林煒　鐘昌標(biāo)

摘?要：運用空間自回歸模型和空間杜賓模型，針對2005—2015年中國30個省級的面板數(shù)據(jù)研究環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的影響以及地方政府競爭對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效具有負(fù)向直接效應(yīng)和正向空間溢出效應(yīng);在地方政府競爭的作用下，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)和正向空間溢出效應(yīng)均被縮小;環(huán)境規(guī)制負(fù)向影響制造業(yè)績效的總效應(yīng)，引入地方政府競爭后，總效應(yīng)的負(fù)向影響將被縮小;環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)、總效應(yīng)以及地方政府競爭對這3種效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用具有區(qū)域差異性。

關(guān)?鍵?詞：環(huán)境規(guī)制;制造業(yè)績效;地方政府競爭;直接效應(yīng);空間溢出效應(yīng);總效應(yīng)

DOI：10.16315/j.stm.2019.05.014

中圖分類號：?F752

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：?A

Impact?mechanism?of?environmental?regulation?on?manufacturing

performance：analysis?from?the?perspective?of?local?government?competition

LIN?Wei，?ZHONG?Changbiao

（Business?School，?Ningbo?University，?Ningbo?315211，?China）

Abstract：Using?the?Spatial?Autoregressive?Model?and?the?Spatial?Dubin?Model，?the?paper?analyzes?the?impacts?of?environmental?regulation?on?manufacturing?performance?and?the?regulation?of?local?government?competition?for?the?panel?data?of?30?provinces?in?China?from?2005?to?2015.The?results?show?that：?environmental?regulation?has?negative?direct?effects?and?positive?spatial?spillover?effects?on?manufacturing?performance;?under?the?influence?of?local?government?competition，?the?negative?direct?effect?and?positive?spatial?spillover?effect?of?environmental?regulation?on?manufacturing?performance?are?reduced;?the?negative?effect?of?environmental?regulation?on?manufacturing?performance?is?reduced?by?introducing?local?government?competition;?the?direct?effect，?spatial?spillover?effect，?total?effect?of?environmental?regulation?on?manufacturing?performance?and?the?regulatory?effect?of?local?government?competition?on?these?three?effects?have?regional?differences.

Keywords：environmental?regulation;?manufacturing?performance;?local?government?competition;?direct?effect;?spatial?spillover?effect;?total?effect

收稿日期：?2019-07-11

基金項目：?國家社會科學(xué)基金專項項目（18VSJ023）;國家自然科學(xué)基金青年項目（71704087）;國家自然科學(xué)基金面上項目（71673182）;浙江省自然科學(xué)基金項目（LY17G030010）。

作者簡介：?林?煒（1995—），女，碩士研究生;

鐘昌標(biāo)（1964—），男，長江學(xué)者，教授，博士生導(dǎo)師.

中國自改革開放以來形成了以制造業(yè)為主要驅(qū)動力的區(qū)域經(jīng)濟(jì)形態(tài)，但長期粗放發(fā)展模式也造成了區(qū)域性污染事件頻發(fā)。根據(jù)2018年發(fā)布的《環(huán)境績效指數(shù)（EPI）報告》，中國環(huán)境績效指數(shù)（EPI）在180個觀測國家或地區(qū)中僅排第120位，而以制造業(yè)為主要污染源的空氣污染排名則更為靠后。因此，中央政府逐漸加大針對制造業(yè)污染的環(huán)境管制。其中以國務(wù)院2018年推出的《打贏藍(lán)天保衛(wèi)戰(zhàn)三年行動計劃》最具代表性，規(guī)劃要求重點區(qū)域和城市的制造企業(yè)要實現(xiàn)轉(zhuǎn)型發(fā)展、綠色生產(chǎn)、域外搬遷等，并重點列出鋼鐵、水泥、平板玻璃等高能耗、高污染行業(yè)產(chǎn)業(yè)置換方案，從一系列政策可以看出，中央政府力圖通過更加嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制實現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級協(xié)調(diào)發(fā)展的目標(biāo)，雖然近年來在提升環(huán)境質(zhì)量方面卓有成效，但外部成本內(nèi)部化過程中能否提升制造業(yè)整體績效亟需進(jìn)一步驗證。

