王喜平　劉哲

摘要：采用超越對數(shù)隨機前沿模型測算了中國工業(yè)綠色增長效率，并通過核密度曲線考察了其動態(tài)特征?？臻g自相關(guān)MoranI檢驗表明省際工業(yè)綠色增長效率分布不是隨機的，具有空間依賴性。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建了空間杜賓模型實證分析了行政型、市場型、公眾參與型三種環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明：行政型環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為負(fù)；市場型的直接效應(yīng)為負(fù)，間接效應(yīng)為正；公眾參與型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)雖然都顯著為正，但是均值都較小。進(jìn)而提出相關(guān)政策建議以實現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長的雙贏。

關(guān)鍵詞：工業(yè)綠色增長效率；環(huán)境規(guī)制；空間溢出；核密度估計；空間杜賓模型

中圖分類號：F403.8 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1672-626X（2018）01-0070-08

一、引言

改革開放30年來，中國工業(yè)始終保持穩(wěn)定高速增長，但粗放型增長方式依然在中國經(jīng)濟(jì)中占主導(dǎo)地位。由此造成了大量的資源浪費和污染排放，嚴(yán)重威脅著中國的生態(tài)環(huán)境。根據(jù)國家發(fā)改委能源局公布的數(shù)據(jù)，中國已經(jīng)是世界第二大能源消費國和碳排放最多的國家，然而中國單位標(biāo)準(zhǔn)煤的產(chǎn)出效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家，僅相當(dāng)于日本的10.3%。產(chǎn)出效率的低下會增加能源的消耗，從而造成嚴(yán)重的環(huán)境問題。環(huán)境問題的日益嚴(yán)重使得各級政府紛紛放下GDP主義，更加注重經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。但一些官員在唯GDP的政績考核制度影響下，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致企業(yè)成本提高，進(jìn)而阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

環(huán)境規(guī)制真的會阻礙經(jīng)濟(jì)增長嗎？經(jīng)濟(jì)增長的一個重要指標(biāo)是生產(chǎn)率，許多學(xué)者都從環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率的影響的視角進(jìn)行研究。傳統(tǒng)學(xué)派認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制加重企業(yè)的成本負(fù)擔(dān)，使得企業(yè)放棄最優(yōu)生產(chǎn)決策，從而導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率的下降。一些學(xué)者如Gray（1987）、Jorgenson和Wilcoxen（1990）等通過對美國20世紀(jì)70年代的經(jīng)濟(jì)蕭條進(jìn)行研究，得出提高環(huán)境規(guī)制會造成企業(yè)生產(chǎn)率下降，并抑制經(jīng)濟(jì)的增長。相反，許多學(xué)者指出環(huán)境規(guī)制會促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。張成等（2010）在實證后發(fā)現(xiàn)，從長期看，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的增長有促進(jìn)作用，從而推動經(jīng)濟(jì)增長。吳明琴等（2016）選取了280個重點城市的數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，得出嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到促進(jìn)作用。呂康娟等（2017）基于中國制造業(yè)行業(yè)2001-2011年的面板數(shù)據(jù)，研究后發(fā)現(xiàn)提高環(huán)境規(guī)制強度會促進(jìn)綠色生產(chǎn)率的提高。此外，還有一些學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系不確定。李勝蘭等（2014）基于中國省際面板數(shù)據(jù)研究后得出，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著。王杰和劉斌（2014）實證后發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)TFP呈“倒N型”關(guān)系。靳亞閣等（2016）基于中國2003-2013年280個地級市及以上城市的工業(yè)數(shù)據(jù)，得出環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率之間呈“倒U型”關(guān)系。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）將能源消耗和CO₂排放的影響考慮進(jìn)來，構(gòu)建了超越對數(shù)隨機前沿模型對中國30個省區(qū)的工業(yè)綠色增長效率進(jìn)行測算。相比于DEA模型，SFA模型測算結(jié)果更加精確。這是因為DEA模型構(gòu)建的非隨機生產(chǎn)前沿面將所有的偏差都?xì)w于技術(shù)無效率。（2）引入核密度估計函數(shù)對中國工業(yè)綠色增長效率的動態(tài)演進(jìn)進(jìn)行了考察，而不是像過去的文獻(xiàn)僅僅側(cè)重于分析其靜態(tài)時序變化。（3）參考張江雪等（2015）的環(huán)境規(guī)制分類，從行政型、市場型和公眾參與型三個角度，分別考察了不同環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的影響效果及差異。以往的研究大多忽略了不同環(huán)境規(guī)制類型產(chǎn)生的不同效果，只是從環(huán)境規(guī)制強度的單一視角進(jìn)行研究。（4）以地理鄰接矩陣表示工業(yè)綠色增長效率和環(huán)境規(guī)制的空間關(guān)聯(lián)，構(gòu)建空間杜賓模型對環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的影響以及空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了研究，使檢驗結(jié)果更加準(zhǔn)確。過去的研究大多沒有考慮空間性，考慮空間性的也大多使用SLM和SEM模型，無法表現(xiàn)出環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的空間溢出效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

