李貽東，周新苗

摘要：針對(duì)環(huán)境規(guī)制如何影響地區(qū)多重資源配置效率？在納入土地資源新視角下，本文以“十一五”規(guī)劃中約束性控制污染政策為例，利用292個(gè)地級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)，并使用雙重差分法就該問(wèn)題展開(kāi)實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明：環(huán)境規(guī)制主要通過(guò)緩解資源的投入過(guò)度，提高了城市土地與勞動(dòng)的配置效率;環(huán)境規(guī)制對(duì)資源配置效率的影響存在區(qū)位異質(zhì)性，相較于東北及西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對(duì)減排指標(biāo)完成度較高的東、中部地區(qū)的資源配置效率提升效果更為顯著;對(duì)于缺乏流動(dòng)性的土地而言，環(huán)境規(guī)制在促使企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的過(guò)程中，緩解了城市土地投入過(guò)度問(wèn)題。對(duì)于勞動(dòng)而言，環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了勞動(dòng)力自由流動(dòng)，優(yōu)化了勞動(dòng)配置效率。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;資源配置效率;土地資源;雙重差分法

DOI：10.16315/j.stm.2021.05.003

中圖分類(lèi)號(hào)： F 062.2

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

The impact of environmental regulation on regional resource allocation efficiency：

An approach incorporating land resource

LI Yi-dong，ZHOU Xin-miao

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

Abstract：How does environmental regulation affect the efficiency of regional multiple resource allocation？ Based on the new perspective of incorporating land resource， this paper takes the constrained pollution control policy in the Eleventh Five-Year Plan as an example， uses the data of 292 prefecture level and above cities， and makes an empirical analysis of this problem by means of difference in difference （DID）. The empirical results show that： Environmental regulation mainly improves the allocation efficiency of urban land and labor by alleviating the excessive input of resources. There is regional heterogeneity in the impact of environmental regulation on resource allocation efficiency. Compared with the northeastern and western regions， the eastern and central regions with higher emission reduction completion have a more significant effect on improving allocative efficiency of resources. For the land lacking liquidity， environmental regulation alleviates the problem of excessive input in urban land in the process of promoting the expansion of enterprise scale. For labor， environmental regulation promotes the free flow of labor and optimizes the efficiency of labor allocation.

Keywords：environmental regulation; resource allocation efficiency; land resource; difference in difference

改革開(kāi)放以來(lái)，“三高一低”的工業(yè)發(fā)展模式使我國(guó)面臨嚴(yán)峻的生態(tài)環(huán)境形勢(shì)。為緩解環(huán)境污染問(wèn)題，國(guó)家出臺(tái)相關(guān)環(huán)境規(guī)制政策來(lái)控制企業(yè)污染排放?！案咄度?、高能耗、低效益”式發(fā)展是資源利用效率低下的表現(xiàn)，資源利用效率又可分為生產(chǎn)效率與配置效率[1]，固然生產(chǎn)效率的提高能夠在一定程度上減少污染排放，而資源的有效配置更是解決我國(guó)環(huán)境問(wèn)題的根本途徑[2]。近年來(lái)我國(guó)企業(yè)自身成長(zhǎng)的空間在不斷的縮小，但對(duì)于資源配置的改善仍存在較大空間[3]，因此提高資源配置效率來(lái)緩解環(huán)境問(wèn)題極為關(guān)鍵。理論研究認(rèn)為環(huán)境的外部性將影響資源的配置效率，而環(huán)境規(guī)制正是對(duì)這一市場(chǎng)失靈問(wèn)題的糾正。實(shí)踐同樣證明了環(huán)境規(guī)制能夠提高資源配置效率[4]，因此，在既不放棄環(huán)境，也不放棄發(fā)展的情況下，探究環(huán)境規(guī)制如何提高資源配置效率，從而緩解環(huán)境問(wèn)題具有重要意義。

早在20世紀(jì)70年代，隨著工業(yè)發(fā)展導(dǎo)致環(huán)境惡化，我國(guó)開(kāi)始制定相關(guān)環(huán)保法規(guī)。1973年，我國(guó)第一個(gè)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)《工業(yè)“三廢”排放試行標(biāo)準(zhǔn)》開(kāi)始實(shí)施，隨后相關(guān)的環(huán)境保護(hù)政策陸續(xù)實(shí)施，但效果并不理想。金曉雨[5]指出在早期中央對(duì)地方官員缺乏環(huán)境指標(biāo)考核的情況下，地方官員擁有為了發(fā)展經(jīng)濟(jì)而不注重環(huán)境保護(hù)的動(dòng)機(jī)，因此以往環(huán)境規(guī)制的“軟約束”弱化了對(duì)環(huán)境保護(hù)的效果。“十一五”規(guī)劃首次提出了約束性污染控制政策，這一政策是環(huán)境規(guī)制從“軟約束”向“硬約束”的轉(zhuǎn)變，政策規(guī)定了各省份具體的減排指標(biāo)，并作為了官員晉升考核指標(biāo)之一。在“十一五”期間，不論是總量上，還是各省份具體分配任務(wù)上，都基本完成了減排指標(biāo)，表明這一約束性污染控制政策有效緩解了環(huán)境污染問(wèn)題。鑒于此，本文以“十一五”規(guī)劃首次提出的約束性污染控制政策為研究對(duì)象，來(lái)探討此次環(huán)境規(guī)制對(duì)資源配置效率的影響。

