分析提供了基礎條件。由於該研究公布的市場化指數截止到 2009 年，鑒於文章研究需要，由作者根據 2009 年相對於 2008 年的變化率測算得到 2010 年和 2011 年的數據。
3.估計方法
由於在模型中納入了技術創新的滯後一期來反映技術創新的動態累積效應，因此這個模型實際上是一個動態面板回歸模型。對於動態面板回歸模型，如果使用一般的面板回歸方法（如固定效應模型或隨機效應模型） 有可能會得到有偏誤的估計結果，因此我們採用系統廣義矩（SYS- GMM）估計方法進行估計。SYS- GMM估計方法分為一步估計法和兩步估計法，一般來說在有限樣本條件下，兩步 SYS- GMM估計方法能更好地處理自相關和異方差問題，因此採用兩步 SYS- GMM估計方法。
採用解釋變量的一階滯後項作為 SYS- GMM估計的工具變量，採用 hansen 過度識別檢驗和 AR（1）、AR（2）檢驗來判斷工具變量的有效性和模型設定的合理性。
四、實證分析
利用 stata12.0 對模型進行了 SYS- GMM估計，估計結果見表 2.從整體上來看，四個模型整體顯著性檢驗 Wald 的 p 值均為 0,說明模型整體是很顯著的。AR（1）檢驗表明模型存在一階序列相關，AR（2）檢驗表明存在二階序列不相關，hansen 檢驗結果表明模型中的工具變量選擇滿足過度識別約束條件，表明整體計量方程是有效的。4 個方程中技術創新滯後項在 1%的水平上均高度顯著證明技術創新能力具有動態持續性，當期技術創新能力在很大程度上受到上一期技術創新能力的影響。模型（2）和（4）中市場化進程的係數都顯著為正，說明市場化進程對技術創新有顯著的正向影響。
模型（1）中在不考慮市場化進程因素的條件下，資本投入和勞動投入對技術創新都具有顯著的促進作用，且資本投入對技術創新的促進作用是勞動投入的 4.5 倍。這與中國產業技術創新演變和市場化改革的互動過程是相符的。新中國成立後中國產業技術經歷了從技術引進、消化吸收到形成自主創新能力的發展歷程，大多數產業的技術引進是從 20 世紀 70 年代開始的，在技術引進階段需要更多的是資本投入，而中國的市場體制在 90 年代中後期才基本建立。模型（2）在考慮市場因素的情況下，資本投入對技術創新的促進作用顯著下降，勞動投入對技術創新的促進作用大幅上升，勞動投入對技術創新的貢獻率達到了資本投入的 5.6 倍，市場化進程顯著地促進了西部地區的技術創新能力。資本投入作用下降的原因應該在於西部地區技術創新的資本投入主要來源於政府，資本投入的配置主要由政府決定。與處於市場中心的企業相比，政府遠離技術發展發展前沿和生產一線，缺乏足夠的信息、能力和動機去判明技術創新的發展前沿，在選擇技術創新資助項目時不可避免地會出現滯後性強、失誤率高等問題；還有資本分配過程處於一個利益相關者爭奪稀缺資源的制度環境中，企業尋租的行為會扭曲政府對技術創新資本投入的配置，導致技術創新資本投入的配置不利於企業的技術創新活動。這與馮宗憲等的研究結論一致。
勞動投入作用上升的原因應該在於市場化進程提供了一個公平、公正、公開的競爭環境，激勵勞動者更積極地投入到研發工作中，提高了企業引進人才進行研發的動力。
從環境規制的視角來看，在考慮和不考慮市場因素的條件下，西部地區命令控制型和公眾參與型環境規制工具對技術創新的作用都不顯著，市場激勵型環境規制工具對技術創新的作用顯著為正。命令控制型環境規制工具對技術創新作用不顯著主要是因為：一是在命令控制型環境規制工具下，政府要為企業規定一個特定的排污量或者要求執行一個統一的技術標準，企業只需被動執行即可，而不能從發明或採用更低減污成本的污染控制技術中獲益，因而就失去了進行技術創新以降低污染的動力；二是政府在規定特定的排污量或者要求企業執行統一的技術標準時，首先必須掌握每個企業的排污信息和技術信息，以及每個企業所面臨的守法成本的詳細信息，顯然這樣的信息政府是不可能獲取的，在市場化程度較低、市場化進程緩慢的西部地區政府對這些信息的獲取更是有限，這種情況下制定的命令控制型環境規制工具的效果的不確定性是顯而易見的。