環(huán)境規(guī)制與碳排放:“倒逼效應(yīng)”還是“倒退效應(yīng)”

張先鋒+韓雪+吳椒軍

摘要：利用2000~2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳排放中可能存在的“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”進(jìn)行了理論與實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：“倒逼效應(yīng)”不顯著，即我國目前環(huán)境規(guī)制的政策手段未能有效地通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而減少碳排放；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在一定范圍內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用，但當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過一定限度后，“倒退效應(yīng)”起作用，即過強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的抑制作用。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制；碳排放；倒逼效應(yīng)；倒退效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F205文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-8409（2014）07-0136-04

Relationship between Environmental Regulation

and Carbon Emission: Reverse Effect or Regressive Effect

——Based on Provincial Panel Data from 2000 to 2010

ZHANG Xianfeng, HAN Xue, WU Jiaojun

(School of Economics, Hefei University of Technology, Hefei 230601)

Abstract： This paper discussed whether reverse effect and regressive effect exist or not both from theoretical aspect and empirical aspect based on provincial panel data from 2000 to 2010. The result shows that reverse effect isnt significant which indicates Chinese current environmental regulation policy failed to reduces carbon emissions through inspiring technological innovation. And the improving of environmental regulation intensity have a positive impact on economic growth within a certain range. Nevertheless, regressive effect shows up when the intensity exceeds a certain limit. That is to say excessive environmental regulation would produce certain inhibitory effect on economic growth.

Key words： environmental regulation; carbon emission; reverse effect; regressive effect

21世紀(jì)以來，我國環(huán)境規(guī)制得到明顯的強(qiáng)化。“十二五”規(guī)劃綱要中明確要求，至2015年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放降低17%。目前，部分學(xué)者認(rèn)為，更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制通過倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，不但能夠減少碳排放，而且有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長；但也有學(xué)者指出，過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)增加企業(yè)成本，削弱企業(yè)競爭力，雖然環(huán)境規(guī)制會(huì)減少碳排放，但會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用，即認(rèn)為環(huán)境規(guī)制具有“倒退效應(yīng)”?，F(xiàn)實(shí)生活中，一些企業(yè)通過各種手段規(guī)避環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營的影響，部分基層政府往往以區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長為由，降低環(huán)境執(zhí)法力度，甚至基層政府與企業(yè)合謀逃避環(huán)境規(guī)制的現(xiàn)象也屢見不鮮。那么，環(huán)境規(guī)制到底通過什么渠道與機(jī)制影響碳排放呢？到底是“倒逼效應(yīng)”作用更大，還是“倒退效應(yīng)”作用更大呢？我國的環(huán)境規(guī)制是否過于嚴(yán)格呢？回答這些問題，對(duì)于制定公共、企業(yè)與地方政府利益激勵(lì)相容的環(huán)境政策，實(shí)現(xiàn)我國節(jié)能減排的目標(biāo)，具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

1文獻(xiàn)綜述

近年來，對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳排放之間關(guān)系的研究主要沿著兩個(gè)方向展開：一是技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳排放的影響。He和Richard運(yùn)用“EKC”假說驗(yàn)證了技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的關(guān)系［1］；李凱杰和曲如曉基于向量誤差修正模型研究了技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳排放的影響，結(jié)果表明，長期內(nèi)技術(shù)進(jìn)步可以減少碳排放，而短期內(nèi)這種作用不明顯［2］；申萌和李凱杰、曲如曉在內(nèi)生增長模型的基礎(chǔ)上考察了技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳排放的直接與間接效應(yīng)。二是研究環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系［3］。趙紅分析了環(huán)境規(guī)制對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制在中長期對(duì)中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有一定的促進(jìn)作用［4］；張成、陸旸等對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明我國東中部環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高能夠倒逼技術(shù)進(jìn)步，而西部地區(qū)受環(huán)境規(guī)制形式的影響，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升未能在長期內(nèi)達(dá)到促進(jìn)技術(shù)水平提高的效果［5］；Testa等認(rèn)為加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制能夠提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力以及生產(chǎn)率［6］；Knellera等基于英國制造業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，由于環(huán)境研發(fā)對(duì)非綠色研發(fā)的擠出效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高并未能促進(jìn)總研發(fā)投入以及總資本積累的增加［7］；馬海良等在SCP框架下，測算了環(huán)境規(guī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)績效的影響［8］。

上述研究無疑對(duì)本文的研究具有重要的啟發(fā)意義，然而以往的研究也存在兩方面的不足：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要考察技術(shù)創(chuàng)新、生產(chǎn)率提高和碳排放兩兩之間的關(guān)系。在我國地方政府高度偏好區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的大背景下，不把區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長納入環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與碳排放的分析框架，忽略企業(yè)與地方政府對(duì)環(huán)境規(guī)制的態(tài)度，得出的結(jié)論不夠全面；第二，缺乏將環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放納入同一框架進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。鑒于此，本文將從兩個(gè)方面對(duì)以往的研究進(jìn)行拓展：第一，將上述各因素納入同一框架內(nèi)，對(duì)“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行理論分析；第二，利用我國2000~2010年省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

