閆海春

（內(nèi)蒙古大學(xué)滿洲里學(xué)院，內(nèi)蒙古 滿洲里 021400）

改革開放40多年來，粗放型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式曾經(jīng)一度促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的高速增長，但其負(fù)面影響也日益凸現(xiàn)，資源過度消耗、環(huán)境污染加劇以及高速增長的不可持續(xù)性。因此，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，建設(shè)資源節(jié)約、環(huán)境友好的綠色可持續(xù)發(fā)展體系成為未來我國經(jīng)濟(jì)社會實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的著力點(diǎn)。由于環(huán)境資源不僅具有稀缺性、公共品性和外部性，而且還具有產(chǎn)權(quán)模糊、交易成本高昂等特點(diǎn)，單靠“看不見的手”的自發(fā)調(diào)節(jié)機(jī)制，無法實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)，更無法實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。因此，環(huán)境規(guī)制作為解決市場失靈、實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)的工具隨之產(chǎn)生。經(jīng)過多年的發(fā)展和改進(jìn)，我國環(huán)境規(guī)制政策和法律法規(guī)日益健全，環(huán)境規(guī)制工具種類日益增加，并呈多樣化趨勢，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度也日益提升。那么，環(huán)境規(guī)制究竟能否促進(jìn)綠色發(fā)展呢？這是本文研究的中心議題。

由于各地區(qū)資源稟賦的差異并由此帶來經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的參差不齊，不同地區(qū)對待環(huán)境規(guī)制的態(tài)度、實(shí)施環(huán)境規(guī)制的類型和強(qiáng)度等方面都存在較大差異，因此，環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的影響不能忽視地區(qū)間的差異。以往學(xué)者的研究，大多傾向于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，對偏遠(yuǎn)落后地區(qū)關(guān)注較少，而偏遠(yuǎn)落后地區(qū)卻往往又是資源富集區(qū)域和環(huán)境污染重災(zāi)區(qū)，綠色發(fā)展任重而道遠(yuǎn)。因此，本文將以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例，研究環(huán)境規(guī)制的綠色發(fā)展效應(yīng)。內(nèi)蒙古自然資源豐富，資源型產(chǎn)業(yè)相對發(fā)達(dá)，但對資源的過度依賴也導(dǎo)致了“三高一低”等諸多不利影響，經(jīng)濟(jì)增速日益下滑。內(nèi)蒙古亟需探索綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型模式，構(gòu)建綠色增長新范式，將資源上的“羊煤土氣”轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)上的揚(yáng)眉吐氣，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生態(tài)保護(hù)實(shí)現(xiàn)雙贏。研究內(nèi)蒙古環(huán)境規(guī)制的綠色發(fā)展效應(yīng)不僅對內(nèi)蒙古環(huán)境規(guī)制政策制定、實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，而且對于全國其他資源型城市綠色發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施也具有重要的參考價值。

1 文獻(xiàn)綜述

目前，關(guān)于環(huán)境規(guī)制與綠色發(fā)展的關(guān)系，廣大學(xué)者從理論及實(shí)證角度做了大量研究，在綠色發(fā)展指標(biāo)的度量上，綠色全要素生產(chǎn)率因?yàn)榭紤]了能源消耗和環(huán)境污染雙重因素，科學(xué)而又合理，因此得到了學(xué)者們的普遍認(rèn)可和推崇。因此，這里的文獻(xiàn)綜述主要圍繞環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究展開，概括起來，主要觀點(diǎn)如下：

1.1 環(huán)境規(guī)制抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提升

該觀點(diǎn)的理論分析主要從成本角度考慮，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本，特別是污染治理成本的增加，減少企業(yè)創(chuàng)新投入，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的下降[1]。Lanoie 等[2]通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會降低企業(yè)績效，原因在于環(huán)境規(guī)制成本的負(fù)向影響大于激勵創(chuàng)新的正向影響。Hancevic等[3]研究發(fā)現(xiàn)清潔法案的實(shí)施導(dǎo)致了發(fā)電效率下降1%～2.5%。李衛(wèi)兵等[4]采用傾向得分匹配與雙重差分相結(jié)合的方法評估酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)政策對GTFP的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩控區(qū)政策的實(shí)施對中國城市GTFP的提升具有顯著抑制作用。原因在于，兩控區(qū)政策通過人力資本和能源消耗對GTFP提升的抑制程度大于通過約束政府規(guī)模和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步給GTFP帶來的正向影程度。

