胡世前　姜倩雯　王博

〔摘要〕本文以波特假說為切入點(diǎn)，從區(qū)域比較的視角，采用長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型探究環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，并對(duì)污染治理成本高的省區(qū)進(jìn)行重點(diǎn)分析。結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大能產(chǎn)生一定的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，但不足以彌補(bǔ)企業(yè)由此產(chǎn)生的規(guī)制遵循成本，全要素生產(chǎn)率有所降低，且環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響程度存在地區(qū)差異，華東地區(qū)最低，華北地區(qū)和東北地區(qū)相對(duì)較高。河北、山西、貴州和寧夏四個(gè)污染治理成本偏高的重點(diǎn)省區(qū)中，只有河北和山西的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率間存在顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

〔關(guān)鍵詞〕環(huán)境規(guī)制；Malmquist全要素生產(chǎn)率；長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型；區(qū)域比較

中圖分類號(hào)：F0615文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文

章編號(hào)：10084096（2017）0100

一、引言

目前，環(huán)境保護(hù)的實(shí)踐效果并不理想，環(huán)境質(zhì)量仍在不斷惡化。2013年亞洲開發(fā)銀行在“生態(tài)文明與國(guó)際社會(huì)作用”研討會(huì)上指出，中國(guó)500個(gè)城市中，只有不到1%的城市達(dá)到世界衛(wèi)生組織推薦的空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。環(huán)境保護(hù)是經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的必然要求，政府為此出臺(tái)了許多政策措施，但治理效果還有很大的提升空間。究其原因，大部分環(huán)境保護(hù)政策措施在實(shí)現(xiàn)保護(hù)環(huán)境、促進(jìn)節(jié)能減排目標(biāo)的同時(shí)，會(huì)給企業(yè)帶來額外的規(guī)制遵循成本，降低生產(chǎn)率，導(dǎo)致企業(yè)對(duì)環(huán)境保護(hù)的政策措施產(chǎn)生抵觸、不予履行。2014年APEC期間的“APEC BLUE”，就是以犧牲北京及其周邊的六個(gè)省區(qū)短期經(jīng)濟(jì)效益為代價(jià)的。環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的這種矛盾，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的重要瓶頸。2016年人民網(wǎng)開展了“2016年兩會(huì)熱點(diǎn)調(diào)查”，環(huán)境保護(hù)排第七位，已經(jīng)成為當(dāng)今社會(huì)國(guó)計(jì)民生的重要課題。

環(huán)境污染具有“市場(chǎng)失靈”的特點(diǎn)，其負(fù)外部性不能受到市場(chǎng)調(diào)控，這就決定了環(huán)境規(guī)制的必要性。環(huán)境規(guī)制是政府控制環(huán)境污染的手段，能有效降低污染排放水平。談及環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，傳統(tǒng)的相互制約理論認(rèn)為：在環(huán)境規(guī)制政策的約束下，企業(yè)或?yàn)榕盼坌袨楦顿M(fèi)，或降低排污水平，二者都會(huì)給企業(yè)增加額外的規(guī)制遵循成本，降低企業(yè)的資源配置效率，從而影響企業(yè)生產(chǎn)率的提高。然而，波特假說卻提出了相反的觀點(diǎn)，它指出：環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生一種推動(dòng)力，企業(yè)為了抵消規(guī)制遵循成本，會(huì)更加積極地去尋找技術(shù)創(chuàng)新機(jī)會(huì)，促進(jìn)生產(chǎn)率提高，以獲得創(chuàng)新補(bǔ)償[1]。因此，探究環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，對(duì)實(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)的雙贏具有重要意義。

在波特假說出現(xiàn)之前，人們普遍認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制只會(huì)增加企業(yè)的污染防治成本，降低企業(yè)生產(chǎn)率，并且有大量的實(shí)證研究驗(yàn)證了這個(gè)觀點(diǎn)[2]-[5]。直到波特假說被提出，人們才逐漸意識(shí)到環(huán)境規(guī)制也可能帶來超過規(guī)制成本的創(chuàng)新補(bǔ)償，使企業(yè)生產(chǎn)率得到提高。此后，國(guó)內(nèi)外實(shí)證研究驗(yàn)證或否定了波特假說，其主要的切入點(diǎn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。