已有文獻(xiàn)對(duì)環(huán)境規(guī)制與企業(yè)行為之間的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。一方面，從環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)自身生產(chǎn)過(guò)程所致影響的角度，一部分研究認(rèn)為在相同的技術(shù)及資源約束條件下，環(huán)境規(guī)制造成企業(yè)治污成本上升，增加了企業(yè)生產(chǎn)決策約束，從而降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）[6-7]。而另一部分以Porter等[8]為代表的研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制雖然提升了企業(yè)成本，但同時(shí)能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新行為，通過(guò)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，進(jìn)而提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，即“波特假說(shuō)”。此外，也有學(xué)者結(jié)合以上2種觀點(diǎn)進(jìn)行分析，王杰等[9]指出環(huán)境規(guī)制與企業(yè)TFP之間存在“倒N型”關(guān)系，即當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較弱時(shí)，不足以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新，因此企業(yè)成本的上升將導(dǎo)致TFP的下降，而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度過(guò)大時(shí)，超過(guò)企業(yè)的承受負(fù)擔(dān)同樣會(huì)使得企業(yè)TFP的下降，只有適中強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制才能提升企業(yè)TFP。以上研究主要從環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)自身直接作用進(jìn)行分析，并且關(guān)注到環(huán)境規(guī)制能夠影響企業(yè)內(nèi)部資源在擴(kuò)大生產(chǎn)與研發(fā)創(chuàng)新之間的配置。Tombe等[10]則關(guān)注到環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)的間接影響，研究指出不同標(biāo)準(zhǔn)的環(huán)境規(guī)制將可能會(huì)影響資源在企業(yè)之間的配置。韓超等[4]在其研究基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制能夠縮小污染行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間TFP離散度，從而優(yōu)化資源配置效率，提升行業(yè)整體TFP水平，并認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的非對(duì)稱性可能提高資源配置效率。此外，王杰等[11]同樣指出適當(dāng)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制能夠緩解中、高污染行業(yè)內(nèi)部以及各區(qū)域內(nèi)部企業(yè)之間的資源配置效率。然而此類(lèi)文獻(xiàn)都采用了部門(mén)內(nèi)部（包括地區(qū)部門(mén)、行業(yè)部門(mén)與所有制部門(mén)）企業(yè)之間的TFP離散度來(lái)衡量資源配置效率，因此并沒(méi)有對(duì)地區(qū)間非對(duì)稱性的環(huán)境規(guī)制與資源配置效率之間的關(guān)系做出肯定的回答。

另一方面，環(huán)境規(guī)制也將對(duì)企業(yè)的選址帶來(lái)影響。當(dāng)區(qū)域間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在差異時(shí)，面臨較強(qiáng)力度環(huán)境規(guī)制的企業(yè)除了改變自身生產(chǎn)策略外的另一種選擇是將其轉(zhuǎn)移至規(guī)制力度較小的區(qū)域進(jìn)行生產(chǎn)，即“污染避難所效應(yīng)”。相關(guān)研究同樣證實(shí)了這一效應(yīng)的存在，國(guó)家層面存在污染行業(yè)從發(fā)達(dá)國(guó)家向發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象[12]，國(guó)內(nèi)層面存在中國(guó)東部向中西部轉(zhuǎn)移以及省份之間轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象[13]。沈坤榮等[14]指出在環(huán)境規(guī)制作用下，出現(xiàn)污染型企業(yè)向周邊城市轉(zhuǎn)移現(xiàn)象。企業(yè)在地區(qū)間的轉(zhuǎn)移必然導(dǎo)致各種資源在地區(qū)間的再次配置，而對(duì)于區(qū)域?qū)用?，以往研究主要關(guān)注的是資源“量”的變化，缺乏對(duì)配置效率的相關(guān)回答。雖然張彩云等[15]研究指出非對(duì)稱的約束性污染控制政策能夠促使企業(yè)“要素轉(zhuǎn)換”，進(jìn)而推動(dòng)資源的跨區(qū)域流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)配置效率的提高。但其對(duì)資源配置效率的衡量仍主要關(guān)注資本、勞動(dòng)以及工廠數(shù)量的變化。因此，對(duì)配置效率問(wèn)題的研究仍較為缺乏。而要將資源配置效率納入分析框架，如何客觀準(zhǔn)確衡量資源配置效率極為關(guān)鍵。

對(duì)于區(qū)域資源配置效率的評(píng)估，Brandt等[16]建立了部門(mén)之間資源錯(cuò)配測(cè)算模型，指出我國(guó)省際間的資源錯(cuò)配導(dǎo)致TFP損失約8%。陳詩(shī)一等[17]、靳來(lái)群[18]均通過(guò)對(duì)Brandt模型的擴(kuò)展發(fā)現(xiàn)我國(guó)地區(qū)間資源錯(cuò)配較為嚴(yán)重。以上研究為測(cè)算我國(guó)地區(qū)資源配置效率提供了相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，但測(cè)算對(duì)象主要關(guān)注于流動(dòng)性較強(qiáng)的資本與勞動(dòng)力，然而環(huán)境規(guī)制對(duì)區(qū)域要素配置效率的影響不僅僅在于流動(dòng)性較強(qiáng)的生產(chǎn)資源，企業(yè)在區(qū)域間的轉(zhuǎn)移必然涉及到土地資源的效率變化。土地作為一種缺乏流動(dòng)性的重要生產(chǎn)資源，其在區(qū)域間的配置同樣存在效率低下問(wèn)題[19-20]。李力行等[21]指出土地錯(cuò)配的存在將進(jìn)一步加劇其他資源的錯(cuò)配。因此，將土地資源納入測(cè)算模型，對(duì)于客觀準(zhǔn)確評(píng)估我國(guó)區(qū)域資源配置效率極為重要。另一方面，李寶禮等[22]指出偏向中西部的土地供給政策導(dǎo)致的土地空間錯(cuò)配推動(dòng)污染行業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移，而在空間上非對(duì)稱環(huán)境規(guī)制將影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及轉(zhuǎn)移決策[23]，從而影響土地經(jīng)濟(jì)效率，這為本文研究環(huán)境規(guī)制對(duì)土地配置效率的影響提供了理論依據(jù)。

綜上，相較于已有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，本文聚焦于我國(guó)“十一五”規(guī)劃中首次約束性污染控制政策對(duì)區(qū)域資源配置效率的影響，并探究其影響機(jī)制，豐富環(huán)境規(guī)制對(duì)資源配置效率影響在區(qū)域?qū)用娴难芯?第二，以往文獻(xiàn)對(duì)土地配置效率大多以土地的利用效率來(lái)衡量，而本文將土地納入資源配置效率測(cè)算模型中，測(cè)算得到土地配置效率，不僅拓寬了傳統(tǒng)資源（資本與勞動(dòng)）的研究視角，并有助于客觀準(zhǔn)確評(píng)估我國(guó)資源配置效率;第三，本文能夠進(jìn)一步考察非對(duì)稱性環(huán)境規(guī)制對(duì)哪類(lèi)區(qū)域、哪類(lèi)資源的配置效率的具體作用方向，使研究更具指導(dǎo)意義。

