官 永 彬 謝 正 蕾

(重慶師范大學 地理與旅游學院，重慶 400047)

“滄海百年，民生不息”。改善民生福祉是黨和政府追求的永恒主題，而生態(tài)環(huán)境與民生福祉高度關聯(lián)。改革開放四十余年來經(jīng)濟領域取得輝煌成就的同時卻是生態(tài)環(huán)境問題的日益累積和突顯。為此，黨的十九大報告作出了我國已邁入高質量發(fā)展階段的戰(zhàn)略論斷，并要求“實行最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度”[1]。各級地方政府紛紛增加生態(tài)環(huán)境領域的財政投入以響應中央政府統(tǒng)籌經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的戰(zhàn)略要求。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2017年我國環(huán)境污染治理投資總額高達 9 539 億元，較之于2001年，年均漲幅為14%，保持了持續(xù)穩(wěn)定的增長態(tài)勢[2]。然而，在新時代高質量發(fā)展的情景下，地方政府不僅要擴大環(huán)境領域財政資源投入規(guī)模，更要優(yōu)化財政資源的投入效率。因此，不斷提升區(qū)域環(huán)境效率，不僅是新時代助推經(jīng)濟高質量發(fā)展的戰(zhàn)略路徑，更是改善環(huán)境民生福祉的重要內容。

一、文獻述評

自Schaltegger 和 Sturm(1990)[3]提出環(huán)境效率概念后，環(huán)境效率逐漸成為可持續(xù)發(fā)展的重要議題(Bleischwitz，2003)[4]。從經(jīng)濟活動產(chǎn)生的環(huán)境影響來看，環(huán)境效率刻畫了生態(tài)環(huán)境領域投入與產(chǎn)出的相對有效性，可以作為考察地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的重要指標。利用Citespace可視化圖譜研究方法對環(huán)境效率文獻加以梳理發(fā)現(xiàn)，當前環(huán)境效率研究主要集中在三個方面。

一是環(huán)境效率的測度方法與指標設計。環(huán)境效率測度方法主要有SFA隨機前沿分析法(Aigner et al，1977)[5]、DEA非參數(shù)前沿方法(Charnes，1978)[6]兩種類型。近年來國內外學者常常利用傳統(tǒng)或改進的DEA方法對行業(yè)、企業(yè)等組織的環(huán)境生產(chǎn)效率加以考察。如F?re等(1989)首次采用DEA工具測度熱電廠環(huán)境效率，并在模型建構中考慮了環(huán)境負面效應[7]。Chang 等(2013)選擇DEA-SBM 模型對中國交通運輸行業(yè)進行環(huán)境效率測度[8]。DEA方法是處理多投入、多產(chǎn)出生產(chǎn)過程的有力工具(Zhou et al，2008)[9]，其投入產(chǎn)出評價指標是該方法的關鍵要素(Charens，1978)[10]?，F(xiàn)有學者多依據(jù)環(huán)境治理活動的過程邏輯，常從資金、技術與人力等要素維度設計投入指標，產(chǎn)出指標則主要是經(jīng)濟產(chǎn)出與環(huán)境污染物。如鄭尚植和宮芳(2015)選擇政府環(huán)境治理投資為單一投入變量，工業(yè)廢水、廢氣、二氧化硫、固體廢物達標量或處置量為產(chǎn)出變量[11]。任勝鋼等(2016)則利用能源資源、人力資本消耗、環(huán)境污染物排放與經(jīng)濟發(fā)展總量的投入產(chǎn)出指標體系測度區(qū)域生態(tài)效率[12]。

二是環(huán)境效率時空演化與空間差異。環(huán)境效率時空特征的準確揭示可為環(huán)境政策制定提供科學依據(jù)。Camarero等(2013)考察了經(jīng)合組織(OECD) 國家生態(tài)效率的時間演化趨勢和俱樂部收斂效應。[13]王連芬和戴裕杰(2017)揭示了中國省級環(huán)境效率逐年遞增與環(huán)境效率幻覺總體下降的趨勢。[14]馬彥瑞等(2021)實證發(fā)現(xiàn)中國環(huán)境效率在2007-2017年間整體處于低位且波動明顯。[15]景曉棟等(2020)選擇三階段 DEA 模型考察了區(qū)域生態(tài)環(huán)境效率的時空特征。[16]為進一步考察中國環(huán)境效率的空間差異性，楊俊等(2010)運用變異系數(shù)測算了中國省際環(huán)境效率的區(qū)域差異程度及收斂趨勢。[17]斑斕等(2018)則選取泰爾指數(shù)法考察我國環(huán)境污染的區(qū)域差異特征。[18]此外，部分學者開始嘗試Dagum基尼系數(shù)測度城市生態(tài)效率(楊桐彬等，2020)[19]、生態(tài)全要素生產(chǎn)率(楊萬平和李冬，2020)[20]的地區(qū)差異。該方法既能在充分考慮組群分布基礎上測度總體區(qū)域差異的來源結構(Dagum，1997)[21]，也能有效克服樣本數(shù)據(jù)之間的交叉重疊缺陷(黎智慧等，2019)[22]。

