金 鑫

（桂林旅游學院商學院，廣西 桂林 541006）

一、引言及文獻綜述

黨的二十大報告指出“積極穩(wěn)妥推進碳達峰碳中和”。由此觀之，我國已將提高碳生產(chǎn)率放置于關鍵發(fā)展位置。然而在實際發(fā)展過程中，長期粗放式發(fā)展模式導致我國碳排放量持續(xù)增高，對生態(tài)環(huán)境造成嚴重破壞。據(jù)中國碳核算數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)顯示，截至2022年，中國碳排放量累計超過110億噸，約占全球碳排放量的28.87%?；谏鲜霰尘埃覈巾毥柚滦桶l(fā)展方式實現(xiàn)低碳減排，推動生產(chǎn)方式綠色轉型升級，促進經(jīng)濟增長與環(huán)境保護相協(xié)調。碳生產(chǎn)率作為鏈接經(jīng)濟增長與生態(tài)優(yōu)化的關鍵橋梁，可有效帶動傳統(tǒng)高排放產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)綠色轉型發(fā)展。立足新發(fā)展時期，進一步提高碳生產(chǎn)率，既是加快經(jīng)濟增長與碳排放“脫鉤”的關鍵舉措，亦是促進經(jīng)濟社會全面綠色低碳轉型的有力推手。

作為降低碳排放強度的重要政策工具，環(huán)境規(guī)制主要在相關部門統(tǒng)籌與監(jiān)督下落實，能夠通過強制手段有效提高碳生產(chǎn)率。一方面，環(huán)境規(guī)制實施將觸發(fā)各地區(qū)“補償機制”，推動重污染產(chǎn)業(yè)參與生產(chǎn)方式綠色變革，帶動高排放產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)綠色轉型升級，提高碳生產(chǎn)率［1］。另一方面，環(huán)境規(guī)制通過優(yōu)化資源要素配置效率，可有效提高能源使用效率，以此提升碳生產(chǎn)率。與此同時，綠色技術創(chuàng)新憑借數(shù)字技術的融合與集成效應的優(yōu)勢，可切實推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與新型產(chǎn)業(yè)跨界融合，從而降低傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)能源消耗［2］，提高碳生產(chǎn)率。那么，環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率三者的關系究竟是什么？科學解答上述問題，可為政府制定綠色發(fā)展戰(zhàn)略提供理論依據(jù)與實踐經(jīng)驗。

當前學界對于碳生產(chǎn)率的研究主要聚焦以下兩方面：其一，碳生產(chǎn)率的水平測度與時空演進。梁圣蓉和羅良文［3］表示，中國碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)高值聚集與低值聚集相結合的空間集聚模式，其中空間因素是影響區(qū)域碳生產(chǎn)率分布的關鍵因素。Kou Jiali［4］等發(fā)現(xiàn)，中國碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)“東高西低”的空間分布特征，其中地區(qū)間差異是總體差異的主要來源。其二，碳生產(chǎn)率的影響因素。任曉松和孫莎［5］認為，數(shù)字經(jīng)濟可切實提高城市碳生產(chǎn)率，且這種推動作用具有顯著空間溢出效應，即環(huán)境規(guī)制不僅可顯著提升本地區(qū)工業(yè)碳生產(chǎn)率，也會對鄰近地區(qū)城市工業(yè)碳生產(chǎn)率釋放發(fā)展紅利。Lu Yuanquan［6］等強調，科技創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率具有顯著正向推動作用，同時該推動作用受區(qū)域差異影響。

