喬森 陳起霞

摘 要：產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型是實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關鍵，環(huán)境規(guī)制作為倒逼機制可有效推進各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整。文章以2008—2017年我國31個省市的非平衡面板數(shù)據(jù)為基礎，采用勞動生產(chǎn)率來衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，系統(tǒng)考察了環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響及其傳導機制，并檢驗了能源消耗的中介效應以及技術創(chuàng)新和投資規(guī)模的調(diào)節(jié)效應，同時使用固定效應模型和系統(tǒng)GMM模型估計了能源消耗、環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在控制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構后，環(huán)境規(guī)制的加強會導致經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量下降;能源消耗是環(huán)境規(guī)制影響中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要傳導渠道，在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有完全中介效應;技術創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展之間均表現(xiàn)出顯著的負向調(diào)節(jié)作用。本文的政策啟示是，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的前提，環(huán)境規(guī)制有助于資源型省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整和生態(tài)環(huán)境改善，助推中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

關鍵詞：環(huán)境規(guī)制;經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量;能源消耗;產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型

中圖分類號：F124;X322;Tk01? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1671-0037（2020）5-38-11

DOI：10.19345/j.cxkj.1671-0037.2020.05.005

1 引言

隨著我國環(huán)境規(guī)制政策的頒發(fā)和落實，節(jié)能減排的工作正在穩(wěn)步有序地推進中，如何協(xié)調(diào)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護是當前眾多省市面臨的棘手問題。黨的十九大報告中進一步強調(diào)并明確了“五位一體”的總體布局，指出我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關期。產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整是改善生態(tài)環(huán)境的迫切要求和提升我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要途徑。其中，對生態(tài)建設提出了“推進綠色發(fā)展”“著力解決突出環(huán)境問題”和“改革生態(tài)環(huán)境監(jiān)管體制”三項具體要求。

企業(yè)在社會經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)著關鍵的地位，是社會經(jīng)濟發(fā)展的關鍵驅(qū)動力。環(huán)境規(guī)制強度的增加會在一定程度上提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，短期內(nèi)企業(yè)會因環(huán)境治理成本的上升而減少收入，但從長期來看，企業(yè)則會從環(huán)境規(guī)制中獲取收益，從而實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營利潤的增加[1]（李斌和曹萬林，2017）。所謂“巧婦難為無米之炊”，能源作為企業(yè)生產(chǎn)過程中不可或缺的生產(chǎn)要素，其儲量和消耗水平的差異會對各個地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策的制定和實施產(chǎn)生影響，進而作用于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量[2]（李虹和鄒慶，2018）。因此，對能源消耗、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的研究有著重要的理論與現(xiàn)實意義。

相較于以往學者的研究，本文的創(chuàng)新之處主要有以下三個方面：一是現(xiàn)階段學者們對環(huán)境規(guī)制與能源消耗的研究聚焦在以地區(qū)為代表的不同行業(yè)的績效研究，但是能源消耗具有集聚特性，呈現(xiàn)出地區(qū)分布的差異性，缺乏以區(qū)域劃分來考察其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的研究。二是以往學者常有研究能源消耗對經(jīng)濟增長的影響以及環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，卻鮮有學者將二者結(jié)合起來研究它們對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的共同作用。三是過往研究缺乏對能源消耗、技術創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間傳導機制的分析，即缺乏對其是否具有中介效應和調(diào)節(jié)效應的考察。

2 文獻回顧及研究假設

2.1 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關系

“遵循成本說”認為造成環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展存在消極影響的原因主要有兩個：一是企業(yè)在為生產(chǎn)過程中造成的污染買單的時候，需要提升治污技術水平甚至是大規(guī)模的工藝轉(zhuǎn)型，這就需要投入大量的資金來運作，直接增加了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本;二是政府實施環(huán)境規(guī)制的同時會間接提高企業(yè)所需生產(chǎn)要素的價格，無形中增加了企業(yè)的投入成本，削弱企業(yè)的市場競爭力和經(jīng)濟收益，從而降低了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。基于此，Jorgenson & Wilcoxen[3]（1993）對美國污染密集型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率和經(jīng)濟績效進行了研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制政策的實施使得該產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量出現(xiàn)了下降的趨勢。Chong et al.[4]（2016）研究結(jié)果同樣表明環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有負面影響。在此基礎上，許長新和胡麗媛[5]（2019）借助系統(tǒng)GMM方法，進一步實證分析了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著的負向抑制作用。因而本文提出以下假設：

