摘 要:运用关键词频统计法,构建中国1999-2013年节能节电专利面板数据,以能效标识制度为切入点,从专利数量、相对专利产出和技术重心等指标分析能效标识制度对技术创新的影响,进而考察产品信息标签对技术创新的诱导机制。研究发现:①能效等级信号是能效标识制度能否诱导技术创新的关键;②能效标识制度对节能节电类专利具有显著正向影响,即能效标识制度对技术创新具有显著诱导效应;③能效标识制度不仅能够提升节能节电专利与节水专利之间的比值,而且能够显著提高节能节电专利占所有专利的比例,即该政策导致偏向性技术进步;④相对而言,能效标识制度对创新程度较高的发明专利具有更强的诱导效应。为此,完善能效标识制度、推广产品信息标签,有助于引导技术进步,促进社会可持续发展。
关键词:产品信息标签;技术诱导效应;能效标识制度
随着经济社会发展及人们生活水平的提高,中国对资源环境的需求也在不断提升,但过去粗放型发展模式却带来了日益严峻的资源环境压力。一方面,工业化进程的客观规律导致资源环境压力倍增;另一方面,产品标准低而乱的现状对生态环境造成了严重污染,如中国2006年乘用车百公里油耗比世界先进水平高2.5L,高出46%[1]。面对前者,大量研究表明,发展方式转型和发展策略优化可以积极有效应对,但是,对于后者却鲜有文献提及。
产品市场中,不同标准产品同时进入市场,特别是节能减排绿色产品与传统产品之间,如果不能逆转信息不对称现象,往往会因为价格劣势等原因,导致绿色产品被消费者抛弃,进而产生绿色发展“逆选择”。从某种程度上讲,这是一种“劣币驱逐良币”的经济现象。为防止这种现象发生,政府需要对市场进行干预,尽可能降低信息不对称程度,如制定产品信息标签和产品标准等。与发达国家相比,中国在产品信息标签制定方面起步较晚,成功案例有限。不过,在中国一系列产品信息标签政策中,能源效率标识制度(简称能效标识制度,下同)却是为数不多、执行时间较短、成效显著的政策之一。
目前,国内关于能源效率标识的研究不多,已有文献主要从制度设计、执行等视角展开。李爱仙和成建宏[2]、曹宁等[3]通过分析国外能耗标识制度,对中国制度建设与执行提出相关建议;王文革[4]、曹宁和王若虹[5]在总结中国能效标识发展历史并分析实施现状的基础上,提出能效标识制度存在的问题及改进建议。也有部分文献考察了这项制度对生产者和消费者的影响。如马帅[6]探讨了能效标识制度对家电企业的影响,认为能效标识对产品能效要求提高将增加企业生产成本,但该制度有助于能效等级较高产品获取市场竞争优势,进而促进中国家电企业产品参与国际竞争;周京生等[7]分析了家电能效标识对消费者决策的影响。然而,尽管能效标识制度有助于加强节能管理、推动节能技术进步等,但鲜有文献从实证角度验证这项政策对于技术创新的影响。为此,本文以能效标识制度为切入点,探讨产品信息标签对技术创新的诱导机制,其贡献在于:一是利用能效标识制度这一典型产品信息标签政策进行实证分析,既为产品信息标签与技术创新相关研究提供新视角,也为未来完善中国能效标识制度提供新思路;二是将专利情报分析引入环境规制政策评价中,一方面能够丰富资源环境经济学研究视角,另一方面也有助于扩展专利情报分析运用范畴,为两学科之间的专业融合提供有益尝试;三是采用专利数据考察政策工具对技术进步的作用,相对于全要素生产率而言,具有更强的针对性。
在充分借鉴国际经验和深入调研国内情况的基础上,我国于2004年制定了《能源效率标识管理办法》,2005年3月1日率先对家用电冰箱、房间空气调节器两个产品实施能源效率标识制度。经过10多年发展,国家发改委、国家质检总局和国家认监委先后发布了十余批次产品(见表1),我国能效标识制度发展成效显著,截至2015年3月覆盖产品已超过30类。2016年,新《能源效率标识管理办法》(2016年第35号令)颁布施行。
作为一项重要的强制性政策,能效标识制度自颁布实施以来实现了良好的经济效益、社会效益:一是制度不断完善,规范了用能产品市场[8];二是节能成效显著提高,培育了一大批骨干企业;三是市场认可度不断提高[9],正在全方位影响消费者行为[10]。与国际社会一样,能效标识制度已成为中国重要的节能政策制度。
强制性产品规范能够促进产品设计规范化,进而引导技术创新。能效标识制度是一种产品规范,具有强制性特征,图1从作用机理、路径和条件3个角度展现了能效标识制度是如何诱导节能节电类技术创新的。从作用条件看:一方面,随着能效标识制度的实施,用能产品给予了消费者可以明确感知的能效等级信号,进而扩大了节能节电类产品市场需求;另一方面,随着能效等级被大多数消费者接受,生产者也将面临市场竞争压力。从传导路径看,能效标识制度通过政策覆盖面、政策执行力两个层面提高市场准入门槛和节能产品认可度,进而激励企业生产节能产品。从作用机理看,能效标识制度需要有效传导至企业,并带来显著的市场压力或者经济激励,才能最终诱导节能节电类技术创新。