關于環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率的關系，現(xiàn)有文獻主要從以下方面展開研究：第一，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響研究。郭衛(wèi)香和孫慧［7］指出，環(huán)境規(guī)制會促進碳生產(chǎn)率提升，且環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的“本地效應”高于“鄰近效應”。李小平等［8］發(fā)現(xiàn)，強制型的環(huán)境規(guī)制可正向推動本地區(qū)碳生產(chǎn)率提高，對鄰近地區(qū)推動作用偏低。Hu Wei和Xiong Zhenxing［9］強調，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)行業(yè)全要素碳生產(chǎn)率的提高具有正向推動作用。其二，綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響研究。劉海英等［10］表示，綠色技術創(chuàng)新對本地碳生產(chǎn)率具有顯著正向推動作用，但溢出效應不顯著。Han Bing［11］強調，技術創(chuàng)新對工業(yè)碳生產(chǎn)率的推動作用呈現(xiàn)顯著空間溢出效應。其三，環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響。杜可等［12］指出，環(huán)境規(guī)制可借助環(huán)境雙元戰(zhàn)略對綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生正向推動作用，其中前瞻性環(huán)境戰(zhàn)略對綠色技術創(chuàng)新的正向推動作用更為明顯。Wang Chenggang［13］等發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制在數(shù)字經(jīng)濟提高企業(yè)綠色技術創(chuàng)新水平中發(fā)揮中介作用。

綜上所述，現(xiàn)有研究為本文提供寶貴經(jīng)驗，但仍存在如下不足：一方面，現(xiàn)有文獻多從環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率兩兩之間關系展開研究，但鮮有學者將三者納入同一研究框架；另一方面，現(xiàn)有文獻多從空間溢出角度探討環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響，但少有文獻關注環(huán)境規(guī)制門檻下，綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響?；诖?，本文的創(chuàng)新性貢獻在于：第一，研究視角方面，將環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率納入同一研究框架，探究環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率三者的關系，進一步豐富相關領域研究。第二，研究方法層面，使用基準回歸模型、中介效應模型、門檻效應模型與空間溢出模型，深度考察環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響機制，以及綠色技術創(chuàng)新在二者間發(fā)揮的中介作用，并且進一步以環(huán)境規(guī)制作為門檻變量，探究綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的作用機制，為部門制定碳生產(chǎn)率相關政策提供理論依據(jù)與經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設

（一）環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的直接影響

所謂環(huán)境規(guī)制是指政府部門通過出臺相應環(huán)境措施與標準，實現(xiàn)對經(jīng)濟直接或間接地調節(jié)，從而有效降低碳生產(chǎn)成本與實現(xiàn)碳生產(chǎn)結構轉型，提高碳生產(chǎn)率［14］。一方面，環(huán)境規(guī)制可降低碳生產(chǎn)成本。環(huán)境規(guī)制將在政府部門管控下，有效實現(xiàn)信息與資源共享，動態(tài)收集產(chǎn)業(yè)能源要素投入信息，提高高排放產(chǎn)業(yè)集約利用水平與要素配置效率，這可極大程度緩解高排放產(chǎn)業(yè)能源浪費與損失，降低碳生產(chǎn)成本，提高碳生產(chǎn)率。另一方面，環(huán)境規(guī)制可有效實現(xiàn)碳生產(chǎn)結構轉型。環(huán)境規(guī)制可推動生產(chǎn)要素從低效率部門轉移至高效率部門，從而實現(xiàn)新舊增長極的迭代。這可切實優(yōu)化傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)組織方式，推動能源產(chǎn)業(yè)升級調整［15］，為碳生產(chǎn)率提高提供產(chǎn)業(yè)支撐?；诖?，提出假設1。