我國地方政府執(zhí)行的環(huán)境規(guī)制由中央政府統(tǒng)一制定。其中中央政府旨在實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的社會福利最大化目標(biāo)，但在以經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為主導(dǎo)的政績考核體系下，鑒于當(dāng)前的制度環(huán)境缺乏充分的環(huán)境補(bǔ)償機(jī)制[1]，產(chǎn)權(quán)界定不清使環(huán)境治理的“搭便車”行為成為可能，地方政府往往遵循本地收益最大化的原則，通過放寬環(huán)境規(guī)制的成本約束以提升企業(yè)績效。在此過程中，一方面，中央與地方在平衡經(jīng)濟(jì)與環(huán)境目標(biāo)函數(shù)上的差異決定了環(huán)境規(guī)制最終效用產(chǎn)生偏差，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)績效對于地方環(huán)境規(guī)制的響應(yīng)方式將更具不確定性;另一方面，由于中央對地方的考核往往以鄰近區(qū)域作為標(biāo)準(zhǔn)，地方政府將通過模仿競爭的方式?jīng)Q定環(huán)境規(guī)制執(zhí)行強(qiáng)度[2]。因此政府的弱化環(huán)境規(guī)制行為可能會產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。如何將地方政府競爭這一外生因素剝離出來，評價現(xiàn)階段區(qū)域性的環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)績效的真實影響是亟需解決的問題。

中國作為發(fā)展中國家，制造業(yè)依然是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主力軍，也是地方政府實施經(jīng)濟(jì)保護(hù)主義的重點，然而，鮮有研究基于中國特殊的政治與財政體制視角解釋環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)績效的關(guān)系。這恰是實現(xiàn)我國制造業(yè)污染防治和制造業(yè)績效提高的權(quán)衡問題的重點。鑒于此，本文結(jié)合中國實際情況，運用空間計量模型系統(tǒng)剖析環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)績效的關(guān)系，以及地方政府競爭對這兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，試圖探討地方政府競爭視角下的環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)績效關(guān)系的另外一種解釋途徑。

1?文獻(xiàn)綜述

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論從靜態(tài)視角出發(fā)，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的實行導(dǎo)致企業(yè)承擔(dān)更多的成本，使其利潤率和生產(chǎn)率下降，最終使得整體產(chǎn)業(yè)績效降低。Gollop等[3]通過考察美國1973—1979年56家電力企業(yè)在實施空氣清潔法案后，這些企業(yè)的全要素生產(chǎn)率平均每年下降0.59%[4]。與之不同的是，Porter等[5]基于動態(tài)視角，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制可以使企業(yè)發(fā)揮“創(chuàng)新補(bǔ)償”作用[6-9]，降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)的績效。也有學(xué)者將環(huán)境政策可以作為一種有效的“倒逼”機(jī)制，可以“精洗”產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)業(yè)群體，驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級[10]。隨著研究的不斷深入，學(xué)者們的研究視角呈現(xiàn)多元化和系統(tǒng)化，但總體來說學(xué)者們認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)績效的影響是一個復(fù)雜的過程。例如：蔣伏心等[11]通過2004—2011年江蘇省的24個制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)兩者之間存在“U”型的關(guān)系[12-14];童健等[15]采用2002—2012年間中國工業(yè)行業(yè)的省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)兩者之間存在“J”型的關(guān)系;張旭等[16]通過系統(tǒng)動力學(xué)模型發(fā)現(xiàn)3種不同類型的環(huán)境規(guī)制工具存對研究結(jié)果存在差異性;聶國卿等[17]則將制造業(yè)污染程度和創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的過程進(jìn)行分類，發(fā)現(xiàn)不同污染程度的行業(yè)在不同的階段具有差異性。

值得注意的是，以上關(guān)于環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)績效的研究均是基于一個區(qū)域內(nèi)部，并沒有考慮到兩者之間可能存在的空間效應(yīng)。實際上，各地區(qū)環(huán)境政策執(zhí)行的差異性給企業(yè)提供了跨地區(qū)轉(zhuǎn)移回避環(huán)境治理的空間[18]，這在一定程度上能帶動企業(yè)遷入地的產(chǎn)業(yè)績效的增長效應(yīng)。沈坤榮等[19]對2004—2013年中國285個地級市的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)污染遷出地的環(huán)境規(guī)制可以提升污染遷入地的產(chǎn)業(yè)規(guī)模。Wu等[20]基于2006—2010年新建污染企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，研究表明在政府明確二氧化硫和化學(xué)需氧量的排放量減少10%之后，企業(yè)會向環(huán)境規(guī)制寬松的西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，帶動西部落后地區(qū)的發(fā)展[21]。然而，Cole等[22]利用美國1978—1994年產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)，將環(huán)境規(guī)制內(nèi)生化后發(fā)現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)績效的空間效應(yīng)存在負(fù)向影響。此外，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)遷入地產(chǎn)業(yè)績效的改變不一定是受遷出地的環(huán)境規(guī)制的影響，也可能是遷入地的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施狀況和外資的集聚效應(yīng)等影響了遷出地的企業(yè)[23]。也有學(xué)者認(rèn)為大部分產(chǎn)業(yè)因環(huán)境規(guī)制而遷移的成本較低，只有小部分產(chǎn)業(yè)的環(huán)境規(guī)制的適應(yīng)成本較高[24]。