2理論分析與計(jì)量模型設(shè)定

2.1理論分析

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)強(qiáng)調(diào)環(huán)境規(guī)制的“倒退效應(yīng)”，認(rèn)為環(huán)境保護(hù)政策會(huì)提高私人生產(chǎn)成本，降低企業(yè)競爭力，從而抵消環(huán)境保護(hù)給社會(huì)帶來的積極效應(yīng)。從微觀層面上看，環(huán)境規(guī)制的“倒退效應(yīng)”是指，由于大量的中小企業(yè)資金投入不足、缺乏研究人員、研發(fā)力量薄弱，過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制可能只會(huì)造企業(yè)成本的增加，企業(yè)可能因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高而減產(chǎn)甚至退出市場，從而對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不利。從宏觀層面來講，雖然環(huán)境規(guī)制可以刺激相關(guān)行業(yè)的技術(shù)和工藝的創(chuàng)新，促進(jìn)環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。但過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制也可能導(dǎo)致產(chǎn)出下降，抑制區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。當(dāng)環(huán)境規(guī)制的“倒退效應(yīng)”起作用時(shí)，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)是不相容的，即使在一定程度達(dá)到減少碳排放的效果，也是以生產(chǎn)下降，經(jīng)濟(jì)增長放緩為代價(jià)的。在當(dāng)前我國“唯GDP論”的大背景下，環(huán)境規(guī)制政策也往往受地方政府和企業(yè)的排斥和軟抵抗。部分地方政府可能會(huì)降低自己轄區(qū)范圍內(nèi)的環(huán)保與排放標(biāo)準(zhǔn)，降低環(huán)境規(guī)制的執(zhí)法力度，甚至通過與企業(yè)合謀來逃避環(huán)境規(guī)制的約束。當(dāng)各地方政府都有放松環(huán)境規(guī)制來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在動(dòng)力時(shí)，就會(huì)出現(xiàn)“向底線賽跑”(Race to the Bottom)的現(xiàn)象，最終會(huì)影響國家節(jié)能減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

“波特假說”（Porters Hypothesis）認(rèn)為：適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制將刺激技術(shù)革新，提升產(chǎn)品質(zhì)量，降低企業(yè)成本。并且技術(shù)革新節(jié)省的成本有可能抵消甚至超過環(huán)境規(guī)制帶來的企業(yè)成本的增加，從而使國內(nèi)企業(yè)在國際市場上獲得競爭優(yōu)勢。實(shí)際上，“波特假說”只是環(huán)境規(guī)制的“倒逼效應(yīng)”的內(nèi)容之一?！暗贡菩?yīng)”是指當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高時(shí)，會(huì)直接或間接增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，倒逼企業(yè)采用更多的新技術(shù)以及對(duì)自身的管理模式進(jìn)行革新以適應(yīng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高。技術(shù)與管理的創(chuàng)新會(huì)提高企業(yè)資源利用效率，優(yōu)化資源與能源的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，抑制碳排放的增長?！安ㄌ丶僬f”主要強(qiáng)調(diào)的是環(huán)境規(guī)制倒逼企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，最終促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。實(shí)際上，環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響還存在替代效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)效應(yīng)。替代效應(yīng)是指環(huán)境規(guī)制會(huì)導(dǎo)致與環(huán)境相關(guān)的機(jī)械設(shè)備等投資的增加以及環(huán)保中間產(chǎn)品與最終產(chǎn)品的需求增加，環(huán)境規(guī)制通過促進(jìn)環(huán)境產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，最終促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)效應(yīng)是指環(huán)境規(guī)制有利于更多的清潔產(chǎn)業(yè)發(fā)展，限制污染產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化與合理化會(huì)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。當(dāng)環(huán)境規(guī)制的“倒逼效應(yīng)”起作用時(shí)，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)創(chuàng)新是激勵(lì)相容的，環(huán)境規(guī)制不僅達(dá)到了減少碳排放的效果，而且也達(dá)到了企業(yè)競爭力提升與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的目標(biāo)，環(huán)境規(guī)制政策更容易被企業(yè)與地方政府所接受。

2.2計(jì)量模型的設(shè)定

我國的節(jié)能減排到底是“倒逼效應(yīng)”起作用，還是“倒退效應(yīng)”起作用，需要進(jìn)行實(shí)證考證。首先，本文構(gòu)建計(jì)量模型（1），以考察“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”是否存在。

ceit=β0+β1cei,t-1+β2erit+β3techit+β4gdpit+β5erit×techit+β6erit×gdpit+β7Zit+ηi+μit（1）