1.2 環(huán)境規(guī)制促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升

該觀點(diǎn)的理論分析主要從創(chuàng)新角度考慮，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激勵企業(yè)生產(chǎn)工藝和技術(shù)的創(chuàng)新，環(huán)境規(guī)制帶來生產(chǎn)成本的提高被部分甚至完全抵消，從而引致企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升[5]。劉祎等[6]基于中介效應(yīng)模型，從自主創(chuàng)新與境外、境內(nèi)技術(shù)引進(jìn)三個方面進(jìn)行影響機(jī)制分析。研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制在綜合效應(yīng)和直接效應(yīng)方面顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長；間接影響效應(yīng)方面，自主創(chuàng)新以及境外技術(shù)引進(jìn)是促進(jìn)路徑，而境內(nèi)技術(shù)引進(jìn)路徑無明顯作用。肖遠(yuǎn)飛等[7]同樣采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行影響效應(yīng)和機(jī)制分析，研究發(fā)現(xiàn)，其直接影響效應(yīng)是正向顯著的，其傳導(dǎo)路徑為價值鏈嵌入和自主創(chuàng)新。

1.3 環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響不確定

環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的不確定性影響主要表現(xiàn)在兩個方面：

一是異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制政策對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效果不同。蔡烏趕、周小亮[8]實(shí)證表明：命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)無未直接影響；自愿協(xié)議型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響分別呈“U”型和倒“U”型。吳磊[9]借助面板Tobit 模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明公眾自愿型以及市場激勵型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響與時間有關(guān)，短期內(nèi)起抑制作用，長期內(nèi)起促進(jìn)作用，但是命令控制型環(huán)境規(guī)制無明顯影響。

二是環(huán)境規(guī)制政策對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效果存在時間、空間上的差異。李德山、張鄭秋[10]基于全國2003-2016年261 個地級城市的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用GMM 和QRPD 模型實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制與城市綠色全要素生產(chǎn)率變動的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：環(huán)境規(guī)制與城市綠色全要素生產(chǎn)率之間并不存在正向或者負(fù)向的線性關(guān)系，而是存在顯著的“倒U 形”時間變動關(guān)系。劉和旺、左文婷[11]分析了市場型環(huán)境規(guī)制對我國省級層面綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：市場型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響隨時間變化呈倒“U”型變動趨勢。龔夢琪等[12]基于貿(mào)易比較優(yōu)勢在理論分析環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間呈顯著的倒“U”型曲線關(guān)系，制造業(yè)的貿(mào)易比較優(yōu)勢不利于其綠色全要素生產(chǎn)率提高。

上述研究成果為后續(xù)研究提供了有價值的參考，但也存在一些缺陷。首先是環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的選取，大多學(xué)者采用一些具體指標(biāo)，如環(huán)境法規(guī)數(shù)量、“三廢”排放量或去除量（率）、環(huán)境治理投資額等等，單一指標(biāo)雖然具體明確，但往往不能全面概括環(huán)境規(guī)制的內(nèi)涵。其次是實(shí)證模型的選擇，大多學(xué)者采用的是線性回歸模型，雖然也有個別學(xué)者采用了非線性模型，但通常是通過引入二次項(xiàng)的方法構(gòu)造，模型過于簡單化。因此，本文采用熵值法計(jì)算環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)，在此基礎(chǔ)上，采用面板平滑轉(zhuǎn)移回歸（PSTR）模型研究環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系，以期為政府制定環(huán)境規(guī)制政策、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展提供一定的參考依據(jù)。

2 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與綠色發(fā)展指標(biāo)的測度

2.1 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)的測度

關(guān)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測度，其方法存在較大的差異，概括起來大致如下：第一，污染治理投入指標(biāo)法。通常用減污成本占產(chǎn)業(yè)增加值的比重[13]或環(huán)境治理投資占產(chǎn)業(yè)增加值的比重來表示。第二，替代指標(biāo)法。通常用人均GDP[14]或單位GDP 能耗等變量作為環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的替代。第三，污染治理效果指標(biāo)法。通常用SO2去除率、污水排放達(dá)標(biāo)率等污染治理效果指標(biāo)來表示。單一指標(biāo)雖然具有數(shù)據(jù)客觀、易獲取等優(yōu)點(diǎn)，但也存在一定的片面性。因此，這里采用復(fù)合指標(biāo)法，基于數(shù)據(jù)的可獲取性，選取各地市工業(yè)固體廢棄物綜合利用率、工業(yè)煙塵排放處理率、城鎮(zhèn)生活垃圾無害化處理率和城鎮(zhèn)生活污水處理率幾個指標(biāo)，采用熵值法構(gòu)建內(nèi)蒙古自治區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)，以期更為精準(zhǔn)和全面。內(nèi)蒙古9 地市2004-2016年環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)如圖1所示。