事實上，無論環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)績效是直接效應(yīng)還是空間溢出效應(yīng)，均有可能受到地方政府競爭的影響。部分學(xué)者認(rèn)為地方政府存在“標(biāo)尺競爭”行為，即若上級政府將環(huán)境因素明確納入官員晉升考核體系。Fredriksson等[25]對美國1977—1994年的環(huán)境政策進(jìn)行研究，結(jié)果顯示各個政府在政策的制定上存在“標(biāo)尺效應(yīng)”。然而，有更多的學(xué)者認(rèn)為地方政府之間存在“逐底競爭”行為，即為了自身謀利而競相放松本地環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)。如朱平芳等[26]通過2003—2008年中國277個地級城市的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)地方政府競爭隨FDI水平分位點的上升而不斷加強(qiáng)[27]。

基于此，本文的貢獻(xiàn)有3點：第一，雖然眾多學(xué)者對環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了大量研究，但大多集中于定性的理論推導(dǎo)，定量測算研究較少，且在不同產(chǎn)業(yè)類型下環(huán)境規(guī)制的效用函數(shù)存在較大差異，因此本文基于現(xiàn)實問題選取更具轉(zhuǎn)型緊迫性的制造業(yè)做典型性分析。第二，大部分文獻(xiàn)并未在中國特殊的分權(quán)體制下研究環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)績效的關(guān)系，更沒有深入考慮到地方政府間競爭行為在其直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)以及總效應(yīng)產(chǎn)生不同的調(diào)節(jié)作用;因此，本文引入地方政府競爭因素研究環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)績效的具體關(guān)系;第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究環(huán)境規(guī)制效應(yīng)時往往忽視我國普遍存在的區(qū)域間制度差異，事實上在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段下政府的環(huán)保意識和經(jīng)濟(jì)發(fā)展動機(jī)差異較大，本文基于此考慮對其差異性進(jìn)行進(jìn)一步對比分析，力圖對于中國特殊的分權(quán)體制下實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有一定的政策性指導(dǎo)意義。

2?理論分析

地方環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的提升對本地制造業(yè)經(jīng)營活動主要存在兩方面的影響：一是改變制造業(yè)的環(huán)境技術(shù)調(diào)整意愿，以提高污染治理能力;二是提高制造業(yè)的環(huán)境稅率。不論采取技術(shù)創(chuàng)新還是環(huán)境稅率，均會增加制造業(yè)企業(yè)的成本支出，降低產(chǎn)業(yè)整體生產(chǎn)率和競爭力;因此，更為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會對本地制造業(yè)績效的提高產(chǎn)生抑制作用。此外，由于我國東、中、西3大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、創(chuàng)新能力和自然稟賦等均存在較大的差異?？梢灶A(yù)測，不同區(qū)域環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的影響會存在顯著的空間異質(zhì)性。據(jù)此，提出假設(shè)H1。

H1：環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效存在負(fù)向的直接效應(yīng)，且具有區(qū)域異質(zhì)性。

一個地區(qū)日益加強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度可能會給本地制造業(yè)帶來投資擠出效應(yīng)，具體來說，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會使制造業(yè)面臨環(huán)境保護(hù)帶來的沉重負(fù)擔(dān)，使運行和投資的成本增加，此時，如果其他地區(qū)為取得經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而降低環(huán)境政策的門檻，則本地的制造業(yè)為了降低環(huán)境治理成本，會選擇環(huán)境準(zhǔn)則相對寬松的地區(qū)重新布置生產(chǎn)和投資，這就是通常所說的“污染避難所效應(yīng)”[28]。因此，當(dāng)本地的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度上升時，而其他地區(qū)為獲得GDP增長效應(yīng)吸收從本地轉(zhuǎn)移的制造業(yè)，促進(jìn)了其他地區(qū)制造業(yè)的發(fā)展。據(jù)此，提出假設(shè)H2。

H2：環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效存在正向的空間溢出效應(yīng)，且具有區(qū)域異質(zhì)性。