公眾參與型環境規制工具對技術創新的促進作用不顯著的因素固然有公眾參與意識不高等原因，但從市場化進程視角來看，可以說是因為參與成本太高和缺乏有效的參與渠道。一方面，公眾參與環境保護的前提基礎是擁有相關的環境信息，但現實情況卻是政府和企業掌握著環境信息，以追求利潤為目標的企業不願主動公開環境信息，環境信息的公開與否以及公開內容主要由政府決定，而政府出於對經濟績效的追求，對環境信息公開的積極性並不高，這就使公眾在環境信息的獲取方面處於被動，獲取環境信息的難度高、成本更高；另一方面，公眾缺乏參與環境保護的有效渠道。一般來說公眾參與環境保護主要有三個渠道：一是官方組織的環保行為，二是民間團體組織的環保行為，三是公眾個人實施的環保行為。官方組織的環保行為是我國公眾參與的主要渠道，但收效甚微，比如在項目論證時發放問卷給特定的公眾，在項目評價報告書中羅列公眾意見，但這些公眾意見對決策沒有影響，僅僅是一種擺設。就民間環保團體組織而言，大多依據行政部門的分工設立，與政府聯繫緊密，不太容易得到公眾的認同，少數自發成立的環保團體普遍存在能力不足和資金不足等問題，這種情況下公眾參與型環境規制工具對技術創新的作用可想而知。市場激勵型環境規制工具鼓勵通過市場信號來影響企業的行為決策，企業為了降低成本獲取更大的收益，會積極去發明或採用更為經濟和成熟的污染控制技術。市場化程度越高，市場競爭越激烈，企業就越有動力去進行技術創新以提高企業的競爭力。
五、結論及政策建議
技術創新是轉型經濟背景下實現產業升級、轉變經濟發展方式的關鍵環節，也是解決中國環境問題的根本所在，這就需要我們不斷提高技術創新研發投入的效率，有針對性地調整環境規制政策，以實現用技術創新推進環境與經濟協調發展的戰略目標。文章對 1999- 2011 年我國西部 11 個地區的相關數據進行了實證研究，可以得出如下結論：當期技術創新能力在很大程度上受到上一期技術創新能力的影響，市場化進程對技術創新有顯著的正向影響；考慮市場化進程的情況下，資本投入對技術創新的促進作用顯著下降，勞動投入對技術創新的促進作用大幅上升；在考慮和不考慮市場化進程的條件下，西部地區命令控制型和公眾參與型環境規制工具對技術創新的作用都不顯著，市場激勵型環境規制工具對技術創新的作用顯著為正。這表明西部地區的市場化進程對研發資本投入的配置效率沒有影響，卻大大提高了研發勞動投入的利用效率，同時對環境規制的技術創新效應沒有影響。
基於以上結論，文章提出如下政策建議：一是加快推進西部地區的市場化進程建設。市場化進程較高的地區，能夠為技術創新提高更有序的競爭環境，有利於吸引異地企業的技術轉移和創新成果外溢，能夠有效促進研發資源配置效率的提高；另外，也能夠為政府制定環境規制政策提供更為完善的信息，為環境規制政策的執行提供一個公開、透明的制度環境，為公眾參與環境管理提供良好的條件，從而增強環境規制的技術創新效果。二是大力發展資本市場，讓市場在資本市場起決定性作用。政府對研發資本投入的過度干預阻礙了研發資本配置效率的提高，市場起決定作用的資本市場的發展既可以促進研發資本投入的優化，又可以吸引政府以外的更多資本投入到研發活動中，為技術創新提供更豐裕的資金，提高西部地區的技術創新能力。三是有針對性地調整環境規制政策。結合實際情況，在充分調研的基礎上，對命令型環境規制進行適當的調整，並在環境規制工具的組合使用中逐步減少命令控制型環境規制工具的使用，增加市場激勵型環境規制的使用；加快環境信息公開、公眾參與決策等制度建設，為公眾有效參與環境管理提供良好的制度環境，促進環境規制的技術創新效應。
【參考文獻】
[1] 江珂，盧現祥。 環境規制與技術創新- 基於中國 1997- 2007 年省際面板數據分析 [J].科研管理，2011,32（7）：60- 66.