其中i表示地區(qū)，t表示時(shí)間，ceit是各地區(qū)人均碳排放量，erit代表各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。由于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越高，碳排放量越低，預(yù)期系數(shù)的符號(hào)為負(fù)；GDPit為各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，用各地區(qū)實(shí)際人均GDP衡量，在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)增長速度越快，碳排放量越大，預(yù)期系數(shù)的符號(hào)為正；techit為各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)，用各地區(qū)R&D投入衡量，由于技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，碳排放越少，預(yù)期系數(shù)的符號(hào)為負(fù)；erit×techit為環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)，考察環(huán)境規(guī)制是否能倒逼技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)資源與能源的節(jié)約利用，從而導(dǎo)致碳排放的減少；erit×gdpit為環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的交互項(xiàng)，考察環(huán)境規(guī)制能否通過經(jīng)濟(jì)增長速度的放緩，來抑制碳排放的增加；Zit是一組影響碳排放的控制變量，ηi為個(gè)體效應(yīng)，代表各省的特有性質(zhì)，μit為擾動(dòng)項(xiàng)?？刂谱兞堪ǎ寒a(chǎn)業(yè)高級(jí)化程度（his），用二、三產(chǎn)業(yè)的比值來衡量，預(yù)期第二產(chǎn)業(yè)占比越小，碳排放越少，系數(shù)的符號(hào)為負(fù)；碳排放強(qiáng)度（cei）用單位GDP碳排放量衡量，碳排放強(qiáng)度越高，二氧化碳排放量越大，預(yù)期系數(shù)的符號(hào)為正；城市化率（cr）用各地區(qū)城市人口占總?cè)丝诒戎睾饬?，其他條件不變時(shí)，城市人口比重增加導(dǎo)致碳排放增加，預(yù)期系數(shù)的符號(hào)為正。另外考慮到環(huán)境規(guī)制、新技術(shù)的實(shí)施應(yīng)用、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)以及城市化水平的提升對(duì)碳排放產(chǎn)生的影響也都是非即時(shí)性的，故引入因變量的滯后項(xiàng)對(duì)這些因素進(jìn)行控制。

模型（1）主要是驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制是否通過技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放產(chǎn)生影響，但并沒有涉及環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。那么，我國是否存在過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，在抑制了碳排放增長的同時(shí)也抑制了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長？為了進(jìn)一步驗(yàn)證“倒退效應(yīng)”是否存在，本文構(gòu)建模型（2）。

gdpit=β0+β1gdpi,t-1+β2erit+β3Zit+ηi+μit （2）

控制變量包括：物質(zhì)資本存量（k）、勞動(dòng)力投入（l）、技術(shù)進(jìn)步（tfp）、對(duì)外開放度（open）、人力資本（hk）。

過于寬松的環(huán)境規(guī)制無法達(dá)到節(jié)能減排的目標(biāo)，而過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制往往會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生“倒退效應(yīng)”，只有適度的環(huán)境規(guī)制才會(huì)產(chǎn)生“倒逼效應(yīng)”。為了考察環(huán)境規(guī)制的 “倒退效應(yīng)”是否具有一定的“門限特征”，本文構(gòu)建計(jì)量模型（3）。

gdpit=β0+β1i(erit≤τ)erit+β2i(erit>τ)erit+β3Zit+ηi+μit（3）

其中，i(·)為示性函數(shù)，即當(dāng)括號(hào)里為真時(shí)取1，反之取0。τ為門限值，控制變量Zit分別選取的是物質(zhì)資本存量（k）、勞動(dòng)力投入（l）、技術(shù)進(jìn)步（tfp）、對(duì)外開放度（open）以及人力資本（hk）。

3變量說明與數(shù)據(jù)來源

人均碳排放量（ce）：參照鄭長德、劉帥［9］的做法，取由Kaya碳排放恒等式法和碳的化學(xué)燃燒公式法計(jì)算所得的每噸標(biāo)準(zhǔn)煤的碳排放系數(shù)2277和272的算術(shù)平均值2499為每噸標(biāo)準(zhǔn)煤的碳排放系數(shù)，用各省份的能源消費(fèi)總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）乘以每噸標(biāo)準(zhǔn)煤的碳排放系數(shù)除以各省人口總量得到人均碳排放量（萬噸/萬人）。

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（er）：對(duì)于各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，考慮到各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及生產(chǎn)規(guī)模不同，相同污染治理成本帶來的負(fù)擔(dān)不同，本文采用治污成本占總產(chǎn)值的比重來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。既包含各省份工業(yè)污染治理的實(shí)際投資額，又能避免因?yàn)榈貐^(qū)生產(chǎn)規(guī)模差異對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度評(píng)價(jià)造成的誤差［10］。具體計(jì)算公式為：環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度 = （污染治理成本÷工業(yè)產(chǎn)值) ×1000。

技術(shù)創(chuàng)新（tech）：用各地區(qū)R&D投入占GDP比重來衡量。

經(jīng)濟(jì)增長（GPD）：用各個(gè)地區(qū)的人均GDP來表示（按1999年不變價(jià)格處理）。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化（his）：用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比值來衡量。