由于中國特殊的分權(quán)體制把原有中央經(jīng)濟(jì)決策權(quán)下放于地方政府，并對當(dāng)?shù)靥岢隽艘欢ǖ慕?jīng)濟(jì)競爭激勵[29]，因此極大地解放了地方生產(chǎn)力。然而，由于中國的人口遷移和資本流動均長期受到嚴(yán)格的制度壁壘限制，制造成本成為區(qū)域產(chǎn)業(yè)競爭力的決定因素，地方政府在“經(jīng)濟(jì)錦標(biāo)賽”考核體系下往往會擔(dān)心其他地區(qū)采取更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)來增加對本地制造業(yè)的成本壓制，在零和博弈下，各個地區(qū)會選擇競相降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)來提高制造業(yè)的績效。因此，本文認(rèn)為在調(diào)節(jié)直接效應(yīng)方面地方政府的這種“逐底競爭”行為會通過環(huán)境規(guī)制進(jìn)一步負(fù)向影響本地制造業(yè)績效。

與此同時，當(dāng)?shù)胤秸x擇放寬本地環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)以提高制造業(yè)績效時，本地制造企業(yè)可以將降低的污染治理資本投入到生產(chǎn)領(lǐng)域，進(jìn)一步增加規(guī)模產(chǎn)出，此時制造業(yè)會在本地的環(huán)境規(guī)制下產(chǎn)生更強(qiáng)的路徑依賴。即使其他地區(qū)因為模仿競爭也放寬了環(huán)境準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，但是本地企業(yè)考慮到空間轉(zhuǎn)移到周邊地區(qū)還需要一定的搬遷成本，并且遷入后在市場潛能開發(fā)方面具有一定的后來者劣勢，利弊權(quán)衡下本地的制造企業(yè)會選擇繼續(xù)留在當(dāng)?shù)匕l(fā)展。因此，本文認(rèn)為在調(diào)節(jié)空間溢出效應(yīng)方面地方政府的這種“逐底競爭”方式會和環(huán)境規(guī)制共同作用下對其他地區(qū)制造業(yè)績效產(chǎn)生抑制作用。據(jù)此，提出假設(shè)H3。

H3：在存在地方政府競爭的條件下，地方環(huán)境規(guī)制對于制造業(yè)績效的直接負(fù)向效用被放大，而正向空間溢出效用將被縮小，且具有區(qū)域異質(zhì)性。

環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的總效應(yīng)表示本地環(huán)境規(guī)制對本地及周邊地區(qū)制造業(yè)績效的效用之和，也就是直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)之和。借鑒范承澤等[30]等理論模型，結(jié)合以上分析，本文認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效存在直接替代作用和空間補(bǔ)償作用。當(dāng)替代作用大于補(bǔ)償作用時，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的總效應(yīng)為負(fù)向，當(dāng)替代作用小于補(bǔ)償作用時，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的總效應(yīng)為正向。因此，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的總效應(yīng)難以確定。同理，地方政府競爭對環(huán)境規(guī)制影響制造業(yè)績效總效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用也難以確定。據(jù)此，提出假設(shè)H4。

H4：環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的總效應(yīng)存在區(qū)域差異，地方政府競爭調(diào)節(jié)環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的總效應(yīng)也存在區(qū)域差異。

3?模型建立及數(shù)據(jù)說明

3.1?模型構(gòu)造

為探究環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的總效應(yīng)，本文搭建不包含空間自變量相關(guān)項的空間自回歸模型（1）;進(jìn)一步探究地方政府競爭對環(huán)境規(guī)制和制造業(yè)績效的總調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型（1）中引入環(huán)境規(guī)制與地方政府競爭的交互項（ERS×Gov），得到模型（2）;為探究環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，本文構(gòu)建包含空間自變量相關(guān)項的空間杜賓模型（3）;進(jìn)一步探究地方政府競爭對直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，在模型（3）中引入環(huán)境規(guī)制與地方政府競爭的交叉項（ERS×Gov），得到模型（4）。

其中：i表示省份;t表示年份;Tfpit為制造業(yè)績效;ERSit為環(huán)境規(guī)制;Govit為地方政府競爭;Zit是一系列控制變量;W是空間權(quán)重矩陣，根據(jù)本文的研究，考慮到空間單元在更遠(yuǎn)距離上也存在聯(lián)系，因此采用標(biāo)準(zhǔn)化處理的基于地理距離倒數(shù)的空間權(quán)重矩陣;μit是地區(qū)固定效應(yīng);υit是時間固定效應(yīng);εit是誤差項。