（一）測算方法

本文使用超越對數(shù)隨機前沿模型對我國工業(yè)綠色增長效率進(jìn)行了測算。SFA模型大致可以表達(dá)成：

考慮到超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)可以更好地研究投入要素之間的相互影響，且函數(shù)彈性可變，因此將變量之間的關(guān)系表示如下：

由式（2）可以得出工業(yè)綠色增長效率。其中，Y代表工業(yè)增加值，i（i=1，2…30）代表中國30個省區(qū)（不包含西藏地區(qū)）。t（t=1，2…15）代表2000-2014共15年。K代表工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值，L代表工業(yè)就業(yè)人數(shù)，E代表工業(yè)所耗費的能源，C代表工業(yè)排放的二氧化碳。

（二）變量說明

1.投入指標(biāo)。（1）資本投入：使用工業(yè)固定資產(chǎn)凈值近似估算工業(yè)資本存量，并使用固定資產(chǎn)價格指數(shù)進(jìn)行平減，基期為2000年。（2）勞動力投入：使用各省年末工業(yè)從業(yè)人員數(shù)代表勞動力投入。（3）能源消耗：使用能源折標(biāo)系數(shù)對原煤、洗精煤、型煤、焦炭、焦?fàn)t煤氣、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、煉廠干氣、天然氣等13種能源進(jìn)行統(tǒng)一折算，以萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤為單位。（4）環(huán)境成本：使用工業(yè)CO₂排放量來表示。由于統(tǒng)計年鑒中沒有CO₂排放量數(shù)據(jù)，本文采用IPCC（聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會）推薦的方法進(jìn)行估算如下：

2.產(chǎn)出指標(biāo)。使用各地區(qū)工業(yè)增加值代表產(chǎn)出指標(biāo)。為消除價格因素影響，以2000年為基期價格，使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行折算。

3.環(huán)境規(guī)制。（1）行政型環(huán)境規(guī)制（AER）：使用各地區(qū)污染治理項目年度完成投資衡量行政型環(huán)境規(guī)制強度。使用GDP指數(shù)對其進(jìn)行價格平減，基期為2000年。（2）市場型環(huán)境規(guī)制（MER）：使用各地區(qū)排污費收入來衡量市場型環(huán)境規(guī)制強度。同樣進(jìn)行折算。（3）公眾參與型環(huán)境規(guī)制（PER）：使用各地區(qū)因環(huán)境信訪總數(shù)來衡量公眾參與型環(huán)境規(guī)制強度。為消除異方差的影響，以上數(shù)據(jù)均進(jìn)行對數(shù)處理。

4.控制變量。（1）外商直接投資FDI：使用每年人民幣匯率的平均價格對FDI進(jìn)行折算，以FDI占GDP的比重來衡量各地區(qū)外商直接投資水平。（2）能源消費結(jié)構(gòu)ESC：使用煤炭消費量占總的能源消費量的比重表示。（3）科技水平TL：使用各地區(qū)專利申請受理量表示各地區(qū)科技水平。以上數(shù)據(jù)均進(jìn)行對數(shù)處理。