假設1：環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率具有正向推動作用。

（二）綠色技術創(chuàng)新的中介效應

環(huán)境規(guī)制需以綠色技術創(chuàng)新為“底座”，提高碳生產(chǎn)率。一方面，環(huán)境規(guī)制可通過增加綠色技術創(chuàng)新數(shù)量，提高碳生產(chǎn)率。環(huán)境規(guī)制在政府導向下，通過頒布相關環(huán)境措施與標準，降低高排放產(chǎn)業(yè)對于綠色技術創(chuàng)新要素成本，滿足綠色創(chuàng)新技術資源，增加綠色技術創(chuàng)新數(shù)量。如此，環(huán)境規(guī)制可在政府支持下，推動大量綠色技術向產(chǎn)業(yè)內部滲透，實現(xiàn)高排放產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)方式與組織管理變革。這可加快高排放產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)數(shù)據(jù)要素在生產(chǎn)環(huán)節(jié)的互聯(lián)互通與精準對接，以此減少生產(chǎn)活動對能源的過度消耗，提高碳生產(chǎn)率［16］。另一方面，環(huán)境規(guī)制可通過提升綠色技術創(chuàng)新質量，提高碳生產(chǎn)率。環(huán)境規(guī)制在政府部門支撐下，可有效實現(xiàn)創(chuàng)新資源整合，提高地區(qū)綠色技術創(chuàng)新效率。據(jù)此，環(huán)境規(guī)制可進一步提高對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)能源監(jiān)管的準確性與有效性，倒逼高排放產(chǎn)業(yè)向綠色低碳方向轉型，提高碳生產(chǎn)率［17］。綜合上述分析，提出假設2。

假設2：綠色技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制提高碳生產(chǎn)率過程中發(fā)揮中介效應。

（三）環(huán)境規(guī)制的門檻效應

當環(huán)境規(guī)制強度較低時，經(jīng)濟主體更加關注實際生產(chǎn)經(jīng)營效益，綠色技術創(chuàng)新意識相對薄弱，對技術研發(fā)重視程度不足，使得綠色技術創(chuàng)新進程相對緩慢。不僅如此，由于環(huán)境規(guī)制強度相對偏低，企業(yè)與行業(yè)側重于追求短期經(jīng)濟利益，進而增加自身污染治理成本，擠壓原有創(chuàng)新生產(chǎn)投入，使得綠色技術創(chuàng)新研發(fā)力度逐漸降低，進而抑制綠色技術創(chuàng)新［18］。這在一定程度導致綠色技術難以降低高排放產(chǎn)業(yè)搜索、匹配與交易成本，影響高排放產(chǎn)業(yè)提高碳生產(chǎn)率。當環(huán)境規(guī)制強度逐步增高時，各地區(qū)相關政策體系與扶持機制日益健全、產(chǎn)業(yè)結構布局逐漸完善。這可有效暢通綠色創(chuàng)新要素配置渠道，推動創(chuàng)新資源實現(xiàn)自由流動與合理配置，從而切實提高綠色技術創(chuàng)新［19］。如此，綠色技術創(chuàng)新可切實提高產(chǎn)業(yè)設備先進性與環(huán)保性，推動高污染、高排放產(chǎn)業(yè)向綠色轉型升級，帶動產(chǎn)業(yè)提高碳生產(chǎn)率?；谏鲜龇治?，提出假設3。

假設3：綠色技術對碳生產(chǎn)率的推動作用會受到環(huán)境規(guī)制強度門檻作用影響，即在高環(huán)境規(guī)制強度下，綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的推動作用更為明顯。

三、變量選取與模型設計

（一）變量選取

1.解釋變量：環(huán)境規(guī)制（Ea）

環(huán)境規(guī)制可分為市場激勵型環(huán)境規(guī)制、行政命令型環(huán)境規(guī)制與公眾自愿型環(huán)境規(guī)制三種［20］。因此，本文對市場激勵型環(huán)境規(guī)制、行政命令型環(huán)境規(guī)制與公眾自愿型環(huán)境規(guī)制加權平均以衡量環(huán)境規(guī)制。具體地，市場激勵型環(huán)境規(guī)制參考余柯瑤等［21］的做法，使用資源稅、環(huán)境保護稅等相關環(huán)境稅收占GDP 比重測度。沿襲張小筠等［22］研究思路，使用各省份污染治理運行費用作為行政命令型環(huán)境規(guī)制代理變量，具體地，使用（工業(yè)廢水治理運行費用+工業(yè)廢氣治理運行費用）/主營業(yè)務收入測度。公眾自愿型環(huán)境規(guī)制參考韓先鋒和宋文飛［23］研究方法，使用環(huán)境污染來信來訪總數(shù)測算。