3.2?變量說明

1）解釋變量：環(huán)境規(guī)制。本文借鑒董直慶等[31]、葉琴等[32]以及楊振兵等[33]的處理方法，采用加權(quán)線性和法對工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙（粉）塵排放量2個單項指標(biāo)構(gòu)建環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)，其中，2005—2010年缺失工業(yè)煙（粉）塵的數(shù)據(jù)，因此采用工業(yè)煙塵排放量與工業(yè)粉塵排放量的加總得到。計算過程如下：

首先，根據(jù)各省份的污染物排放量及地區(qū)生產(chǎn)總值，計算單位產(chǎn)值污染物排放量，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

DEsij=[DEij-min（DEj）]/[max（DEj）-min（DEj）]。

其中，DEij為第i個省份j類污染物的實際單位排放量，max（DEij）和min（DEij）分別表示第j類污染物在所有省份中的最大值和最小值，DEsij為第i個省份j類污染物標(biāo)準(zhǔn)化后的值。

其次，計算各省份的2個單項指標(biāo)的調(diào)整系數(shù)Wij。由于不同地區(qū)的工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙（粉）塵排放量存在差異，同一地區(qū)的工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放量也存在差異，因此本文使用調(diào)整系數(shù)以準(zhǔn)確反映各省份污染排放量的變化。如果一個地區(qū)的污染排放量較大，則意味著該地區(qū)的環(huán)境治理能力較差，從而賦予該地區(qū)更小的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的權(quán)重。調(diào)整系數(shù)的計算式為

Wj=DEij/DEij。

其中：DEij為樣本期間內(nèi)第i個省份j類污染物的單位排放量占全部省份j類污染物單位排放量的比重。

最后，根據(jù)工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙（粉）塵排放量這2個單項指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值和調(diào)整系數(shù)，計算環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度：

ERSi=∑j1WjDEsij。

其中，ERSi為第i個省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。

2）被解釋變量：制造業(yè)績效。本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）的Malmquist指數(shù)測度2005—2015年中國30個省份的制造業(yè)績效。產(chǎn)出變量為各省的制造業(yè)總產(chǎn)值，投入變量為勞動和資本投入。對于勞動投入，本文使用各省制造業(yè)的全部從業(yè)人員年平均人數(shù)來表示。對于資本投入，本文使用永續(xù)盤存法計算的各省制造業(yè)的資本存量來刻畫。具體來說，本文借鑒張軍等[34]的處理方法，初始資本存量利用各省基期制造業(yè)的固定資產(chǎn)總額除以10%計算，經(jīng)濟(jì)折舊率δ設(shè)定為9.6%，并根據(jù)數(shù)學(xué)表達(dá)式：Kit=Iit/Pit+Kit（1-δ），計算各省制造業(yè)的資本存量，式中，i表示省份，t表示年份，K為資本存量、I為名義固定資產(chǎn)總額、P為固定資產(chǎn)實際投資價格指數(shù)。此外，Malmquist指數(shù)是對前1年的變化率，因此本文假定基期（2004年）的制造業(yè)績效為1，2005年的制造業(yè)績效用2004的制造業(yè)績效乘以2005的Malmquist指數(shù)，2006年的制造業(yè)績效用2005的制造業(yè)績效乘以2005的Malmquist指數(shù)，以此類推。

3）調(diào)節(jié)變量：地方政府競爭。目前，大部分文獻(xiàn)主要使用稅收和人均外商直接投資刻畫地方政府競爭變量。地方政府競爭的主要途徑之一是通過越權(quán)減免稅招商引資，但在用稅收競爭刻畫地方政府競爭的激烈程度時需要估算各省的實際稅率[35]，而外商投資企業(yè)在國內(nèi)享有超國民待遇，實際承擔(dān)的稅率和名義稅率可能存在一定差別，容易產(chǎn)生較大的偏誤。張軍等[36]利用實際吸收的人均外商直接投資可以有效避免這一誤差，此外，考慮到相當(dāng)部分的外商企業(yè)投資于中國的制造業(yè)，帶動其快速發(fā)展，因此本文使用實際吸收的人均外商直接投資刻畫地方政府競爭程度。其中，各省實際吸收的外商直接投資根據(jù)當(dāng)年人民幣年平均匯率進(jìn)行換算。

4）控制變量：信息化水平（Inf）用郵電業(yè)務(wù)總量與人口的比值表示;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）用各省的人均GDP表示;科技水平（Tec）用專利申請授權(quán)量表示;市場結(jié)構(gòu)（Str）水平用制造業(yè)總產(chǎn)值與制造業(yè)企業(yè)個數(shù)的比值表示。