大部分實(shí)證研究都認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率存在顯著影響，但影響形式和方向有所不同，主要存在三種觀點(diǎn)。第一，驗(yàn)證波特假說，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度將在一定程度上促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高[6]-[8]，這些研究也同時(shí)證實(shí)了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響具有滯后性特點(diǎn)。此外，部分研究在此基礎(chǔ)上也表明這種正向影響存在行業(yè)、規(guī)模以及區(qū)位差異[9]-[12]。第二，對(duì)波特假說提出質(zhì)疑和否定，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制將帶來額外的規(guī)制遵循成本，降低全要素生產(chǎn)率[4-5-13]。第三，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率存在U型、倒U型或N型非線性影響[14]-[16]。通過上述實(shí)證研究分析總結(jié)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響的作用機(jī)制。政府命令控制型環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施，將直接限制企業(yè)的污染排放量以及達(dá)標(biāo)排放中剩余的污染物含量，短期內(nèi)企業(yè)只能通過提高污染處理率來滿足環(huán)境規(guī)制的要求，而這種行為只會(huì)給企業(yè)帶來額外的規(guī)制遵循成本、降低生產(chǎn)率。長(zhǎng)期來看，利益最大化原則會(huì)激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)來降低污染排放量，降低單位污染治理成本，從而獲得創(chuàng)新補(bǔ)償，降低遵循成本，使收益最大化。綜合來看，污染治理技術(shù)創(chuàng)新能降低企業(yè)的規(guī)制遵循成本，從而提高企業(yè)利潤(rùn)，使得企業(yè)有更多的資金進(jìn)行生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新也同樣能作用于污染治理技術(shù)創(chuàng)新。企業(yè)獲得的創(chuàng)新補(bǔ)償能否抵消規(guī)制遵循成本，決定了生產(chǎn)率能否得到提高。

還有少量研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率不具有顯著影響。Conrad和Wastl [17]將環(huán)境規(guī)制看做一種投入來衡量生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)降低化纖產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率，但在其他一些行業(yè)不存在顯著影響。可以看出，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是多樣的，尚不存在統(tǒng)一的結(jié)論。

綜合上述實(shí)證研究成果，基于不同數(shù)據(jù)口徑、指標(biāo)體系、方法模型和國(guó)情文化等，都可能得出不同的結(jié)論。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是顯性和隱性并存的，且一個(gè)指標(biāo)往往都存在大量被忽略的其他影響因素，這些因素也影響著研究結(jié)論的準(zhǔn)確性?？梢姡h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證研究無法得出統(tǒng)一的結(jié)論，是因?yàn)檫@個(gè)統(tǒng)一的結(jié)論本就不存在。只有具體情況具體分析、理論聯(lián)系實(shí)際，才能挖掘出潛在的有價(jià)值的規(guī)律?；诖耍疚膶⒅塾趨^(qū)域差異，選擇環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)和Malmquist全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，分別探究六大區(qū)域以及部分重點(diǎn)省區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，并加以比較分析，以期為不同區(qū)域的環(huán)境規(guī)制政策制定提出合理的差異化建議。

二、研究方法

（一）基于DEA的Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)

全要素生產(chǎn)率是衡量單位總投入的總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標(biāo)。全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)常常被視為科技進(jìn)步的指標(biāo)，是指全部生產(chǎn)要素（包括資本、勞動(dòng)、土地，但通常分析時(shí)都略去土地不計(jì)）的投入量不變時(shí)，產(chǎn)量仍能增加的部分。然而，全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)并沒有完全包含技術(shù)水平的變化，資本投入還包含部分技術(shù)水平的變動(dòng)，這部分技術(shù)水平的變動(dòng)在模型中由于被內(nèi)化而得不到體現(xiàn)。Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)（MPI）則是Lindgren和Ross（1992）對(duì)Farrell（1957）提出的DEA效率衡量方法的改進(jìn)，克服了前者只能衡量生產(chǎn)技術(shù)不變前提下的生產(chǎn)率的缺陷，實(shí)現(xiàn)了對(duì)動(dòng)態(tài)生產(chǎn)率變化狀況的考察和分析，主要被應(yīng)用于動(dòng)態(tài)效率變化趨勢(shì)的研究，其數(shù)學(xué)表達(dá)形式為：endprint