1實(shí)證策略、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1實(shí)證策略

本文借鑒方芳等[24]做法，采用“十一五”規(guī)劃中約束性污染控制政策力度在不同地區(qū)的差異構(gòu)造處理組與對(duì)照組，從而建立雙重差分模型來(lái)分析環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)要素配置效率的影響。計(jì)量模型如下：

Yit=α0+α1Regui+βZit+ui+vt+εit。（1）

其中：Yit為被解釋變量，主要為地區(qū)資源配置效率，其中下表i代表城市i，t代表第t年。由于本文需求的資源配置效率指標(biāo)是地區(qū)層面的面板數(shù)據(jù)，故參考靳來(lái)群等[25]，測(cè)算得到各地區(qū)資本、勞動(dòng)以及土地3種資源的實(shí)際投入比例與有效投入比例，并利用實(shí)際投入偏離有效投入的程度來(lái)衡量資源配置效率。因此，當(dāng)資源的實(shí)際投入比例大于有效投入比例時(shí)，表明該資源投入過(guò)度，反之表明投入不足。同時(shí)，為了便于分析，本文對(duì)資源配置效率指標(biāo)進(jìn)一步處理，以土地資源為例，如城市i的土地資源實(shí)際投入比例mi與有效投入比例m*i的比值減去1的絕對(duì)值來(lái)衡量土地資源配置效率（Mmis），即Mmis=|mi/m*i-1|，因此，不論城市i土地資源投入過(guò)度或不足，當(dāng)Mmis值增大則表明土地配置效率降低，反之Mmis值減小則表明土地配置效率提高。

Regui為核心解釋變量（Regui=GCODi×Postt），其中：Postt為政策實(shí)施年份虛擬變量，當(dāng)t>2005時(shí)取值為1，t<2006時(shí)取值為0;GCODi表示“十一五”規(guī)劃中對(duì)城市i的環(huán)境規(guī)制力度，本文基于化學(xué)需氧量（COD）減排指標(biāo)來(lái)衡量環(huán)境規(guī)制力度，由于規(guī)劃中只給出了省級(jí)層面的減排指標(biāo)，故本文參考方芳等[24]構(gòu)建城市層面減排數(shù)據(jù)，方法如下：

CODi=CODj×ci，2005∑Ni=1ci，2005。（2）

其中：CODi、CODj分別為城市i、省份j在“十一五”期間的COD減排總量，ci，2005為2005年城市i的COD排放量。由于城市層面COD排放量無(wú)法直接獲取，則采用間接計(jì)算：

ci，2005∑Ni=1ci，2005=

∑Kik=1μkyi，k，2005yj，k，2005。（3）

其中：yi，k，2005、yj，k，2005分別表示2005年i城市、j省份的k行業(yè)產(chǎn)值，然而城市工業(yè)細(xì)分子行業(yè)產(chǎn)值并未公布，但中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了較為全面的規(guī)模企業(yè)，因此通過(guò)企業(yè)產(chǎn)值的加總來(lái)計(jì)算得到城市行業(yè)產(chǎn)值;μk為2005年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的k行業(yè)COD排放量占全國(guó)工業(yè)COD排放量的比值。根據(jù)式（2）、式（3），可計(jì)算得到城市i在“十一五”期間的COD減排總量。通過(guò)消除城市經(jīng)濟(jì)體量對(duì)COD減排總量的影響，得到環(huán)境規(guī)制力度，即：

GCODi=CODiGIPi，2005。（4）

其中：GIPi，2005為城市i在2005年的工業(yè)生產(chǎn)總值。通過(guò)計(jì)算發(fā)現(xiàn)在消除經(jīng)濟(jì)體量對(duì)COD減排總量的影響后，東部城市約束性減排控制力度均值最小，為1.44，其次是中部和西部地區(qū)，而東北部地區(qū)力度均值最大為3.02。

Zit為一系列控制變量，主要參考白東北等[26]做法，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Dev）以實(shí)際人均GDP對(duì)數(shù)來(lái)表示;人口密度（Pop）以城市年末總?cè)丝跀?shù)與行政區(qū)域土地面積的比值來(lái)表示;政府支出水平（Gov）以城市財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出與城市生產(chǎn)總值的比值來(lái)表示;城市化進(jìn)程（Urb）能夠通過(guò)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模來(lái)衡量，白東北等[26]采用非農(nóng)業(yè)從業(yè)人口數(shù)的對(duì)數(shù)形式表示，考慮到各地區(qū)從業(yè)人數(shù)差距較大，因此本文以非農(nóng)從業(yè)人員數(shù)與年末單位從業(yè)人員數(shù)的比值來(lái)表示;第二產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)規(guī)模（Sca）常見(jiàn)是以第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口、人口密度等方法來(lái)衡量，因此本文以第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與第二產(chǎn)業(yè)用地面積的比值來(lái)表示;人力資本水平（Hcl）參考嚴(yán)成樑[27]做法，以城市每萬(wàn)人在校大學(xué)生數(shù)量來(lái)衡量。ui控制城市固定效應(yīng)，vt控制時(shí)間固定效應(yīng)，εit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.2要素投入比例的計(jì)算

參考靳來(lái)群的研究，假定國(guó)家總產(chǎn)出Y是各城市產(chǎn)出Yi的CES函數(shù)，即Y=（∑Ni=1θiYσi）1σ，

其中∑Ni=1θi=1，由于地區(qū)產(chǎn)出間存在較大差異性和互補(bǔ)性，θi衡量了城市i產(chǎn)出在國(guó)家總產(chǎn)出生產(chǎn)過(guò)程中的權(quán)重。同時(shí)，國(guó)家和城市產(chǎn)出又是自身投入要素及TFP的C-D函數(shù)，即

Y=AKαLβMγ、Yi=AiKαiLβiMγi，其中A代表TFP。假定城市投入要素的加總為國(guó)家投入要素的總額，即L=∑Ni=1Li，

K=∑Ni=1Ki，M=∑Ni=1Mi，

并定義要素投入比例為li=LiL，ki=KiK，mi=MiM。此外，本文使用rτKi表示城市的實(shí)際融資成本即資本價(jià)格，其中τKi表示城市之間資本價(jià)格的扭曲系數(shù)。同理，分別使用ωτLi、PMτMi來(lái)表示城市的實(shí)際勞動(dòng)力成本和土地投入成本，其中τLi、τMi分別表示城市之間勞動(dòng)和土地投入價(jià)格的扭曲系數(shù)。