假設一：環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著負向影響。

另外，還有學者研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈現(xiàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線。Lorente et al.[6]（2016）采用1990—2012年17個經(jīng)濟體的數(shù)據(jù)，證實了隨著經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升，環(huán)境污染會先增加后降低，即兩者之間呈現(xiàn)倒U形關系。然而，李斌和曹萬林[1]（2017）通過對我國不同地域的環(huán)境規(guī)制程度的調(diào)查研究，卻發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈U形關系。即在環(huán)境規(guī)制政策實施的初期，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量會降低，而在環(huán)境規(guī)制政策實施的中后期，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量則會提升。查建平[7]（2015）、宋德勇和趙菲菲[8]（2017）的研究結(jié)果與此相悖，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在倒U形關系。借助系統(tǒng)GMM估計方法，孫英杰和林春[9]（2018）的研究同樣發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈現(xiàn)倒U形關系，且目前我國環(huán)境規(guī)制強度處于拐點左側(cè)，適當?shù)卦黾迎h(huán)境規(guī)制強度有助于提升我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。因而本文提出以下假設：

假設二：環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈倒U形關系。

2.2 能源消耗的中介作用

能源消耗對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著性的影響[10]（陳運平等，2018）。一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不僅會受到制度政策、人力資本、生產(chǎn)勞動力等軟實力的影響，也會受到能源消耗程度的影響。目前，諸多文獻關于能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的研究是“詛咒”還是“福音”的解釋莫衷一是。“資源詛咒”是經(jīng)濟學中的一個經(jīng)典假說，該觀點認為豐富的自然資源會對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生不利的影響。Ploeg[11]（2011）和Manning&Dale（2013）的研究表明能源的增加會加劇能源租金上漲，對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。徐康寧和邵軍[12]（2006）以世界各國的經(jīng)濟增長差異為研究對象，在控制了多個相關因素后，研究發(fā)現(xiàn)能源的豐裕度與經(jīng)濟增長之間存在顯著的負相關性，證實了“資源詛咒”的現(xiàn)象確實存在。而“資源福音”派的學者則認為資源稟賦能夠?qū)?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生積極的影響。Leite&Weidmann[13]（1999）研究發(fā)現(xiàn)能源豐富為尋租行為創(chuàng)造了機會，是決定一個國家經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要因素。邵帥和楊莉莉[14]（2010）研究發(fā)現(xiàn)豐裕的能源有利于經(jīng)濟發(fā)展，但對能源產(chǎn)業(yè)的過度依賴則會制約區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

環(huán)境規(guī)制與能源消耗存在相互作用的關系。一個地區(qū)具有能源優(yōu)勢就會引導該地區(qū)發(fā)展能源密集型產(chǎn)業(yè)，如采礦業(yè)、金屬冶煉、化工生產(chǎn)等。伴隨這些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展便會產(chǎn)生環(huán)境污染，勢必會引起政府的關注進而出臺環(huán)境規(guī)制政策。二者緊密的聯(lián)系對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了不可磨滅的影響力。謝眾等[15]（2013）研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在顯著的負向影響，且環(huán)境規(guī)制能夠部分抵消能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的正向影響。張峰等[16]（2018）研究同樣發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升具有負向沖擊效應，并對能源消耗在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量中的積極影響產(chǎn)生了抑制作用。因而本文提出以下假設：