3.3?數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)樣本由2005—2015年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)組成，其中，西藏由于數(shù)據(jù)缺失未統(tǒng)計在內(nèi)。統(tǒng)計口徑為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒》各省統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局以及世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。對于可能存在的通貨膨脹問題，本文均以2004年為基期的價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。此外，參照現(xiàn)有研究慣例，對各省份按東、中、西部進(jìn)行劃分：東部地區(qū)包括北京、天津、上海、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南10個省份，中部地區(qū)包括山西、河南、湖北、安徽、湖南、江西、黑龍江、吉林、遼寧9個省份，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、寧夏、陜西、甘肅、青海、重慶、四川、廣西、貴州、云南11個省份。

為消除多重共線性造成的估計偏誤，對各變量的相關(guān)性進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表1所示。從表1可以看到，變量之間的相關(guān)系數(shù)較低，且平均方差膨脹因子為3.16，小于5，因此不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

3.4?描述性分析

全國地區(qū)、東部、中部、西部地區(qū)描述性統(tǒng)計，如表2、表3所示。由表2和表3可知，中部地區(qū)制造業(yè)績效最高，其次是西部地區(qū)，東部地區(qū)最低;環(huán)境由規(guī)制由東部地區(qū)向西部地區(qū)梯度升高，一定程度上可以說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越高的地區(qū)制造業(yè)績效也越高，因為污在嚴(yán)格的環(huán)境政策下污染排放更容易被治理。地方政府競爭水平從東部到西部逐漸降低。

4?實證分析

4.1?空間相關(guān)性檢驗和模型選擇

本文采用全局MoranI指數(shù)對各變量的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗，如表4所示。由表4可知，環(huán)境規(guī)制、地方政府競爭、信息化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技水平、市場結(jié)構(gòu)水平的MoranI指數(shù)在大多數(shù)年份均通過顯著性檢驗，說明各變量都存在明顯的空間依賴性，僅制造業(yè)績效的空間相關(guān)性并不明顯，因此需要借助空間滯后模型或空間杜賓模型做定量分析。

為確定模型的具體估計形式，本文綜合運用Wald檢驗、LR檢驗和Hausman檢驗進(jìn)行判斷。首先，空間杜賓模型可以在一定條件下轉(zhuǎn)化為空間自回歸模型或空間誤差模型，因此本文在使用空間杜賓模型前運用Wald檢驗和LR檢驗進(jìn)行觀察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者的統(tǒng)計量均在1%的水平上拒絕了原假設(shè)，說明空間杜賓模型無法轉(zhuǎn)化為空間自回歸模型和空間誤差模型。其次，本文使用Hausman檢驗驗證固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，結(jié)果表明Hausman檢驗在1%的水平上顯著，說明固定效應(yīng)的結(jié)果更佳。最后，本文運用LR檢驗對時間固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)以及時間和地區(qū)雙固定效應(yīng)進(jìn)行選擇，結(jié)果顯示雙固定效應(yīng)的統(tǒng)計量最為顯著。因此，本文最終選擇時間和地區(qū)雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行研究。同時，為了對比分析直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)的聯(lián)系和區(qū)別，本文使用空間自回歸模型對總效應(yīng)進(jìn)行估計。

4.2?全國層面實證結(jié)果分析

4.2.1?總效應(yīng)及總調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

在總效應(yīng)方面，如表5所示。由表5中全國層面的模型1結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為負(fù)，意味著環(huán)境規(guī)制的替代作用大于補(bǔ)償作用而使總效應(yīng)為負(fù)向影響。在總調(diào)節(jié)效應(yīng)方面，模型2是在加入了環(huán)境規(guī)制與地方政府競爭的交叉項后對應(yīng)于模型1的結(jié)果，交叉項的系數(shù)在1%的水平上正向顯著，說明在地方政府競爭的條件下，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向總效應(yīng)被縮小。

4.2.2?直接效應(yīng)分析

由表5中的全國層面的模型3結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制的系數(shù)顯著為負(fù)，說明本地環(huán)境規(guī)制負(fù)向本影響地制造業(yè)績效，這與假設(shè)H1相符，即本地嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制直接影響到制造業(yè)的成本，使本地制造業(yè)的績效降低。

4.2.3?空間溢出效應(yīng)分析

從表5中全國層面的模型3結(jié)果可以看出，環(huán)境規(guī)制在10%的置信水平上具有顯著的正向空間溢出效應(yīng)，表明本地的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加強(qiáng)正向促進(jìn)周圍鄰近地區(qū)的制造業(yè)績效，這與假設(shè)H2相符，即本地環(huán)境要求的上升產(chǎn)生了“污染避難所效應(yīng)”，使制造業(yè)搬遷到環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)相對寬松的地區(qū)，從而拉動其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