在國(guó)家、城市產(chǎn)出利潤(rùn)最大化問(wèn)題下，maxYiP（∑Ni=1θiYσi）1σ-∑Ni=1PiYi

maxKi、Li、Mi{PiAiKαiLβi-rτKiKi-ωτLiLi-PMτMiMi}，將得到國(guó)家與城市層面的一階條件及其擴(kuò)展式為

θiP（YiY）σ-1=Pi，

P=（∑Ni=1θ11-σiPσσ-1i）σ-1σ，

KiLi=αωτLiβrτKi，MiLi=γωτLiβPMτMi，

Li=PiAi（αrτKi）α（βωτLi）1-α-γ（γPMτMi）γ11-α-β-γ，

Ki=PiAi（αrτKi）1-β-γ（βωτLi）β（γPMτMi）γ11-α-β-γ，

Mi=PiAi（αrτKi）α（βωτLi）β（γPMτMi）1-α-β11-α-β-γ。（5）

并參考Dixit等[28]的研究，11-σ也為各類(lèi)差異產(chǎn)品需求的價(jià)格彈性，即Yi=P1σ-1i。

根據(jù)∑Ni=1ki=1，并結(jié)合式（5）可得扭曲狀態(tài)下城市資本投入比例，同理計(jì)算得到勞動(dòng)與土地投入比例，

ki=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Ki∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Ki，

li=θ1（1-σ）（α+β）iAiσ1-στ-1Li∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β）iAiσ1-στ-1Li，

mi=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Mi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Mi。

（6）

城市之間無(wú)扭曲狀態(tài)下的要素投入比例，即城市之間扭曲系數(shù)相等時(shí)的解，因此可得無(wú)扭曲狀態(tài)下城市各要素投入比例為

k*i=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi，

l*i=θ1（1-σ）（α+β）iAσ1-（α+β）σi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β）iAσ1-（α+β）σi，

m*i=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi。（7）

1.3數(shù)據(jù)來(lái)源與參數(shù)設(shè)定

采用《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的2002—2017年292個(gè)地級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)，由于《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的土地?cái)?shù)據(jù)按照市轄區(qū)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分類(lèi)，因此本文以下指標(biāo)盡量以市轄區(qū)為統(tǒng)計(jì)口徑。

采用城市第二產(chǎn)業(yè)增加值來(lái)衡量名義產(chǎn)值PiYi;城市第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)來(lái)衡量勞動(dòng)投入Li;由于無(wú)法直接得到城市第二產(chǎn)業(yè)固定投資數(shù)據(jù)，因此采用省級(jí)層面第二產(chǎn)業(yè)固定投資額占固定投資總額比例乘以城市固定資產(chǎn)投資總額來(lái)衡量城市第二產(chǎn)業(yè)固定投資額，并采用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算得到城市第二產(chǎn)業(yè)資本存量Ki;參考范劍勇等[29]的研究，采用城市工業(yè)用地與倉(cāng)儲(chǔ)用地面積之和來(lái)衡量城市第二產(chǎn)業(yè)用地面積。此外，由于難以獲取城市層面的價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，本文考慮采用省級(jí)層面數(shù)據(jù)替代。

要素扭曲系數(shù)τKi、τLi、τMi以及產(chǎn)出權(quán)重θi可由模型分別計(jì)算得到

τKi∝PiYiKi、τLi∝PiYiLi、τMi∝PiYiMi、θi=1T∑Tt=1Pi（t）Ynori（t）/Pi（t）1-σ∑Ni=1Pi（t）Ynori（t）/Pi（t）1-σ;

根據(jù)前文模型推導(dǎo)可得城市i的TFP為Ai=YiKαiLβiMγi，由于無(wú)法得到真實(shí)產(chǎn)量Yi，參考王文等[30]做法，用Ai=（PiYi）σσ-1KαiLβiMγi估算，σ取值1/3。采用固定效應(yīng)方法估算城市生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)得到要素彈性系數(shù)分別為α=0.574，β=0.246，γ=0.086。

基于以上資源配置效率測(cè)算方法以及解釋變量的定義，得到主要指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，如表1所示。

2實(shí)證結(jié)果分析

2.1基準(zhǔn)回歸分析

本文研究環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)資源配置效率影響主要基于“十一五”規(guī)劃中的首次約束性污染控制政策，因此選取2002—2010年城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，如表2所示。列（1）～（4）被解釋變量為地區(qū)土地配置效率，列（5）～（8）被解釋變量為地區(qū)勞動(dòng)配置效率，列（9）、（10）被解釋變量分別為地區(qū)資本配置效率與城市TFP。由列（1）、（5）、（9）回歸結(jié)果可知，在全樣本下，約束性減排政策提升了地區(qū)土地與勞動(dòng)的配置效率，但對(duì)于資本配置效率影響并不顯著。列（2）、（6）分別在列（1）、（5）的基礎(chǔ)上加入一系列控制變量，核心解釋變量Regu系數(shù)更為顯著且符號(hào)未發(fā)生改變，模型擬合效果得到一定提升，具體而言，城市每千萬(wàn)元產(chǎn)值下COD控制減排量每增

加1 t，則提高城市土地、勞動(dòng)要素配置效率分別為0.064、0.053。

進(jìn)一步，為探究對(duì)于資源投入狀況不同的城市，環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的影響是否存在異質(zhì)性，本文將各城市以資源投入過(guò)度或投入不足進(jìn)行分組，如若i城市pmi=mi/m*i>1，則