[2] 沈能，劉鳳朝。 高強度的環境規制真能促進技術創新嗎？-基於“波特假說”的再檢驗 [J].中國軟科學，2012（4）：49-59.
[3] Gollop F M,Robert M J. Environmental Regulations and Productivity Gro-wth:The Case of Fossil fueled Electric Power generation [J].Journal of Pol-itical Economy,1983,91（4）：654- 665.
十八大三中全會明確了經濟體制改革是全面深化改革的重點，進一步明確了市場與政府的關係，指出市場在資源配置中起決定性作用，有力地推動了市場、政府和企業三位一體的改革，這既是我國經濟社會快速發展的要求，又是扭轉環境質量不斷惡化的保障。企業是技術創新的主體，技術創新能夠提高資源利用效率，是經濟增長的主要動力來源，同時能夠降低環境污染，因此技術創新直接關係到環境與經濟協調發展是否能夠實現。市場化程度代表著市場力量的強弱和市場競爭環境的優劣，反映了市場機制在推動行為主體進行技術創新活動中的地位和作用。技術創新是一項與市場密切相關的活動，在確定從事什麼創新、什麼時候創新、以什麼方式創新、給創新者以什麼樣的回報時，也即研發投入如何配置時，有效的市場機制都能為之提供有益信息，這種信息是計劃或規劃無法鞭長莫及的。環境規制是政府為了降低環境污染的外部不經濟性而制定的一系列干預經濟活動的政策與措施，目的是實現環境和經濟的協調發展。有效地環境規制政策能夠在降低環境污染、提高環境質量的同時，通過刺激社會的技術創新能力促進經濟發展，同時環境規制政策的有效發揮又依賴於特定的制度環境，即使是同樣的環境規制政策在不同的制度環境中效果可能完全不同。
西部地區是我國經濟最為落後的地區，市場化程度低，市場化進程步伐較為緩慢，同時也是我國的生態屏障。西部大開發政策實施以來，經濟社會發展水平得到了空前的提升，但這些經濟發展成果是以犧牲環境為代價的。隨著西部開發的不斷推進，工業化和城市化的快速發展，經濟社會發展與環境保護的矛盾還會更加突出。鑒於此，文章將從市場化進程的視角，實證分析西北地區研發投入和環境規制對技術創新的影響，對西部地區市場、政府和企業的關係做一些初步的探索，為西部地區實現經濟與環境的協調發展提供一些參考。
二、文獻綜述
技術創新是一種特殊的生產過程，即利用勞動和資本創新出新知識的過程，因此一般研發投入是指研發資金投入和研發人員投入。關於研發投入與技術創新的關係，多數學者認為研發投入對技術創新有顯著的正向影響，如李平、慕繡如（2013）研究發現研發資本投入和勞動投入都顯著地促進技術創新活動。王鵬、郭永芹（2013）研究表明科技活動經費內部支出和科技活動人員數都產生了正面影響，且當二者分別上升 1%時，專利授權量將分別上升 9.04%、1.30%.部分學者認為研發資本投入能夠顯著地促進技術創新，研發勞動投入對技術創新的影響則不顯著。如江珂、盧現祥（2011）[1]研究發現科技活動經費對技術創新有顯著的促進作用，科技活動經費每增加 1%,專利授權總量將增加 0.485%,而科技人員數對專利授權數量影響不明顯。沈能、劉鳳朝（2011）[2]研究發現科技活動經費對技術創新有顯著的促進作用，科技活動經費每增加 1%,專利授權總量將增加 0.42%.但是科技人員數對專利授權數量影響不明顯，表明我國技術創新產出更多靠的是研發資本的大量投入，勞動投入的科研效率普遍不高的現象值得關注。