2.被解釋變量：碳生產(chǎn)率（Cp）

延續(xù)白雪潔和孫獻貞（2021）［24］研究思路，使用基于SBM 方向性距離函數(shù)的GML 指數(shù)測算碳生產(chǎn)率，具體如下：

其中，指數(shù)大于1（等于1、小于1）說明碳生產(chǎn)率增加（不變、下降）。

3.中介變量：綠色技術創(chuàng)新（Gti）

綠色專利技術可較好反映綠色技術創(chuàng)新能力，其技術申請數(shù)亦可彰顯綠色技術創(chuàng)新即時性與實質性。同時，考慮到綠色技術專利產(chǎn)出具有滯后性，參考張哲華和鐘若愚［25］的研究思路，使用滯后一期綠色專利技術申請數(shù)對數(shù)表征綠色技術創(chuàng)新。

4.控制變量

參考孫慧和向仙虹［26］、胡劍波和向港［27］研究思路，選取如下控制變量：（1）能源結構（Es），使用煤炭和焦炭消耗量與總耗能的比值測算；（2）工業(yè)化率（Ir），以工業(yè)增加值與GDP 的比值衡量；（3）城鎮(zhèn)化水平（Urban），選取各省城鎮(zhèn)人口與總人口的比值表示；（4）創(chuàng)新科技水平（Sti），選擇科技支出占財政支出比重表征；（5）經(jīng)濟發(fā)展水平（Ed），使用地區(qū)生產(chǎn)總值測度。

（二）數(shù)據(jù)來源

選取中國2010—2021 年中國30 個省區(qū)市（不包含港澳臺與西藏），共360 個樣本數(shù)據(jù)，實證檢驗環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響效應。其中，碳生產(chǎn)率、環(huán)境規(guī)制與控制變量的數(shù)據(jù)來源歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。綠色技術創(chuàng)新數(shù)據(jù)主要來源《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)庫以及Wind數(shù)據(jù)庫公開數(shù)據(jù)。為保證數(shù)據(jù)完整性，使用均值差值法或線性差值法補齊缺失數(shù)據(jù)。同時，需在實證分析前，對各指標進行描述性分析（見表1）。

表1 描述性統(tǒng)計

（三）模型構建

1.基本模型構建

為驗證環(huán)境規(guī)制是否可有效提高碳生產(chǎn)率，構建如下基準回歸模型：

模型（2）中，Cpij代表省份i在第j年的碳生產(chǎn)率，Eaij表示省份i在第j年環(huán)境規(guī)制強度，Xij表征控制變量，μi為個體固定效應，δj代表時間固定效應，εij為隨機擾動項。

2.中介效應模型

為檢驗環(huán)境規(guī)制是否可以通過推動綠色技術創(chuàng)新提高碳生產(chǎn)率，參考Baron 和Kenny［28］提出的中介效應檢驗方法，建立如下模型：

其中，β1代表環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的總效應；γ1表示環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的直接效應；a1γ2為環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的中介效應，其余符號含義均與模型（2）一致。此外，本文還將借助Bootstrap法與Sobel法驗證是否存在中介效應。

3.門檻效應模型

為深度考察綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響作用是否存在非線性作用，構建單門檻模型，公式如下：

考慮到綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的提高可能受環(huán)境規(guī)制多門檻效應的影響，進一步在式（6）的基礎上，構建多門檻面板模型，具體如下：

式中，γn表示門檻值，I(·)代表示性函數(shù)，若括號內表達式為真，則I(·)為1，反之為0。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