本文实证研究主要解决以下3个问题:①能效标识制度对技术诱导效应检验;②能效标识制度对技术偏向性诱导效应检验;③诱导效应差异化分析。
(1)能效标识制度对技术诱导效应检验。技术创新选用专利数据作为代理变量,一方面专利反映了技术进步现状;另一方面,用数量作为因变量可以较为直观地估计出政策对专利数量影响的弹性系数。本文首先构建一个单虚拟变量实证模型:
patentit=α0+α1policyit+α2Xit+ui+εit
(1)
其中,i表示省份,t为时间;patentit代表专利数量;policyit为政策虚拟变量,如果颁布了能效标识制度取值为1(2004年及以后取值为1),否则为0(2004年之前取值为0);Xit为其它控制变量,即其它一些可能导致技术进步的社会经济因素,如产业结构、社会受教育情况、经济形势等;ui和εit分别表示地区非观测值效应和随机误差项。
Mazzanti and Zoboli[11]认为,技术创新需要生产系统支撑。根据第一批能效标识产品目录生产分布情况,可将能效标识制度视为一次近似自然试验,将生产家用电冰箱和房间空气调节器地区(具有相应生产系统)认定为实验组,不生产这两类产品的省(市、区)为对照组,采用双重差分策略构建以下面板数据模型进行稳健性检验。
表1 研究期内我国能效标识制度的发展与演变
产品批次及文号产品名称能效标准实施时间第一批(2014年第71号公告)家用电冰箱GB12021.2-2003(GB12021.2-2008)2005年3月1日房间空气调节器GB12021.3-2004(GB12021.3-2010)2005年3月1日第二批(2006年第65号公告)电动洗衣机GB12021.4-2004(GB12021.4-2013)2007年3月1日单元式空气调节机GB19576-20042007年3月1日自镇流荧光灯GB19044-2003(GB19044-2013)2008年6月1日高压钠灯GB19573-20042008年6月1日第三批(2008年第8号公告)中小型三相异步电动机GB18613-2006(GB18613-2012)2008年6月1日冷水机组GB19577-20042008年6月1日家用燃气快速热水器和燃气采暖热水炉GB20665-20062008年6月1日转速可控型房间空气调节器GB21455-2008(GB21455-2013)2009年3月1日多联式空调(热泵)机组GB21454-20082009年3月1日第四批(2008年第64号公告)储水式电热水器GB21519-20082009年3月1日家用电磁灶GB21456-2008(GB21456-2014)2009年3月1日计算机显示器GB21520-20082009年3月1日复印机GB21521-2008(GB21521-2014)2009年3月1日自动电饭锅GB12021.6-20082010年3月1日第五批(2009年17号公告)交流电风扇GB12021.9-20082010年3月1日交流接触器GB21518-20082010年3月1日容积式空气压缩机GB19153-20092010年3月1日第六批(2010年第3号公告)电力变压器GB24790-20092010年11月1日通风机GB19761-20092010年11月1日第七批(2010年第28号公告)平板电视GB24850-20102011年3月1日家用和类似用途微波炉GB24849-20102011年3月1日第八批(2011年第22号公告)打印机、传真机GB25956-20102012年1月1日数字电视接收器GB25957-20102012年1月1日第九批(2011年第19号公告)远置冷凝机组冷藏陈列柜GB26920.1-20112012年9月1日家用太阳能热水系统GB26969-20112012年9月1日第十批(2012年第39号公告)微型计算机GB28380-20122013年2月1日吸油烟机GB29539-20132015年1月1日热泵热水机(器)GB29541-20132015年1月1日第十一批(2014年第18号公告)家用电磁灶GB21456-20142015年1月1日复印机、打印机和传真机GB21521-20142015年1月1日
图1 能效标识制度对技术创新的作用机理
lnpatentit=φ0+φ1policyit+φ2productit+
φ3(policyit×productit)+φ4Xit+ui+εit
(2)