環境規制與技術創新的關係一直是學術界研究的熱點。新古典環境經濟學的傳統主義者基於靜態標準，即企業的資源配置、技術和消費需求等都在固定的情況下，認為嚴格的環境規制將通過影響企業的資源配置導致企業成本上升，研發投入減少，技術創新能力下降，從而損害企業競爭力。代表性的研究有：Gollop & Robert（1983）[3]通過對美國 1973- 1979 年期間實施的二氧化硫排放限制政策效果的研究分析，發現給政策促使電力企業使用部分低硫煤作為替代能源，最終導致美國電力產業生存率增長下降 0.59%;Barbera &McConnell（1990）[4]通過對美國1960- 1980 年期間的鋼鐵、化工、造紙、有色金屬等產業的研究發現，污染治理投資使得這些產業生產率下降了 10%~30%.
Porter（1991）[5]從動態的角度考察了政府的環境規制政策，認為環境規制政策能夠產生創新補償效應，提高產業的國際競爭力，即著名的“波特假說”.支持此觀點的研究主要有：Berman &Bui（2001）[6]通過研究 1982- 1992 年空氣品質規制對美國洛杉磯地區石油冶煉業生產率的影響發現，在樣本期間受規制企業的生產率上升幅度較大，同期未受規制企業的生產率則處於下降趨勢。馬海良、黃德春、姚惠澤（2012）[7]研究發現在 1995- 2008年期間長三角經濟區域的環境規制通過技術創新產生的正向效應超過了成本增加引起的負向效應，且在即期和滯後期都能夠顯著促進技術創新和產業績效。還有一些學者研究發現環境規制對技術創新的影響作用不明顯：Jaffe & Palmer（1997）[8]的研究顯示美國的環境規制政策對企業的整體研發支出有顯著的正向效應，但專利數量與環境規制政策之間並不存在明確的聯繫，因此環境規制政策所引致的企業研發活動並不具有明顯的效率。
王動、王國印（2011）和沈能、劉鳳朝（2011）[2]等的研究都表明環境規制對技術創新的促進作用存在著地區差異，“波特假說”在較發達的東部地區得到了很好的支持，而在較落後的中西部地區難以支持，原因是環境規制與技術創新之間呈現“U”型關係，只有環境規制強度跨越特定門檻值時，“波特假說”才能得到支持。
從環境規制工具分類視角對環境規制政策進行研究的相對較少。Weitzman（1974）[9]最早從理論上證明了當預期邊際減污成本曲線比預期邊際減污收益曲線陡峭時，採用稅收手段比單純採用命令與控制的手段更有利於企業。Magat（1978）[10]、Milliman& Prince（1989）[11]經過研究發現以市場為基礎的經濟激勵型環境規制工具比如排污收費或可交易許可等，相比於命令控制型規制工具比如規制者規定一個固定的排污量，更能刺激污染控制技術的發展。國內的相關研究起步較晚，主要有：馬富萍、郭曉川、茶娜（2011）[12]通過對 201 家資源型企業進行研究，發現命令-控制型環境規制對技術創新經濟績效和生態績效的正向影響都不顯著，激勵型環境規制和自願性環境規制對技術創新經濟績效和生態績效都有顯著正向影響。賈瑞躍、魏玖長、趙定濤等（2013）[13]運用基於 DEA 的 Malmquist 生產率指數方法，測算了2003- 2012 年中國各省份的生產技術進步指數，發現命令控制型環境規制工具對生產技術進步的作用並不顯著，市場激勵型的環境規制工具和以環境信息披露為代表的非正式環境規制對生產技術進步具有顯著地推動作用。原毅軍、劉柳（2013）將環境規制分為費用型和投資型，通過對 2004- 2010 年中國大陸 30 個省 （市、自治區） 的面板數據進行實證檢驗，研究結果表明費用型環境規制對經濟增長無顯著影響，而投資型環境規制顯著推進經濟增長。