MPIt，t+1k=Etxt+1k，yt+1kCCREtxtk，ytkCCR×Et+1xt+1k，yt+1kCCREt+1xtk，ytkCCR12（1）

Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)可分解為生產(chǎn)技術(shù)運(yùn)用效率和技術(shù)水平變化率（TC），生產(chǎn)技術(shù)運(yùn)用效率又可分解為純技術(shù)效率變化率（PTEC）和規(guī)模效率變化率（SEC），即：

MPIt，t+1k=PTECt，t+1k×SECt，t+1k×TCt，t+1k （2）

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)用來判斷變量是否平穩(wěn)，以避免出現(xiàn)虛假回歸，有DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)等方法。本文采用ADF檢驗(yàn)法，對(duì)變量進(jìn)行其p階自回歸估計(jì)，若其p階自回歸系數(shù)之和小于1，則序列平穩(wěn)；否則，序列不平穩(wěn)。

AR（p）過程單位根檢驗(yàn)的假設(shè)條件H0可以確定為ρ=0，H1則是ρ<0。

構(gòu)建ADF統(tǒng)計(jì)量：

τ=S（）（3）

其中，S（）為參數(shù)ρ的樣本標(biāo)準(zhǔn)差。采用蒙特卡洛法，得到τ統(tǒng)計(jì)量的臨界值表。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)和長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型

盡管變量本身不是平穩(wěn)序列，但兩個(gè)變量之間的組合可能是平穩(wěn)的，應(yīng)用協(xié)整分析方法來分析變量組合的平穩(wěn)性。本文采用的協(xié)整檢驗(yàn)方法是E-G兩步法，它要求組合的兩個(gè)變量是同階單整的。單整指的是變量本身不平穩(wěn)，但原序列一階差分后的序列平穩(wěn)。協(xié)整檢驗(yàn)的假設(shè)條件H0是“多元非平穩(wěn)序列之間不存在協(xié)整關(guān)系”，H1是“多元非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關(guān)系”。

E-G兩步法的步驟如下：第一，建立響應(yīng)序列與輸入序列間的回歸模型（4）。第二，對(duì)回歸的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。若殘差序列是同平穩(wěn)的，說明存在協(xié)整關(guān)系。通過協(xié)整檢驗(yàn)即說明估計(jì)的長(zhǎng)期均衡模型是穩(wěn)定的，變量間存在估計(jì)方程所描述的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

yt=0+1x1t+2x2t+……+kxkt+εt（4）

三、指標(biāo)體系構(gòu)建

（一）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)的設(shè)計(jì)和選擇，一直是環(huán)境規(guī)制政策效應(yīng)研究的重點(diǎn)問題。國(guó)內(nèi)常用的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)主要有簡(jiǎn)單投入型、簡(jiǎn)單績(jī)效型以及指數(shù)型三類[18]。其中，簡(jiǎn)單投入型主要包括污染治理投資額和治污運(yùn)營(yíng)成本；簡(jiǎn)單績(jī)效型主要包括污染物排放量和排污費(fèi)等；指數(shù)型主要是在污染物排放量這一績(jī)效性指標(biāo)基礎(chǔ)上發(fā)展而來的，計(jì)算過程相對(duì)復(fù)雜。

基于研究主題，績(jī)效型的COD去除率、SO2去除率以及指數(shù)型的污染物綜合去除率都忽略了污染密度變化引起的治污費(fèi)用變化，而投入型的單位產(chǎn)值治污費(fèi)用指標(biāo)卻很好地綜合了這些因素。選擇環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)時(shí)，還要注意指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)口徑，需要與全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的統(tǒng)計(jì)口徑相同。此外，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的作用主要是一種成本效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度測(cè)度指標(biāo)的設(shè)計(jì)應(yīng)考慮企業(yè)所承擔(dān)的實(shí)際成本變化。綜合上述因素，采用單位產(chǎn)值治污費(fèi)用作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的最終衡量指標(biāo)更為合適，同時(shí)單位產(chǎn)值治污費(fèi)用也能夠有效地消除區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異。

本文在參考趙紅[19]單位產(chǎn)值治污費(fèi)用計(jì)算方法的基礎(chǔ)上，確定單位產(chǎn)值治污費(fèi)用的計(jì)算方法為：?jiǎn)挝划a(chǎn)值治污費(fèi)用=（廢氣治理設(shè)施本年運(yùn)行費(fèi)用+廢水治理設(shè)施本年運(yùn)行費(fèi)用）/地區(qū)生產(chǎn)總值×10000。

（二）全要素生產(chǎn)率指標(biāo)