假設三：能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有完全中介作用。

2.3 技術創(chuàng)新、投資規(guī)模的調(diào)節(jié)作用

“波特假說”中的“創(chuàng)新補償說”認為，企業(yè)在環(huán)境規(guī)制的驅(qū)使下存在“創(chuàng)新補償”效應，環(huán)境規(guī)制政策的實施不僅會提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，還會促進企業(yè)的技術創(chuàng)新，而技術創(chuàng)新帶來的經(jīng)濟效益遠遠超過了企業(yè)增加的生產(chǎn)成本，進而提高了企業(yè)的生產(chǎn)率和競爭力[17]（Porter & Van，1995），由此證實了環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的重要性（Fordetal，2014）。Murty & Kumar[18]（2003）對“波特假說”的可靠性進行了實證檢驗，結(jié)果顯示：隨著環(huán)境規(guī)制政策化程度的加深、資源保護力度的加大，企業(yè)的技術效率呈現(xiàn)一個上升的趨勢，同時企業(yè)的經(jīng)濟績效也出現(xiàn)了增長的趨勢。Arimura[19]（2007）對不同國家的環(huán)?？冃Ш徒?jīng)濟績效進行了研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制程度和技術創(chuàng)新之間存在顯著的正相關。宋馬林和王舒鴻[20]（2013）通過對我國各省份環(huán)境效率值的計算，認為需要加大對中西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度，以促進中西部地區(qū)技術創(chuàng)新，推動中國環(huán)境效率整體提升和實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。張娟[21]（2017）研究發(fā)現(xiàn)在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量正向關系中，存在顯著的創(chuàng)新補償效應。許長新和胡麗媛[5]（2019）借助系統(tǒng)GMM方法，進一步驗證了技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量關系中的正向調(diào)節(jié)作用。因而本文提出以下假設：

假設四：技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間有正向調(diào)節(jié)作用。

從支出的角度來看，投資、消費、出口的需求之和反映了一國或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，這三者常常被視為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。然而為了促進經(jīng)濟增長，提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，盲目擴大投資規(guī)模的結(jié)果肯定是事倍功半甚至會適得其反。環(huán)境規(guī)制會通過減少外商直接投資和推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級作用于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。劉平和向昌勇[22]（2018）實證檢驗了將生態(tài)文明建設納入“五位一體”總體布局這一政策產(chǎn)生的經(jīng)濟效應。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制會降低高污染地級市外商投資規(guī)模和推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級，在短期對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量會有抑制作用。基于投資對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要影響，本文加入投資規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量來探究環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響是很有必要的。因而本文提出以下假設：

假設五：投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間有負向調(diào)節(jié)作用。

3 研究設計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國大陸31個省（區(qū)市）作為研究對象，并將其劃分為三個子樣本。東部地區(qū)：北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省;中部地區(qū)：山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省;西部地區(qū)：內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。樣本區(qū)間為2008—2017年，共計310個觀測值。數(shù)據(jù)均來自于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒、各市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報等。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量。經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量：本文在衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量時，借鑒陳詩一和陳登科[23]（2018）對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的評估方法，采用勞動生產(chǎn)率（人均實際GDP）來衡量。以2004年為基期，并對GDP進行平減處理。

3.2.2 解釋變量。環(huán)境規(guī)制：借鑒張成等[24]（2011）對環(huán)境規(guī)制的評估方法，用各省份治理工業(yè)污染的總投資額占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營成本的比重作為度量環(huán)境規(guī)制強度的指標，該指標無論在執(zhí)行的力度還是規(guī)制的效果上都能較好地體現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的強度。

3.2.3 中介變量和調(diào)節(jié)變量。能源消耗：由于能源種類繁多，包括石油、煤炭、天然氣、太陽能、風能、水能、生物能等各種能源，考慮到數(shù)據(jù)的完整性和可得性，本文借鑒李虹和鄒慶[2]（2018）對資源利用的衡量方法來評估能源消耗，即采用各地區(qū)采掘業(yè)從業(yè)人員數(shù)與該地區(qū)年末總?cè)丝跀?shù)之比，來衡量各地區(qū)的能源消耗水平。

技術創(chuàng)新：采用各地區(qū)年末專利申請數(shù)量，來衡量各地區(qū)的技術創(chuàng)新能力。投資規(guī)模：采用各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資額進行衡量。投資規(guī)模在一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中起著舉足輕重的作用。

3.2.4 控制變量。結(jié)合已有學者的研究成果，選取的相關控制變量包括企業(yè)平均規(guī)模、政府政策干預程度、對外開放、金融發(fā)展、二氧化硫、二產(chǎn)比重、重工業(yè)占比，同時還控制了地區(qū)與時間的固定效應。具體變量定義參見表1。

3.3 模型設計

3.3.1 基準模型。為考察環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，本文構建如下基準回歸模型：

其中，lnGDPPit表示省份i在t年的人均實際GDP（以2004年為基期），用以衡量各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量;ERit為省份i在t年的環(huán)境規(guī)制，用以度量各省份環(huán)境規(guī)制水平，其系數(shù)α1度量了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。此外，本文還通過控制地區(qū)與時間固定效應來緩解遺漏變量偏誤，εit是誤差項。

