環(huán)境規(guī)制、工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與碳生產(chǎn)率增長(zhǎng)

王艷麗+王根濟(jì)

摘 要：基于1998—2013年中國(guó)省級(jí)工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型并運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法，實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制通過工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明：樣本期內(nèi)中國(guó)工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制力度和碳生產(chǎn)率均呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，但省際間差距在不斷加大；碳減排技術(shù)水平本身具有強(qiáng)化效應(yīng)，其對(duì)碳生產(chǎn)率的影響較大；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增加有利于工業(yè)碳生產(chǎn)率的提高，支持“波特假說”；我國(guó)工業(yè)部門結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了阻礙作用，西部地區(qū)尤為顯著，但重工業(yè)化越高的地區(qū)，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制可以有效提高碳生產(chǎn)率。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制；工業(yè)結(jié)構(gòu)；碳生產(chǎn)率

中圖分類號(hào)：F429.9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2016）06-0073-08

一、引言

改革開放以來，工業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)部門，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)作出了重要貢獻(xiàn)。但是，工業(yè)生產(chǎn)也伴隨著大量的環(huán)境污染，尤其是二氧化碳等溫室氣體排放量不斷增加。中國(guó)已于2007年超過美國(guó)成為溫室氣體排放第一大國(guó)，這無疑給碳減排增加了來自國(guó)際方面的壓力（陳詩一，2010）[1]，中國(guó)政府承諾到2020年單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年下降40%～45%。如何在碳減排約束下實(shí)現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)是政府和學(xué)者們關(guān)注的焦點(diǎn)問題，提高碳生產(chǎn)率是破解這一“兩難”困境的關(guān)鍵所在。碳生產(chǎn)率是指一段時(shí)間內(nèi)一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與二氧化碳排放量之間的比值，以碳生產(chǎn)率作為衡量效率高低的標(biāo)準(zhǔn)是，既要求產(chǎn)出高，也要求碳排放少，這與我國(guó)當(dāng)前的實(shí)際需要高度一致。

在生態(tài)文明建設(shè)成為中國(guó)全社會(huì)共同行動(dòng)的大背景下，各省份對(duì)工業(yè)部門加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制已經(jīng)是一種必然的選擇。傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制在控制環(huán)境污染的同時(shí)，會(huì)給經(jīng)濟(jì)帶來不利的影響，因此，環(huán)境規(guī)制不一定能提高環(huán)境生產(chǎn)率。原因在于：（1）環(huán)境規(guī)制要求企業(yè)增加污染治理投入或繳納排污稅費(fèi)等，導(dǎo)致生產(chǎn)成本增加。（2）環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)采取更先進(jìn)的制造工藝和生產(chǎn)設(shè)備，使得生產(chǎn)管理更復(fù)雜，管理難度加大，這種變化可能導(dǎo)致生產(chǎn)效率的降低。（3）環(huán)保投資可能會(huì)擠占其他生產(chǎn)性、盈利性投資，降低了資本的比較收益，從而對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生消極影響。但是，Porter et al（1991，1995）對(duì)此提出了挑戰(zhàn)，他們認(rèn)為，從動(dòng)態(tài)的角度看，由于企業(yè)并不總是能夠作出最優(yōu)的決策，所以合理設(shè)置的環(huán)境規(guī)制政策能夠觸發(fā)技術(shù)創(chuàng)新，促使企業(yè)在降低投入、削減浪費(fèi)、減少污染等方面的技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)工藝改進(jìn)，產(chǎn)生創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，彌補(bǔ)甚至超過環(huán)境規(guī)制成本，達(dá)到經(jīng)濟(jì)績(jī)效和環(huán)境績(jī)效同時(shí)改進(jìn)的“雙贏”狀態(tài)，從而顯著地提高環(huán)境生產(chǎn)率，這一觀點(diǎn)被稱為“波特假說”[2-3]。