（三）Kernel密度估計

核密度估計是一種重要的非參數(shù)檢驗方法，被廣泛應(yīng)用于考察不均衡分布。通過對隨機變量的概率密度進(jìn)行估計，使用連續(xù)的密度曲線來表示分布形態(tài)。將隨機變量x的密度函數(shù)定義為f（x）。由于此密度函數(shù)未知，因此需要通過樣本來進(jìn)行估計。樣本的經(jīng)驗分布函數(shù)如式（4）所示：

（四）空間相關(guān)性檢驗

本文使用M0ran's I指數(shù)檢驗工業(yè)綠色增長效率是否具有空間相關(guān)性。具體見式（5）：

式（5）中，Y_i和Y_j分別表示i區(qū)域和j區(qū)域的觀測值。n為地區(qū)總數(shù)。W_ij為空間權(quán)重矩陣，表示空間對象的相互臨近關(guān)系。兩個區(qū)域若相鄰，則取值為1，若不相鄰，則取值為0。全局Moran's I值區(qū)間為[-1，1]，如果M0ran's I值在0.05水平上顯著，則說明觀測值擁有顯著的空間自相關(guān)性，也就是說，相鄰地區(qū)具有集聚趨勢。

（五）空間計量模型設(shè)定

根據(jù)不同的空間交互效應(yīng)，空間計量模型可分為空間滯后模型、空間誤差模型以及空間Durbin模型m。

（1）空間滯后模型（SLM）：

（3）空間杜賓模型（SDM）：

如果存在空間滯后項，使用點估計方法檢驗空間溢出效應(yīng)容易造成偏誤，因此應(yīng)通過微積分方程檢驗變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，來表示解釋變量對本地區(qū)和相鄰地區(qū)的平均影響。使用第k個解釋變量對式（8）求導(dǎo)，得到下面的偏微分矩陣：

根據(jù)式（9），當(dāng)一個地區(qū)的解釋變量變動時，該地區(qū)和相鄰地區(qū)的被解釋變量也會隨之變動。在偏微分矩陣中，對角線元素的平均值代表直接效應(yīng)，非對角線的平均值代表間接效應(yīng)。直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和為總效應(yīng)。

（六）數(shù)據(jù)來源

本文的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》。為統(tǒng)一口徑，本文最終選取了除西藏外30個省區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

三、工業(yè)綠色增長效率測算與變化特征

（一）工業(yè)綠色增長效率的靜態(tài)時序變化

本文使用我國30個省區(qū)的工業(yè)投入產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)，使用超對數(shù)隨機前沿模型對工業(yè)綠色增長效率進(jìn)行了測算。我國30個省區(qū)2000-2014年期間的省際工業(yè)綠色增長效率如表1所示。

從各省工業(yè)綠色增長效率的平均水平來看，排在前五位的省份依次是廣東、江蘇、上海、浙江、山東，其工業(yè)綠色增長效率均值都超過了0.7；排在倒數(shù)后五位的省份則是寧夏、青海、甘肅、新疆、貴州，其工業(yè)綠色增長效率均值都沒有超過0.2。可以得出，中國各省工業(yè)綠色增長效率的均值水平表現(xiàn)出明顯的地域差異性，工業(yè)綠色增長效率較高的省份聚集在我國經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的東部，工業(yè)綠色增長效率較低的省份則聚集在我國經(jīng)濟(jì)比較落后的西部地區(qū)。

與基期（2000年）相比較，各省區(qū)工業(yè)綠色增長效率在考察樣本期末（2014年）均實現(xiàn)了增長。其中，寧夏、青海、甘肅、新疆、貴州等增長幅度較高，累計增幅均超過150%，但也有不少省份屬于平穩(wěn)上升，如廣東、江蘇、上海等地，累計漲幅均不超過15%。從考察期內(nèi)各省區(qū)工業(yè)綠色增長效率的演變趨勢來看，四大區(qū)域均為上升趨勢。其中，西部地區(qū)增幅最大，上升較為迅猛；東部地區(qū)增幅最小，上升較為平穩(wěn)。

（二）工業(yè)綠色增長效率的動態(tài)演進(jìn)