3.3.2 調(diào)節(jié)作用和中介作用檢驗。

式（2）檢驗了技術創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量關系中的調(diào)節(jié)效應，式（3）檢驗了能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量關系中的中介效應。其中，下標i代表省份，t代表年份，lnEC代表資源消耗的自然對數(shù)，lnPN代表技術創(chuàng)新的自然對數(shù)，lnIL代表投資規(guī)模的自然對數(shù)，εit是誤差項。

3.3.3 廣義矩估計（GMM）。本文收集的全國31個?。▍^(qū)市）能源消耗、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的數(shù)據(jù)是一個非平衡面板數(shù)據(jù)。為了改善模型回歸分析過程中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，提高模型回歸結(jié)果的準確性，本文選用廣義矩估計（GMM）方法進行回歸分析，模型如下：

4 實證結(jié)果分析

本文采用Stata15.0軟件對主要研究變量（包括被解釋變量、解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量）進行了描述性統(tǒng)計。由表2可知，我國近十年來經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的最大值為11.768，最小值為9.196，均值為10.559，說明各省份間的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量差異較小，反映了全國經(jīng)濟整體上處于平穩(wěn)較快增長的趨勢。環(huán)境規(guī)制的最大值為0.012，最小值為0，均值為0.002，說明各省份之間的環(huán)境規(guī)制程度不均衡。能源消耗最大值為0.028，最小值為0，均值為0.005，說明各省份之間的能源消耗差異較大。總體上看，技術創(chuàng)新在各省份間存在較大差異，最大值為12.203，最小值為2.197，標準差為1.814。另外，投資規(guī)模同樣表現(xiàn)出較大差異，標準差為0.970。

4.1 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量：基準回歸

本文首先采用基準回歸對解釋變量和被解釋變量之間的關系進行初步探索。表3是對基準模型的回歸結(jié)果?？紤]到環(huán)境規(guī)制政策的實施到發(fā)揮作用需要一定的時間，為了緩解反向因果關系，采用滯后期進行回歸分析。從第1列結(jié)果來看，在控制了一系列相關變量和固定效應后，第1列的結(jié)果顯示了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)負相關。當前中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構不合理與重工業(yè)的不健康發(fā)展是同時造成環(huán)境污染和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不高的關鍵原因，為了避免關鍵變量遺漏而產(chǎn)生的誤差，影響該研究的準確性，因而決定對這兩個因素進行控制后做進一步研究探討。第2列通過加入二產(chǎn)比重控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構的影響，結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)負相關但不顯著。第3列繼續(xù)加入重工業(yè)占比控制經(jīng)濟發(fā)展方式的影響，結(jié)果與第2列相似，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量呈負相關但不顯著。從第1列到第3列，顯示調(diào)整后的R2越來越高，說明模型的擬合效果越來越好。第4～6列采用L2.ER作為核心解釋變量，從表中結(jié)果可以看出，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的負面影響依然存在，且都表現(xiàn)出了顯著的相關性。這與Chong et al.[4]（2016）的研究結(jié)果一致，表明環(huán)境規(guī)制帶來的是經(jīng)濟的負增長。接受假設一，即認為環(huán)境規(guī)制政策的實施會導致企業(yè)生產(chǎn)成本和經(jīng)營成本增加，降低了企業(yè)績效，從而抑制了經(jīng)濟的發(fā)展。

從基準模型的回歸結(jié)果可以看出，環(huán)境規(guī)制總體上降低了中國經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量。那么環(huán)境規(guī)制的實施是否不利于中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升呢？大量研究[25-28]（Rupasingha et al。，2004;Egli & Steger， 2007;白小瀅，2010;韓君，2012）表明，環(huán)境污染對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在庫茲涅茨曲線效應?；诖?，本文對基準回歸模型的結(jié)果做進一步的實證檢驗。圖1繪制了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的線性關系，從圖中發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的曲線大致符合U形關系。這是因為當政府制定的環(huán)境規(guī)制強度較弱時，大部分第二產(chǎn)業(yè)的企業(yè)在短期為了避免大幅調(diào)整而降低利潤，會先挪出部分利潤或生產(chǎn)成本去治理污染。因此，會降低企業(yè)短期績效預期水平，進而會降低整體經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。從長期來看，工業(yè)企業(yè)發(fā)現(xiàn)調(diào)用生產(chǎn)成本或利潤這種被動治理污染的方法不但成本高且效果不理想，便會嘗試通過企業(yè)轉(zhuǎn)型采用清潔能源或提高治理污染技術的創(chuàng)新性等方式來增強企業(yè)治理環(huán)境污染的效果，而轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新的資金往往來源于生產(chǎn)成本或利潤，從而使企業(yè)的長期績效低于預期水平。當政府的環(huán)境規(guī)制強度不斷提高，達到一個“轉(zhuǎn)折點”水平后，被規(guī)制污染性工業(yè)企業(yè)逐步被淘汰，數(shù)量逐漸減少，市場集中度在一定程度上有所提高，存活下來的優(yōu)勢企業(yè)往往是企業(yè)績效良好且具備市場競爭力的。長期以此發(fā)展，整個國家的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量得以提升。在不同的環(huán)境規(guī)制強度約束下，企業(yè)對短期采取措施的不佳效果與長期產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型改進取得的良好效果比較，導致了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在維度上呈現(xiàn)U形關系。因而拒絕假設二。