許多學(xué)者從不同角度對(duì)“波特假說”進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。Hamamoto（2006）研究發(fā)現(xiàn)，由于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增加而誘發(fā)的R&D支出對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有正效應(yīng)[4]；Carrión-Flores et al（2010）[5]、Yang et al（2012）[6]也得出了類似的結(jié)論。但是，Gray et al（2005）研究表明，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[7]。Lee（2008）指出，環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率的關(guān)系取決于不同行業(yè)的市場(chǎng)支配力[8]。國(guó)內(nèi)學(xué)者在此領(lǐng)域的研究相對(duì)較晚，解堊（2008）將環(huán)保投資和工業(yè)二氧化硫排放作為環(huán)境規(guī)制代理變量，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制并沒有對(duì)我國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響[9]。但李強(qiáng) 等（2010）對(duì)中國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)的研究表明，環(huán)境規(guī)制可以通過促進(jìn)創(chuàng)新和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個(gè)渠道顯著提高工業(yè)生產(chǎn)率[10]。李斌 等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制可以通過作用于綠色全要素生產(chǎn)率而影響中國(guó)工業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，但存在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的“門檻效應(yīng)”[11]。蔡寧 等（2014）研究也發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色工業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有正的影響，但對(duì)各區(qū)域的影響隨工業(yè)綠色發(fā)展水平的提高而降低[12]。同時(shí)，許多學(xué)者在研究模型上進(jìn)行改進(jìn)，他們假設(shè)環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率之間并不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。張成 等（2010）利用1996—2007年我國(guó)18個(gè)工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期來看，環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用比短期更為明顯[13]。葉祥松 等（2011）研究表明，不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的情形下，環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響也不盡相同[14]。李玲 等（2012）將中國(guó)制造業(yè)按照污染強(qiáng)度分為重度、中度和低度污染行業(yè)，不同類型行業(yè)環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率影響存在較大差異[15]。李靜 等（2012）認(rèn)為環(huán)境規(guī)制能顯著促進(jìn)我國(guó)東部工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，而對(duì)中西部地區(qū)的影響卻不明顯[16]，李鑫 等（2014）也得到了類似的結(jié)論[17]。王杰 等（2014）以中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本計(jì)量檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，研究結(jié)論表明環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間符合“倒N型”關(guān)系[18]。

在上述文獻(xiàn)的梳理中可以看出，現(xiàn)有關(guān)于我國(guó)環(huán)境規(guī)制的生產(chǎn)率效應(yīng)研究主要局限于傳統(tǒng)意思上的全要素生產(chǎn)率效應(yīng)，很少有研究是在碳排放約束下展開的。當(dāng)工業(yè)行業(yè)碳生產(chǎn)率增長(zhǎng)成為工業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵路徑時(shí)，對(duì)以下問題的研究具有重要意義：從碳生產(chǎn)率的視角看，波特假說在中國(guó)工業(yè)行業(yè)層面是否成立，即環(huán)境規(guī)制是否促進(jìn)了工業(yè)碳生產(chǎn)率的增長(zhǎng)？其作用機(jī)制是什么？本文以1998—2013年中國(guó)30個(gè)省份工業(yè)部門為樣本，構(gòu)建環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響工業(yè)碳生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型，并利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法從全國(guó)層面以及東部、中部和西部三大地區(qū)層面對(duì)其進(jìn)行估計(jì)以回答上述問題。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

（一）模型構(gòu)建

利用省級(jí)層面數(shù)據(jù)研究中國(guó)工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制對(duì)碳生產(chǎn)率的影響，需要構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸。被解釋變量為碳生產(chǎn)率，核心解釋變量是環(huán)境規(guī)制，同時(shí)將影響碳生產(chǎn)率的其他變量作為調(diào)節(jié)變量或者控制變量引入到模型中，包括：（1）工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其工業(yè)部門內(nèi)部結(jié)構(gòu)是影響二氧化碳排放的重要因素（林伯強(qiáng) 等，2009[19]；張友國(guó)，2010[20]；Hammond et al，2012[21]；楊騫 等，2012[22]），因此將工業(yè)部門內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動(dòng)作為調(diào)節(jié)變量納入模型中，研究環(huán)境規(guī)制、工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳生產(chǎn)率的直接影響和交互影響。（2）對(duì)外開放度。發(fā)達(dá)國(guó)家特別是美國(guó)和歐洲擁有大量先進(jìn)的節(jié)能減排技術(shù)，如果我國(guó)各省份工業(yè)部門對(duì)外開放度越大，就會(huì)有更多的機(jī)會(huì)與發(fā)達(dá)國(guó)家在節(jié)能減排領(lǐng)域進(jìn)行交流合作，實(shí)現(xiàn)技術(shù)的引進(jìn)、消化、吸收和溢出，進(jìn)而促進(jìn)碳生產(chǎn)率的提高。（3）人力資本水平。一般來講，一個(gè)地區(qū)公眾的人力資本水平越高，其環(huán)境保護(hù)意識(shí)往往越強(qiáng)，在面臨環(huán)境污染問題時(shí)，能有較強(qiáng)的抵御意識(shí)和能力，因此，該地區(qū)的碳生產(chǎn)率水平應(yīng)該較高。（4）技術(shù)水平。技術(shù)水平特別是能源利用技術(shù)水平的提高，一方面可以加快新能源使用的步伐，改善能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，另一方面可以提高傳統(tǒng)能源的利用效率，這兩方面的作用可以促使在既定的產(chǎn)出水平下碳排放量進(jìn)一步降低，進(jìn)而提高碳生產(chǎn)率。