視為土地資源投入過(guò)度，而pmi=mi/m*i<1，則為土地資源投入不足，勞動(dòng)資源同理定義。由列（3）～（4）、列（7）～（8）回歸結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制主要通過(guò)緩解城市資源的投入過(guò)度，從而改善提高配置效率，但對(duì)于投入不足型城市，環(huán)境規(guī)制對(duì)勞動(dòng)配置效率影響并不顯著，甚至對(duì)于土地配置效率還出現(xiàn)了惡化情況。由前文對(duì)土地配置效率的定義公式Mmis=|mi/m*i-1|，以及結(jié)合模型對(duì)有效投入比例的推導(dǎo)可知，當(dāng)扭曲狀態(tài)下土地投入份額mi不變時(shí)，通過(guò)提升城市TFP從而增加有效投入份額m*i，同樣會(huì)緩解城市土地資源的投入過(guò)度，但這也將進(jìn)一步惡化城市土地資源的投入不足。而不論是列（10）環(huán)境規(guī)制對(duì)城市TFP的影響回歸結(jié)果，或是方芳等研究，均發(fā)現(xiàn)約束性減排政策提升了城市TFP。因此對(duì)于流動(dòng)性較差的土地要素而言，可能正是在強(qiáng)制性的環(huán)境規(guī)制影響下，粗放式生產(chǎn)得到一定控制，通過(guò)提升城市TFP，優(yōu)化了投入過(guò)度型城市的土地配置效率;而對(duì)于土地投入不足型城市，則表現(xiàn)出了配置效率一定程度的惡化?？傮w而言，環(huán)境規(guī)制主要提升了資源投入過(guò)度地區(qū)的土地和勞動(dòng)配置效率，粗放型生產(chǎn)方式得以改善。

2.2區(qū)域異質(zhì)性分析

我國(guó)地緣遼闊，資源稟賦分布不均，本文所構(gòu)造的環(huán)境規(guī)制力度不僅在鄰近城市之間有差異，在不同區(qū)域的城市之間有著更大的差距，其中東北部和西部地區(qū)GCOD均值相對(duì)較大，說(shuō)明在保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，需要付出更大的代價(jià)來(lái)完成減排指標(biāo)。發(fā)達(dá)地區(qū)GCOD值往往更小，意味著企業(yè)每千萬(wàn)元產(chǎn)值下產(chǎn)生的COD量較小。當(dāng)企業(yè)較難滿足當(dāng)?shù)氐臏p排要求時(shí)，具有向經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)轉(zhuǎn)移的動(dòng)力。經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)相對(duì)擁有較高的GCOD值，當(dāng)?shù)卣诒ＷC經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的情況下，要達(dá)到減排要求，發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)較為容易成為其引進(jìn)對(duì)象，一是相同產(chǎn)值下發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)往往COD生成量較小，二是發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)技術(shù)相對(duì)先進(jìn)，通過(guò)溢出效應(yīng)來(lái)提高本地企業(yè)技術(shù)。

本文參考中國(guó)統(tǒng)計(jì)局對(duì)我國(guó)地域劃分標(biāo)準(zhǔn)，將各城市劃分至東部、中部、西部以及東北部四大區(qū)域，進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制對(duì)不同區(qū)域城市資源配置效率的影響。由于本文主要關(guān)注的是環(huán)境規(guī)制對(duì)資源配置效率的影響，因此只報(bào)告核心解釋變量Regu的回歸系數(shù)，如表3所示。由表3可知，關(guān)于土地資源，在全樣本下，環(huán)境規(guī)制主要改善了東、中部區(qū)域的配置效率;進(jìn)一步區(qū)分投入狀況，其結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相似，主要表現(xiàn)為改善了東、中部過(guò)度投入城市的配置效率。關(guān)于勞動(dòng)要素，通過(guò)模型計(jì)算發(fā)現(xiàn)，中部城市勞動(dòng)過(guò)度現(xiàn)象較東、西部城市更為嚴(yán)重，可能由于中部城市擁有更大的改善空間，因此環(huán)境規(guī)制對(duì)勞動(dòng)投入過(guò)度的改善主要體現(xiàn)在中部區(qū)域。總結(jié)而言，環(huán)境規(guī)制在東部及中部區(qū)域產(chǎn)生較好的效果，而通過(guò)對(duì)比2010年各省份實(shí)際COD排放量與“十一五”規(guī)劃排放量，發(fā)現(xiàn)東北及西部地區(qū)未達(dá)標(biāo)省份占比，較東、中部地區(qū)更高，可能由此而導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對(duì)東北部及西部城市效果相對(duì)不明顯。

2.3機(jī)制分析

土地資源配置效率低下，而環(huán)境規(guī)制又是如何提升土地配置效率呢？接下來(lái)將探討環(huán)境規(guī)制改善地區(qū)土地配置效率的機(jī)制，如表4所示。由于表2結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)土地配置效率的影響隨該地區(qū)投入狀況的不同而產(chǎn)生異質(zhì)性，因此仍區(qū)分投入狀況進(jìn)行分組回歸。表4（1）～（2）列示了環(huán)境規(guī)制對(duì)第二產(chǎn)業(yè)用地面積的影響結(jié)果，第二產(chǎn)業(yè)用地面積指標(biāo)Land由第二產(chǎn)業(yè)用地面積的對(duì)數(shù)來(lái)衡量。結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)用地面積的影響并不顯著，這符合前文分析，土地作為缺乏流動(dòng)性的資源，環(huán)境規(guī)制對(duì)其配置效率的影響并不體現(xiàn)在投入量的變化上，而極有可能通過(guò)改變地區(qū)土地有效投入比例來(lái)提升其配置效率。

