环境规制与日本制造业生产率外文翻译资料

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环境规制与日本制造业生产率

Mitsutsugu Hamamoto

摘要：本文试图提供以下问题的实证证据：环境法规的严格性（通过污染控制支出衡量）对创新活动（以研发支出衡量）和资本存量的平均年龄的影响和日本制造业环境法规的生产力提高效应。本文的实证研究结果表明，污染控制支出与研发有正相关关系，支出与资本存量的平均年龄呈负相关关系。研究还表明，监管严格程度刺激的研发投资增加对全要素生产率的增长率产生了显着的积极影响。

关键词：研发支出；资本存量年龄; 全要素生产率; 波特假设

1 引言

20世纪60年代和70年代，日本地方和国家政府制定了应对严重工业污染的环境政策。他们采用命令和控制方法，制定并收紧污染物排放标准，以实现环境质量目标。有些文章回顾了日本监管方法的表现。Weidner（1995）声称，控制日本工业（如钢铁，纸张和纸浆和化学品）中固定来源的硫氧化物和氮氧化物排放的环境政策可以作为成功案例进行评估。经合组织（1977）认为，严格的环境法规刺激了日本工业的技术创新：“科学和技术的可能性使得它们扩展了理性的前沿。尚未估算出尚未发明的过程的成本。据说它们非常高甚至无限，但可能会变得合理。日本在减少污染领域的经验支持了这样一种观点，即在很大程度上，不应该限制政策选择的技术，而是应该限制技术的政策选择（OECD，1977）。经济合作与发展组织对日本环境政策的审查表明，尽管污染控制推高了行业的生产成本，但额外成本没有严重影响竞争力。

在美国，许多研究试图确定20世纪70年代生产率增长放缓的原因。一些经济学家的注意力集中在环境监管上，而环境监管被认为是导致生产率低下的一个因素。利用美国制造业的数据，Christainsen和Haveman（1981）估计劳动生产率放缓的部分由下式解释1973-1977年间的公共法规是12-21％。Gray（1987）衡量了环境和工人健康与安全监管对美国制造业生产率增长的影响。该研究发现，环境监管使生产率年增长率降低了0.17-0.28％，占20世纪70年代经济增长放缓的12-19％。

Barbera和McConnell（1986）试图确定环境监管在美国四大产业（纸张，化学品，原生金属和石材，粘土和玻璃）中的不同经济后果。他们表明，减少污染的资本支出对化学品，初级金属和SCG的劳动力和资本生产率产生了显着的负面影响。Gollop和Roberts（1983）估计了环境监管对电力行业生产率绩效的影响。他们使用translog成本函数，使他们能够衡量对特定投入的监管影响，并制定监管强度指数。估计结果是二氧化硫排放法规降低了1973 -1979年期间，电力公用事业的生产率每年增长0.59％。Gray和Shadbegian（1995）研究了污染减排支出对造纸，石油和钢铁行业的工厂生产率的影响。他们发现工厂的减排成本与生产力水平之间存在负相关关系。

购买减排资本对企业绩效的直接影响是生产率的降低，因为在相同的产出水平下总投入成本变得更高。此外，减排可能会改变传统投入的数量或组合。这种间接影响的一个可能情况是，减排要求会鼓励资本周转，从而提高生产率。 如果间接影响是积极的，则可以减轻环境监管的负面直接影响。Barbera和McConnell（1990）研究了这两个组成部分对美国投资行业的监管影响，并指出总效应是阻碍生产率增长。他们表明，由于20世纪60年代和70年代之间的减排，生产率增长下降的比例在整个行业中从10％到30％不等。

虽然一般情况下认为一个国家的环境法规可能会对国内产业的生产力产生负面影响，但Jaffe（1995）等人指出，检验环境法规的经济影响的实证研究并未发现更严格的环境法规对美国制造业竞争力的重大不利影响。Michael E. Porter认为，遵守环境法规的成本将被法规鼓励的技术创新（创新抵消）所导致的成本降低所抵消（Porter和van der Linde，1995）。这种说法被称为“波特假设”。波特认为日本控制污染的经验是一个典型的例子，说明他严格的环境法规提高了工业生产率的论点。他指出，“德国和日本都有严格的规定，两国继续超过美国的国民生产总值增长率和生产率增长率（波特，1991年，第96页）”。尽管日本国家和地方政府在20世纪70年代制定的环境法规比20世纪60年代更严格，但1965年至1973年期间和1973年至1978年期间日本制造业的全要素生产率（TFP）平均增长率分别为0.91％和1.64％（Norsworthy和Malmquist，1983）。这表明严格的环境规制不一定会导致日本制造业生产率的下降。