4.2 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量：傳導機制分析

上述基準模型的回歸結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著的負向影響。接下來將進一步探索環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的傳導機制。本文將從能源消耗的角度來實證研究環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的傳導機制。鑒于環(huán)境規(guī)制在地區(qū)和時間上具有不同的特征，將進一步通過子樣本回歸的形式對影響傳導機制展開異質(zhì)性分析。分別按照區(qū)域?qū)颖緞澐譃闁|部、中部和西部，按照時間將樣本劃分為2008—2012年和2013—2017年，再對環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的能源消耗機制進行討論。

本文采用人均能源消耗量（標準煤）作為能源消耗的代理變量，以此來檢驗環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的能源消耗機制。從表4可以看出，能源消耗的影響機制得到了驗證，即能源消耗顯著提高了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，說明能源的豐裕度越高，經(jīng)濟發(fā)展水平越高。與此同時，除東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對能源消耗產(chǎn)生了正向弱相關，中西部地區(qū)均在不同程度上產(chǎn)生了消極效應。這可能與東部地區(qū)社會監(jiān)督力度高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構多元化有關，即在環(huán)境規(guī)制的約束下，能源密集型企業(yè)會選擇搬遷到人口稀少、監(jiān)督制度不完善的中西部地區(qū)去發(fā)展，以實現(xiàn)企業(yè)利益最大化;或是由于東部地區(qū)經(jīng)濟多元化程度高，企業(yè)容易實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、產(chǎn)業(yè)升級能源利用率低，能源儲備增加。從環(huán)境規(guī)制影響能源消耗的異質(zhì)性來看，環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響在中部地區(qū)大于西部地區(qū)。從時間的異質(zhì)性來看，近年來（2013—2017），環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響有所減弱，說明我國在逐步實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4.3 中介效應與調(diào)節(jié)效應檢驗

根據(jù)過往研究得知，環(huán)境規(guī)制會影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而能源消耗也會對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生影響。結(jié)合前文分析結(jié)果進一步探討能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間的中介作用。借鑒Baron & Kenny[29]（1986）提出的方法，本文對能源消耗的中介效應檢驗步驟如下：如表5所示，模型（1）首先檢驗了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在10%水平下顯著負相關，即環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著的負向影響。模型（2）檢驗了環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響，結(jié)果顯示：環(huán)境規(guī)制與能源消耗在1%水平上顯著負相關。模型（3）在模型（1）的基礎上控制了能源消耗變量，進一步檢驗了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。結(jié)果顯示：加入能源消耗變量后，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的關系不再顯著（系數(shù)由-7.967變?yōu)?5.112），同時能源消耗在1%的水平上達到顯著，表明能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間起到完全中介作用。因此，接受假設五，認為能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間具有完全中介效應。

表6對技術創(chuàng)新和投資規(guī)模的調(diào)節(jié)作用進行了考察，模型（3）在模型（2）的基礎上加入了調(diào)節(jié)變量技術創(chuàng)新，并加入了技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制的交叉項，R2從0.323提高到0.333，交叉項系數(shù)顯著為負，說明技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。因而拒絕假設三，本文認為，企業(yè)普遍存在創(chuàng)新補償效應不足等劣勢，當政府加強環(huán)境規(guī)制時，企業(yè)的生產(chǎn)成本也隨之增加，因此，技術創(chuàng)新的增加反而不利于推動地區(qū)經(jīng)濟增長。模型（4）在模型（2）的基礎上加入了投資規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量，同時加入了投資規(guī)模與環(huán)境規(guī)制的交叉項，R2從0.323提高到0.333，交叉項在1%水平下顯著為負，表明投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。因而接受假設四，本文認為，過多的投資規(guī)模與現(xiàn)有的環(huán)境規(guī)制不匹配的情況下，投資規(guī)模的擴大會增加環(huán)境污染，進而降低地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