技術創新過程具有較高的不確定性，技術創新成果具有外部的公共品特徵，技術創新依賴於較高的市場化程度為新技術合理的定價，降低技術成果的外溢風險，激勵企業進行技術創新和模仿，因此市場化進程意味著交易成本、激勵機制在多大程度上對技術創新要素資源配置的扭曲無效。在研究市場化進程和技術創新的關係的實證文獻中，大多數學者認為市場化進程對技術創新具有正向影響。Grossman,Gene M.,Lai（2004）[14]等的實證研究表明較強的市場競爭環境能夠有效刺激企業研發資金的持續投入。Yang,Lei,Maskus（2009）[15]等認為較高的市場化程度能夠有效規避簡單和重複的技術模仿，促進研發質量和效率的提高。馮宗憲、王青、侯曉輝（2011）[16]等用兩階段半參數DEA 方法對中國 30 個省區大中型工業企業的技術創新效率進行了實證分析，研究發現市場化程度對創新的技術效率具有顯著的正向影響，對創新的規模效率具有顯著的負向影響。何一鳴、高少慧（2013）實證研究表明市場化改革通過非國有經濟的成長、貿易自由化的加快和政府退出經濟領域等方式是促進了市場競爭，從而推動了廣州企業技術創新能力的提高。但也有少數學者研究發現市場化進程對技術創新具有負向影響，比如劉和東（2010）的實證研究發現市場競爭程度與創新效率之間具有顯著的負相關關係。
綜上所述，目前對研發投入、環境規制與技術創新的關係研究主要存在以下不足：一是忽略了我國在轉型經濟背景下，市場化進程這一重要制度環境對研發投入和環境規制的影響，二是對環境規制工具的研究主要集中於討論傳統的命令控制型規制工具和以市場為基礎的經濟激勵型環境規制工具，對公眾參與型環境規制工具的研究較少。基於以上研究不足，文章從市場化進程的視角出發，將環境規制工具分為命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制，實證分析研發投入和各種環境規制工具對西部地區技術創新能力的影響。
三、模型與數據
1.計量模型的設定
技術創新的過程就是利用勞動、資本等創造出新知識的過程。由於技術創新具有積累作用，本期的技術水平一般和上期的技術水平有關，因此模型中加入被解釋變量滯後一期，建立如下計量模型：
InIit=a0+a1InIit-1+a2InKit+a3InLit+uit（1）為了在市場化進程視角下考察研發投入對技術創新的影響，建立如下計量模型：
lnIit=a0+a1lnIit-1+a2lnKit+a3lnLit+a4MARit+uit（2）為考察各種環境規制工具對技術創新的影響，建立如下計量模型：
lnIit=a0+a1lnIit-1+a2lnSTSit+a3lnPWit+a4XFit+uit（3）為了在市場化進程視角下考察環境規制對技術創新的影響，建立如下計量模型：
lnIit=a0+a1lnIit-1+a2lnSTSit+a3lnPWit+a4XFit+a5MARit+uit（4）其中，i 代表地區，t 代表年份，a0,a1,a2,a3,a4,a5均為待估參數。I 表示技術創新的產出，K 表示技術創新的資本投入，L 表示技術創新的勞動投入。STS 表示命令控制型環境規制工具，PW 表示市場激勵型環境規制工具，XF 表示公眾參與型環境規制工具，MAR 表示市場化指數，u 是隨機誤差項。
由於經對數化處理後的數據能夠消除數據的多重共線性和異方差問題，且不會改變原始數據的特性，因此模型中應用各變量的對數化形式。
2.變量、數據來源和估計方法
文章研究的時間跨度為 1999- 2011 年，包括我國西部地區內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、雲南、陝西、甘肅、青海、寧夏、新疆共 11 個省、自治區、直轄市，考慮到數據的連續性，在計量過程中將西藏地區刪除。下面對實證分析所涉及的變量作簡要說明。