改變地區(qū)土地有效投入比例，必然涉及地區(qū)TFP水平，如何實(shí)現(xiàn)地區(qū)自身TFP水平的提升，其內(nèi)部企業(yè)生產(chǎn)率的提高則是關(guān)鍵。強(qiáng)制性環(huán)境規(guī)制一方面造成企業(yè)生產(chǎn)成本增加，對(duì)于生產(chǎn)效率較低的中小企業(yè)將面臨更大的退出概率[31]，以此加強(qiáng)了市場(chǎng)淘汰機(jī)制[32];另一方面，存活下來(lái)的企業(yè)能夠得到進(jìn)一步的擴(kuò)張[33]。因此本文提出猜想：環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)地區(qū)企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大。馬歇爾認(rèn)為擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模能夠推動(dòng)勞動(dòng)力精細(xì)化分工，降低生產(chǎn)成本，更容易實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。同樣熊彼特的創(chuàng)新理論指出相對(duì)而言大型企業(yè)更具創(chuàng)新動(dòng)力，從而獲得更高的生產(chǎn)率。孫曉華等[34]利用中國(guó)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)企業(yè)規(guī)模與生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，指出企業(yè)規(guī)模與生產(chǎn)率之間呈倒“U”型關(guān)系，而我國(guó)工業(yè)企業(yè)大多處于倒“U”型的左側(cè)，意味著目前提升企業(yè)規(guī)模有利于生產(chǎn)率的提高?；谝陨衔墨I(xiàn)分析，本文認(rèn)為環(huán)境規(guī)制可能通過(guò)擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模來(lái)影響地區(qū)土地配置效率。因此，本文引入企業(yè)規(guī)模指標(biāo)（FS）來(lái)驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)土地配置效率的影響機(jī)制。對(duì)于企業(yè)規(guī)模指標(biāo)采用城市第二產(chǎn)業(yè)增加值與工業(yè)企業(yè)數(shù)量比值的對(duì)數(shù)形式來(lái)衡量。

表4列（3）～（4）列示了環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)企業(yè)規(guī)模影響的結(jié)果，可以看到無(wú)論是土地投入過(guò)度或是土地投入不足地區(qū)，變量Regu系數(shù)均顯著為正，表明環(huán)境規(guī)制正向促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)規(guī)模。進(jìn)一步參考溫忠麟等[35]對(duì)檢驗(yàn)中介效應(yīng)的做法，在表4列（5）～（6）中將變量FS作為中介變量放入式（1）的基準(zhǔn)回歸模型，結(jié)果顯示變量Regu系數(shù)均不顯著，而對(duì)于土地投入過(guò)度地區(qū)，變量FS顯著為負(fù)，對(duì)于土地投入不足地區(qū)，變量FS顯著為正，結(jié)合表2列（3）～（4）與表4列（3）～（4）回歸結(jié)果說(shuō)明對(duì)于土地投入過(guò)度地區(qū)，環(huán)境規(guī)制通過(guò)企業(yè)規(guī)模的完全中介作用提高了地區(qū)土地配置效率，即城市每千萬(wàn)元產(chǎn)值下COD控制減排量增加1 t，則提高土地配置效率0.015（0.010×1.543=0.015）;而對(duì)于土地投入不足地區(qū)，環(huán)境規(guī)制通過(guò)企業(yè)規(guī)模的完全中介作用惡化了地區(qū)土地配置效率。以上結(jié)果基本符合前文關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)土地配置效率影響機(jī)制的分析，即由于環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張，提高了地區(qū)TFP水平，從而使得土地有效投入比例增大。對(duì)于投入過(guò)度地區(qū)而言，在實(shí)際投入比例不變情況下，有效比例的增大意味著配置效率的改善;但對(duì)于投入不足地區(qū)而言，在實(shí)際投入比例不變情況下，有效比例的增大對(duì)配置效率反而表現(xiàn)出惡化。

然而，并不是無(wú)限制的擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模都能對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響[34]，因此本文在模型中繼續(xù)加入企業(yè)規(guī)模（FS）的平方項(xiàng)，探究企業(yè)規(guī)模與土地配置效率的非線性關(guān)系，以此來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證本文機(jī)制分析的可信性，同時(shí)也驗(yàn)證若環(huán)境規(guī)制的加強(qiáng)促使企業(yè)規(guī)模進(jìn)一步的擴(kuò)大是否還能改善投入過(guò)度地區(qū)的土地配置效率。而對(duì)于投入不足地區(qū)，由于企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張表現(xiàn)為土地配置效率的下降，進(jìn)一步討論企業(yè)規(guī)模與土地配置效率之間是否存在非線性關(guān)系并無(wú)意義。因此本文主要給出投入過(guò)度地區(qū)的回歸結(jié)果，如表4列（7）所示，在此回歸中主要關(guān)注企業(yè)規(guī)模變量的系數(shù)與常數(shù)項(xiàng)，企業(yè)規(guī)模一次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，而企業(yè)規(guī)模二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，同時(shí)常數(shù)項(xiàng)顯著為正，因此表明企業(yè)規(guī)模與土地配置效率之間存在倒“U”型關(guān)系，這進(jìn)一步說(shuō)明機(jī)制研究結(jié)論的可靠性。企業(yè)規(guī)模最佳點(diǎn)為9.0，當(dāng)小于9.0時(shí)，投入過(guò)度地區(qū)的土地配置效率隨企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大而提高。而截止2017年，我國(guó)土地投入過(guò)度地區(qū)的企業(yè)規(guī)模均值為8.5，說(shuō)明投入過(guò)度地區(qū)通過(guò)環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大，從而提升地區(qū)土地配置效率仍存在較大空間。

關(guān)于勞動(dòng)配置效率，環(huán)境規(guī)制對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)同樣具有重要作用。較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制力度能夠降低粗放式生產(chǎn)部門(mén)的就業(yè)份額，以及增加高技能人才的流入，雙向推動(dòng)提高勞動(dòng)配置效率的良性循環(huán)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。因此本文認(rèn)為環(huán)境規(guī)制可能通過(guò)促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)而改善勞動(dòng)配置效率。接下來(lái)對(duì)此猜測(cè)進(jìn)行驗(yàn)證，表4列（8）～（9）列示了環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)勞動(dòng)就業(yè)影響的結(jié)果：列（8）結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制抑制勞動(dòng)投入過(guò)度地區(qū)的就業(yè)量;列（9）結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了勞動(dòng)投入不足地區(qū)的就業(yè)量，這一結(jié)果印證了本文猜想：環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)勞動(dòng)力在地區(qū)間的自由流動(dòng)，從而提高地區(qū)勞動(dòng)配置效率。但在此需說(shuō)明的是，表2列（7）～（8）結(jié)果表示環(huán)境規(guī)制雖然提高了投入過(guò)度地區(qū)的勞動(dòng)配置效率，但對(duì)于投入不足地區(qū)勞動(dòng)配置效率影響并不顯著，這可能由于勞動(dòng)投入不足地區(qū)TFP的增加而造成有效投入比例的上升，從而掩蓋了勞動(dòng)投入量的變化帶來(lái)的配置效率提升效果，但這并不影響本文從勞動(dòng)力流動(dòng)角度來(lái)探討環(huán)境規(guī)制對(duì)勞動(dòng)配置效率的影響機(jī)制。