三是環(huán)境效率的影響因素與實證檢驗。環(huán)境規(guī)制工具是影響環(huán)境效率的重要因素。在環(huán)境規(guī)制對環(huán)境效率的影響機制上，鄭石明和羅凱方(2017)揭示了強制型、市場型和自愿型等三種類型環(huán)境規(guī)制工具對大氣污染治理效率的影響機制。[23]韓晶等(2014)考察了環(huán)境規(guī)制對不同污染程度制造業(yè)環(huán)境效率的差異影響以及最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強度的理性考量。[24]在環(huán)境規(guī)制與環(huán)境效率關系的實證檢驗上，Hettige 等(2000)研究表明嚴格的環(huán)境規(guī)制可以減少地區(qū)工業(yè)污水排放等負面產(chǎn)出。[25]楊冕等(2020)也證實環(huán)境規(guī)制顯著改善了本地區(qū)工業(yè)污染治理效率。[26]但張子龍(2015)發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制工具短期內抑制了區(qū)域生態(tài)效率的改善。[27]此外，沈能(2012)指出環(huán)境規(guī)制強度與工業(yè)環(huán)境效率可能存在倒“U”型的不確定關系。[28]在實證檢驗模型的選擇上，多以Tobit模型、面板數(shù)據(jù)模型、隨機前言生產(chǎn)模型、面板門檻模型等忽視環(huán)境效率空間關聯(lián)的研究模型為主。

綜上所述，目前對環(huán)境效率測度、時空特征與影響因素的研究主要存在以下不足：首先，測度方法上DEA非參數(shù)技術已成為環(huán)境效率分析的主要方法，但該方法運用的關鍵是投入產(chǎn)出指標體系的科學設計，已有研究側重于從單一維度構建投入產(chǎn)出指標，缺乏契合高質量發(fā)展理念的系統(tǒng)設計；其次，測度結果上主要對區(qū)域環(huán)境效率的時空特征進行簡單統(tǒng)計分析，對于區(qū)域環(huán)境效率的空間分布、空間差異與空間相關缺乏全景展示，且空間差異的研究主要是變異系數(shù)、泰爾指數(shù)等傳統(tǒng)方法，較少運用可分解的Dagum基尼系數(shù)法；最后，在影響機制上已有學者開始探索不同環(huán)境規(guī)制工具、環(huán)境規(guī)制強度對區(qū)域環(huán)境效率的影響，但并未充分考慮環(huán)境規(guī)制工具影響的空間溢出效應。有鑒于此，本文將立足于高質量發(fā)展情景，運用DEA數(shù)據(jù)包絡分析技術對中國區(qū)域環(huán)境效率加以非參數(shù)測度，選擇Dagum基尼系數(shù)和空間自相關方法考察其時空特征，繼而運用空間杜賓模型揭示環(huán)境規(guī)制對其影響的空間外溢性和異質性。

二、研究方法設計

(一)區(qū)域環(huán)境效率非參數(shù)測度方法

Farrell(1957)[29]、Banker 等(1984)[30]相繼提出規(guī)模報酬不變(CCR 模型)和規(guī)模報酬可變(BCC 模型)的非參數(shù)DEA方法，該方法克服了參數(shù)前沿方法參數(shù)需要預先設定的主觀性缺陷，且可以處理多投入、多產(chǎn)出生產(chǎn)過程的相對技術有效性。有鑒于此，本文采用投入導向的DEA模型對區(qū)域環(huán)境效率加以非參數(shù)測度：

(1)

式中，θ即為區(qū)域環(huán)境效率測度值；S-和S+分別表示模型中投入與產(chǎn)出松弛向量；xi和yi則表示第i個省份即決策單元的投入和產(chǎn)出值。

(二)區(qū)域環(huán)境效率空間差異分析

本文運用Dagum基尼系數(shù)法實證測度我國區(qū)域環(huán)境效率的總體差異并分解出差異的來源結構?？傮w基尼系數(shù)的測度公式為：

(2)

G=Gw+Gnb+Gt

(3)

上式中，yji(yhr)表示第j(h)個區(qū)域中第i(r)個省份的環(huán)境效率。k為區(qū)域個數(shù)，nj(nh)表示j(h)區(qū)域中的省份個數(shù)。Dagum(1997)將總體基尼系數(shù)(G)分解為組內差異貢獻(Gw)、組間差異貢獻(Gnb)和超變密度貢獻(Gt)三部分。[31]具體測度過程如下：

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

其中，Djh為第j區(qū)域和第h區(qū)域間環(huán)境效率的相對影響；djh和pjh分別表示這兩個區(qū)域中所有滿足yji-yhr>0及yhr-yji>0樣本值加總的數(shù)學期望；Fj(Fh)表示累積密度分布函數(shù)。相應的測度公式如下：

(9)

(10)

(11)

(三)區(qū)域環(huán)境效率影響因素實證模型

本文首先利用空間自相關(SA)空間統(tǒng)計方法檢驗區(qū)域環(huán)境效率是否存在相鄰空間上的相互作用關系，以考察我國區(qū)域環(huán)境效率的空間關聯(lián)性?？臻g自相關方法常用全局Moran’sI指數(shù)和局部Moran’sI指數(shù)兩種統(tǒng)計屬性值測度：

(12)

其中，n為研究的省份數(shù)；yi和yj表示第i(j)個省份的環(huán)境效率值；ˉy為環(huán)境效率均值；Wij為空間權重矩陣，表示第i個省份和第j個省份的空間鄰近關系。