為了更加細(xì)致、直觀地描繪出我國工業(yè)綠色增長效率的動態(tài)演進(jìn)及分布特征，下面運用核密度估計方法分析其動態(tài)變化。選取2000年、2005年、2010年、2014年4個年度作為考察剖面。圖1為工業(yè)綠色增長效率的核密度曲線。

由圖1可知：第一，樣本考察期內(nèi)，密度分布曲線整體上表現(xiàn)出明顯的向右平移的趨勢，這反映出我國各省份工業(yè)綠色增長效率處于增長趨勢；第二，波峰先降低又增長，變化幅度不大，說明工業(yè)綠色增長效率的地區(qū)差距在樣本考察期內(nèi)變化較小；第三，從曲線的形狀來看，我國2000-2014年各省份的工業(yè)綠色增長效率明顯表現(xiàn)出雙峰趨同，表明部分省份的工業(yè)綠色增長效率在較高的水平上集中，另一部分的工業(yè)綠色增長效率在較低的水平上集中。

（三）工業(yè)綠色增長效率的空間相關(guān)性檢驗

是否應(yīng)該在研究環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的影響時引入空間效應(yīng)，取決于我國工業(yè)綠色增長效率在地理空間上是否存在依賴性和相關(guān)性。因此本文使用Moran's I指數(shù)來檢驗其空間分布是否存在相關(guān)性。利用Geoda軟件計算了歷年中國工業(yè)綠色增長效率的全局Moran'I值，樣本期內(nèi)的變動趨勢如圖2所示。

由圖2可知，Moran3值位于[0.468，0.485]之間，并且均在1%的水平上通過了顯著性檢驗。這表明中國工業(yè)綠色增長效率存在顯著的空間正相關(guān)性。

四、空間計量分析

檢驗得出，Wald檢驗空間滯后的值為47.65，Wald檢驗空間誤差的值為51.23。LR檢驗空間滯后的值為29.82，LR檢驗空間誤差的值為21.67。而以上統(tǒng)計量的概率均低于1%的顯著性水平，說明工業(yè)綠色增長效率模型的空間依賴性既存在空間誤差形式，也存在空間滯后形式。因此，本文選擇SDM模型作為分析模型。Hausman檢驗的統(tǒng)計量為326.28，Prob>chi²=0.0000，所以選擇固定效應(yīng)模型。

空間計量估計結(jié)果如表2所示。SDM模型的Log-L相對來說更大，并且Adj-R²最大，說明SDM模型的擬合度最好。從表2中三種模型回歸結(jié)果來看，一個地區(qū)工業(yè)綠色增長效率的大小既受本地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策調(diào)整的影響，也受相鄰地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策調(diào)整的影響。在SDM模型下，三種環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的影響的顯著性明顯不如SLM和SEM模型。其原因是SLM和SEM模型沒有將環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的空間溢出效應(yīng)考慮進(jìn)來。而估計結(jié)果中，被解釋變量PTE的空間之后系數(shù)p顯著為正，說明我國相鄰省份間的工業(yè)綠色增長效率呈正向外溢效應(yīng)。

下面來看SDM模型中解釋變量和其空間滯后項的回歸系數(shù)，行政型環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，市場型環(huán)境規(guī)制在10%的水平上顯著為負(fù)，公眾參與型環(huán)境在1%的水平上顯著為正，但是數(shù)值較小。三種環(huán)境規(guī)制的空間滯后項均在1%的水平上顯著。根據(jù)Lesage和Pace（2009），AER、MER、PER的回歸系數(shù)無法直接來解釋環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的影響以及空間溢出效應(yīng)。因此，我們對環(huán)境規(guī)制以及各個控制變量的效應(yīng)進(jìn)行分解，結(jié)果如表3所示。

行政型環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，說明本省的行政型環(huán)境規(guī)制對本省的工業(yè)綠色增長效率具有抑制作用。一方面，行政型環(huán)境規(guī)制具有強制性，普遍采取“一刀切”的方式，沒有將企業(yè)節(jié)能減排能力的異質(zhì)性考慮進(jìn)來，所有企業(yè)必須接受。為了達(dá)到規(guī)定的排放標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)不得不加大排污設(shè)備的投入，甚至可能關(guān)閉污染嚴(yán)重的項目，這樣便會造成企業(yè)成本的上升，從而導(dǎo)致效率下降。另一方面，行政干預(yù)容易引發(fā)尋租行為，從而嚴(yán)重影響資源的合理配置，造成工業(yè)綠色增長效率的下滑。