3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.1排除干擾因素影響

為了排除其他因素對(duì)研究對(duì)象的干擾，第一，本文利用安慰劑檢驗(yàn)對(duì)約束性減排政策實(shí)施之前的其他因素進(jìn)行排除，選取未受政策影響的年份數(shù)據(jù)，并假定政策實(shí)施年份為2004年，回歸結(jié)果如表5所示。由表5（1）～（2）列可知，Regu系數(shù)并不顯著，表明2006年政策實(shí)施之前的其他因素并未對(duì)本文研究造成干擾。第二，為迎接2008年的北京奧運(yùn)會(huì)，國(guó)家對(duì)北京及周邊地區(qū)實(shí)施了相關(guān)環(huán)境治理措施，為排除奧運(yùn)效應(yīng)對(duì)“十一五”規(guī)劃約束性減排政策的干擾，本文參考He等[36]研究，剔除受奧運(yùn)效應(yīng)影響的省份城市（包括北京、天津以及屬于內(nèi)蒙古、山東、山西、河北省份的城市）后，再次進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，表5列（3）～（4）結(jié)果顯示Regu系數(shù)依舊顯著，同時(shí)符號(hào)并未發(fā)生改變，說(shuō)明本文結(jié)論并不受奧運(yùn)效應(yīng)影響。第三，2008年全球金融危機(jī)對(duì)我國(guó)工業(yè)發(fā)展造成巨大沖擊，本文剔除2008—2009年度數(shù)據(jù)對(duì)基準(zhǔn)回歸再一次進(jìn)行驗(yàn)證，表5列（5）～（6）結(jié)果顯示Regu系數(shù)顯著性及符號(hào)方向仍未發(fā)生變化，進(jìn)一步驗(yàn)證本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.2平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)假設(shè)是使用雙重差分法的重要前提，同時(shí)為檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制實(shí)施前后對(duì)地區(qū)資源配置效率的差異影響，本文構(gòu)建如下模型，

Yit=α0+∑4k=-4，k≠-1αkGCODi×Postt0+k+

βZit+ui+vt+εit。（8）

其中，Postt0表示政策實(shí)施當(dāng)年，即2006年。回歸結(jié)果如表5列（7）～（8）所示，Regu（-4）～Regu（4）表示政策實(shí)施前4年至后4年，結(jié)果顯示在政策實(shí)施前核心變量估計(jì)系數(shù)皆不顯著，說(shuō)明政策實(shí)施前不存在預(yù)期效應(yīng)，土地和勞動(dòng)配置效率在政策實(shí)施的第二年起顯著改善，說(shuō)明政策實(shí)施效果具有一定時(shí)滯性，這與張成等[37]研究結(jié)果一致。對(duì)于土地配置效率在2008年并不顯著，即變量Regu（2）系數(shù)，但后續(xù)年份仍然顯著情況，可能來(lái)自全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)造成巨大沖擊所導(dǎo)致，因此本文認(rèn)為平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果能夠驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

4結(jié)論及建議

環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展已成為共識(shí)，而優(yōu)化資源配置效率是提高我國(guó)TFP進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的重要路徑。那么環(huán)境規(guī)制是否能夠改善我國(guó)資源配置效率呢？以往研究主要討論了環(huán)境規(guī)制對(duì)部門(mén)內(nèi)企業(yè)之間資源配置的優(yōu)化作用，而缺乏對(duì)于地區(qū)資源配置效率的討論。此外，前期主要關(guān)注于流動(dòng)性較強(qiáng)的資本和勞動(dòng)的配置效率，但對(duì)于影響資本和勞動(dòng)配置效率極為密切的土地資源鮮有提及。因此，基于我國(guó)各類(lèi)資源配置效率較低的現(xiàn)狀，本文在納入土地資源新視角下，采用雙重差分模型討論了“十一五”規(guī)劃中首次約束性控制污染政策對(duì)我國(guó)地區(qū)資源配置效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在地區(qū)層面，環(huán)境規(guī)制整體上提高了土地與勞動(dòng)資源的配置效率;進(jìn)一步劃分資源投入過(guò)度和不足2種狀態(tài)發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制改善資源配置效率主要體現(xiàn)在緩解了地區(qū)要素投入過(guò)度，對(duì)于高投入而低產(chǎn)出的粗放型生產(chǎn)方式，環(huán)境規(guī)制起到一定遏制作用;在區(qū)分城市地理位置后，環(huán)境規(guī)制對(duì)資源配置效率的影響存在異質(zhì)性。環(huán)境規(guī)制主要提升了減排指標(biāo)完成度較高的東、中部地區(qū)土地配置效率以及中部地區(qū)勞動(dòng)配置效率，同樣主要體現(xiàn)在對(duì)資源投入過(guò)度的改善。關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)資源配置效率的影響機(jī)制，本文發(fā)現(xiàn)對(duì)缺乏流動(dòng)性的土地資源，環(huán)境規(guī)制在促使企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的過(guò)程中，提高了地區(qū)TFP，從而緩解了地區(qū)土地的投入過(guò)度，但也因此而惡化了地區(qū)土地的投入不足。對(duì)于勞動(dòng)資源，環(huán)境規(guī)制通過(guò)促進(jìn)勞動(dòng)力的自由流動(dòng)，從而改善地區(qū)勞動(dòng)配置效率。

結(jié)合以上結(jié)論，本文得到相關(guān)啟示：第一，政府部門(mén)應(yīng)當(dāng)根據(jù)區(qū)域及城市的不同特征，跨區(qū)聯(lián)動(dòng)制定相關(guān)減排指標(biāo)。對(duì)于發(fā)達(dá)地區(qū)，應(yīng)考慮地區(qū)本身資源投入狀況，通過(guò)環(huán)境規(guī)制來(lái)全面提高資源配置效率;對(duì)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，在制定相關(guān)減排政策的情況下，要加大監(jiān)管力度，以發(fā)揮環(huán)境規(guī)制政策效果，從而有效提高資源配置效率。第二，在微觀企業(yè)層面，完善企業(yè)進(jìn)出機(jī)制，根據(jù)環(huán)境規(guī)制政策，嚴(yán)格制定企業(yè)準(zhǔn)入條件，并淘汰落后企業(yè)，同時(shí)在不影響市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)的前提下，針對(duì)我國(guó)企業(yè)平均規(guī)模較小的現(xiàn)狀，扶持中小企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)，優(yōu)化資源配置效率。第三，完善土地管制政策，針對(duì)土地投入不足地區(qū)，適當(dāng)放松土地管制，以遏制土地配置效率的進(jìn)一步惡化。

參考文獻(xiàn)：

[1]項(xiàng)曉敏，金曉斌，王溫鑫，等.供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革視角下的土地整治制度創(chuàng)新初探[J].中國(guó)土地科學(xué)，2017，31（4）：12.