圖1 2004-2016年內(nèi)蒙古9個地級市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化趨勢折線圖

2.2 綠色發(fā)展指標(biāo)的測度

綠色全要素生產(chǎn)率相較于全要素生產(chǎn)率因?yàn)榭紤]了能源消耗和環(huán)境污染因素，因而能夠更為精準(zhǔn)的衡量生產(chǎn)效率，在測度綠色技術(shù)進(jìn)步、綠色技術(shù)效率、綠色發(fā)展水平乃至經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平時得到了廣泛運(yùn)用。因此，這里采用綠色全要素生產(chǎn)率作為綠色發(fā)展的衡量指標(biāo)。關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率的測度，這里借鑒閆海春[15]的思路和方法，計(jì)算得到內(nèi)蒙古9個地級市2004-2016年綠色全要素生產(chǎn)率的累積動態(tài)變化值，即內(nèi)蒙古9 個地級市2004-2016年的綠色發(fā)展指數(shù)。

表1 內(nèi)蒙古9地市2004-2016年綠色發(fā)展指數(shù)

3 環(huán)境規(guī)制影響綠色發(fā)展的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 模型選取

這里采用PSTR（面板平滑轉(zhuǎn)換回歸）模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。該模型由González 等[16]提出，是PTR（面板門檻回歸）模型和STR（平滑轉(zhuǎn)換回歸模型）的完美結(jié)合，相較普通面板數(shù)據(jù)模型，不僅可以分析變量之間的非線性關(guān)系，還可以分析截面單元的異質(zhì)性、模型參數(shù)的可變性，因而被廣泛運(yùn)用實(shí)證分析。

本文建立的模型如下：

其中，被解釋變量為gtfpit，解釋變量為enrit、sciit、fdiit、indit、eduit，截面?zhèn)€體固定效應(yīng)為ai，隨機(jī)擾動項(xiàng)為eit，i=1，L，9表示我們選取的地級市，t表示時間跨度；g(enrit;gj，cj)為轉(zhuǎn)換函數(shù)，一般情況下將其設(shè)置為logistic形式：

其中，enrit為轉(zhuǎn)移變量，cj為轉(zhuǎn)移函數(shù)的位置參數(shù)，γj為斜率系數(shù)。在上述設(shè)定下，enrit對gtfpit的影響系數(shù)可以表示為：

PSTR 模型的參數(shù)估計(jì)多采用非線性最小二乘法。首先，進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，判斷截面單元是否存在非線性；然后，進(jìn)行“剩余非線性”檢驗(yàn)，判斷所有的體制轉(zhuǎn)換效應(yīng)是否被充分刻畫。

3.2 變量說明與數(shù)據(jù)來源

被解釋變量為綠色發(fā)展（gtfp），核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制（enr），控制變量：用科技活動經(jīng)費(fèi)支出總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示科技投入（sci），用外商直接投資與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示對外開放度（fdi），用第二產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind），用每百萬人口擁有大學(xué)生人數(shù)來表示人力資本（edu）。

數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005-2017）、《內(nèi)蒙古自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005-2017）、內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2004-2016）以及各地市經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2004-2016），個別缺失數(shù)據(jù)采用插值法處理。

3.3 模型估計(jì)與結(jié)果分析

3.3.1 模型估計(jì)

通過非線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)，本文最終確定模型最優(yōu)位置參數(shù)個數(shù)和最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)均為1。

最后，進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表2 非線性檢驗(yàn)與剩余非線性檢驗(yàn)

表3 PSTR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步通過改變解釋變量的個數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，在此，我們增加三個解釋變量：基礎(chǔ)設(shè)施，用人均城市道路面積表示；金融發(fā)展變量，用年末存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量，用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示。對比前后兩次的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，并未發(fā)生明顯的變化，這說明參數(shù)估計(jì)結(jié)果基本是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.2 結(jié)果分析

3.3.2.1 環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展影響的門檻效應(yīng)分析

由表3可知，門檻值c=54.17，即環(huán)境規(guī)制影響綠色發(fā)展的拐點(diǎn)。在門檻值左右兩側(cè)，即低機(jī)制和高機(jī)制狀態(tài)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對綠色發(fā)展的影響系數(shù)分別為b11=0.0022 和b11+b12=0.0108，環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的影響系數(shù)以門檻值54.17為界在高低機(jī)制之間平滑轉(zhuǎn)換。位置參數(shù)之下和之上觀測值分別占32.5%和67.5%，位置參數(shù)之上觀測值居多，說明模型狀態(tài)以高機(jī)制為主。該模型的平滑參數(shù)（16.05）較大，表明該模型在高低機(jī)制之間平滑轉(zhuǎn)移的速度較快。