行政型環(huán)境規(guī)制的間接效應(yīng)同樣顯著為負(fù)，表明相鄰地區(qū)的行政型環(huán)境規(guī)制對本省的工業(yè)綠色增長效率起著負(fù)面作用。近年來，在基于地方經(jīng)濟(jì)績效的“政治晉升”機制的激勵下，各地方政府紛紛采取地方保護(hù)主義、市場分割等手段阻礙各種生產(chǎn)要素的交流，影響了相鄰地區(qū)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的引進(jìn)，鉗制了工業(yè)綠色增長效率的正向溢出效應(yīng)。此外，很多發(fā)達(dá)地區(qū)在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時，地方政府會安排一些本省其他城市進(jìn)行定點對接。這些城市為了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，會爭先降低環(huán)境規(guī)制強度以吸引被淘汰的污染產(chǎn)業(yè)。而對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)來說，也只能跟隨著降低環(huán)境規(guī)制強度，吸收一些污染嚴(yán)重的產(chǎn)業(yè)，由此導(dǎo)致了地區(qū)間的競次行為。

市場型環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的溢出效應(yīng)顯著為正，均值為1.4316，是其直接效應(yīng)的572.87%。即一個地區(qū)的市場型環(huán)境規(guī)制強度每提高1%，則相鄰地區(qū)和本地區(qū)之間的工業(yè)綠色增長效率的變化比為1：-0.18。說明一個地區(qū)在提高市場型環(huán)境規(guī)制強度時，將對相鄰地區(qū)產(chǎn)生很大的正向溢出效應(yīng)，而對本地區(qū)產(chǎn)生不利影響。分析其原因，一個地區(qū)的市場型環(huán)境規(guī)制強度提高時，就本地區(qū)來說，排污費的提高一方面會刺激企業(yè)加大技術(shù)創(chuàng)新的投入，對效率產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用；另一方面會使得本地區(qū)的部分企業(yè)迫于過高的排污費而選擇遷出，對效率產(chǎn)出負(fù)面作用。一正一反的作用相抵消，目前來看，負(fù)面作用更大一些。而就相鄰地區(qū)而言，在接收部分企業(yè)的同時，也會吸收一些先進(jìn)的技術(shù)，從而促進(jìn)工業(yè)綠色增長效率的提高。

市場型環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)顯著為正，均值為1.1817。說明市場型環(huán)境規(guī)制總體上對工業(yè)綠色增長效率起到了很大的促進(jìn)作用。但是直接效應(yīng)與間接效應(yīng)方向的不同也預(yù)示著中央和地方政府在對待市場型環(huán)境規(guī)制時會有不同的態(tài)度。地方政府主要考慮的是能否給本地區(qū)帶來直接“好處”，即市場型環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)。所以地方政府很可能不會增強市場型環(huán)境規(guī)制強度。而中央政府則是從全局考慮，關(guān)注的是市場型環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)和間接效應(yīng)，會支持增強市場型環(huán)境規(guī)制強度。

公眾參與型環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，說明一個地區(qū)公眾參與型環(huán)境規(guī)制強度的提高，不僅對本地區(qū)的工業(yè)綠色增長效率起到積極作用，對相鄰地區(qū)也會有正向的溢出效應(yīng)。但是其影響系數(shù)非常小，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的均值分別為0.0001和0.0002。表明我國公眾的環(huán)保參與意識比較淡薄，公民大多是自身受到影響后才會上訪，缺乏主動性。更進(jìn)一步說明我國政府環(huán)境信息公開不透明，公眾參與環(huán)境規(guī)制的渠道不暢通，對公眾的環(huán)境教育不到位等問題。