（1） 技術創新的度量目前學術界關於技術創新的度量指標沒有形成統一的認識，專利是被廣泛使用的指標之一。專利授權量能夠客觀地反映一個地區的原始創新能力和綜合科技能力，且在各種研究開發中，專利的數據較為全面，具有可得性，文章選擇專利授權量作為技術創新產出（I）的衡量指標。
（2） 研發投入的度量研發投入主要包括兩個方面：技術創新活動的資本投入（K）和勞動投入（L）。資本投入用研究和開發機構研究與實驗發展經費內部支出來衡量，勞動投入用研究與發展人員全時當量來衡量。考慮到數據的可比性，文章以 1999 年為基期，用商品零售價格指數對研究和開發機構研究與實驗發展經費內部支出總額進行平減。
（3） 環境規制的度量考慮到環境規制較為籠統，結合環境規制政策的實踐，文章從環境規制工具的視角更為具體的來研究各類環境規制政策對技術創新的影響。環境規制工具的分類方法很多，文章採用世界銀行的分類方法，將環境規制分為命令控制型環境規制工具、市場激勵型環境規制工具、公眾參與型環境規制工具。
命令控制型環境規制是國家根據相關的法律、法規和技術標準，直接對企業的排污行為進行規範和干預。在諸多環境政策中，“三同時制度”是中國首創的環境規制制度，要求開發建設項目的污染治理設施必須與主體工程同時設計、同時施工、同時投產，進而防止項目建設造成環境污染和生態破壞，有助於項目建成投產後排放的污染物達到污染物排放標準，是中國目前防止新污染源產生的有力手段，同時根據數據的可得性，文章將西部地區各省歷年三同時執行合格率（STS）作為命令控制型環境規制指標。
以市場為基礎的激勵型環境規制主要通過價格、稅收、收費、補貼及信貸等市場信號來影響排污者的行為決策。排污收費制度目前是中國最主要的市場激勵型環境規制工具，指依據國家法律和有關規定向環境排放污染物或超過規定的標準排放污染物的排污者按標準徵收費用的制度。因此文章採用排污費（PW）來衡量各地市場激勵型環境規制的力度。考慮到數據的可比性，文章以 1999 年為基期，用商品零售價格指數對排污費總額進行平減。
在西方已開發國家的環境管理實踐中，公眾參與型環境規制工具越來越重要。公眾是環境保護的受益者和環境污染的受害者，也是環境有效實施的重要力量。公眾可以對環境污染行為主體進行監督並施加壓力，因而是提高環境規制效率的重要手段。依據數據的可得性及代表性，文章採用環境信訪量（XF）來作為公眾參與型環境規制的指標。
（4） 市場化指數市場化的測度指標取決於人們對市場化的理解和資料獲取可行性的考慮。國內學者對我國市場化程度從不同角度進行研究，代表性的有盧中原和胡鞍鋼（1993）[17]、陳宗勝（1999）[18]、樊綱和王小魯（2011）[19]等的市場化程度測度，文章擬採用樊綱等的“中國各地區市場化進程相對指數”報告中的市場化數據。該指數從政府與市場的關係、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境等五個方面來衡量市場化的進展，指數體系中既有對各省份的市場化進程的橫向比較，又有沿時間序列的縱向對比，為進行面板數據分析提供了基礎條件。由於該研究公布的市場化指數截止到 2009 年，鑒於文章研究需要，由作者根據 2009 年相對於 2008 年的變化率測算得到 2010 年和 2011 年的數據。
3.估計方法