碳排放強(qiáng)度（cei）：用各地區(qū)單位GDP能耗表示。

城市化率（cr）：用各省城鎮(zhèn)人口占各省總?cè)丝诘谋壤硎尽?/p>

物質(zhì)資本存量（k）：根據(jù)永續(xù)盤存法公式Kt=Kt－1(1－δ)+It進(jìn)行計(jì)算。其中Kt表示各期的資本存量水平，It為新增投資，取各省的固定資本形成額表示，δ表示折舊率其中資本存量是將單豪杰［11］的數(shù)據(jù)換算為1999年為基期的資本存量，折舊率取1096%。 。

勞動(dòng)力投入（l）：用年底就業(yè)人數(shù)表示。

技術(shù)進(jìn)步（tfp）：用各地區(qū)全要素生產(chǎn)率來衡量。

對(duì)外開放度（open）：用進(jìn)出口總額占GDP的比重來衡量，其中進(jìn)出口總額已用當(dāng)年人民幣與美元的平均匯率進(jìn)行換算。

人力資本（hk）：用人均受教育年限來表示，計(jì)算公式為hkt=iheit·hi，其中hkt為t期的人力資本存量，heit為t期i層次教育水平的勞動(dòng)力人數(shù)比重，hi為i層次教育水平的受教育年限教育層次分為大專及以上（16年）、高中（12年）、初中（9年）、小學(xué)（6年）、文盲（0年）。 。

具體變量的統(tǒng)計(jì)性描述見表1本文數(shù)據(jù)主要由相應(yīng)年份的《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算所得。 。表1變量統(tǒng)計(jì)性描述

變量含義均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值 ce人均碳排放5.66613.03351.3917.003er環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度1.89561.67260.0610.83tech技術(shù)創(chuàng)新1.10710.96310.145.82gdp經(jīng)濟(jì)增長14395.049778.1042637.79857323.62his產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化0.88270.36200.49443.2145cei碳排放強(qiáng)度4.90072.77941.86515.119cr城市化率45.637015.260223.289.09k物質(zhì)資本存量12610.7811533.13652.690268463.8l勞動(dòng)力投入2286.2241526.733238.5656041.557tfp技術(shù)進(jìn)步0.97810.10290.4022.473open對(duì)外開放度0.32060.42670.03681.7497hk人力資本8.05021.05405.438315.67874實(shí)證結(jié)果及討論

為了避免異方差以及多重共線性對(duì)模型有效性的影響，首先對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。由于所設(shè)定的模型加入了因變量的滯后項(xiàng)，解釋變量可能存在內(nèi)生性問題，常見的LSDV和FGLS模型結(jié)果將產(chǎn)生較大偏差。Manuel Arellano和Stephen Bond提出的差分廣義矩估計(jì)方法(DIF-GMM)，能夠?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行差分以消除不隨時(shí)間改變的個(gè)體效應(yīng)，并且通過工具變量的使用消除內(nèi)生性問題。因此，模型（1）和模型（2）采用差分GMM對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)本文參數(shù)估計(jì)軟件為stata120。。估計(jì)結(jié)果見表2。

表2為動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)模型（1）和模型（2）的估計(jì)結(jié)果。Sargan檢驗(yàn)結(jié)果表明所選的工具變量有效；Arellano-Bond二階序列相關(guān)檢驗(yàn)AR(1)、AR(2)表明擾動(dòng)項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，可以使用差分GMM方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

模型（1）的回歸顯示：環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的影響分別在5%與10%的顯著性水平下為負(fù)，這表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增強(qiáng)的直接效應(yīng)是人均碳排放的減少，我國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高有助于減少碳排放量；技術(shù)創(chuàng)新能力的提高伴隨著除污設(shè)備的升級(jí)與能源的更有效利用，總體上會(huì)對(duì)控制碳排放起到積極作用。環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)（ertech）對(duì)碳排放的影響為負(fù)，但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高和技術(shù)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)雖然能夠抑制二氧化碳的排放，但我國現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制政策還不能

表2面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

自變量模型（1）

ce

DIF-GMM自變量模型（2）

gdp

DIF-GMMLL1ce0.1219***（0.0130）L1 gdp0.9338***（0.0148）er-0.0292**(0.0117)er0.0467***（0.0102）tech-0.0080*（0.0046）er2-0.1435***（0.0158）gdp0.7384***（0.0099）k0.7172***（0.0157） ertech-0.0002(0.0006)l0.0056(0.0048)ergdp0.0037***(0.0012)tfp0.0194*(0.0105)his0.0430***（0.0075）open0.0326***（0.0014）cei0.8807***（0.0182）hk0.0095***(0.0013)cr0.1580***（0.0384） 截距項(xiàng)-7.4006***（0.1211）截距項(xiàng)0.0722***(0.0456)Wald