许多研究探讨了波特假设的有效性。在战略贸易模型背景下的理论分析发现波特假设是否得到支持取决于模型规范，并且该假设不太可能具有普遍的有效性（Simpson和Bradford III，1996; Ulph和Ulph，1996）。帕尔默（1995）等人认为企业的战略行为不包括在波特认为对他的论点重要的内容中，而是关注企业在给出环境法规刺激之前不了解的企业内部低效率。他们对Porterhy假设的有效性持怀疑态度，因为没有免费的午餐机会来提高公司内部的生产力。

波特论证中的创新抵消可以通过企业的研发努力所带来的技术创新来实现。如果环境法规可以刺激创造更高效和环保的生产过程，这可能对提高生产力产生重大而长期的影响。Jaffe和Palmer（1997）讨论了更严格的环境法规是否能对研发活动产生积极影响。 他们利用1975年至1991年美国制造业的面板数据，研究了环境法规对研发支出和成功专利申请的严格程度的影响。他们发现监管严格性（以污染控制支出衡量）对其产生了显着的积极影响。研发支出。然而，他们发现很少有证据表明监管严格程度与成功的专利申请之间存在统计上显着的关系。

Xepapadeas和de Zeeuw（1999）分析了另一种机制，即更严格的环境监管使用数学模型提高生产力，其中企业可以根据环境监管负担的变化投资具有不同属性的生产设施。 在他们的模型中，排放税的增加可以导致总资本存量的减少（缩小规模效应）和资本存量的平均年龄的减少，这是因为旧的设施的搬迁比较年轻的设施更脏，生产率更低（ 现代化效应）。 他们表明，当两种效应产生时，更严格的环境政策可以提高资本存量的平均生产率。此外，结果表明，这些影响只能抵消排放税增加的部分负担。因此，他们得出结论，收紧环境法规不太可能带来“双赢”局面。

本文的研究目的是研究环境法规对日本制造业生产率增长的影响。更具体地说，本文试图提供以下问题的经验证据：（1）环境法规的严格性是否对研发活动产生积极影响，是否减少了资本存量的平均年龄，以及（2）受刺激的研发活动和现代化的资本存量有助于提高产业的生产率。该分析框架基于Jaffe-Palmer模型中的环境法规和研发支出的严格性之间的关系，以及Xepapadeas-de Zeeuw模型中更严格的环境法规与资本存量的平均年龄之间的关系。实证分析是分两步进行。在第一步中，估算简化形式方程，以衡量研发支出的变化和由监管严格性（由污染控制支出衡量）引起的资本存量的平均年龄。在第二步中，Cobb-Douglas型生产函数用于检查R＆D投资增加的回报率以及资本存量平均年龄变化对生产率增长率的影响。

本文对现有文献作出了若干贡献。首先，这是第一篇对更严格的环境法规对资本存量平均年龄的影响进行实证检验的论文。其次，之前关于环境政策与创新活动之间关系的实证研究没有考察环境法规刺激的研发投资的生产力提升效应，本文试图在第二步中进行衡量。第三，利用扩展的柯布 - 道格拉斯生产函数，本文提供了一个分析框架，用于衡量环境法规在研发支出和资本存量平均年龄对TFP增长率的影响。

在本文的其余部分安排如下。第2节介绍了计量经济模型，第3节描述在实证分析中使用的数据。第4节介绍并讨论实证结果。第5节总结论文。

2 模型

为了研究更严格的环境规制与研发支出之间的关系，估计以下简化形式方程（模型（A））：

其中是常数，i和t分别表示工业和年份，RD是研发支出，RDS是行业收到的政府研发补贴，VA是行业增加值，PCE是污染控制支出，是监管严格的代表（PCE它显示了工业环境法规在何时被收紧的程度），_i捕获了不可观察的行业特征，t是趋势变量，并且它是残余误差项。继Jaffe和Palmer（1997）之后，该模型假设t年的研发支出受到环境法规1年滞后严格性的影响。 PCE系数代表R＆D支出相对于滞后监管严格性的弹性。这用于计算每年研发支出中环境法规严格性引起的增加。

对更严格的环境法规与资本存量平均年龄之间关系的实证检验使用以下简化形式方程（模型（B））：

其中是常数，AGE是资本存量的平均年龄，OR是开工率的指数，_i表示不可观察的行业特征。预计OR的系数具有正号，因为在较高的开工率的情况下，公司可以保留较旧的机器用于产量增加。PCE的系数值代表资本存量平均年龄相对于1年滞后监管严格程度的弹性。