4.2.4?地方政府競爭影響直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用分析

全國、東部空間引量結(jié)果如表5所示。表5中全國層面的模型4引入了環(huán)境規(guī)制與地方政府競爭的交叉項后對應(yīng)于模型3的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在調(diào)節(jié)直接效應(yīng)方面，交叉項的系數(shù)顯著為正，說明在地方政府競爭的條件下，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)被縮小，顯然，這與假設(shè)H3不符，可能的原因在于隨著發(fā)展理念的轉(zhuǎn)變，環(huán)境績效被中央政府納入地方政府的政績考核機(jī)制中，促使地方政府加大環(huán)境治理的措施和投入，從而減緩“經(jīng)濟(jì)錦標(biāo)賽”的激勵作用，因此，在引入地方政府競爭后縮小了環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)。

在調(diào)節(jié)空間溢出效應(yīng)方面，交叉項的系數(shù)顯著為負(fù)，說明當(dāng)本地降低環(huán)境政策時，即使周圍鄰近地區(qū)也放寬環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)也難以吸引制造業(yè)的遷入，因此在地方政府競爭的條件下，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向空間溢出效應(yīng)被縮小。

4.3?區(qū)域?qū)用鎸嵶C結(jié)果分析

4.3.1?總效應(yīng)及總調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

由表5、表6中東部、中部西部的模型1結(jié)果可知，在總效應(yīng)方面，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制的系數(shù)顯著為正，但是中部和西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制的系數(shù)顯著為負(fù)，說明東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的替代作用小于補(bǔ)償作用，而中部和西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的替代作用大于補(bǔ)償作用。由表5、表6中東部、中部、西部的模型2結(jié)果可知，在總調(diào)節(jié)效應(yīng)方面，引入地方政府競爭后，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向直接效應(yīng)被放大，而中部和西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)分別被放大和縮小。

4.3.2?直接效應(yīng)分析

由表5、表6東部、中部、西部的模型3結(jié)果可知，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而中部和西部地區(qū)顯著為負(fù)。這說明東部地區(qū)的本地環(huán)境規(guī)制有利于本地制造業(yè)績效的提升，而中部和西部地區(qū)的本地環(huán)境規(guī)制不利于本地制造業(yè)績效的增加。這可能是因為東部地區(qū)擁有較為成熟的技術(shù)水平，在執(zhí)行環(huán)境政策時帶來的“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”能夠超過“遵循成本”使本地的制造業(yè)績效得到提升，然而中部和西部地區(qū)技術(shù)水平較為落后，難以通過環(huán)境規(guī)制“倒逼”制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，因此會通過降低本地的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)促進(jìn)本地制造業(yè)績效的增長。

4.3.3?空間溢出效應(yīng)分析

由表5、表6中東部、中部、西部的模型結(jié)果可知，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制在1%的水平上具有顯著的正向溢出效應(yīng)，中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制在1%的水平上具有顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)，西部地區(qū)并不顯著?？赡艿脑蚴牵簴|部地區(qū)在執(zhí)行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制時帶來的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了知識溢出，讓周邊地區(qū)存在“搭便車”的機(jī)會;中部地區(qū)是中國的重工業(yè)地區(qū)，在制造業(yè)方面擁有相對完整的產(chǎn)業(yè)鏈，當(dāng)本地的環(huán)境要求上升時，本地制造業(yè)的成本也會隨之增加，此時，周圍鄰近地區(qū)的制造業(yè)受到產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的作用，從而成本上升，績效下降;西部地區(qū)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制時，即使本地制造業(yè)的污染治理成本增加，但是西部地區(qū)長年受國家政策的優(yōu)待，這部分的資金支持可以覆蓋污染治理成本和搬遷到周圍鄰近地區(qū)的成本，因此制造業(yè)會選擇留在本地繼續(xù)發(fā)展，即西部地區(qū)本地的環(huán)境規(guī)制與周圍鄰近地區(qū)的制造業(yè)績效關(guān)系不顯著。