為考察環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的作用及影響機制，首先構建線性回歸模型進行研究，具體結果如表2模型（1）。依據(jù)數(shù)據(jù)可知，在控制一系列變量后，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)0.521，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，這意味著環(huán)境規(guī)制水平越高，對碳生產(chǎn)率的提升作用越明顯。假設1 得證。模型（2）為綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響。結果顯示，綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的系數(shù)為0.932，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明綠色技術創(chuàng)新水平的提高可有效賦能碳生產(chǎn)率。模型（3）是在模型（1）基礎上引入綠色技術創(chuàng)新。數(shù)據(jù)顯示，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的系數(shù)為0.508，在1%統(tǒng)計水平上顯著正，但相較于模型（1）相關數(shù)據(jù)而言，影響系數(shù)有所下降，說明環(huán)境規(guī)制通過推動綠色技術創(chuàng)新提高碳生產(chǎn)率。假設2得到初步證明。

表2 基準回歸結果

從控制變量來看，能源結構對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為-0.365，在1%置信區(qū)間上顯著為負，說明能源結構升級不利于提高碳生產(chǎn)率。這可能是因為，現(xiàn)階段我國主要以第二產(chǎn)業(yè)為主，故第二產(chǎn)業(yè)在推動經(jīng)濟增長的同時，也將釋放大量二氧化碳，使得能源結構升級與碳排放仍未實現(xiàn)有效脫鉤，在一定程度不利于碳生產(chǎn)率提高，這與楊慶等（2021）［29］研究結論相符。工業(yè)化率對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.341，在1%水平上顯著為正，證明工業(yè)化水平的提升可切實提高碳生產(chǎn)率。城鎮(zhèn)化水平對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.721，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明城鎮(zhèn)化水平可有效提高碳生產(chǎn)率。細究其因，城鎮(zhèn)化水平提高，說明省份的基礎設施水平較高、產(chǎn)業(yè)結構較為完善，能夠為提高碳生產(chǎn)率注入發(fā)展動能。創(chuàng)新科技對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.939，這意味著創(chuàng)新科技水平的提高可有效推動碳生產(chǎn)率。原因可能在于，創(chuàng)新科技水平提高可有效促進減排技術、末端處理技術在高排放產(chǎn)業(yè)的運用，推動高排放產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)技術研發(fā)與生產(chǎn)，并提升末端治理能力，以此提高碳生產(chǎn)率。經(jīng)濟發(fā)展水平對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.512，且通過1%顯著性檢驗，說明經(jīng)濟發(fā)展水平可切實推動碳生產(chǎn)率提高。這可能是因為，經(jīng)濟水平高的省份具有較高質量的經(jīng)濟循環(huán)機制，可有效推動綠色發(fā)展，為碳生產(chǎn)率提高注入經(jīng)濟動能。

（二）中介效應檢驗

上文已述，環(huán)境規(guī)制可通過促進綠色技術創(chuàng)新，提高碳生產(chǎn)率。為從實證層面驗證假設2 的準確性，構建中介模型探究環(huán)境規(guī)制是否可以通過推動綠色技術創(chuàng)新，提高碳生產(chǎn)率，詳細結果見表3。觀察表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，模型（4）中環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的估計系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制可切實提高碳生產(chǎn)率。模型（5）中環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.163，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，證明環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新存在正向推動作用。模型（6）中環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)0.471，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，但相較于模型（4）的數(shù)據(jù)存在明顯下降，說明綠色技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制提高碳生產(chǎn)率過程中發(fā)揮中介效應。

表3 中介效應

進一步，本文還使用Sobel 檢驗與Bootstrap 法對中介效應顯著性進行檢驗。依據(jù)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，Sobel的Z值為3.14，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。并且，Bootstrap通過5%置信水平檢驗，說明環(huán)境規(guī)制可通過推動綠色技術創(chuàng)新，提高碳生產(chǎn)率，假設2得到完全證實。