衡量由监管严格程度引起的研发支出增加和资本存量平均年龄的变化，然后分析它们对全要素生产率增长率的贡献。要估计的具体模型如下。

使用扩展的Cobb-Douglas生产函数：

其中Q是增加值，L是劳动力，H是物质资本，D是研发资本，A账户是无实体的技术变化。

增长率可写为

Nelson（1964）得出一个表达式，包括使用质量加权数量的生产设施改变资本存量的平均年龄，定义为

其中K_vt代表在第v年建立的资本金额（在时间t仍然使用），是新生产设施质量的恒定改进率。方程式（3）可以改写为

该等式可以通过以下式子近似表达：

其中

表示使用第v年（仍然使用的）建立的资本金额与同时的总资本存量之比，在时间t使用年份v的资本年龄的加权平均值。这意味着在时间t的资本存量的平均年龄。使用

:

其中是时的资本存量的平均年龄，如果的值很小而与的差别不大。 使用这种近似，H的增长率可写为

其中是资本存量平均年龄的变化。

TFP增长率被定义为：

其中T是TFP。将方程（4）和（5）代入方程（2），我们可以得到以下方程：

使用

方程（6）可以写成

-(1-表示资本存量平均年龄变化对FP增长率的贡献。在其他条件相同的情况下，当资本存量的平均年龄变低时，FP增长率会增加。是研发投资的回报率（或研发资本的边际产品），Dd/dt是净研发投资。虽然为了了解净研发投资的规模，需要衡量研发资本的过时率，但下面的实证分析通过将研发支出（研发投资总额）替换为净研发投资来避免难以衡量的。此后代表研发支出。

为了看到资本存量平均年龄和研发支出的变化对TFP增长率的贡献，估计如下等式：

其中表示由监管严格性引起的增量Ramp;D支出，E₂表示为总Ramp;D支出（E）减去E₁。 系数r 1和r 2分别是E₁和E₂的回报率。

3 数据

本研究选择了纸浆和造纸，化工产品，石油和煤炭产品，钢铁，有色金属和产品，因为这五个行业在20世纪60年代和70年代都是污染减排资本的重要购买者。行业研发支出数据和政府研发补贴数据来自“消费者发展调查报告”。通过计算工资指数，原材料批发价格指数，固定资本投资平减指数和加权平均值来构建研发支出的价格平减指数。整体批发价格指数。这些指数和平减指数来自“劳动统计年鉴”，“国民账户年度报告”和“年度价格指数”。

污染控制支出数据来自Shuyo-sangyo no Setsubi-toshi Keikaku（主要工业投资计划）。 这些数据基于国际贸易和工业部进行的一项调查，其中仅包含有关遵守环境法规的减排资本成本的信息。 在先前关于环境法规对创新活动的影响的研究中，Jaffe和Palmer（1997）使用美国人口普查局进行的污染治理成本支出（PACE）调查得出的减少资本成本数据，以检查环境法规对创新活动的影响。 监管对环境合规成本的冲击。 然而，Brunnermeier和Cohen（2003）使用PACE调查的运营成本数据，因为他们的缺失值较少。 在本文中，使用了减排资本成本数据，因为没有关于日本制造企业的运营成本信息。

在下一节中，污染控制支出的总和（显示环境法规严格程度的变化）和污染相关健康损害赔偿法要求的费用支付的变化被用作严格的另一个代理。环境法规。该法于1973年颁布，建立了一个补偿空气污染健康损害受害者的国家体系，要求具有SOx排放的公司按其SOx排放量的比例支付费用，以便为来自污染相关疾病的认证患者提供补偿。虽然可以获得除1989年以后有色金属和产品以外各行业支付的费用数据，但1974年至1988年的可用费用数据仅提供了每年四个行业支付的总额。每个行业从1974年到1988年的收费是通过将每年的总数乘以每个行业的支付与1989年的总额的比率来计算的。由于有色金属和产品的收费数据不可用，只有减排资本成本被用作行业所面临的监管严格性的代理。

每年资本存量的数据是根据1970年日本国民财富调查第4卷（NWSJ）的资本存量数据（用作基准年资本存量数据）和来自中国的固定资本投资数据构建的制造业普查。资本投入是通过将资本存量数据乘以“工业生产指数年鉴”中的经营比率指数得出的。劳动力投入是通过使用“劳动统计年鉴”中员工人数和每名普通员工的平均工作时数来计算的。

资本存量的平均年龄是根据日本开发银行（日本开发银行，1984）采用的基准年方法计算的。使用NWSJ的平均资本存量年龄数据作为基准，每年的资本存量平均年龄可以通过以下等式计算：

其中R_t是在假设丢弃原始支出的比率不变的情况下在时间t丢弃的原始支出的数量。 图1显示了每个行业资本存量的计算平均年龄的时间序列。

表1 监管严格程度对R＆D

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