若區(qū)域環(huán)境效率存在空間相關性，則引入空間面板杜賓模型(SPDM)揭示區(qū)域環(huán)境效率的影響機制與改善規(guī)律。該模型的最大優(yōu)勢在于充分考慮了自變量對因變量的空間交互影響(Anselin,1988)。[32]其模型表達如下：

(13)

其中，Yit和Xit分別表示t時期第i個省份環(huán)境效率和影響因素的觀測值；β表示影響因素的相關系數(shù)；ρ為環(huán)境效率的空間自回歸系數(shù)；γ表示影響因素的空間溢出系數(shù)；Wij為創(chuàng)建的30*30二進制空間鄰接權重矩陣；μi和ωt表示空間固定效應與時間固定效應；it則表示空間誤差項。

為了進一步探討我國區(qū)域環(huán)境效率的空間溢出效應，我們將各影響因素對區(qū)域環(huán)境效率的影響識別區(qū)分為直接效應和間接效應?；诖?，本文采用偏導數(shù)方法對空間面板杜賓模型估計的系數(shù)加以分解。將空間面板杜賓模型變形為：

(14)

(15)

其中，Y是N*1維環(huán)境效率向量；Xt為N*M維影響變量矩陣；KIN是空間誤差項。(15)式由(14)式中的環(huán)境效率Y對于第k個影響變量求解偏微分而得。(15)式右端矩陣對角線元素的均值為直接效應，而非對角線上元素則為間接效應。

三、區(qū)域環(huán)境效率的實證測度與時空特征分析

(一)區(qū)域環(huán)境效率投入產(chǎn)出指標體系設計

高質量發(fā)展是新時代中國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要主題和戰(zhàn)略取向。從與生態(tài)環(huán)境關聯(lián)的角度來說，高質量發(fā)展是以更少的資源消耗和環(huán)境代價獲得更高生產(chǎn)效率的發(fā)展(田秋生，2018)[33]，將保護生態(tài)環(huán)境內化為經(jīng)濟發(fā)展的新財富(劉志彪，2018)[34]，不斷改善生態(tài)環(huán)境質量(張軍擴等，2019)[35]，更好滿足人民群眾不斷增長的現(xiàn)實生活需求(金碚，2018)[36]，從而持續(xù)增進環(huán)境民生福祉。這意味著，政府環(huán)境治理活動是一個在投入上加強環(huán)境資源保障、產(chǎn)出上改善環(huán)境質量和提升環(huán)境福利的系統(tǒng)演化過程(官永彬和趙思涵，2018)[37]。因此，從環(huán)境保障、環(huán)境質量以及環(huán)境福利三個維度設計高質量發(fā)展理念下的區(qū)域環(huán)境效率測度指標體系具有合意性與必要性(具體見表1)。需要說明的是，本文采用熵權法測度區(qū)域環(huán)境效率的投入產(chǎn)出指數(shù)，以克服主觀賦權法的主觀隨意性、信息重疊等不足。

表1 我國區(qū)域環(huán)境效率的投入產(chǎn)出指標體系

(二)區(qū)域環(huán)境效率測度及時空分布

本文基于契合高質量發(fā)展理念的投入產(chǎn)出指標體系，利用DEA非參數(shù)技術對我國30個省份(不含西藏和港澳臺)2007-2017年時間窗口內的環(huán)境效率加以實證測度。圖1展示了樣本期間我國總體及分區(qū)域環(huán)境效率的時間演化情況。整體而言，我國環(huán)境效率呈波動上升趨勢，從2007年的0.638提升至2017年的0.702，年均增長率為0.96%，這意味著十七大首次提出生態(tài)文明建設目標后我國生態(tài)環(huán)境治理已取得較為顯著的成效，但仍存在較大效率改善空間。從我國東、中、西三大經(jīng)濟區(qū)域來看，區(qū)域層面環(huán)境效率時間演化的曲線輪廓與全國層面測度結果基本一致，均保持波動改善趨勢。東部地區(qū)環(huán)境效率普遍高于全國平均水平，曲線變化整體上保持相對穩(wěn)定。中部地區(qū)環(huán)境效率與全國平均水平基本一致，曲線變化上呈現(xiàn)出“W”型周期性波動改善特征，且與東部地區(qū)的差距有逐漸縮小之勢。值得重點關注的是，西部地區(qū)環(huán)境效率雖然在整個樣本期間緩慢上升，但仍遠低于全國平均水平，特別是在2015年還出現(xiàn)了急劇下降。這說明西部省份仍存在著環(huán)境治理投入產(chǎn)出改善的必要性和效率提升的空間，應該優(yōu)化利用環(huán)境治理資源，避免環(huán)境治理資源盲目投入而帶來的資源配置低效。