統(tǒng)計(jì)值33602.08（0.0000） Wald

統(tǒng)計(jì)值1.38e+06 (0.0000)AR(1)0.0639AR(1)0.0046AR(2)0.2511AR(2)0.4594Sargan test0.9641Sargan test0.9696觀測值270觀測值270注:括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為對(duì)應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差；*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著

有效地通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升倒逼碳排放減少，“倒逼效應(yīng)”作用并不顯著。環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)（ergdp）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，但系數(shù)小于經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放影響的系數(shù)，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高能夠減緩由于經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致的碳排放的增加。經(jīng)濟(jì)增長（gdp）的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明經(jīng)濟(jì)增長會(huì)引起人均碳排放的增加，與理論預(yù)期相符。控制變量中的碳排放強(qiáng)度和城市化率對(duì)碳排放的系數(shù)顯著為正，說明碳排放強(qiáng)度以及城市化率的提高導(dǎo)致了人均碳排放量的增加，與預(yù)期結(jié)果相符合；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化對(duì)碳排放的系數(shù)顯著為正，相對(duì)于第二、第三產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)比重的升高提高了碳排放，與預(yù)期不符，這可能是因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)中包括交通運(yùn)輸在內(nèi)的一些生產(chǎn)生活性服務(wù)業(yè)碳排放量相對(duì)較高的緣故，說明第三產(chǎn)業(yè)的節(jié)能減排問題也需要引起重視。

模型（2）的回歸結(jié)果顯示：環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，呈倒U型。這表明，環(huán)境規(guī)制在一定范圍內(nèi)不會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長，但當(dāng)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度超過了一定程度，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”?？刂谱兞恐械奈镔|(zhì)資本存量、全要素生產(chǎn)率、對(duì)外開發(fā)程度以及人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都起到顯著的正影響，符合理論預(yù)期。

為了進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的“門限特征”，本文將環(huán)境規(guī)制作為門限變量，對(duì)于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行門限回歸，結(jié)果詳見表3和表4。

表3門限效果自抽樣檢驗(yàn)

門限值檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制F值單門限0.5200***33.4433注:F值為采用“自抽樣法”反復(fù)抽樣300次得到的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值，***表示1%的水平下顯著

表4門限效應(yīng)模型回歸結(jié)果

erkltfpopenhkβ1i(erit≤τ)β2i(erit＞τ)0.8555**0.5863***-0.5258***0.1190***0.0227-0.99440.43760.03720.05520.02610.03540.2730-0.01090.6749***-0.1488***0.0004***0.0911***0.1656**0.0101-0.01530.0253-0.01580.0165-0.098由表3根據(jù)表4的回歸結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系存在門限特征，門限值為τ=0.5200，當(dāng)erit≤05200時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用；當(dāng)erit>0.5200時(shí)，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但并不顯著，可能是由于大多數(shù)地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)低于門限值，當(dāng)門限值確定后，分別對(duì)兩段進(jìn)行回歸時(shí)，導(dǎo)致高于門限水平的那部分面板數(shù)據(jù)量不足，使得門限值右邊模型的回歸顯著性受到影響。

5結(jié)論與政策涵義

本文利用2000~2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳排放中可能存在的“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”進(jìn)行了理論與實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：雖然環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升能減少碳排放，但我國現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制政策未能顯著促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而倒逼碳排放量減少，“倒逼效應(yīng)”不顯著；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在倒U型關(guān)系，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在“門限特征”，說明一定的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起抑制作用，但在大量的中小企業(yè)缺乏創(chuàng)新能力現(xiàn)實(shí)條件下，過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”。

上述研究結(jié)論蘊(yùn)含著明顯的政策涵義：在政策的制定過程中，應(yīng)把環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長納入統(tǒng)一的政策框架，注意三類政策設(shè)計(jì)的激勵(lì)相容性，使具體的環(huán)境規(guī)制政策能更容易被中央政府、地方政府與微觀企業(yè)所接受，使環(huán)境規(guī)制不僅達(dá)到減少碳排放的效果，而且達(dá)到企業(yè)競爭力提升與促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效果。鑒于目前我國的環(huán)境規(guī)制并沒有對(duì)碳排放起到“倒逼效應(yīng)”，我國在增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的同時(shí)，應(yīng)該制定配套的政策，特別是針對(duì)中小企業(yè)的扶持政策，增加企業(yè)的研發(fā)能力，以利于“倒逼效應(yīng)”的充分發(fā)揮。過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”。因此，在設(shè)計(jì)環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，不能單純地提升環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度，而應(yīng)配套出臺(tái)相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)政策，扶持環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，減緩環(huán)境規(guī)制對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用，以調(diào)動(dòng)地方政府執(zhí)行環(huán)境規(guī)制政策的積極性。