其中,lnpatentit为专利数量的自然对数,即政策虚拟变量,实行能效标识制度取值为1,否则取得为0;productit为生产系统虚拟变量,样本属于对照组取值为0,属于实验组取值为1。在模型(2)中,productit系数体现了生产系统对技术进步的影响,反映了技术进步时间趋势,而交互项policyit×productit的系数则反映了能效标识制度对技术创新的影响。
(2)能效标识制度对偏向性技术进步诱导效应检验。考虑到节能节电类专利数量增长可能是源于社会技术进步,也可以是等比例增长(即与政策无关)。为此,本文构建如下单虚拟变量实证模型:
Patentit=β0+β1policyit+β2Xit+ui+εit
(3)
其中,Patentit代表专利比例。本文从相对专利和技术重心视角分别选取节能节电类专利数量与节水专利数量之比、节能节电类专利数量与所有专利数量之比进行实证检验。
(3)诱导效应差异化分析。本文在上述模型的基础上,根据创新程度分别就能效标识制度对不同专利的诱导效应进行分析,构建如下模型:
Dpatentit=γ0+γ1policyit+γ2Xit+ui+εit
(4)
其中,Dpatentit为不同类型专利(发明专利与实用新型专利)占该类型专利的比例。
(1)节能节电类专利数据。已有实证文献关于技术进步代理变量的研究存在较大分歧,目前主要有全要素生产率[11]和专利[12]。专利数据包含技术、经济、法律及管理信息,其是技术创新及战略管理决策的重要情报源[13],相对于全要素生产率而言,其更加直观且针对性更强。Aghion 等[14]在分析含税燃料价格对汽车行业技术创新影响以及Calel and Dechezlepretre[15]在探讨欧盟排放交易体系(EU ETS)对技术变化影响时,均采用专利作为代理变量。基于此,本文通过专利数据衡量技术创新。
专利数据常用分析方法包括原文分析法、关键词频统计法等[16]。参照车尧、李雪梦和璐羽[17]的研究思路,本文通过检索《中国专利全文数据库(知网版)》,运用关键词频统计法收集专利数据。中国专利包括3种类型:外观设计专利、实用新型专利和发明专利,其内含创新程度依次递增。本文检索发明专利和实用新型专利,并按照专利申请时间进行年度划分。考虑到专利申请到批准并公开需要1~3年,本文研究时间选择1999-2013年,数据检索时间为2016年10-11月(以保证2013年申请的大部分专利在数据检索时已经公开)。最终,本文构建中国内地除西藏外30个省(市、区)1999-2013年节能节电类专利面板数据库。
(2)其它控制变量。本文控制变量包括两类:一是社会经济;二是科技研发。社会经济主要包括投资水平、经济水平、产业结构、开放程度、金融发展程度和经济环境,其分别用投资率(当年全社会固定资产投资与GDP之比)、人均GDP(不变价,以1997为基年,万元)、产业结构(工业增加值占GDP比重)、外商投资(外商直接投资占GDP比重)、金融发展程度(年末金融机构存贷款余额/GDP)和亏损企业比例(规模以上企业亏损个数/规模以上企业个数)测量。科技研发主要包括人力资本和研发投入,分别用6岁及以上人口平均受教育年限(年)和不变价研究与试验发展(R&D)经费内部支出(以1997为基年,亿元)测量。
3.1.1 初步估计
专利数量并非一个连续变量,因此采用计数模型更为合理。经初步分析,1999-2013年,被解释变量节能节电类专利数量(patent)方差是平均值的3 206倍,存在过度分散。因此,采用负二项回归效果更好。表2为面板计数模型估计结果。从中可见,不论是混合负二项、固定效应面板负二项回归还是随机效应面板负二项回归,能效标识制度估计系数都为正,且均在1%显著水平上显著。这说明,能效标识制度对节能节电类专利具有显著正向影响,且结果比较稳健。也即,能效标识制度能够很好地诱导技术创新。
检验统计量表明,过度分散参数α的95%置信区间为[0.30,0.64],拒绝“H:α=0”,故认为存在过度分散,使用二项回归可以提高效率;LR检验结果强烈拒绝混合负二项回归原假设,因此使用随机效应面板负二项回归。同时,Hausman检验结果也未拒绝随机效应面板负二项回归。从表2模型(2)中可以发现:
表2 能效标识对技术创新的诱导效应检验:初步估计