為刻畫我國環(huán)境效率的空間分布格局，我們結合代表年份的環(huán)境效率值將30個省份(不含西藏和港澳臺)按環(huán)境效率值由高到低劃分5種地區(qū)類型(見表2)。從2007-2017年各省份環(huán)境效率均值的空間分布看，高效率區(qū)省份除中部的吉林、安徽外均是東部省份，依次為上海、山東、廣東、北京、遼寧和天津。較高效率區(qū)則來自東部的江蘇和福建、中部的黑龍江以及西部的重慶。西部唯一的直轄市重慶保持了較高的環(huán)境效率，說明重慶市在長江上游乃至整個西部地區(qū)綠色發(fā)展中發(fā)揮了良好了示范作用。中等效率區(qū)主要分布于中部的江西、河南、湖北、湖南和西部的內蒙古、廣西、四川、寧夏，但東部的浙江和海南也處于該區(qū)域。較低效率區(qū)、低效率區(qū)除東中部的河北和山西外均分布在西部省份，依次為甘肅、新疆、陜西、云南、貴州和青海。其中的原因可能是大部分西部省份面臨著更為嚴重的經(jīng)濟增長和環(huán)境保護的雙重壓力，加之這些地區(qū)承接了大量從東部省份轉移而來的高能耗、高污染產(chǎn)業(yè)，在促增長的同時也帶來了環(huán)境污染風險的增加和生態(tài)環(huán)境質量的惡化，由此使得這些地區(qū)表現(xiàn)出較低的環(huán)境效率?？偟膩碚f，我國區(qū)域環(huán)境效率呈現(xiàn)出由東至西階梯式遞減的地區(qū)不平衡分布格局。

圖1 我國總體及分區(qū)域環(huán)境效率的時間演化

表2 我國區(qū)域環(huán)境效率的空間分布

從時空演化來看，為有效增強數(shù)據(jù)變化的顯著性，我們選取2007年、2013年和2017年我國區(qū)域環(huán)境效率值。表2顯示，我國各省份環(huán)境效率在考察的三年間呈整體改善特征，地區(qū)間差異格局存在縮小之勢。東部地區(qū)環(huán)境效率總體保持以高效率區(qū)和較高效率區(qū)為主，但呈交替變化特征，其所占比重分別由72.72%和18.18%轉化為54.55%和27.27%。從具體省份空間分布來看，高效率區(qū)主要分布在國家重要戰(zhàn)略區(qū)域的核心省份。如京津冀區(qū)域的北京、長三角區(qū)域的上海、黃河下游區(qū)域的山東以及粵港澳大灣區(qū)的廣東等4個省份在考察的時間均位于高效率水平。此外，天津和遼寧2個省份也從中等效率區(qū)提升至高效率水平區(qū)。中部地區(qū)環(huán)境效率分布較為均衡，主要以較高效率區(qū)、高效率區(qū)和中等效率區(qū)為主，其所占比重大致為20%-30%。從具體省份來看，中部地區(qū)省份環(huán)境效率整體呈躍遷趨勢。如安徽省從較高效率區(qū)升至高效率區(qū)，湖北和湖南2個省份從中等效率區(qū)和較低效率區(qū)紛紛進入較高效率區(qū)。不過，中部地區(qū)僅有吉林省一直保持在高效率水平，而山西省則固化在低效率區(qū)。西部地區(qū)環(huán)境效率以低效率區(qū)為主轉為中等效率區(qū)和較低效率區(qū)為主，呈現(xiàn)出不斷追趕之勢。低效率區(qū)比重從54.55%降到18.18%，中等效率區(qū)比重從27.28%增至36.36%。從具體省級尺度看，除內蒙古和青海2個省份外，廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏和新疆等9個西部省份均呈波動上升特征。

(三)區(qū)域環(huán)境效率的空間差異

為了深入洞察我國區(qū)域環(huán)境效率空間分布差異或不平衡的演化趨勢與來源結構，本文運用Dagum基尼系數(shù)方法對樣本期間我國環(huán)境效率加以測度。從圖2我國區(qū)域環(huán)境效率Dagum基尼系數(shù)測度結果看，總體基尼系數(shù)從2007年的0.250緩慢下降到2017年的0.207，降幅為17.2%，說明我國區(qū)域環(huán)境效率的總體差異呈縮小趨勢。此外，總體差異變化的階段性特征明顯，2007-2013年間總體差異顯著下降，但在2014年后處于緩慢波動上升狀態(tài)，區(qū)域環(huán)境效率的總體差異有所增加。從各區(qū)域內部基尼系數(shù)來看，東部地區(qū)基尼系數(shù)基本維持在均值0.127上下浮動，表明東部地區(qū)環(huán)境效率差異相對較小，環(huán)境治理水平較為均衡。而中西部地區(qū)環(huán)境效率基尼系數(shù)波動幅度較大，其均值分別達到0.182和0.197，都遠高于東部地區(qū)，這提示中西部省份未來在提升本轄區(qū)環(huán)境效率的同時，更應注重區(qū)域內部省份間的協(xié)調聯(lián)動。

圖3描述了我國區(qū)域環(huán)境效率的差異來源和差異貢獻率的演變特征。從貢獻率結構來看，樣本期內我國區(qū)域環(huán)境效率總體差異的主要來源是區(qū)域間差異，其平均貢獻率高達54.28%；其次是區(qū)域內差異，貢獻率均值為24.42%；而超密度差異最小，貢獻率均值為21.30%。從貢獻率演變規(guī)律看，區(qū)域間差異貢獻率呈現(xiàn)出斜“W”型的下降趨勢，由2007年的0.686降至2017年的0.487，總體降幅為28.93%；區(qū)域內差異基本處于平穩(wěn)態(tài)勢，其貢獻率維持在20%-27%區(qū)間；超密度貢獻率呈波動上升態(tài)勢，從2007年的0.110增長至2017年的0.258，總體增幅達133.80%，波動幅度相對較大。因此，未來縮小環(huán)境效率區(qū)域間不平衡是促進我國生態(tài)環(huán)境平衡發(fā)展的關鍵。