4.3.4?地方政府競爭影響直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用分析

由表5、表6中東部、中部、西部的模型4結(jié)果可知，在調(diào)節(jié)直接效應(yīng)方面，東部和西部地區(qū)的地方政府競爭和環(huán)境規(guī)制交叉項的系數(shù)為正向顯著，而中部地區(qū)并不顯著。造成這種現(xiàn)象的原因可能是：東部地區(qū)較為發(fā)達(dá)，地方政府競爭已由經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)和環(huán)境共同發(fā)展的競爭，因此在地方政府競爭的條件下放大了環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向直接效應(yīng);西部地區(qū)缺乏先進(jìn)的技術(shù)，但在地方政府的經(jīng)濟(jì)激勵作用下可以使環(huán)境規(guī)制激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新能力，從而提高制造業(yè)績效，因此在地方政府競爭的條件下縮小了環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)。

在調(diào)節(jié)空間溢出效應(yīng)方面，東部地區(qū)的地方政府競爭影響環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的空間溢出效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用系數(shù)為負(fù)向顯著，這是因為在地方政府競爭的作用下，由本地環(huán)境規(guī)制激發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新而產(chǎn)生的知識溢出會被本地政府采取一定措施防止外溢，導(dǎo)致周圍鄰近地區(qū)無法獲得更發(fā)達(dá)的技術(shù)，因此東部地區(qū)在地方政府競爭的條件下，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向空間溢出效應(yīng)被縮小。然而，這種現(xiàn)象在中部和西部地區(qū)并不顯著。

5?結(jié)論與啟示

本文采用2005—2015年中國30個省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間自回歸模型和空間杜賓模型研究環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)以及地方政府競爭對直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明。

1）全國層面：環(huán)境規(guī)制通過提升污染治理成本抑制了制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，從而對制造業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)向直接效應(yīng);環(huán)境規(guī)制促使本地制造業(yè)將鄰近地區(qū)作為“污染避難所”，對鄰近地區(qū)的制造業(yè)績效具有正向溢出效應(yīng);在地方政府競爭的作用下，由于環(huán)境績效納入政績考核中，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)被縮小，同時，制造業(yè)受益于本地環(huán)境規(guī)制并考慮到搬遷成本和新市場潛能等原因會繼續(xù)留在本地發(fā)展，因此環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向空間溢出效應(yīng)被縮小;環(huán)境規(guī)制抑制制造業(yè)績效的總效應(yīng)，引入地方政府競爭后，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)被縮小。

2）區(qū)域?qū)用妫簴|部地區(qū)擁有較為成熟的技術(shù)，可以通過環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效產(chǎn)生正向直接效應(yīng)，中部和西部地區(qū)由于落后的技術(shù)則產(chǎn)生負(fù)向直接效應(yīng);東部地區(qū)執(zhí)行環(huán)境規(guī)制過程中產(chǎn)生的知識溢出對制造業(yè)績效產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)，中部地區(qū)受產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)作用對制造業(yè)績效有負(fù)向空間溢出效應(yīng)，而西部地區(qū)受國家政策引導(dǎo)并不顯著;在地方政府競爭的作用下，東部地區(qū)由于轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的競爭使環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向直接效應(yīng)放大，西部地區(qū)受經(jīng)濟(jì)激勵的引導(dǎo)使環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)縮小，同時，東部地區(qū)當(dāng)?shù)卣扇〈胧┳柚怪R外溢，因此環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向空間溢出效應(yīng)被縮小;東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制促進(jìn)制造業(yè)績效的總效應(yīng)，中部和西部地區(qū)則抑制總效應(yīng)，引入地方政府競爭后，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的正向直接效應(yīng)被放大，而中部和西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)績效的負(fù)向直接效應(yīng)分別被放大和縮小。

本文的研究結(jié)果對于中國特殊的分權(quán)體制下環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有一定的借鑒意義：不斷提高制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，加大科研投入，促使制造業(yè)向低污染、低排放的清潔產(chǎn)業(yè)發(fā)展;針對不同經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的區(qū)域制定不同的環(huán)境規(guī)制，東部地區(qū)可以適當(dāng)執(zhí)行嚴(yán)格的環(huán)境政策，而中部和西部地區(qū)在保證不破壞生態(tài)環(huán)境的基礎(chǔ)上可以適當(dāng)放寬環(huán)境標(biāo)準(zhǔn);地方政府競爭程度要控制在合理范圍內(nèi)，東部地區(qū)應(yīng)該發(fā)揮優(yōu)勢區(qū)域的示范效應(yīng)，避免過激的經(jīng)濟(jì)競爭導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對周圍地區(qū)的制造業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)，西部地區(qū)應(yīng)該適當(dāng)鼓勵地方政府競爭，從而促進(jìn)西部落后地區(qū)的發(fā)展。

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[編輯：費?婷]