解释变量混合负二项回归随机效应面板负二项回归固定效应面板负二项回归(1)(2)(3)能效标识制度0.541∗∗∗0.611∗∗∗0.636∗∗∗(4.65)(7.79)(8.08)投资率0.632∗∗0.781∗∗∗0.814∗∗∗(2.14)(2.60)(2.74)人均GDP-0.138-0.239∗∗∗-0.250∗∗∗(-1.31)(-2.72)(-2.87)人均GDP的平方0.01800.0307∗∗∗0.0318∗∗∗(1.40)(2.87)(3.00)产业结构-0.07670.09240.104(-0.35)(0.27)(0.30)外商投资2.780-0.471-0.904(0.95)(-0.12)(-0.22)金融发展程度0.0585-0.0786∗-0.0831∗(0.97)(-1.70)(-1.79)经济环境-5.200∗∗∗-5.494∗∗∗-5.163∗∗∗(-5.45)(-6.08)(-5.69)人力资本0.02540.0930∗∗0.0901∗∗(0.52)(2.56)(2.40)研发投入0.470∗∗∗0.277∗∗∗0.272∗∗∗(5.68)(4.68)(4.63)C5.483∗∗∗0.996∗∗0.948∗(9.52)(2.05)(1.93)过度分散参数α的95%置信区间为[0.30,0.64]检验统计量LR检验:198.04{0.000}Hausman检验:3.79{0.9563}
注:***、**、*分别表示估计值在1%、5%、10%水平上显著,小括号内数值为稳健标准误下的t统计量,大括号内为P值,下同
(1)投资率估计系数为正,且在1%显著水平上显著。这表明,投资率提升能有效促进节能节电类专利数量提升,说明投资对技术进步具有显著促进作用,也暗示随着投资率下降创新动力也随之减弱。另外,也对当前创新型社会建设提出新挑战。即一方面,随着经济发展,需要协调投资与消费的关系;另一方面,随着经济结构转型升级,需要挖掘高消费率与低投资率背景下的技术创新投入动力。
(2)人均GDP及其平方项估计系数分别为-0.239和0.0307,且均在1%显著水平上,说明人均GDP与节能节电类专利数量之间呈U型规律。这一结果从另一视角丰富了环境库兹涅茨曲线。即经济收入水平较低时,为促进经济发展,人们会忽视环境质量,但随着经济不断发展,经济增长又会刺激人们对环境质量的需求[18],进而导致人均GDP与技术进步之间呈U型规律。
(3)金融发展程度估计系数为负,在10%显著水平上显著。从另一视角表明,中国目前的金融发展状况令人担忧,其服务于经济社会发展的方向存在一定程度扭曲。为此,加强金融业服务实体经济、服务技术创新迫在眉睫。
(4)经济环境估计系数为-5.494,且在1%水平上显著。这说明,经济环境恶化会抑制技术进步。原因在于,技术创新大多集中在大中型企业,规模以上企业亏损比例增加,导致全社会创新投入减少,进而抑制了技术进步。
(5)研发投入、人力资本估计系数均为正,分别在1%、5%显著水平上显著,表明提高研发投入、加强基础教育有利于促进技术进步。
(6)产业结构、外商投资估计系数分别为0.092 4和-0.471,但统计结果均不显著。原因在于:一方面,可能是中国产业结构升级虽然取得一定进展,但因成效不明显,进而导致统计结果不显著。这说明,为促进技术进步,需要进一步加快产业结构升级;另一方面,我国粗放型经济发展模式和国际产业分工不合理导致中国存在“污染天堂”现象,部分外商投资实际上是转移国际污染产业。但随着中国政府重视环境治理、提高招商引资质量后,这一现状得到一定程度缓解。
3.1.2 稳健性检验
从表1可以发现,第一批实行能源效率标识的产品目录中仅包含家用电冰箱和房间空气调节器,且政策出台两年后才发布第二批目录,这为稳健性检验提供了丰富素材。本文根据统计数据发现,2004-2007年未生产这两类产品的省(市、区)包括内蒙、福建、海南、云南、青海、宁夏和新疆7个地区,而这期间生产系统发生突变(从有到无)的省(市、区)包括河北、山西、吉林、黑龙江和广西5个地区。根据陈林和伍海军[19]的研究,双倍差分稳健性检验结果见表3。
表3 能效标识对技术创新的诱导效应:稳健性检验
解释变量1999-2006年(1)(2)(3)1999-2007年(4)(5)(6)能效标识制度0.359∗∗∗0.346∗∗∗0.304∗∗∗0.580∗∗∗0.473∗∗∗0.429∗∗∗(3.12)(3.72)(2.80)(5.58)(5.18)(4.42)生产系统-0.303∗∗-0.221∗∗-0.256-0.328∗∗-0.191∗∗-0.251(-2.17)(-2.24)(-1.24)(-2.53)(-2.26)(-1.29)能效标识制度×生产系统0.426∗∗∗0.372∗∗∗0.465∗∗∗0.354∗∗0.296∗∗0.380∗∗(3.10)(3.06)(3.40)(2.75)(2.34)(2.67)C4.627∗∗∗4.953∗∗∗4.958∗∗∗4.646∗∗∗4.970∗∗∗5.036∗∗∗(44.51)(11.00)(10.19)(48.47)(9.39)(8.18)控制变量NOYESYESNOYESYES控制生产系统NONOYESNONOYESF或Wald59.3523.8623.0180.6532.8130.75[0.0000][0.0000][0.0000][0.0000][0.0000][0.0000]模型FEFEFEFEFEFE观测值240200270225