圖2 我國區(qū)域環(huán)境效率Dagum基尼系數(shù)測度圖3 我國區(qū)域環(huán)境效率Dagum基尼系數(shù)分解

四、區(qū)域環(huán)境效率影響因素的空間計量分析

(一)區(qū)域環(huán)境效率的空間相關性檢驗

表3呈現(xiàn)了我國區(qū)域環(huán)境效率全局莫蘭指數(shù)的計算結果。從中可以看出，2007-2017年全局莫蘭指數(shù)都在10%及以下的置信度水平顯著為正，這既說明我國區(qū)域環(huán)境效率呈現(xiàn)出鮮明的空間集聚特征，也說明揭示區(qū)域環(huán)境效率影響因素時需要考慮空間溢出效應。盡管在樣本期間我國區(qū)域環(huán)境效率空間集聚程度呈現(xiàn)波動下降趨勢，但區(qū)域環(huán)境效率的空間依賴性依然存在。局部Moran’s I指數(shù)散點圖顯示(見圖4)，2007和2017代表年份各省份的空間集聚主要發(fā)生在高高(H-H)積聚和低低(L-L)積聚象限內。H-H積聚主要分布于國家重要戰(zhàn)略區(qū)域核心的東部沿海經(jīng)濟發(fā)達省份，包括上海、江蘇、浙江、山東、廣東等省份，這些省份可以享受國家重要區(qū)域戰(zhàn)略持續(xù)推進所帶來的紅利，聚集外來資本、高端人才、數(shù)字技術等優(yōu)質環(huán)境治理要素，在高質量發(fā)展進程中逐漸形成相對完善的區(qū)域環(huán)境治理體系，呈現(xiàn)出顯著的空間積聚現(xiàn)象。L-L積聚則主要分布在經(jīng)濟欠發(fā)達的西部內陸省份，如云南、貴州、內蒙古、新疆、陜西、甘肅、青海、山西等省份，主要源于西部內陸省份綠色創(chuàng)新資源較之于東部沿海地區(qū)來說相對匱乏，區(qū)域生態(tài)環(huán)境治理體系和治理能力現(xiàn)代化的根基薄弱，加之對污染程度高、能源消耗大且生產(chǎn)技術落后為顯著特征的傳統(tǒng)工業(yè)的過度依賴，阻礙了西部內陸省份環(huán)境效率的有效提升。盡管伴隨時間推移，區(qū)域環(huán)境效率的空間集聚類型出現(xiàn)不同程度的時空躍遷，但整體上我國環(huán)境效率空間集聚特征并未改變。

表3 我國區(qū)域環(huán)境效率全局自相關指數(shù)

圖4 我國區(qū)域環(huán)境效率局部Moran’s I散點圖

(二)區(qū)域環(huán)境效率影響因素的理論分析

環(huán)境規(guī)制是本文空間面板杜賓模型的核心解釋變量。它是政府出于環(huán)境保護目的而對生態(tài)環(huán)境領域加以直接或間接干預的政策工具(趙玉民，2009)。[38]“波特假說”認為恰當?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠提升企業(yè)的技術創(chuàng)新能力(Porter，1991)。[39]根據(jù)政府環(huán)境規(guī)制的實施強度和執(zhí)行方式，可以將環(huán)境規(guī)制分為強制型、市場型和自愿型三種形態(tài)。[40]理論上來說，環(huán)境規(guī)制通過激勵企業(yè)選擇環(huán)境友好型技術、提升資源能源使用效率、優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)成本結構以及促進企業(yè)對公眾綠色低碳產(chǎn)品需求回應等機制改善區(qū)域環(huán)境效率。但在規(guī)制程度、工具靈活性、規(guī)制范圍、依賴環(huán)境等存在差異的情形下，不同類型的環(huán)境規(guī)制工具對區(qū)域環(huán)境效率的影響可能存在異質性。結合當前我國地方政府環(huán)境規(guī)制治理實踐，分別用地區(qū)環(huán)保處罰案件數(shù)、地區(qū)排污費征收額以及各地區(qū)環(huán)境來訪批次來刻畫強制型、市場型和自愿型三種規(guī)制工具[41]。由此，本文假設當前政府推行的環(huán)境規(guī)制工具整體上提升了區(qū)域環(huán)境效率，但不同類型的環(huán)境規(guī)制工具可能存在差異影響。