全要素生產(chǎn)率指標(biāo)采用基于DEA的Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)，包括投入要素和產(chǎn)出要素兩個(gè)部分。其中，投入要素主要包括資本、土地和勞動(dòng)力，但由于土地投入的計(jì)量所需數(shù)據(jù)可獲得性差，在計(jì)量各省區(qū)生產(chǎn)要素投入水平時(shí)暫不考慮其土地要素的投入。資本和勞動(dòng)的投入主要指考慮要素投入質(zhì)量的資本和勞動(dòng)力的服務(wù)流量。

資本投入有固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)存量、新增固定資產(chǎn)等，在研讀前人成果[20]的基礎(chǔ)上，本文認(rèn)為這些指標(biāo)并不能很好地反映資本的服務(wù)流量，因而本文選擇的資本投入指標(biāo)是固定資本折舊，它反映了固定資本每年的真實(shí)消耗。

勞動(dòng)力投入指標(biāo)分為兩個(gè)部分。2006—2013年勞動(dòng)力投入指標(biāo)采用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口工資總額。但該指標(biāo)到2006年才開始在《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》上公布，無法獲得2006年以前的值。對(duì)于2001—2005年，通過其他指標(biāo)的計(jì)算來近似替代，包括分地區(qū)的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口年末數(shù)和城鎮(zhèn)單位職工平均工資。勞動(dòng)力投入的計(jì)算公式為：勞動(dòng)力投入=（上年城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口期末數(shù)+本年城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口期末數(shù)）/2×城鎮(zhèn)單位職工平均工資。其中，城鎮(zhèn)單位職工平均工資指標(biāo)到2009年停止公布，基于該公式的勞動(dòng)力投入可以估算到2008年。因此，2006—2008年勞動(dòng)力投入的估計(jì)值和真實(shí)值均可以獲得，經(jīng)計(jì)算這三年各省區(qū)勞動(dòng)力估計(jì)值與真實(shí)值的偏差平均不超過25%，可以認(rèn)為2001—2005年勞動(dòng)力投入的估計(jì)值能較好地代表真實(shí)值水平。

產(chǎn)出指標(biāo)則采用分地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)計(jì)算

本文數(shù)據(jù)主要來源于2001—2014年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取中國(guó)內(nèi)地除青海和西藏外的29個(gè)省區(qū)的投入產(chǎn)出及污染治理情況數(shù)據(jù)。由于Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)不受量綱影響，衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的單位產(chǎn)值治污費(fèi)用也是相對(duì)指標(biāo)，其價(jià)格因素均可以在計(jì)算中抵消，因而直接采用各指標(biāo)當(dāng)年價(jià)格數(shù)據(jù)即可。此外，MPI反映的是相鄰兩年全要素生產(chǎn)率的變化率，將2001—2013的MPI通過連乘的方式將環(huán)比形式的MPI調(diào)整為以2001年為基期的形態(tài)。同時(shí)，為分析各區(qū)域ER與MPI的實(shí)際關(guān)系，將各省區(qū)的基層指標(biāo)數(shù)據(jù)按中國(guó)區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行匯總計(jì)算，得出分區(qū)域的ER和MPI。中國(guó)的29個(gè)省區(qū)可分為六個(gè)區(qū)域：華北地區(qū)、東北地區(qū)、華東地區(qū)、中南地區(qū)、西南地區(qū)和西北地區(qū)。

（二）各區(qū)域ER和MPI整體變化情況分析endprint

1各區(qū)域ER整體變化情況

表1顯示了2001—2013年各區(qū)域環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的整體變化趨勢(shì)，各區(qū)域環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度均呈上升趨勢(shì)?？梢姡S著環(huán)境污染密度的加大，環(huán)境污染治理壓力和治理成本也不斷提高。2005年前各區(qū)域的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異很小，自2005年開始各區(qū)域間的差異逐漸增大。其中，中南地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度最低，增長(zhǎng)趨勢(shì)也最平緩，華北地區(qū)和西南地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較高，其趨勢(shì)也更為陡峭，東北地區(qū)、西北地區(qū)和華東地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度處于二者之間（西北地區(qū)2008年、東北地區(qū)2011年出現(xiàn)的峰值為數(shù)據(jù)異常導(dǎo)致，忽略其影響）?？梢姡捎诟鲄^(qū)域環(huán)境污染密度不同，環(huán)境污染治理成本不同，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度也存在一定差異。