由於在模型中納入了技術創新的滯後一期來反映技術創新的動態累積效應，因此這個模型實際上是一個動態面板回歸模型。對於動態面板回歸模型，如果使用一般的面板回歸方法（如固定效應模型或隨機效應模型） 有可能會得到有偏誤的估計結果，因此我們採用系統廣義矩（SYS- GMM）估計方法進行估計。SYS- GMM估計方法分為一步估計法和兩步估計法，一般來說在有限樣本條件下，兩步 SYS- GMM估計方法能更好地處理自相關和異方差問題，因此採用兩步 SYS- GMM估計方法。
採用解釋變量的一階滯後項作為 SYS- GMM估計的工具變量，採用 hansen 過度識別檢驗和 AR（1）、AR（2）檢驗來判斷工具變量的有效性和模型設定的合理性。
四、實證分析
利用 stata12.0 對模型進行了 SYS- GMM估計，估計結果見表 2.從整體上來看，四個模型整體顯著性檢驗 Wald 的 p 值均為 0,說明模型整體是很顯著的。AR（1）檢驗表明模型存在一階序列相關，AR（2）檢驗表明存在二階序列不相關，hansen 檢驗結果表明模型中的工具變量選擇滿足過度識別約束條件，表明整體計量方程是有效的。4 個方程中技術創新滯後項在 1%的水平上均高度顯著證明技術創新能力具有動態持續性，當期技術創新能力在很大程度上受到上一期技術創新能力的影響。模型（2）和（4）中市場化進程的係數都顯著為正，說明市場化進程對技術創新有顯著的正向影響。
模型（1）中在不考慮市場化進程因素的條件下，資本投入和勞動投入對技術創新都具有顯著的促進作用，且資本投入對技術創新的促進作用是勞動投入的 4.5 倍。這與中國產業技術創新演變和市場化改革的互動過程是相符的。新中國成立後中國產業技術經歷了從技術引進、消化吸收到形成自主創新能力的發展歷程，大多數產業的技術引進是從 20 世紀 70 年代開始的，在技術引進階段需要更多的是資本投入，而中國的市場體制在 90 年代中後期才基本建立。模型（2）在考慮市場因素的情況下，資本投入對技術創新的促進作用顯著下降，勞動投入對技術創新的促進作用大幅上升，勞動投入對技術創新的貢獻率達到了資本投入的 5.6 倍，市場化進程顯著地促進了西部地區的技術創新能力。資本投入作用下降的原因應該在於西部地區技術創新的資本投入主要來源於政府，資本投入的配置主要由政府決定。與處於市場中心的企業相比，政府遠離技術發展發展前沿和生產一線，缺乏足夠的信息、能力和動機去判明技術創新的發展前沿，在選擇技術創新資助項目時不可避免地會出現滯後性強、失誤率高等問題；還有資本分配過程處於一個利益相關者爭奪稀缺資源的制度環境中，企業尋租的行為會扭曲政府對技術創新資本投入的配置，導致技術創新資本投入的配置不利於企業的技術創新活動。這與馮宗憲等的研究結論一致。
勞動投入作用上升的原因應該在於市場化進程提供了一個公平、公正、公開的競爭環境，激勵勞動者更積極地投入到研發工作中，提高了企業引進人才進行研發的動力。
從環境規制的視角來看，在考慮和不考慮市場因素的條件下，西部地區命令控制型和公眾參與型環境規制工具對技術創新的作用都不顯著，市場激勵型環境規制工具對技術創新的作用顯著為正。命令控制型環境規制工具對技術創新作用不顯著主要是因為：一是在命令控制型環境規制工具下，政府要為企業規定一個特定的排污量或者要求執行一個統一的技術標準，企業只需被動執行即可，而不能從發明或採用更低減污成本的污染控制技術中獲益，因而就失去了進行技術創新以降低污染的動力；二是政府在規定特定的排污量或者要求企業執行統一的技術標準時，首先必須掌握每個企業的排污信息和技術信息，以及每個企業所面臨的守法成本的詳細信息，顯然這樣的信息政府是不可能獲取的，在市場化程度較低、市場化進程緩慢的西部地區政府對這些信息的獲取更是有限，這種情況下制定的命令控制型環境規制工具的效果的不確定性是顯而易見的。