控制變量上，實證模型首先引入財政分權變量。當環(huán)境財政分權越高，地方政府對環(huán)境治理行為的自由載量度就越高，地區(qū)之間圍繞經(jīng)濟增長展開的破壞性競爭毫無疑問會導致環(huán)境的惡化(Oates和Schwab，1988)[42]，地方政府甚至可能為吸引新企業(yè)進行環(huán)境“競次”競爭(Wildasin，1988)[43]。同時，中國式財政分權事實上具有局部性和不完全性(周業(yè)安和章泉，2008)[44]，仍需要相應配套制度的改革。在此背景下，預計現(xiàn)有的財政分權對區(qū)域環(huán)境效率可能產(chǎn)生負向影響。為更好刻畫地方政府的財政自主度，本文采用人均本級財政收入與人均全國財政收入的比值表示財政分權。其次是產(chǎn)業(yè)結構變量。第二產(chǎn)業(yè)是區(qū)域環(huán)境污染的主要來源，當其比重增加勢必會導致資源能源消耗和污染物排放量增加，從而降低區(qū)域環(huán)境效率。這意味著產(chǎn)業(yè)結構對區(qū)域環(huán)境效率的影響可能為負。對產(chǎn)業(yè)結構變量，本文以第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內生產(chǎn)總值的比重表示，用于刻畫地方工業(yè)依賴或偏向程度。最后是城鎮(zhèn)化變量。高質量新型城鎮(zhèn)化可以促進優(yōu)秀人才、資本、高新技術等優(yōu)質要素積聚、發(fā)揮企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的規(guī)模效應以及優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構，進而高質量提升區(qū)域環(huán)境效率。因此，預計城鎮(zhèn)化對區(qū)域環(huán)境效率產(chǎn)生正向效應。為刻畫當前地區(qū)新型城市化進程，本文選擇地區(qū)城鎮(zhèn)人口與總人口的比值代表城鎮(zhèn)化變量。

(三)空間計量回歸結果與解釋

從基于鄰接權重矩陣的空間面板杜賓模型估計結果看(見表4)，強制型環(huán)境規(guī)制對區(qū)域環(huán)境效率的影響在1%置信度水平下顯著為正，這說明強制型環(huán)境規(guī)制顯著提升了區(qū)域環(huán)境效率。這可能是因為立法或行政部門制定的環(huán)保法律、法規(guī)和技術標準，具有強制性、及時性和執(zhí)行成本低等優(yōu)勢，提高了企業(yè)環(huán)境準入門檻，倒逼企業(yè)選擇環(huán)境友好型技術并不斷強化綠色技術創(chuàng)新。這在某種程度上驗證了“波特假說”的存在性。

表4 空間杜賓模型面板回歸結果

市場型環(huán)境規(guī)制對區(qū)域環(huán)境效率的提升具有促進作用，但未通過顯著性檢驗。排污費、使用者稅費、財政補貼、排污許可證等市場型環(huán)境規(guī)制工具能夠賦予企業(yè)更多的自主選擇權，并依托市場自身的調節(jié)機制，補償企業(yè)因保護環(huán)境而減少的生產(chǎn)效益，刺激企業(yè)采納甚至發(fā)明更有效的減排技術，最大限度地達到污染減排的目的。但由于我國污染排放的市場機制整體上發(fā)展不充分，且區(qū)域間市場經(jīng)濟活躍程度存在空間不平衡，企業(yè)難以準確衡量污染排放成本。由此使得市場排污費征收工具未能顯著提升區(qū)域環(huán)境效率。

自愿型環(huán)境規(guī)制對區(qū)域環(huán)境效率的影響在1%的置信度水平下顯著為正，這說明當前以公眾參與為核心的自愿型環(huán)境規(guī)制工具對環(huán)境效率的提升具有顯著促進作用。公眾參與環(huán)境治理是高質量發(fā)展和新發(fā)展理念下的必然結果，隨著我國社會主要矛盾的變化，公眾對優(yōu)質生態(tài)產(chǎn)品的訴求更加強烈。采用自愿型環(huán)境規(guī)制工具可以更好地激發(fā)公眾自發(fā)治理環(huán)境污染的動力，且能夠有效減少政府行政監(jiān)管成本，更大程度上滿足公眾的綠色消費需求(王紅梅，2016)。[45]為此，伴隨生態(tài)環(huán)境“管理”向“治理”的變革，環(huán)境來訪等參與式環(huán)境規(guī)制工具將更加有助于改善區(qū)域環(huán)境效率。

控制變量上，財政分權對區(qū)域環(huán)境效率的影響在1%的水平下顯著為負，意味著中國特有的財政分權制度并未發(fā)揮環(huán)境效率的促進效應，同時說明財政分權制度正面效應的釋放還依賴于行政管理體制、政府績效考核機制等配套制度的改革。產(chǎn)業(yè)結構對區(qū)域環(huán)境效率的影響為負，但未通過顯著性檢驗，說明其對區(qū)域環(huán)境效率的提升具有抑制作用。因此，未來如何優(yōu)化地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構、促進產(chǎn)業(yè)結構的合理化和高級化仍然是地方政府在高質量發(fā)展中面臨的重要任務。但產(chǎn)業(yè)結構對區(qū)域環(huán)境效率的負向影響并不顯著的特征在某種程度上也說明我國工業(yè)能源利用效率與綠色創(chuàng)新水平都有所改善。城鎮(zhèn)化率對區(qū)域環(huán)境效率具有顯著的正向影響，這與本文提出的理論假設一致。從這個角度來說，中國各區(qū)域已從傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化逐漸轉入高質量新型城鎮(zhèn)化階段。