注:①经Hausman检验均应选固定效应模型;②考虑到篇幅限制,控制变量估计结果未显示
表3模型(1)—(3)将估计时限设置在1999-2006年,模型(1)不加入任何控制变量,模型(2)加入社会经济等一系列控制变量,模型(3)舍弃生产系统发生突变地区样本进行估计。从估计结果看,上述3个模型 “能效标识制度×生产系统”均显著为正,表明能效标识制度对专利增长具有显著促进作用。
模型(4)-(6)将样板数据设置在1999-2007年,与模型(1)-(3)相似,未控制任何变量,加入一系列控制变量和舍弃生产系统变化区域后进行估计。从估计结果看,这3个模型估计结果与前3个模型结果基本一致,“能效标识制度×生产系统” 的估计系数分别为0.580、0.473和0.429,均在1%水平上显著。
从表3中6个模型估计结果看,能效标识制度对专利增长的正向作用比较显著。由此可见,能效标识制度能有效诱导技术创新。结合表2和表3估计结果发现,不论是变化样本时限、增添控制变量,还是改变估计方法,结论基本一致,即能效标识制度技术创新效应比较显著。
尽管上述实证结果表明,能效标识对节能节电类专利数量具有显著正向促进作用,但这种变化也可能是因为受其它政策的影响,也有可能是源于本地区整体技术进步,节能节电类专利只是等比例提升而已。为进一步考察能效标识制度对节能节电类专利的影响,本文分别从相对专利和技术重心等视角进行考察。表4为专利比例估计结果,其中模型(1)和模型(2)中被解释变量是节能节电类专利数量与节水专利数量之比,反映了相对专利产出情况;模型(3)和模型(4)中被解释变量为本地区每100件专利数中拥有节能节电类专利个数,反映了技术重心情况。
表4 能效标识对绿色技术的偏向性诱导效应
解释变量与节水专利对比(1)(2)与所有专利对比(3)(4)能效标1.833∗∗2.525∗∗∗0.806∗∗∗1.028∗∗∗识制度(2.45)(2.88)(4.47)(6.29)投资率4.808∗∗∗6.389∗∗∗1.119∗1.517∗∗∗(2.92)(4.07)(1.80)(2.73)人均GDP-1.795∗-2.177∗∗-0.462∗∗-0.568∗∗∗(-1.98)(-2.41)(-2.57)(-3.47)人均GDP0.2780.317∗0.03530.0457∗∗的平方(1.64)(1.86)(1.52)(2.12)产业结构-0.271-0.3230.1920.119(-0.19)(-0.19)(0.38)(0.27)外商投资10.218.164-7.565-12.80∗∗(0.42)(0.37)(-1.21)(-2.09)金融发-0.128-0.1810.2530.261展程度(-0.18)(-0.25)(1.14)(1.14)经济环境-18.79∗∗-12.58∗∗-5.057∗∗∗-3.794∗∗(-2.64)(-2.10)(-2.76)(-2.54)人力资本0.1170.1510.207∗∗0.199∗∗∗(0.34)(0.48)(2.70)(2.96)研发投入1.787∗∗∗1.514∗∗∗0.113-0.0132(5.40)(4.46)(1.17)(-0.14)C8.856∗∗6.989∗4.833∗∗∗4.725∗∗∗(2.40)(1.84)(5.08)(4.92)F或Wald18.16173.1621.52183.34[0.0000][0.0000][0.0000][0.0000]Hausman34.0320.32检验模型[0.0002][0.0264]FEREFERE
从模型(1)和模型(2)估计结果可知,能效标识制度估计系数均为正,分别在5%、1%水平上显著。节水专利与节能节电类专利属于同一性质专利,除能效标识制度外,同一地区受政策环境约束情况类似。结果初步表明,能效标识制度具有偏向性技术诱导效应。
模型(1)和模型(2)Hausman检验P值为0.000 2,在1%水平下拒绝“采用随机效应模型”原假设。从模型(1)估计结果看,其它控制变量估计结果与表2方向基本一致,只是在显著性方面有所区别。
从模型(3)和模型(4)估计结果可知,能效标识制度估计系数分别为0.806和1.028,均在1%水平上显著。这一结果说明,能效标识制度有助于提高节能节电类专利数量占所有专利数量的比例。也即,能效标识制度具有偏向性技术诱导效应。