（三）門檻模型估計

考慮到不同環(huán)境規(guī)制水平可能對綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生不同影響效果，本文選取門檻回歸模型進行實證分析。在使用門檻進行回歸前，需對門檻數(shù)量進行存在性檢驗，具體結果如表4 所示。環(huán)境規(guī)制門檻變量僅通過單門檻、雙門檻效應，說明環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率與綠色技術創(chuàng)新存在門檻效應。進一步計算雙門檻估計值可得，雙門檻模型的門檻依次為0.525 和0.885，可以將綠色技術創(chuàng)新分為（Ea＜0.525）（0.525≤Ea＜0.885）（Ea≥0.885）三個區(qū)間，具體結果見表5 列（1）所示。其中，當環(huán)境規(guī)制屬于區(qū)間（Ea＜0.525）時，綠色技術創(chuàng)新的系數(shù)為0.621；當環(huán)境規(guī)制屬于區(qū)間（0.525≤Ea＜0.885）時，綠色技術創(chuàng)新的系數(shù)為0.631；當環(huán)境規(guī)制屬于區(qū)間（Ea≥0.885）時，綠色技術創(chuàng)新的系數(shù)為0.656。說明在較高環(huán)境規(guī)制下，綠色技術創(chuàng)新的正向推動作用較為顯著，假設3得證。

表4 門檻效應檢驗

表5 門檻效應與穩(wěn)健性檢驗結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量衡量方法

參考裴海峰和陳鏡如［30］的做法，使用各省GDP 占碳排放量的比值作為碳生產(chǎn)率的替代變量。其中，碳排放量使用2010—2021 年中國碳核算數(shù)據(jù)庫發(fā)布的30 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）排放總量衡量。為消除異方差對最終結果造成的影響，對上述變量使用自然對數(shù)形式，并將其代入模型（5）中重新進行實證檢驗，具體結果如表5 列（2）所示。依據(jù)表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，在替換被解釋變量衡量方法后，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率依舊具有正向推動作用，說明環(huán)境規(guī)制可顯著提高碳生產(chǎn)率，本文結論具有穩(wěn)健性。

2.分階段回歸

本文將2015年新修訂的《中華人民共和國環(huán)境保護法》作為環(huán)境規(guī)制強度高低的分界點，將環(huán)境規(guī)制發(fā)展階段劃分為2010—2015 年和2016—2021 年兩個階段進行穩(wěn)健性檢驗，具體結果見表5 列（3）（4）。依據(jù)表中結果可以發(fā)現(xiàn)，在2010—2015 年和2016—2021 年兩個階段中，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)依次為0.562 與0.603，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明研究結論具有穩(wěn)健性。

3.剔除直轄市樣本

直轄市經(jīng)濟水平、政策強度與普通城市環(huán)境規(guī)制存在明顯差距，可能影響最終研究結果，故剔除北京、天津、上海與重慶四個直轄市，進行穩(wěn)健性檢驗，具體結果如表5 列（5）所示。從表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.512，在1%統(tǒng)計水平下顯著為正，說明在剔除直轄市相關樣本后，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率具有明顯推動作用，證明本文結論具有穩(wěn)健性。

（五）內生性檢驗

環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率可能存在互為因果的內生性問題。因此，需借助工具變量進行內生性檢驗，具體結果如表5列（6）所示。參考周鵬飛等［31］研究思路，選取空氣流通系數(shù)（AC）作為工具變量。其中，空氣流通系數(shù)使用ACit=WSit×BLHit測算。具體地，BLH與WS依次表示大氣邊界層高度和風速。選擇此工具變量的原因在于，一方面，空氣流通系數(shù)較低時，工業(yè)排放的PM2.5、二氧化硫等污染物難以消散，會影響環(huán)境規(guī)制強度，符合相關性原則；另一方面，空氣流通系數(shù)往往不直接表征環(huán)境規(guī)制，符合排他性原則?；诖?，本文選擇空氣流通系數(shù)作為本文工具變量，具體結果如表5 列（6）所示。結果顯示，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的正向推動作用在1%統(tǒng)計水平下顯著為正，表明研究結果具有穩(wěn)健性。