(四)空間溢出效應分解

表5呈現(xiàn)了環(huán)境規(guī)制對區(qū)域環(huán)境效率影響的效應分解結果。從中可以看出，強制型環(huán)境規(guī)制的直接效應和總效應分別在1%和5%的置信度水平顯著為正。這表明強制型環(huán)境規(guī)制對本地區(qū)環(huán)境效率具有促進作用。如上所述，強制型環(huán)境規(guī)制的制定和實施都較為嚴格，可以有效降低環(huán)境污染，顯著改善區(qū)域環(huán)境效率。強制型環(huán)境規(guī)制的間接效應為正但未通過顯著性檢驗，說明強制型環(huán)境規(guī)制對相鄰地區(qū)的環(huán)境效率具有不顯著的正向影響。這可能是因為地方政府在環(huán)境規(guī)制制定與實施中的策略“模仿”行為使得對周邊地區(qū)的環(huán)境效率產(chǎn)生正向溢出效應。但也有可能本地區(qū)環(huán)境技術標準提高促使未能達標的企業(yè)向低標準地區(qū)轉移，產(chǎn)生污染跨區(qū)域擴散現(xiàn)象，由此導致強制型環(huán)境規(guī)制對于鄰近地區(qū)環(huán)境效率的正向促進作用并不明顯。

市場型環(huán)境規(guī)制的直接效應、間接效應與總效應系數(shù)均為負且都未通過顯著性檢驗，說明市場型環(huán)境規(guī)制工具對本地區(qū)和相鄰地區(qū)環(huán)境效率存在負向“遵規(guī)成本”效應。這可能是因為理性的企業(yè)會在環(huán)境成本與環(huán)境效益權衡比較下自由選擇資源最優(yōu)配置方案，當排污費、環(huán)境稅征收使企業(yè)環(huán)境服從成本增加時，在一定程度上會制約企業(yè)綠色創(chuàng)新活動，利潤最大化目標驅動企業(yè)增加產(chǎn)量以及污染物排放。這意味著未來市場激勵性環(huán)境政策的設計應重點考慮排污費征收改革、環(huán)境稅優(yōu)化以及排污權市場交易機制完善等。

自愿型環(huán)境規(guī)制的直接效應、間接效應和總效應在1%或5%的置信度水平下顯著為正，這表明在自愿型環(huán)境規(guī)制不僅對本地區(qū)環(huán)境效率具有顯著正向作用，還能通過溢出效應影響鄰近地區(qū)。自愿型環(huán)境規(guī)制體現(xiàn)社會主體的環(huán)境參與意愿和程度，新時代人們對美好生態(tài)環(huán)境的向往使其參與環(huán)境治理的意愿不斷增強。當公眾通過“用腳投票”機制在區(qū)域間流動時，自然會選擇環(huán)境質量優(yōu)質的地區(qū)，當適應地區(qū)良好生態(tài)環(huán)境后再轉移到鄰近地區(qū)的公眾，也會對當?shù)氐沫h(huán)境質量提出同等或者更高的要求，這對于相鄰地區(qū)的環(huán)境效率具有促進作用。

從控制變量來看，財政分權的直接效應通過了1%的顯著性檢驗，這說明財政分權對本地區(qū)環(huán)境效率的提高產(chǎn)生顯著抑制作用，其間接效應未通過顯著性檢驗，則表明財政分權對相鄰地區(qū)環(huán)境效率并不具有顯著外溢效應。產(chǎn)業(yè)結構的直接效應、間接效應和總效應在1%及以上的置信度水平顯著為負，表明產(chǎn)業(yè)結構對本地區(qū)及相鄰地區(qū)環(huán)境效率提升具有抑制效應。伴隨地區(qū)工業(yè)化進程的加快，能源消耗規(guī)模將持續(xù)增加，污染治理難度由此加大，從而導致地區(qū)環(huán)境效率下降。與此同時，工業(yè)生產(chǎn)集聚和擴大釋放的污染物，可能向地理鄰近的地區(qū)空間擴散，產(chǎn)生空間俱樂部趨同或是“涓滴”效應(吳偉平和何喬，2017)。[46]這意味著未來應高質量協(xié)調推進區(qū)域特別是中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的生態(tài)積聚，強化區(qū)域新型工業(yè)化道路。城鎮(zhèn)化率的直接效應系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，這說明本地區(qū)城鎮(zhèn)化率的提高對環(huán)境效率具有顯著促進作用。但其間接效應系數(shù)為負，表明城鎮(zhèn)化率對相鄰地區(qū)環(huán)境效率表現(xiàn)出負向空間外溢效應或“極化”效應。伴隨地區(qū)新型城鎮(zhèn)化的推進，更加注重資源的空間優(yōu)化配置，強化基礎設施建設、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、公共服務供給以及生態(tài)環(huán)境保護的協(xié)同，將吸引鄰近地區(qū)高質量勞動力、資本以及技術等要素向本地區(qū)流動。同時，本地區(qū)更高的環(huán)境標準也倒逼污染型企業(yè)向鄰近地區(qū)轉移。這無疑會進一步抑制相鄰地區(qū)環(huán)境效率的改善。

表5 空間溢出效應分解結果

五、研究結論與政策啟示

文章利用契合高質量發(fā)展理念的多維投入產(chǎn)出指標體系對中國區(qū)域環(huán)境效率加以非參數(shù)測度，運用Dagum基尼系數(shù)、空間自相關和空間面板杜賓模型等方法，探究2007-2017年間中國區(qū)域環(huán)境效率的時空特征，并在空間關聯(lián)檢驗基礎上考察中國區(qū)域環(huán)境效率的空間效應和影響機理。研究結論和政策啟示如下：