[2]喻文益.資源有效配置是解決我國(guó)環(huán)境保護(hù)問(wèn)題的根本出路[J].復(fù)旦學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），1993（6）：33.

[3]楊汝岱.中國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015，50（2）：61.

[4]韓超，張偉廣，馮展斌.環(huán)境規(guī)制如何“去”資源錯(cuò)配：基于中國(guó)首次約束性污染控制的分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（4）：115.

[5]金曉雨.環(huán)境規(guī)制與國(guó)內(nèi)污染轉(zhuǎn)移：基于“十一五”COD排放控制計(jì)劃的考察[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2018（6）：115.

[6]GRAY W B，SHADBEGIAN R J.Environmental regulation and manufacturing productivity at the plant level[R].Working Papers，1993，4321：1.

[7]DOMAZLICKY B R，WEBER W L.Does environmental protection lead to slower productivity growth in the chemical industry？[J].Environmental and Resource Economics，2004，28（3）：301.

[8]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.

[9]王杰，劉斌.環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（3）：44.

[10]TOMBE T，WINTER J.Environmental policy and misallocation：The productivity effect of intensity standards[J].Journal of Environmental Economics and Management，2015，72（1）：137.

[11]王杰，孫學(xué)敏.環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率分布的影響研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2015，37（3）：63.

[12]KELLENBERG D K.An empirical investigation of the pollution haven effect with strategic environment and trade policy[J].Journal of International Economics，2009，78（2）：242.

[13]WU H，GUO H，ZHANG B，et al.Westward movement of new polluting firms in China：Pollution reduction mandates and location choice[J].Journal of Comparative Economics，2017，45（1）：119.

[14]沈坤榮，金剛，方嫻.環(huán)境規(guī)制引起了污染就近轉(zhuǎn)移嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017，52（5）：44.

[15]張彩云，夏勇，王勇.總量控制對(duì)資源配置的影響：基于“兩控區(qū)”和約束性污染控制政策的考察[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2020（4）：185.

[16]BRANDT L，TOMBE T，ZHU X.Factor market distortions across time，space and sectors in China[J].Review of Economic Dynamics，2013，16（1）：39.

[17]陳詩(shī)一，陳登科.中國(guó)資源配置效率動(dòng)態(tài)演化：納入能源要素的新視角[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2017（4）：67.

[18]靳來(lái)群.地區(qū)間資源錯(cuò)配程度分析（1992—2015）[J].北京社會(huì)科學(xué)，2018（1）：57.

[19]HSIEH C T，MORETTI E.Housing constraints and spatial misallocation[J].American Economic Journal：Macroeconomics，2019，11（2）：1.

[20]張俊峰，張安錄.中國(guó)土地資源錯(cuò)配效率損失與糾正策略[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，19（1）：55.

[21]李力行，黃佩媛，馬光榮.土地資源錯(cuò)配與中國(guó)工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率差異[J].管理世界，2016（8）：86.

[22]李寶禮，邵帥，張學(xué)斌.中國(guó)土地供給的空間錯(cuò)配與環(huán)境污染轉(zhuǎn)移：來(lái)自城市層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，26（6）：103.

[23]童健，劉偉，薛景.環(huán)境規(guī)制、要素投入結(jié)構(gòu)與工業(yè)行業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（7）：43.

[24]方芳，楊嵐，周亞虹.環(huán)境規(guī)制，企業(yè)演化與城市制造業(yè)生產(chǎn)率[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2020，23（4）：22.

[25]靳來(lái)群，張伯超，莫長(zhǎng)煒.我國(guó)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)雙重要素配置效率的影響研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2020，38（3）：418.

[26]白東北，張營(yíng)營(yíng)，唐青青.開(kāi)發(fā)區(qū)設(shè)立與地區(qū)資源錯(cuò)配：理論機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)辨識(shí)[J].財(cái)經(jīng)研究，2020，46（7）：49.

[27]嚴(yán)成樑.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與區(qū)域發(fā)展差距[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2016（4）：40.

[28]DIXIT K，STIGLITZ J E.Monopolistic competition and optimum product diversity：Reply[J].The American Economic Review，1979，69（5）：957.

[29]范劍勇，莫家偉，張吉鵬.居住模式與中國(guó)城鎮(zhèn)化：基于土地供給視角的經(jīng)驗(yàn)研究[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2015（4）：44.

[30]王文，牛澤東.資源錯(cuò)配對(duì)中國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率的多維影響研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2019，36（3）：20.

[31]張先鋒，申屠瑤，王俊凱.環(huán)境規(guī)制、企業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)退出[J].北京理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017，19（4）：43.

[32]李蕾蕾，盛丹.地方環(huán)境立法與中國(guó)制造業(yè)的行業(yè)資源配置效率優(yōu)化[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（7）：136.

[33]徐保昌，潘昌蔚，李思慧.環(huán)境規(guī)制抑制中國(guó)企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張了嗎？[J].中國(guó)地質(zhì)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，20（2）：74.

[34]孫曉華，王昀.企業(yè)規(guī)模對(duì)生產(chǎn)率及其差異的影響：來(lái)自工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（5）：57.

[35]溫忠麟.張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào)，2004（5）：614.

[36]HE G，F(xiàn)AN M，ZHOU M.The effect of air pollution on mortality in China：Evidence from the 2008 Beijing Olympic Games[J].Journal of Environmental Economics and Management，2016，79（9）：18.

[37]張成，陸旸，郭路，等.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，46（2）：113.

[編輯：厲艷飛]

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