（六）進一步分析

1.空間溢出效應

為驗證可能存在的空間溢出效應，參考黃永春等（2022）［32］研究思路，通過構建地理矩陣模型、經(jīng)濟矩陣模型以及地理與經(jīng)濟嵌套空間權重矩陣，建立空間面板計量模型測度環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的空間溢出效應。其中，以兩省份之間經(jīng)緯度距離的倒數(shù)衡量地理矩陣模型；使用兩省份研究期內人均GDP 平均值之差的絕對值的倒數(shù)構建經(jīng)濟距離矩陣；地理與經(jīng)濟嵌套空間權重矩陣設定為二分之一的地理矩陣與二分之一經(jīng)濟矩陣之和進行衡量。在構建模型前，需使用Moran’s I 指數(shù)衡量各區(qū)域環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間的空間相關性，具體結果如表6 所示。依據(jù)表中數(shù)據(jù)可得，2010—2021 年環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率影響系數(shù)在三種矩陣下顯著為正，這意味著二者存在空間相關性。

表6 三種矩陣下的Moran's I指數(shù)

進一步地，參考成瓊文和丁紅乙［33］的做法，利用LM 檢驗、LR 檢驗、Hausman 檢驗等方法，通過比較LogL 數(shù)值大小，選取合適的空間計量模型。可以知悉，研究模型應使用基于個體固定效應的空間滯后模型，具體結果詳見表7。由上述結果可知，碳生產(chǎn)率的空間自回歸系數(shù)和環(huán)境規(guī)制空間自相關系數(shù)在三種空間矩陣條件下顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響存在空間溢出效應，即周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率可有效提高本地區(qū)及周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率；環(huán)境規(guī)制可顯著提高本地區(qū)和周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率。為衡量環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)的空間效應，將環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率影響系數(shù)進一步拆解為直接效應、間接效應與總效應。從表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率影響效應拆解為直接效應、間接效應與總效應后，影響系數(shù)仍在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。例如，在地理矩陣中，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率影響系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)直接效應0.441 占總效應比重的57.0%；間接效應0.306占總效應比重的42.1%。這意味著環(huán)境規(guī)制每提高1%，將推動本地區(qū)碳生產(chǎn)率提高0.441%、帶動周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率提高0.306%。綜上所述，環(huán)境規(guī)制主要提高本地區(qū)碳生產(chǎn)率，對周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升作用相對偏低。

表7 環(huán)境規(guī)制影響碳生產(chǎn)率的空間溢出效應

2.異質性檢驗

考慮到不同地區(qū)的環(huán)境保護水平、政府干預程度等方面存在差異。因此，參照國家統(tǒng)計局劃分依據(jù)，將全部樣本劃分成東部、中部、東北、西部地區(qū)四個部分進行異質性分析，詳細結果見表8。從整體數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響作用具有顯著異質性。其中，東部地區(qū)、中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制均對碳生產(chǎn)率具有顯著正向推動作用，且東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的回歸系數(shù)高于中部。這意味著東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的推動作用強于中部地區(qū)。但是值得說明的是，東北地區(qū)、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為正但不顯著，表明東北、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響偏低?？赡茉蛟谟?，東北地區(qū)作為老工業(yè)基地，產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展相對單一，存在較多資源枯竭型城市，一定程度難以借助環(huán)境規(guī)制提高碳生產(chǎn)率。西部地區(qū)主要以資源挖掘業(yè)為主，產(chǎn)業(yè)結構單一，創(chuàng)新能力相對偏低。這可能導致西部地區(qū)工業(yè)耗能、工業(yè)污染排放持續(xù)增高，進而不利于東北地區(qū)完善自身環(huán)境規(guī)制，影響碳生產(chǎn)率提高［34］。