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（責(zé)任編輯：冉春紅）完完

為了避免異方差以及多重共線性對(duì)模型有效性的影響，首先對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。由于所設(shè)定的模型加入了因變量的滯后項(xiàng)，解釋變量可能存在內(nèi)生性問題，常見的LSDV和FGLS模型結(jié)果將產(chǎn)生較大偏差。Manuel Arellano和Stephen Bond提出的差分廣義矩估計(jì)方法(DIF-GMM)，能夠?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行差分以消除不隨時(shí)間改變的個(gè)體效應(yīng)，并且通過工具變量的使用消除內(nèi)生性問題。因此，模型（1）和模型（2）采用差分GMM對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)本文參數(shù)估計(jì)軟件為stata120。。估計(jì)結(jié)果見表2。

表2為動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)模型（1）和模型（2）的估計(jì)結(jié)果。Sargan檢驗(yàn)結(jié)果表明所選的工具變量有效；Arellano-Bond二階序列相關(guān)檢驗(yàn)AR(1)、AR(2)表明擾動(dòng)項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，可以使用差分GMM方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

模型（1）的回歸顯示：環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的影響分別在5%與10%的顯著性水平下為負(fù)，這表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增強(qiáng)的直接效應(yīng)是人均碳排放的減少，我國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高有助于減少碳排放量；技術(shù)創(chuàng)新能力的提高伴隨著除污設(shè)備的升級(jí)與能源的更有效利用，總體上會(huì)對(duì)控制碳排放起到積極作用。環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)（ertech）對(duì)碳排放的影響為負(fù)，但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高和技術(shù)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)雖然能夠抑制二氧化碳的排放，但我國現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制政策還不能

表2面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

自變量模型（1）

ce

DIF-GMM自變量模型（2）

gdp

DIF-GMMLL1ce0.1219***（0.0130）L1 gdp0.9338***（0.0148）er-0.0292**(0.0117)er0.0467***（0.0102）tech-0.0080*（0.0046）er2-0.1435***（0.0158）gdp0.7384***（0.0099）k0.7172***（0.0157） ertech-0.0002(0.0006)l0.0056(0.0048)ergdp0.0037***(0.0012)tfp0.0194*(0.0105)his0.0430***（0.0075）open0.0326***（0.0014）cei0.8807***（0.0182）hk0.0095***(0.0013)cr0.1580***（0.0384） 截距項(xiàng)-7.4006***（0.1211）截距項(xiàng)0.0722***(0.0456)Wald

統(tǒng)計(jì)值33602.08（0.0000） Wald

統(tǒng)計(jì)值1.38e+06 (0.0000)AR(1)0.0639AR(1)0.0046AR(2)0.2511AR(2)0.4594Sargan test0.9641Sargan test0.9696觀測值270觀測值270注:括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為對(duì)應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差；*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著

有效地通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升倒逼碳排放減少，“倒逼效應(yīng)”作用并不顯著。環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)（ergdp）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，但系數(shù)小于經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放影響的系數(shù)，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高能夠減緩由于經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致的碳排放的增加。經(jīng)濟(jì)增長（gdp）的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明經(jīng)濟(jì)增長會(huì)引起人均碳排放的增加，與理論預(yù)期相符?？刂谱兞恐械奶寂欧艔?qiáng)度和城市化率對(duì)碳排放的系數(shù)顯著為正，說明碳排放強(qiáng)度以及城市化率的提高導(dǎo)致了人均碳排放量的增加，與預(yù)期結(jié)果相符合；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化對(duì)碳排放的系數(shù)顯著為正，相對(duì)于第二、第三產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)比重的升高提高了碳排放，與預(yù)期不符，這可能是因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)中包括交通運(yùn)輸在內(nèi)的一些生產(chǎn)生活性服務(wù)業(yè)碳排放量相對(duì)較高的緣故，說明第三產(chǎn)業(yè)的節(jié)能減排問題也需要引起重視。

模型（2）的回歸結(jié)果顯示：環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，呈倒U型。這表明，環(huán)境規(guī)制在一定范圍內(nèi)不會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長，但當(dāng)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度超過了一定程度，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”?？刂谱兞恐械奈镔|(zhì)資本存量、全要素生產(chǎn)率、對(duì)外開發(fā)程度以及人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都起到顯著的正影響，符合理論預(yù)期。

為了進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的“門限特征”，本文將環(huán)境規(guī)制作為門限變量，對(duì)于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行門限回歸，結(jié)果詳見表3和表4。

表3門限效果自抽樣檢驗(yàn)

門限值檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制F值單門限0.5200***33.4433注:F值為采用“自抽樣法”反復(fù)抽樣300次得到的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值，***表示1%的水平下顯著

表4門限效應(yīng)模型回歸結(jié)果

erkltfpopenhkβ1i(erit≤τ)β2i(erit＞τ)0.8555**0.5863***-0.5258***0.1190***0.0227-0.99440.43760.03720.05520.02610.03540.2730-0.01090.6749***-0.1488***0.0004***0.0911***0.1656**0.0101-0.01530.0253-0.01580.0165-0.098由表3根據(jù)表4的回歸結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系存在門限特征，門限值為τ=0.5200，當(dāng)erit≤05200時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用；當(dāng)erit>0.5200時(shí)，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但并不顯著，可能是由于大多數(shù)地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)低于門限值，當(dāng)門限值確定后，分別對(duì)兩段進(jìn)行回歸時(shí)，導(dǎo)致高于門限水平的那部分面板數(shù)據(jù)量不足，使得門限值右邊模型的回歸顯著性受到影響。