4.4 內(nèi)生性檢驗

為了改善模型回歸分析過程中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，提高模型回歸結(jié)果的準確性，本文選用廣義矩估計（GMM）方法進行回歸分析，結(jié)果如表7所示。模型（1）中F檢驗的P值為0.000，表明拒絕原假設，選擇固定效應（FE）模型。個體異質(zhì)性的存在可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因此，采用GMM模型進行修正。系統(tǒng)GMM模型（2）回歸結(jié)果表明，核心解釋變量環(huán)境規(guī)制（ER）的系數(shù)為-6.659，在1%的顯著性水平下與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量負相關，說明環(huán)境規(guī)制對于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有負向影響。為了進一步驗證能源消耗的中介效應，模型（4）在模型（2）的基礎上加入了能源消耗變量，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響有所降低（顯著性水平由1%變?yōu)?%），且能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量表現(xiàn)出了顯著的相關性，即兩者在1%的顯著性水平上呈負相關，這說明能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間確實存在一定的中介效應。同時AR（1）檢驗和Sargan檢驗的結(jié)果也表明GMM模型的回歸結(jié)果是可靠且有效的。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

由于國內(nèi)外學者對環(huán)境規(guī)制的衡量具有差異，本文在穩(wěn)健性檢驗中采用張成等[24]（2011）對環(huán)境規(guī)制的衡量方法，用各省份工業(yè)污染治理完成投資額與工業(yè)增加值的比值對上述結(jié)果進行檢驗。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果中各關鍵變量的符號和顯著性與前文基本一致，說明本文的研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

總體上看，環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了負向影響，表明環(huán)境規(guī)制的加強會導致經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量下降;能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有完全中介效應，且環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響存在地區(qū)和時間上的異質(zhì)性。在環(huán)境規(guī)制的作用下，能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量表現(xiàn)出顯著的負相關，表明在能源豐裕的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強度越大，越不利于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。此外，技術創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間均表現(xiàn)出顯著的負向調(diào)節(jié)作用，表明我國企業(yè)普遍存在創(chuàng)新補償效應不足等劣勢，以及投資規(guī)模與現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制的不匹配會進一步降低地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

5.2 政策建議

為了充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制政策的實施效果，促進各省市地區(qū)合理有效地開采和使用能源，助推中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，本文基于以上研究結(jié)果提出如下建議：一是政府部門應充分利用環(huán)境規(guī)制政策在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構轉(zhuǎn)型升級中的積極作用，將地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型成效歸入地方政府部門的考核體系中，充分調(diào)動各部門參與的主動性。二是政府在制定環(huán)境規(guī)制政策時，應充分考慮各省市地區(qū)不同的能源儲備、產(chǎn)業(yè)傾向、污染程度、經(jīng)濟發(fā)展等情況，因地制宜對東、中、西部地區(qū)制定和實施差異化的環(huán)保政策。三是在推動企業(yè)技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型時，政府要適時適度給予企業(yè)一定的補助，降低企業(yè)改造升級的成本，提高其參與的積極性，幫助企業(yè)順利完成生產(chǎn)工藝升級和產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新。

參考文獻：

[1] 李斌，曹萬林.環(huán)境規(guī)制對我國循環(huán)經(jīng)濟績效的影響研究：基于生態(tài)創(chuàng)新的視角[J].中國軟科學，2017（6）：140-154.

[2] 李虹，鄒慶.環(huán)境規(guī)制、資源稟賦與城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型研究：基于資源型城市與非資源型城市的對比分析[J].經(jīng)濟研究，2018，53（11）：182-198.

[3] JORGENSON D， WILCOXEN P.Reducing US carbon emissions： an econometric general equilibrium assessment[J].Resource and Energy Economics，1993，15（1）：7-25.

[4] CHONG Z， QIN C，YE X.Environmental regulation， economic network and sustainable growth of urban agglomerations in china[J].Sustainability，2016， 8（5）：467-480.

[5] 許長新，胡麗媛.環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長：基于2008—2015年中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].資源開發(fā)與市場，2019，35（1）：1-6.