五、結(jié)論與政策建議

本文構(gòu)建了超越對數(shù)SFA模型測算了我國30個省區(qū)在2000-2014年的工業(yè)綠色增長效率并使用核密度估計研究了其動態(tài)特征。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國大部分地區(qū)工業(yè)綠色增長效率表現(xiàn)出不斷提升的趨勢，我國各省份的工業(yè)綠色增長效率呈現(xiàn)出明顯的兩極分化趨勢。在此基礎(chǔ)上，借助SDM空間計量模型以及其空間效應(yīng)分解方法，從行政型、市場型、公眾參與型三個維度分析了環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色增長效率的作用機制。研究得出結(jié)論：在樣本考察期內(nèi)，工業(yè)綠色增長效率呈現(xiàn)出顯著的空間外溢效應(yīng)。行政型環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為負(fù)；市場型環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，間接效應(yīng)顯著為正；公眾參與型環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，但是系數(shù)較小。

研究結(jié)論對如何合理地運用各種環(huán)境規(guī)制工具以推動工業(yè)綠色增長效率的提高提供了政策啟示。當(dāng)前我國的環(huán)境規(guī)制現(xiàn)狀是“命令一控制型為主，市場激勵型為輔”。環(huán)境規(guī)制是一個系統(tǒng)性工程，需要政府部門構(gòu)建一個行政型、市場型、公眾參與型“三維一體”的全方位環(huán)境規(guī)制體系，并且要對環(huán)境規(guī)制工具不斷創(chuàng)新，以期三種環(huán)境規(guī)制取長補短，優(yōu)勢互補，最大程度地發(fā)揮各種類型環(huán)境規(guī)制工具的作用。

第一，合理運用行政型環(huán)境規(guī)制工具，推進(jìn)區(qū)域一體化進(jìn)程。首先，由于不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)形態(tài)不同，政策的適用性并不一致，因此在制定具體的行政型環(huán)境規(guī)制政策時，應(yīng)避免“一刀切”，地方政府應(yīng)當(dāng)根據(jù)各地區(qū)工業(yè)的不同特點，制定相應(yīng)的行政型環(huán)境規(guī)制。其次，應(yīng)引人多目標(biāo)的績效考核機制，使各地方政府不再專注于發(fā)展經(jīng)濟(jì)而忽略環(huán)境。再次，還要努力推動區(qū)域合作發(fā)展，實現(xiàn)利益共享，消除各種貿(mào)易壁壘、市場壁壘，為資金、人才和技術(shù)等要素在不同地區(qū)間的流動掃清障礙。最后，還應(yīng)加大對行政管制的監(jiān)管力度，確保環(huán)保類投資合規(guī)、高效的使用，杜絕尋租行為的發(fā)生。

第二，完善市場型環(huán)境規(guī)制工具，建立環(huán)境補償機制。推動環(huán)保稅替代排污費，增強市場型環(huán)境規(guī)制強度，以倒逼淘汰落后產(chǎn)能。還應(yīng)積極向西方發(fā)達(dá)國家學(xué)習(xí)，根據(jù)我國國情不斷豐富市場型環(huán)境規(guī)制工具。針對中央政府和地方政府對市場型環(huán)境規(guī)制的不同態(tài)度，為了防止地區(qū)間出現(xiàn)環(huán)境競次行為，應(yīng)建立適當(dāng)?shù)沫h(huán)境補償機制，并對補償?shù)臉?biāo)準(zhǔn)做出明確規(guī)定，對地區(qū)間的環(huán)境補償進(jìn)行積極的協(xié)調(diào)。

第三，加強政府監(jiān)督，發(fā)揮公眾參與型環(huán)境規(guī)制作用。為了讓社會公眾意識到環(huán)境保護(hù)的重要性，必須加大環(huán)保的宣傳力度。有關(guān)部門也應(yīng)盡快完善立法，為公民行使知情權(quán)和監(jiān)督權(quán)提供法律保障。政府應(yīng)通過媒體及時地將有關(guān)環(huán)境建設(shè)項目公布，使用座談會、聽證會、問卷調(diào)查等方式充分聽取公眾的意見，最大程度地發(fā)揮公眾參與型環(huán)境規(guī)制的作用。

（責(zé)任編輯：盧君）