各省區(qū)的發(fā)展程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦差異巨大，相應(yīng)的污染治理成本和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異也很大。為選擇污染治理成本較高的省區(qū)作為下文重點(diǎn)分析地區(qū)，以各省區(qū)2001—2013年環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)對(duì)29個(gè)省區(qū)進(jìn)行聚類。聚類結(jié)果顯示，第一類的北京，屬于典型的低污染治理成本城市；第二類包括天津、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、云南、陜西和新疆等22個(gè)省區(qū)，污染治理成本也較小，但要高于北京；第三類包括河北、山西和貴州，這類省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向于污染密集型，治污成本和治污壓力相對(duì)較大；第四類的黑龍江、第五類的甘肅分別在2011年和2008年表現(xiàn)異常，單位產(chǎn)值治污費(fèi)用很高，而其他年份的變化趨勢(shì)則與第二類省區(qū)相當(dāng)，考慮這種異?？赡苁怯山y(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題導(dǎo)致的，將其歸入第二類；第六類的寧夏整體趨勢(shì)與第三類大致相同，上升趨勢(shì)更快更陡峭，說明寧夏的治污壓力上升迅速，且治污成本很高。綜合上述分析，中國(guó)污染密度較大的省區(qū)包括河北、山西、貴州和寧夏，這四個(gè)省區(qū)的治污成本高、治污壓力大，將其作為重點(diǎn)分析地區(qū)，探究其環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。

2各區(qū)域MPI整體變化情況

表2顯示了各區(qū)域MPI的整體情況，六個(gè)區(qū)域均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，說明整體經(jīng)濟(jì)的MPI在下降，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度有所減緩，與中國(guó)整體經(jīng)濟(jì)變動(dòng)狀況相吻合。其中，華東地區(qū)的MPI的變化速度要明顯低于其他區(qū)域，說明華東地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加速度高于其他區(qū)域，與華東地區(qū)發(fā)達(dá)程度高、發(fā)展速度快的現(xiàn)實(shí)相一致。其他五個(gè)區(qū)域MPI的大小存在一定差異，但整體變化速度的差異并不明顯。此外可以發(fā)現(xiàn)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度已有逐漸變緩的趨勢(shì)，這正是中國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的必經(jīng)過程。

在此基礎(chǔ)上，對(duì)上述六個(gè)區(qū)域以及河北、山西、貴州、寧夏四個(gè)省區(qū)2001—2013年ER指標(biāo)和MPI指標(biāo)分別進(jìn)行多元時(shí)間序列分析，探索ER和MPI之間的關(guān)系并加以對(duì)比，判斷ER和MPI之間的關(guān)系是否存在地區(qū)域差異。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)ER和MPI兩個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，各區(qū)域的兩個(gè)指標(biāo)都是非平穩(wěn)的，但其一階差分后的變量均是平穩(wěn)的，其ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明，在5%顯著性水平下，六大區(qū)域的ER和MPI的一階差分項(xiàng)都是平穩(wěn)的，四個(gè)污染密集型省區(qū)中，只有寧夏的ER指標(biāo)不滿足一階平穩(wěn)的條件。

兩個(gè)非平穩(wěn)、但序列間的變化存在一定規(guī)律的時(shí)間序列之間往往存在著某種內(nèi)在的平穩(wěn)機(jī)制，序列間可能存在非常密切的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。通過協(xié)整檢驗(yàn)來判斷ER和MPI序列間是否存在這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)要求序列間是同階單整的。檢驗(yàn)結(jié)果表明，六大區(qū)域的ER和MPI均為一階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件；四個(gè)污染密集型省區(qū)中，只有寧夏不滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

對(duì)滿足條件的區(qū)域和省區(qū)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整分析的殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，除貴州外，其余區(qū)域和省區(qū)的ER和MPI之間都存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

綜合變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，確定華北地區(qū)、東北地區(qū)、華東地區(qū)、中南地區(qū)、西南地區(qū)、西北地區(qū)、河北和山西的ER和MPI之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（四）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系分析

1六大區(qū)域的分析結(jié)果

根據(jù)六大區(qū)域的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，構(gòu)建長(zhǎng)期均衡模型如下：