3.3.2.2 解釋變量的綠色發(fā)展效應(yīng)分析

環(huán)境規(guī)制的系數(shù)為負(fù)，說明環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展有負(fù)向影響，但其抑制效應(yīng)以54.17%為拐點(diǎn)呈現(xiàn)先減后增的變化特征。這和殷寶慶[17]、張成等[18]學(xué)者的結(jié)論基本相似，環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的影響呈“U 型”變化趨勢。主要原因在于，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較弱時，環(huán)境規(guī)制引致的治污成本效應(yīng)，擠占了生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的投入，降低了綠色發(fā)展水平；但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的不斷提升，又使得環(huán)境規(guī)制的治污成本效應(yīng)逐漸遞減，從而導(dǎo)致綠色發(fā)展水平的提升。

就控制變量而言，對外開放和人力資本對綠色發(fā)展有顯著影響。對外開放對綠色發(fā)展有顯著的負(fù)向影響，說明對外開放抑制綠色發(fā)展。究其原因在于，對外投資使得污染密集型企業(yè)向環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)較低的國家和地區(qū)轉(zhuǎn)移，進(jìn)而降低了這些國家和地區(qū)的綠色發(fā)展水平。這進(jìn)一步證實(shí)了“污染天堂假說”的合理性。人力資本的系數(shù)為正且顯著，說明人力資本對綠色發(fā)展有促進(jìn)作用。其原因在于，人力資本的提升不僅能夠減少能源的使用，提高能源使用率，也能夠通過綠色技術(shù)的運(yùn)用實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排，還能夠提升公眾節(jié)約能源意識以及環(huán)保意識，從而促進(jìn)綠色發(fā)展。

3.3.2.3 環(huán)境規(guī)制的綠色發(fā)展效應(yīng)的地區(qū)差異

通過計(jì)算環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展影響系數(shù)的時間均值，可得到不含時間因素的均值水平上各個地區(qū)環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展影響系數(shù)的數(shù)據(jù)表。由表5可知，內(nèi)蒙古自治區(qū)環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的影響區(qū)間差異顯著，呈現(xiàn)從西部到東部逐漸遞減的態(tài)勢。

表5 均值水平上各地區(qū)環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的影響系數(shù)

4 結(jié)論與政策啟示

本文基于熵值法和SBM-ML 模型分別測算了2004-2016年內(nèi)蒙古自治區(qū)9個地級市的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和綠色發(fā)展水平。在此基礎(chǔ)上，使用PSTR模型實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制的綠色發(fā)展效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，內(nèi)蒙古環(huán)境規(guī)制的綠色發(fā)展效應(yīng)存在顯著的非線性及門檻特征，環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的影響呈現(xiàn)先減后增的變化趨勢；并且存在明顯的地區(qū)差異性，從西部到東部逐漸遞減。結(jié)合內(nèi)蒙古自治區(qū)的特殊區(qū)情，提出如下政策建議：

（1）環(huán)境規(guī)制政策的制定要強(qiáng)度適宜，不能盲目提高。鑒于環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的影響呈現(xiàn)先減后增的變化趨勢，在門檻值左右兩側(cè)，其影響效應(yīng)明顯不同。因此，政府在制定相關(guān)政策以提高綠色生產(chǎn)效率時，需關(guān)注該地區(qū)目前的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，如果該地區(qū)當(dāng)前恰好處在環(huán)境規(guī)制有利于提升綠色發(fā)展的利好期，則可適當(dāng)加強(qiáng)規(guī)制，進(jìn)而提升綠色發(fā)展水平。

（2）環(huán)境規(guī)制政策的制定要關(guān)注地區(qū)差異。區(qū)域不同、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不同，環(huán)境規(guī)制的綠色發(fā)展效應(yīng)各不相同。因此，環(huán)境規(guī)制方式和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的選擇，既要考慮各個地區(qū)的實(shí)際情況，又要考慮區(qū)間差異。環(huán)境規(guī)制政策的制定要既要有針對性，又要體現(xiàn)差異化，并且要適時調(diào)整，使環(huán)境規(guī)制能夠切實(shí)促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展。

（3）綠色發(fā)展水平的提升要多措并舉，而不應(yīng)拘泥于環(huán)境規(guī)制一種手段。在本文研究的有限時間區(qū)間和空間范圍內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展有負(fù)向影響，相反，人力資本對綠色發(fā)展具有積極影響。因此，現(xiàn)階段，內(nèi)蒙古地區(qū)可以通過正規(guī)教育、職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)等手段大力提升自治區(qū)人力資本水平，促進(jìn)內(nèi)蒙古綠色發(fā)展，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。