表8 環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的異質性分析

五、結論與對策建議

本文以2010—2021年30個省份面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，深度考察環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率三者間的關系。研究結論如下：第一，環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新均可正向提高碳生產(chǎn)率。同時，環(huán)境規(guī)制可通過推動綠色技術創(chuàng)新，間接提高碳生產(chǎn)率。第二，受環(huán)境規(guī)制雙重門檻影響，綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的推動作用，呈現(xiàn)非線性特征，即在較高環(huán)境規(guī)制強度下，綠色技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的正向推動作用更為顯著。第三，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率提升作用存在顯著正向空間溢出效應，即環(huán)境規(guī)制不僅可以提高本地區(qū)碳生產(chǎn)率，還可有效帶動周邊地區(qū)碳生產(chǎn)率。第四，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率影響效果呈現(xiàn)“東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東北地區(qū)＞西部地區(qū)”特征。基于此，提出如下對策：

其一，切實提高環(huán)境規(guī)制強度。基準回歸結果表明，環(huán)境規(guī)制可正向提高碳生產(chǎn)率。據(jù)此，政府部門應切實提高環(huán)境規(guī)制強度，賦能碳生產(chǎn)率提高。一方面，建立環(huán)境規(guī)制動態(tài)機制。政府部門可推動可持續(xù)發(fā)展資源向創(chuàng)新能力較強、生產(chǎn)效率較高地區(qū)集聚，以此加快傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)綠色轉型，提高碳生產(chǎn)率。另一方面，政府部門應以“雙碳”目標為引領，加快完善制度性與規(guī)范性環(huán)境規(guī)制標準制定，以此提高環(huán)境規(guī)制強度，提高碳生產(chǎn)率。與此同時，政府部門亦可通過引導資源的集約化開發(fā)與規(guī)?；a(chǎn)，提高能源產(chǎn)業(yè)利用效率，以此提高環(huán)境規(guī)制強度，促進碳生產(chǎn)率提升。

其二，持續(xù)深化綠色低碳科技創(chuàng)新。中介效應表明，綠色技術創(chuàng)新是環(huán)境規(guī)制提高碳生產(chǎn)率的傳導機制。因此，政府部門持續(xù)深化綠色低碳科技創(chuàng)新，提高碳生產(chǎn)率。一方面，加大綠色低碳科技創(chuàng)新研發(fā)人才培養(yǎng)。政府部門可進一步加大對職業(yè)院校、科研院所與高校開展綠色低碳科技教學的關注度，引導有條件的學校開設綠色低碳科技相關專業(yè)，為國家培養(yǎng)綠色低碳科技專業(yè)人才，提高碳生產(chǎn)率。另一方面，構建綠色低碳科技創(chuàng)新體系。政府部門實施延鏈補鏈強鏈一體化行動，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高端化、智能化與綠色化發(fā)展，以此壯大綠色現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，深化綠色低碳科技創(chuàng)新。不僅如此，政府部門可構建覆蓋全產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)品全生命周期的綠色產(chǎn)業(yè)體系，進一步深化綠色低碳科技創(chuàng)新，夯實生態(tài)環(huán)境發(fā)展底座，切實提高碳生產(chǎn)率。

其三，合理制定區(qū)域生態(tài)協(xié)同發(fā)展政策。異質性檢驗可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)“東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東北地區(qū)＞西部地區(qū)”依次遞減態(tài)勢?；诖?，政府部門可依據(jù)各地發(fā)展特色，合理制定區(qū)域生態(tài)協(xié)同發(fā)展政策。對于東部、中部地區(qū)而言，政府部門可建立跨區(qū)域生態(tài)管控名錄，提高東部、中部地區(qū)高污染產(chǎn)業(yè)排放門檻，以此帶動東部、中部地區(qū)提高碳生產(chǎn)率。對于東北、西部地區(qū)而言，政府部門可建立跨區(qū)域的橫向生態(tài)補償制度，加強對東北、西部地區(qū)的幫扶力度，持續(xù)加大環(huán)境治理成本，有效彌補東北、西部地區(qū)與東部、中部地區(qū)發(fā)展差距，提高東北、西部碳生產(chǎn)率。