華北地區(qū)：MPIt=08310-00044ERt+εt （5）

東北地區(qū)：MPIt=08250-00036ERt+εt（6）

華東地區(qū)：MPIt=09630-00014ERt+εt（7）

中南地區(qū)：MPIt=09620-00060ERt+εt（8）

西南地區(qū)：MPIt=08920-00053ERt+εt（9）

西北地區(qū)：MPIt=08970-00030ERt+εt（10）

在ER和MPI的長(zhǎng)期均衡模型中，截距項(xiàng)代表各區(qū)域全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的平均水平，而斜率的絕對(duì)值大小度量的則是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化對(duì)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的影響程度，截距項(xiàng)的符號(hào)代表環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的影響方向。

由上述長(zhǎng)期均衡模型可知，六大區(qū)域的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)均存在著逆向影響，即隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大，全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)將會(huì)下降，說明各區(qū)域短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大均不能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)造出能夠彌補(bǔ)企業(yè)規(guī)制遵循成本的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，但影響程度和全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的平均水平都存在一定的差異。

對(duì)六大區(qū)域的模型結(jié)果加以對(duì)比，首先分析全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)平均水平的區(qū)域差異，華東地區(qū)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的平均水平最高，主要是因?yàn)槠浣?jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，擁有大量高技術(shù)創(chuàng)新型企業(yè)，其技術(shù)進(jìn)步水平領(lǐng)先于其他區(qū)域。中南地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)平均水平僅次于華東地區(qū)，但其區(qū)域內(nèi)部各省區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)創(chuàng)新能力均存在較大差異，中南地區(qū)較高的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)主要依靠深圳等發(fā)達(dá)沿海城市拉動(dòng)。西南地區(qū)和西北地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)平均水平非常接近，在六大區(qū)域中處于中間水平。東北地區(qū)和華北地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)平均水平接近，且略低于其他四個(gè)地區(qū)。東北地區(qū)作為中國(guó)最重要的工業(yè)基地，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度本身就落后于東部沿海地區(qū)，而且東北地區(qū)的工業(yè)創(chuàng)新步伐受到國(guó)有大型企業(yè)既定的傳統(tǒng)創(chuàng)新路徑的限制，尚未能建立相對(duì)成熟的現(xiàn)代工業(yè)創(chuàng)新環(huán)境；華北地區(qū)很多城市的支柱產(chǎn)業(yè)為重化產(chǎn)業(yè)，其技術(shù)創(chuàng)新成本大、難度高。因此，這兩個(gè)區(qū)域的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)略低于其他區(qū)域，整體技術(shù)進(jìn)步速度也相對(duì)落后。其次分析環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的影響程度，華東地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化最不敏感，主要是由于華東地區(qū)污染密集型企業(yè)不多，環(huán)境污染治理壓力相對(duì)較低，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化不會(huì)對(duì)其全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)產(chǎn)生較大影響。華北地區(qū)和東北地區(qū)的敏感程度接近且相對(duì)較高，是由于這兩個(gè)區(qū)域所包含的省區(qū)均屬于污染密集型企業(yè)多、環(huán)境污染嚴(yán)重、污染治理壓力大的地區(qū)，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度加大時(shí)，其環(huán)境規(guī)制遵循成本的增加幅度和生產(chǎn)率下降幅度均高于其他地區(qū)。endprint

2重點(diǎn)省區(qū)的分析結(jié)果

在河北、山西、貴州和寧夏四個(gè)重點(diǎn)省區(qū)中，只有河北與山西通過協(xié)整檢驗(yàn)，構(gòu)建其長(zhǎng)期均衡模型如下：

河北：MPIt=10230-00008ERt+εt（11）

山西：MPIt=09000-00025ERt+εt（12）

河北和山西同屬于環(huán)境污染密度相對(duì)較大的華北地區(qū)，將河北、山西的模型結(jié)果與華北地區(qū)整體模型結(jié)果對(duì)比發(fā)現(xiàn)，河北與山西的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度均高于華北地區(qū)的整體水平，且環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)其全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的逆向影響均小于華北地區(qū)的整體水平。其中，河北擁有最高的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)，并且對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化最不敏感。

基于Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的分解，進(jìn)一步分析河北環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與技術(shù)進(jìn)步效率（TC）之間的關(guān)系，在5%顯著性水平下，河北的ER時(shí)間序列和TC時(shí)間序列均通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，構(gòu)建長(zhǎng)期均衡模型如下：