5結(jié)論與政策涵義

本文利用2000~2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳排放中可能存在的“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”進(jìn)行了理論與實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：雖然環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升能減少碳排放，但我國現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制政策未能顯著促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而倒逼碳排放量減少，“倒逼效應(yīng)”不顯著；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在倒U型關(guān)系，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在“門限特征”，說明一定的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起抑制作用，但在大量的中小企業(yè)缺乏創(chuàng)新能力現(xiàn)實(shí)條件下，過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”。

上述研究結(jié)論蘊(yùn)含著明顯的政策涵義：在政策的制定過程中，應(yīng)把環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長納入統(tǒng)一的政策框架，注意三類政策設(shè)計(jì)的激勵(lì)相容性，使具體的環(huán)境規(guī)制政策能更容易被中央政府、地方政府與微觀企業(yè)所接受，使環(huán)境規(guī)制不僅達(dá)到減少碳排放的效果，而且達(dá)到企業(yè)競爭力提升與促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效果。鑒于目前我國的環(huán)境規(guī)制并沒有對(duì)碳排放起到“倒逼效應(yīng)”，我國在增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的同時(shí)，應(yīng)該制定配套的政策，特別是針對(duì)中小企業(yè)的扶持政策，增加企業(yè)的研發(fā)能力，以利于“倒逼效應(yīng)”的充分發(fā)揮。過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”。因此，在設(shè)計(jì)環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，不能單純地提升環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度，而應(yīng)配套出臺(tái)相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)政策，扶持環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，減緩環(huán)境規(guī)制對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用，以調(diào)動(dòng)地方政府執(zhí)行環(huán)境規(guī)制政策的積極性。

參考文獻(xiàn)：

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［4］趙紅.環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的實(shí)證研究——以中國30個(gè)省份大中型工業(yè)企業(yè)為例［J］.軟科學(xué)，2008（6）：121-125.

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［8］馬海良，黃德春，姚惠澤. 技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)績效與環(huán)境規(guī)制——基于長三角的實(shí)證分析［J］.軟科學(xué)，2012（1）：1-5.

［9］鄭長德,劉帥. 基于空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的碳排放與經(jīng)濟(jì)增長分析［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2011（5）：80-86.

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（責(zé)任編輯：冉春紅）完完

為了避免異方差以及多重共線性對(duì)模型有效性的影響，首先對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。由于所設(shè)定的模型加入了因變量的滯后項(xiàng)，解釋變量可能存在內(nèi)生性問題，常見的LSDV和FGLS模型結(jié)果將產(chǎn)生較大偏差。Manuel Arellano和Stephen Bond提出的差分廣義矩估計(jì)方法(DIF-GMM)，能夠?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行差分以消除不隨時(shí)間改變的個(gè)體效應(yīng)，并且通過工具變量的使用消除內(nèi)生性問題。因此，模型（1）和模型（2）采用差分GMM對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)本文參數(shù)估計(jì)軟件為stata120。。估計(jì)結(jié)果見表2。

表2為動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)模型（1）和模型（2）的估計(jì)結(jié)果。Sargan檢驗(yàn)結(jié)果表明所選的工具變量有效；Arellano-Bond二階序列相關(guān)檢驗(yàn)AR(1)、AR(2)表明擾動(dòng)項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，可以使用差分GMM方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

模型（1）的回歸顯示：環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的影響分別在5%與10%的顯著性水平下為負(fù)，這表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增強(qiáng)的直接效應(yīng)是人均碳排放的減少，我國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高有助于減少碳排放量；技術(shù)創(chuàng)新能力的提高伴隨著除污設(shè)備的升級(jí)與能源的更有效利用，總體上會(huì)對(duì)控制碳排放起到積極作用。環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)（ertech）對(duì)碳排放的影響為負(fù)，但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高和技術(shù)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)雖然能夠抑制二氧化碳的排放，但我國現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制政策還不能

表2面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

自變量模型（1）

ce

DIF-GMM自變量模型（2）

gdp

DIF-GMMLL1ce0.1219***（0.0130）L1 gdp0.9338***（0.0148）er-0.0292**(0.0117)er0.0467***（0.0102）tech-0.0080*（0.0046）er2-0.1435***（0.0158）gdp0.7384***（0.0099）k0.7172***（0.0157） ertech-0.0002(0.0006)l0.0056(0.0048)ergdp0.0037***(0.0012)tfp0.0194*(0.0105)his0.0430***（0.0075）open0.0326***（0.0014）cei0.8807***（0.0182）hk0.0095***(0.0013)cr0.1580***（0.0384） 截距項(xiàng)-7.4006***（0.1211）截距項(xiàng)0.0722***(0.0456)Wald