公眾參與型環境規制工具對技術創新的促進作用不顯著的因素固然有公眾參與意識不高等原因，但從市場化進程視角來看，可以說是因為參與成本太高和缺乏有效的參與渠道。一方面，公眾參與環境保護的前提基礎是擁有相關的環境信息，但現實情況卻是政府和企業掌握著環境信息，以追求利潤為目標的企業不願主動公開環境信息，環境信息的公開與否以及公開內容主要由政府決定，而政府出於對經濟績效的追求，對環境信息公開的積極性並不高，這就使公眾在環境信息的獲取方面處於被動，獲取環境信息的難度高、成本更高；另一方面，公眾缺乏參與環境保護的有效渠道。一般來說公眾參與環境保護主要有三個渠道：一是官方組織的環保行為，二是民間團體組織的環保行為，三是公眾個人實施的環保行為。官方組織的環保行為是我國公眾參與的主要渠道，但收效甚微，比如在項目論證時發放問卷給特定的公眾，在項目評價報告書中羅列公眾意見，但這些公眾意見對決策沒有影響，僅僅是一種擺設。就民間環保團體組織而言，大多依據行政部門的分工設立，與政府聯繫緊密，不太容易得到公眾的認同，少數自發成立的環保團體普遍存在能力不足和資金不足等問題，這種情況下公眾參與型環境規制工具對技術創新的作用可想而知。市場激勵型環境規制工具鼓勵通過市場信號來影響企業的行為決策，企業為了降低成本獲取更大的收益，會積極去發明或採用更為經濟和成熟的污染控制技術。市場化程度越高，市場競爭越激烈，企業就越有動力去進行技術創新以提高企業的競爭力。
五、結論及政策建議
技術創新是轉型經濟背景下實現產業升級、轉變經濟發展方式的關鍵環節，也是解決中國環境問題的根本所在，這就需要我們不斷提高技術創新研發投入的效率，有針對性地調整環境規制政策，以實現用技術創新推進環境與經濟協調發展的戰略目標。文章對 1999- 2011 年我國西部 11 個地區的相關數據進行了實證研究，可以得出如下結論：當期技術創新能力在很大程度上受到上一期技術創新能力的影響，市場化進程對技術創新有顯著的正向影響；考慮市場化進程的情況下，資本投入對技術創新的促進作用顯著下降，勞動投入對技術創新的促進作用大幅上升；在考慮和不考慮市場化進程的條件下，西部地區命令控制型和公眾參與型環境規制工具對技術創新的作用都不顯著，市場激勵型環境規制工具對技術創新的作用顯著為正。這表明西部地區的市場化進程對研發資本投入的配置效率沒有影響，卻大大提高了研發勞動投入的利用效率，同時對環境規制的技術創新效應沒有影響。
基於以上結論，文章提出如下政策建議：一是加快推進西部地區的市場化進程建設。市場化進程較高的地區，能夠為技術創新提高更有序的競爭環境，有利於吸引異地企業的技術轉移和創新成果外溢，能夠有效促進研發資源配置效率的提高；另外，也能夠為政府制定環境規制政策提供更為完善的信息，為環境規制政策的執行提供一個公開、透明的制度環境，為公眾參與環境管理提供良好的條件，從而增強環境規制的技術創新效果。二是大力發展資本市場，讓市場在資本市場起決定性作用。政府對研發資本投入的過度干預阻礙了研發資本配置效率的提高，市場起決定作用的資本市場的發展既可以促進研發資本投入的優化，又可以吸引政府以外的更多資本投入到研發活動中，為技術創新提供更豐裕的資金，提高西部地區的技術創新能力。三是有針對性地調整環境規制政策。結合實際情況，在充分調研的基礎上，對命令型環境規制進行適當的調整，並在環境規制工具的組合使用中逐步減少命令控制型環境規制工具的使用，增加市場激勵型環境規制的使用；加快環境信息公開、公眾參與決策等制度建設，為公眾有效參與環境管理提供良好的制度環境，促進環境規制的技術創新效應。
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