河北：TCt=10450-00006ERt+εt（13）

華北地區(qū)：TCt=10470-00005ERt+εt（14）

由模型結(jié)果可知，河北和華北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)技術(shù)進(jìn)步效率均有顯著的正向影響，河北技術(shù)進(jìn)步效率的平均水平略低于華北地區(qū)整體水平，但河北環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)技術(shù)進(jìn)步效率的影響程度高于華北地區(qū)?？梢?，河北環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)其全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的逆向影響相對(duì)較小的原因是河北污染密度更高，環(huán)境規(guī)制帶來的治污成本更大，但長(zhǎng)期來看由環(huán)境規(guī)制引起的技術(shù)水平的提高對(duì)技術(shù)應(yīng)用效率的下降起到了一定的彌補(bǔ)作用。

對(duì)未通過協(xié)整檢驗(yàn)的貴州和寧夏的ER和MPI之間的關(guān)系進(jìn)行探索分析。由圖1可知，貴州的ER和MPI之間的關(guān)系與對(duì)數(shù)線性關(guān)系較為相近，而寧夏的對(duì)數(shù)線性趨勢(shì)則不明顯。對(duì)貴州和寧夏的ER和MPI做對(duì)數(shù)變換后進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，但由于ER指標(biāo)的波動(dòng)太大，檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，無法構(gòu)建能夠擬合貴州和寧夏ER和MPI之間的關(guān)系的模型，只能通過簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)和省區(qū)間的對(duì)比來分析貴州和寧夏的ER和MPI之間的相互影響。由圖1可以看出，河北的ER對(duì)MPI的逆向影響最小，而隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大，山西和貴州的MPI下降更明顯。結(jié)合上文的長(zhǎng)期均衡模型，可以得出以下結(jié)論：（1）與河北和山西相比，貴州和寧夏環(huán)境規(guī)制政策的波動(dòng)較大，且規(guī)制強(qiáng)度的提高速度更快，可見貴州和寧夏政府的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度要高于其他省區(qū)；（2）環(huán)境規(guī)制給各省區(qū)生產(chǎn)部門帶來了創(chuàng)新補(bǔ)償，但并不能彌補(bǔ)由此帶來的規(guī)制遵循成本；（3）污染密度越大的區(qū)域，環(huán)境規(guī)制政策的創(chuàng)新激勵(lì)作用越明顯。

五、結(jié)論與展望

本文以波特假說為切入點(diǎn)，選擇簡(jiǎn)單投入型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)和基于DEA的Malmquist全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，從區(qū)域比較的視角分析環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，并對(duì)污染治理成本高的省區(qū)進(jìn)行重點(diǎn)分析，在全要素生產(chǎn)率分解的基礎(chǔ)上探究其環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)技術(shù)進(jìn)步效率的影響。基于以上分析，得出如下結(jié)論：第一，從區(qū)域比較的視角研究環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，選擇單位產(chǎn)值治污費(fèi)用作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測(cè)度指標(biāo)更為合適，既考慮了治污費(fèi)用帶來的成本變化，又與全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的統(tǒng)計(jì)口徑相同，同時(shí)也能有效消除地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異。第二，六大區(qū)域的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度均呈上升趨勢(shì)，隨著環(huán)境污染密度的加大，環(huán)境污染治理壓力和治理成本也在不斷提高，六大區(qū)域環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度間的差距也在逐漸擴(kuò)大；六大區(qū)域的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度有所減緩，與中國(guó)整體經(jīng)濟(jì)變動(dòng)狀況相吻合。第三，納入分析范圍的29個(gè)省區(qū)中，河北、山西、貴州和寧夏的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向于污染密集型，環(huán)境規(guī)制政策對(duì)這些省區(qū)的污染防治效果將更加顯著。第四，基于當(dāng)前的指標(biāo)體系和分析對(duì)象，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大，雖然能產(chǎn)生一定的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，但尚不足以彌補(bǔ)企業(yè)由此產(chǎn)生的規(guī)制遵循成本，全要素生產(chǎn)率有所降低，但影響幅度存在地區(qū)差異。在六個(gè)區(qū)域中，華東地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)平均水平最高，華北地區(qū)和東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)平均水平相對(duì)較低，對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化最不敏感的區(qū)域是華東地區(qū)，主要是由于華東地區(qū)環(huán)境污染治理壓力相對(duì)較低，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化不會(huì)對(duì)其生產(chǎn)率產(chǎn)生較大影響。第五，在四個(gè)污染密集型省區(qū)中，只有河北和山西的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率指數(shù)間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其中河北擁有最高的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)，并且對(duì)環(huán)境規(guī)制的變化最不敏感，在全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步效率存在顯著的正向影響，可見雖然河北污染密度高，環(huán)境規(guī)制帶來的治污成本大，但長(zhǎng)期來看由環(huán)境規(guī)制引起的技術(shù)水平的提高對(duì)技術(shù)應(yīng)用效率的下降起到了一定的彌補(bǔ)作用。而貴州和寧夏的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)間不存在顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，與河北和山西對(duì)比發(fā)現(xiàn)，貴州和寧夏環(huán)境規(guī)制政策的波動(dòng)較大，且環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高速度更快，說明貴州和寧夏的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度要高于其他省區(qū)。