統(tǒng)計(jì)值33602.08（0.0000） Wald

統(tǒng)計(jì)值1.38e+06 (0.0000)AR(1)0.0639AR(1)0.0046AR(2)0.2511AR(2)0.4594Sargan test0.9641Sargan test0.9696觀測值270觀測值270注:括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為對(duì)應(yīng)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差；*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著

有效地通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升倒逼碳排放減少，“倒逼效應(yīng)”作用并不顯著。環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)（ergdp）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，但系數(shù)小于經(jīng)濟(jì)增長對(duì)碳排放影響的系數(shù)，說明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高能夠減緩由于經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致的碳排放的增加。經(jīng)濟(jì)增長（gdp）的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明經(jīng)濟(jì)增長會(huì)引起人均碳排放的增加，與理論預(yù)期相符?？刂谱兞恐械奶寂欧艔?qiáng)度和城市化率對(duì)碳排放的系數(shù)顯著為正，說明碳排放強(qiáng)度以及城市化率的提高導(dǎo)致了人均碳排放量的增加，與預(yù)期結(jié)果相符合；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化對(duì)碳排放的系數(shù)顯著為正，相對(duì)于第二、第三產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)比重的升高提高了碳排放，與預(yù)期不符，這可能是因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)中包括交通運(yùn)輸在內(nèi)的一些生產(chǎn)生活性服務(wù)業(yè)碳排放量相對(duì)較高的緣故，說明第三產(chǎn)業(yè)的節(jié)能減排問題也需要引起重視。

模型（2）的回歸結(jié)果顯示：環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，呈倒U型。這表明，環(huán)境規(guī)制在一定范圍內(nèi)不會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長，但當(dāng)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度超過了一定程度，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”。控制變量中的物質(zhì)資本存量、全要素生產(chǎn)率、對(duì)外開發(fā)程度以及人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都起到顯著的正影響，符合理論預(yù)期。

為了進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的“門限特征”，本文將環(huán)境規(guī)制作為門限變量，對(duì)于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行門限回歸，結(jié)果詳見表3和表4。

表3門限效果自抽樣檢驗(yàn)

門限值檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制F值單門限0.5200***33.4433注:F值為采用“自抽樣法”反復(fù)抽樣300次得到的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值，***表示1%的水平下顯著

表4門限效應(yīng)模型回歸結(jié)果

erkltfpopenhkβ1i(erit≤τ)β2i(erit＞τ)0.8555**0.5863***-0.5258***0.1190***0.0227-0.99440.43760.03720.05520.02610.03540.2730-0.01090.6749***-0.1488***0.0004***0.0911***0.1656**0.0101-0.01530.0253-0.01580.0165-0.098由表3根據(jù)表4的回歸結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系存在門限特征，門限值為τ=0.5200，當(dāng)erit≤05200時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用；當(dāng)erit>0.5200時(shí)，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但并不顯著，可能是由于大多數(shù)地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)低于門限值，當(dāng)門限值確定后，分別對(duì)兩段進(jìn)行回歸時(shí)，導(dǎo)致高于門限水平的那部分面板數(shù)據(jù)量不足，使得門限值右邊模型的回歸顯著性受到影響。

5結(jié)論與政策涵義

本文利用2000~2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳排放中可能存在的“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”進(jìn)行了理論與實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：雖然環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升能減少碳排放，但我國現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制政策未能顯著促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而倒逼碳排放量減少，“倒逼效應(yīng)”不顯著；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在倒U型關(guān)系，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在“門限特征”，說明一定的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起抑制作用，但在大量的中小企業(yè)缺乏創(chuàng)新能力現(xiàn)實(shí)條件下，過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”。

上述研究結(jié)論蘊(yùn)含著明顯的政策涵義：在政策的制定過程中，應(yīng)把環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長納入統(tǒng)一的政策框架，注意三類政策設(shè)計(jì)的激勵(lì)相容性，使具體的環(huán)境規(guī)制政策能更容易被中央政府、地方政府與微觀企業(yè)所接受，使環(huán)境規(guī)制不僅達(dá)到減少碳排放的效果，而且達(dá)到企業(yè)競爭力提升與促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效果。鑒于目前我國的環(huán)境規(guī)制并沒有對(duì)碳排放起到“倒逼效應(yīng)”，我國在增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的同時(shí)，應(yīng)該制定配套的政策，特別是針對(duì)中小企業(yè)的扶持政策，增加企業(yè)的研發(fā)能力，以利于“倒逼效應(yīng)”的充分發(fā)揮。過于嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定的“倒退效應(yīng)”。因此，在設(shè)計(jì)環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，不能單純地提升環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度，而應(yīng)配套出臺(tái)相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)政策，扶持環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，減緩環(huán)境規(guī)制對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用，以調(diào)動(dòng)地方政府執(zhí)行環(huán)境規(guī)制政策的積極性。

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（責(zé)任編輯：冉春紅）完完