模型(3)和模型(4)Hausman检验P值为0.026 4,在5%水平下拒绝“采用随机效应模型”原假设。从模型(3)估计结果可知:①提高社会投资和增加研发投入,有助于节能节电类技术偏向性进步;②经济环境恶化会显著抑制节能节电类技术偏向性进步,原因在于绿色技术研发大部分集中在大中型企业,规模以上企业亏损比例增加,导致可创新投入减少;③其它控制变量方向尽管与表2基本一致,但显著性方面却存在一定差异,表明这些因素对于偏向性技术进步的影响有待检验。
表4估计结果表明,无论是相对专利产出还是技术重心视角,能效标识制度对节能节电类专利技术偏向性进步均有显著正向影响。因此,本文认为,能效标识制度对技术进步具有显著偏向性诱导效应。
为进一步分析能效标识制度对节能节电类技术的诱导效应,本文根据创新程度不同分别就能效标识制度对不同专利的影响进行考察。基于上述思路,从专利数量和技术重心视角两个方面分析,表5中模型(1)、模型(2)被解释变量为专利数量,模型(3)、模型(4)被解释变量为每100个专利中节能节电类专利个数。
表5 诱导效应差异化情况
解释变量技术诱导效应发明专利实用新型专利(1)(2)偏向性技术进步发明专利实用新型专利(3)(4)能效标0.849∗∗∗0.505∗∗∗1.510∗∗∗1.189∗∗∗识制度(10.52)(6.63)(7.23)(6.74)投资率0.927∗∗0.705∗∗∗2.935∗∗∗0.617(2.35)(2.85)(3.63)(1.11)人均GDP-0.271∗∗∗-0.222∗∗∗-0.714∗∗∗-0.468∗∗∗(-2.63)(-2.74)(-3.38)(-2.63)人均GDP0.0335∗∗0.0294∗∗∗0.0690∗∗0.0346的平方(2.57)(3.01)(2.44)(1.46)产业结构0.05360.0863-0.1910.811∗(0.15)(0.26)(-0.49)(1.90)外商投资0.806-1.628-11.78∗-16.60∗∗∗(0.20)(-0.41)(-1.90)(-2.64)金融发-0.0525-0.101∗∗0.1670.196展程度(-0.95)(-2.05)(0.91)(0.65)经济环境-5.852∗∗∗-5.126∗∗∗-7.423∗∗∗-1.333(-6.57)(-5.33)(-4.33)(-0.76)人力资本0.0897∗∗0.0951∗∗∗0.336∗∗∗0.0646(2.24)(2.72)(4.79)(0.78)研发投入0.297∗∗∗0.260∗∗∗-0.0566-0.0495(5.39)(4.26)(-0.69)(-0.42)C0.5461.135∗∗3.278∗∗∗5.779∗∗∗(1.12)(2.25)(3.98)(4.95)模型随机效应面板负二项回归随机效应面板负二项回归FEFE
Hausman检验结果显示,模型(1)、模型(2)应选用随机效应面板负二项回归,模型(3)、模型(4)应选用固定效应模型。从表5可以发现:
(1)模型(1)中能效标识制度估计系数为正,且在1%显著水平上显著;模型(3)估计结果显示,能效标识制度估计系数为正,也在1%显著水平上显著。上述结果表明,能效标识制度对发明专利绝对数量和相对数量提升均有显著正向促进作用,即该制度对发明专利具有显著诱导效应。
(2)模型(2)估计结果显示,能效标识制度估计系数为正,且在1%显著水平上显著;模型(4)中能效标识制度估计系数为正,并在1%显著水平上显著。上述结果表明,能效标识制度对实用新型专利的影响作用是全方位的,不仅在绝对数量方面作用显著,在相对数量方面作用也比较明显,即能效标识制度对实用新型专利具有诱导效应。
(3)分别对比绝对数量和相对数量下模型(1)和模型(2)、模型(3)和模型(4)可以发现,模型(1)中能效标识制度系数明显大于模型(2);模型(3)中能效标识制度系数明显大于模型(4)。这表明,能效标识制度对发明专利的作用更大。
本文通过构建中国1999-2013年节能节电类专利面板数据,从专利情报视角探讨能效标识制度对技术创新的诱导机制。研究发现:①能效标识制度需要有效传导至企业,并带来显著市场压力或经济激励,才能最终诱导节能节电技术创新,即能效等级信号是能效标识制度能否诱导技术进步的关键;②不论是变化样本时限、增添控制变量,还是改变估计方法,能效标识制度估计系数均在1%显著水平上显著为正,即能效标识制度对技术创新具有显著诱导效应;③从相对专利产出看,能效标识制度有效提升了节能节电专利与节水专利之间的比值;从技术重心视角分析,能效标识制度显著提高了节能节电专利占所有专利的比例,即该政策具有显著偏向性技术诱导效应;④分别从专利数量和技术重心视角分析,无论是绝对数量还是相对数量,发明专利估计系数均大于实用新型专利,即能效标识制度对创新程度较高的发明专利具有较强的诱导效应。