第一，中國區(qū)域環(huán)境效率呈現(xiàn)出整體改善且由東至西逐漸遞減的空間不平衡分布特征。為化解中國區(qū)域環(huán)境效率的不充分、不平衡問題，各區(qū)域應結合資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結構、區(qū)位優(yōu)勢、功能定位以及發(fā)展水平等因地制宜推進環(huán)境效率改善策略。西部地區(qū)在全國資源、能源和生態(tài)安全等方面具有重要戰(zhàn)略地位，應持續(xù)擴大生態(tài)環(huán)境領域的投入規(guī)模并優(yōu)化投入資源的運作效率，加快環(huán)境治理體制機制的創(chuàng)新。中部地區(qū)應該更好地發(fā)揮承東啟西、連接南北的重要樞紐作用，推動經(jīng)濟社會綠色低碳轉型，持續(xù)提升其環(huán)境承載能力，建設高質量現(xiàn)代化經(jīng)濟體系。東部地區(qū)要充分利用其雄厚資金、優(yōu)質人才、政策紅利和數(shù)字技術等多重優(yōu)勢，努力建設成為高質量綠色發(fā)展先行示范區(qū)。

第二，中國區(qū)域環(huán)境效率的空間差異在樣本期內總體呈波動下降趨勢。從三大區(qū)域來看，東部地區(qū)環(huán)境效率水平最高且較為穩(wěn)定，地區(qū)內環(huán)境效率差異相對較小；中部和西部地區(qū)整體處于低水平不均衡狀態(tài)，地區(qū)內差異波動幅度大且遠高于東部地區(qū)。區(qū)域差異來源結構分解顯示，區(qū)域間差異仍是導致我國區(qū)域環(huán)境效率空間差異的主要根源，但區(qū)域內差異貢獻和超密度貢獻都呈上升之勢。這意味著未來應創(chuàng)新向中西部地區(qū)傾斜的財政轉移支付制度，引導東部地區(qū)優(yōu)勢治理資源與綠色產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉移，縮小區(qū)域間環(huán)境效率差異；同時強化區(qū)域內省域與城市間分工協(xié)作，充分發(fā)揮關鍵城市的輻射帶動效應，引領共建環(huán)境治理基礎設施，推進區(qū)域內生態(tài)環(huán)境的共治共享。

第三，中國區(qū)域環(huán)境效率存在顯著的正向空間相關性和空間集聚特征，國家重要戰(zhàn)略區(qū)域核心的東部沿海省份是典型的高環(huán)境效率區(qū)，而低環(huán)境效率區(qū)主要集中在欠發(fā)達的西部內陸省份。要將區(qū)域環(huán)境效率的空間集聚轉變?yōu)榭臻g協(xié)同，這就要求各區(qū)域根據(jù)生態(tài)資源、信息數(shù)據(jù)、資本技術等要素整合區(qū)域環(huán)境治理資源，并利用信息、組織、交通等多維網(wǎng)絡連接通道，促進環(huán)境治理核心要素跨地區(qū)自由流動，發(fā)揮環(huán)境治理技術知識的集聚效應和外溢效應，從而突破科層制下的屬地治理格局，增強東中西地區(qū)環(huán)境治理的互補性、協(xié)同性和融合性，統(tǒng)籌推動區(qū)域生態(tài)環(huán)境治理體系和治理能力的現(xiàn)代化建設。

第四，環(huán)境規(guī)制工具對區(qū)域環(huán)境效率的影響具有異質性。強制型環(huán)境規(guī)制和自愿型環(huán)境規(guī)制對區(qū)域環(huán)境效率的提升具有顯著促進作用，而市場型環(huán)境規(guī)制的正向影響并不顯著。自愿型環(huán)境規(guī)制還通過正向溢出效應影響鄰近地區(qū)，強制型環(huán)境規(guī)制和市場型環(huán)境規(guī)制的溢出效應卻不顯著。這需要結合區(qū)域實際情況實施差異化的環(huán)境規(guī)制工具，優(yōu)化環(huán)境規(guī)制工具組合，市場化程度較低的省份特別是中西部內陸地區(qū)應切實轉變政府職能，充分發(fā)揮排污費、環(huán)境稅、排污權交易等市場激勵型政策工具的“創(chuàng)新補償”效應，協(xié)調推進經(jīng)濟高質量發(fā)展和生態(tài)環(huán)境高水平治理。

第五，城鎮(zhèn)化顯著促進中國區(qū)域環(huán)境效率，但財政分權和產(chǎn)業(yè)結構卻阻礙了區(qū)域環(huán)境效率的提升。產(chǎn)業(yè)結構對鄰近地區(qū)環(huán)境效率的改善存在抑制作用，而城鎮(zhèn)化、財政分權對鄰近地區(qū)的影響并不顯著。未來應完善環(huán)境分權體制，明晰政府間環(huán)境治理責任，規(guī)范地方政府間“為增長而競爭”的行為，推動政府生態(tài)政績的聯(lián)動與差異考核；提升地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新水平，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構“綠色”升級改造和工業(yè)生態(tài)化、專業(yè)化積聚，努力實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化與合理化；高質量建設低碳、高效、協(xié)調的新型城鎮(zhèn)，持續(xù)深化城鎮(zhèn)人口、資源、生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟的協(xié)調發(fā)展。