基于上述結(jié)論，為使環(huán)境規(guī)制能更大限度地產(chǎn)生創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，提出如下建議：第一，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制政策的創(chuàng)新激勵(lì)作用。環(huán)境規(guī)制能夠帶來創(chuàng)新補(bǔ)償，但當(dāng)前各地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策的創(chuàng)新激勵(lì)作用都還比較弱，應(yīng)從國(guó)家整體調(diào)控和地方切實(shí)監(jiān)管兩個(gè)層次提高環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新激勵(lì)作用，使其能夠最大限度地彌補(bǔ)規(guī)制遵循成本，長(zhǎng)期目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向影響，這也是實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展和諧統(tǒng)一的最優(yōu)手段。第二，環(huán)境規(guī)制政策的制定要充分考慮地區(qū)差異，根據(jù)不同地區(qū)的實(shí)際情況制定差異性政策，對(duì)于污染密度大的華北地區(qū)和東北地區(qū)，應(yīng)繼續(xù)加大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，除嚴(yán)格控制污染密集型企業(yè)的排污標(biāo)準(zhǔn)外，政府還應(yīng)在企業(yè)環(huán)境技術(shù)改進(jìn)方面提供一定的財(cái)力和政策支持，同時(shí)加快建立相對(duì)成熟的現(xiàn)代工業(yè)創(chuàng)新環(huán)境。此外，也應(yīng)適當(dāng)加大河北、山西、貴州和寧夏四個(gè)污染密集型省區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，通過促進(jìn)其技術(shù)創(chuàng)新來降低污染排放，如加大技術(shù)創(chuàng)新投入力度徑。而對(duì)于華東、中南、西南、西北等地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的影響相對(duì)較低，且包含的大部分省區(qū)的污染密度相對(duì)較低，其環(huán)境規(guī)制形勢(shì)尚不嚴(yán)峻，但仍需繼續(xù)保持對(duì)企業(yè)生產(chǎn)的環(huán)境管制。endprint

與當(dāng)前多數(shù)文獻(xiàn)不同，本文著眼于區(qū)域比較的視角，對(duì)中國(guó)六大區(qū)域進(jìn)行全面分析，同時(shí)重點(diǎn)關(guān)注四個(gè)高污染密度省區(qū)的狀況。基于當(dāng)前的指標(biāo)體系和分析對(duì)象，得出部分地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)生產(chǎn)率存在顯著影響的結(jié)論，與多數(shù)研究相一致，但基于2001—2013年數(shù)據(jù)得出的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)存在逆向影響的具體結(jié)果與部分文獻(xiàn)存在一定的差異，這與當(dāng)前關(guān)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響不存在統(tǒng)一結(jié)論的研究現(xiàn)狀相符，更加說明對(duì)這一問題的研究應(yīng)具體情況具體分析，這也正是本文選擇從區(qū)域視角研究環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的初衷。不過，在分析環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)之間的關(guān)系時(shí)，指標(biāo)口徑主要是區(qū)域而非省區(qū)，在一定程度上內(nèi)化了變量間影響的省域特征。此外，由于中國(guó)環(huán)境數(shù)據(jù)不夠健全且獲取難度較大，研究的時(shí)間跨度是2001—2013年，而環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是短期和長(zhǎng)期并存的，在此研究區(qū)間內(nèi)，二者之間的長(zhǎng)期作用可能沒有得到充分體現(xiàn)，這也是未來研究中需要改進(jìn)之處。

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（責(zé)任編輯：韓淑麗）endprint