[6] LORENTE D B，LVAREZ-HERRANZ A.Economic growth and energy regulation in the environmental kuznets curve[J].Environmental Science and Pollution Research International，2016， 23（16）：16478-16494.

[7] 查建平.環(huán)境規(guī)制與工業(yè)經(jīng)濟增長模式：基于經(jīng)濟增長分解視角的實證研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2015（3）：92-101.

[8] 宋德勇，趙菲菲.環(huán)境規(guī)制、資本深化對勞動生產(chǎn)率的影響[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（7）：158-166.

[9] 孫英杰，林春.試論環(huán)境規(guī)制與中國經(jīng)濟增長質(zhì)量提升：基于環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線[J].上海經(jīng)濟研究，2018（3）：84-94.

[10] 陳運平，何玨，鐘成林.“福音”還是“詛咒”：資源豐裕度對中國區(qū)域經(jīng)濟增長的非對稱影響研究[J].宏觀經(jīng)濟研究，2018（11）：139-152.

[11] RICK V D P.Natural resources： curse or blessing[J].Journal of Economic Literature， 2011， 49（2）：366-420.

[12] 徐康寧，邵軍.自然稟賦與經(jīng)濟增長：對“資源詛咒”命題的再檢驗[J].世界經(jīng)濟，2006（11）：38-47.

[13] LEITE C A，WEIDMANN J.Does Mother Nature Corrupt？Natural Resources， Corruption， and Economic Growth[R].IMF Working Papers，1999（99/85）.

[14] 邵帥，楊莉莉.自然資源豐裕、資源產(chǎn)業(yè)依賴與中國區(qū)域經(jīng)濟增長[J].管理世界，2010（9）：26-44.

[15] 謝眾，張先鋒，盧丹.自然資源稟賦、環(huán)境規(guī)制與區(qū)域經(jīng)濟增長[J].江淮論壇，2013（6）：61-67.

[16] 張峰，薛惠鋒，史志偉.資源稟賦、環(huán)境規(guī)制會促進制造業(yè)綠色發(fā)展[J].科學決策，2018，250（5）：65-83.

[17] PORTER M E，LINDE C V D.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].The Journal of Economic Perspectives，1995， 9（4）：97-118.

[18] MURTY M， KUMAR S.Win-win opportunities and environmental regulation： testing of porter hypothesis for Indian manufacturing industries[J].Journal of Environmental Management，2003，67（2）：139-144.

[19] ARIMURA T， HIBIKI A， JOHNSTONE N. An empirical study of environmental R&D： What encourages facilities to be environmentally innovative？ In Corporate behavior and environmental policy[R].UK：Edward Elgar in association with OECD，2007.

[20] 宋馬林，王舒鴻.環(huán)境規(guī)制、技術進步與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2013，48（3）：122-134.

[21] 張娟.資源型城市環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長效應及其傳導機制：基于創(chuàng)新補償與產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級的雙重視角[J].中國人口·資源與環(huán)境，2017，27（10）：39-46.

[22] 劉平，向昌勇.環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響：來自中國地級市層面的證據(jù)[J].當代經(jīng)濟，2018（6）：10-13.

[23] 陳詩一，陳登科.霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[J].經(jīng)濟研究，2018，53（2）：20-34.

[24] 張成，陸旸，郭路，等.環(huán)境規(guī)制強度和生產(chǎn)技術進步[J].經(jīng)濟研究，2011，46（2）：113-124.

[25] ZHENG W，WALSH P.Economic growth， urbanization and energy consumption：A provincial level analysis of China[J].Energy Economics，2019，80（MAY）：153-162.

[26] RUPASINGHA A， GOETZ S， DEBERTIN D， et al.The environmental Kuznets curve for US counties： A spatial econometric analysis with extensions[J].Papers in Regional Science，2004， 83（2）：407-424.

[27] EGLI H， STEGER T.A Dynamic Model of the Environmental Kuznets Curve： Turning Point and Public Policy[J].Environmental and Resource Economics，2007，36（1）：15-34.

[28] 韓君.中國區(qū)域環(huán)境庫茲涅茨曲線的穩(wěn)定性檢驗：基于省際面板數(shù)據(jù)[J].統(tǒng)計與信息論壇，2012，27（8）：56-62.

[29] BARON R， KENNY D.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research： conceptual， strategic， and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.