由于历史原因,中国商品市场质量和标准信息常常模糊不清,导致消费者无法识别,造成信息不对称。这不仅是中国产品质量问题频出的原因,也严重制约了“品质中国”建设,更制约了社会创新动力。本文研究结论表明,尽管能效标识制度实施时间较短且范围有限,但仍具有显著技术诱导效应。为此,完善现有能效标识制度,推广商品市场产品信息标签,不仅有助于减少市场信息不对称、构建健康的市场交易秩序,也能显著诱导技术进步、促进经济可持续发展。
最后,本文研究也存在一些不足。首先,基于统计数据的实证研究,需要有理论拓展才能为实践提供更有价值的发现。为此,在未来研究中,应进一步通过设立研究假设,构建理论模型展开深入研究。其次,受统计数据限制,本文选取省际面板数据展开分析,尽管省际样本能够很好地回避异常值问题,但考察企业行为对政策的完善度具有更加重要的现实意义。
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Abstract:It constructs a panel data of energy-saving and power-saving patents from 1999 to 2013 based on key frequency statistics method from the perspective of patent information and analyzes the influence of energy efficiency label system on technological progress using patent number, the relative output of patents and technical focus and other indexes, explores the inductive effect of product information label on technological innovation from the perspective of energy efficiency labeling system. It finds that, firstly, energy efficiency rate signal is the key for energy efficiency labeling system to induce technological progress; secondly, energy efficiency labeling system has a prominently positive impact on energy-saving and electricity-saving patent, which means it has significant inductive effect on technological innovation; thirdly, energy efficiency labeling system not only can improve the ratio of energy-saving and electricity-saving as well as the ratio of water-saving patent to all patents, that is, this policy has significant inductive effect on technological innovation; fourthly, energy efficiency labeling system exerts a stronger inductive effect on more innovative patent for invention. Thus, improving the energy efficiency labeling system and promoting product information label are conducive to technological advancement and sustainable development of society.
Key Words:Patent Information Label; Technology-induced Effects; Energy Efficiency Labeling System
DOI:10.6049/kjjbydc.2017080219
中图分类号:F403.6
文献标识码:A
文章编号:1001-7348(2017)24-0018-07
收稿日期:2017-10-19
基金项目:国家社会科学基金项目(17BJY065;15BJL053)
(责任编辑:王敬敏)