由于我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和碳生產(chǎn)率存在顯著的區(qū)域差異以及時(shí)序波動(dòng)等特征，傳統(tǒng)的靜態(tài)面板模型在估計(jì)時(shí)可能會(huì)出現(xiàn)偏差。因此，本文構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。具體實(shí)證模型設(shè)定為：

Cit=β1Ci，t-1+β2higzi，t-1+β3higzi，t-1*gyjgit+g4gyigit+β5dwdit+β6hrit+β7LNteit+β0+ui+εit （1）

其中，Cit、Ci，t-1、higz、gyjg、dwd、hr和te分別表示當(dāng)期碳生產(chǎn)率、上一期碳生產(chǎn)率、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)、對(duì)外開放度、人力資本水平以及技術(shù)創(chuàng)新。

（二）數(shù)據(jù)處理與指標(biāo)說明

本文采用1998—2013年中國(guó)30個(gè)省份工業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來自于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》以及資訊行數(shù)據(jù)庫。

1. 工業(yè)碳生產(chǎn)率。根據(jù)碳生產(chǎn)率的內(nèi)涵，采用工業(yè)增加值與二氧化碳排放量的比值表示。該變量計(jì)算的難點(diǎn)在于測(cè)算各省份各年工業(yè)二氧化碳排放量?？紤]到碳排放主要是由于能源消耗引起，本文沿用楊騫 等（2012）的做法，通過各省份各年工業(yè)終端能源消費(fèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行估算[22]。具體估算公式如下：

CO2=■CO2，i=■Ei*Ri*Xi（2）

式（2）中，CO2為各省份工業(yè)二氧化碳排放總量；Ei分別代表各省份工業(yè)部門煤炭、石油、天然氣的消耗量；Ri代表第i種能源的平均低位發(fā)熱量；Xi代表第i種能源的碳排放系數(shù)，數(shù)據(jù)來源于IPCC（2006）。此外，為了消除由于價(jià)格波動(dòng)帶來的影響，本文采用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)工業(yè)增加值變量進(jìn)行平減以調(diào)整為可比價(jià)格，基期是1998年。

2. 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。一般來講，在服從理性人假設(shè)的前提下，某地區(qū)工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大，其在環(huán)境保護(hù)方面的投入力度就會(huì)越大，環(huán)境污染物的處理率或達(dá)標(biāo)排放率越大。因此，本文采用環(huán)境成本支付率即環(huán)境已支付成本占環(huán)境總成本的比重來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大小（金培，2010）[23]。環(huán)境成本支付率越大，說明該地區(qū)工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大。具體測(cè)算公式如下：

ECLt=■（t=1，2，3…，T） （3）

式（3）中，ECLt表示第t年地區(qū)工業(yè)部門環(huán)境成本支付率；Iit表示第t年第i種污染排放物實(shí)際處理投資額，DEQit表示第t年第i種污染排放物的處理量或達(dá)標(biāo)排放量，DEQit除Iit表示第t年第i種污染排放物的單位處理成本；TEQit表示第t年第i種污染排放物的實(shí)際排放量。具體計(jì)算時(shí)，本文選取工業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢水作為環(huán)境污染物的代表。

3. 其他變量。（1）工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。本文所考察的工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)主要是指各地區(qū)工業(yè)部門中重工業(yè)和輕工業(yè)比重的變化，因此，采用各地區(qū)重工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示。（2）對(duì)外開放度。它主要包含國(guó)際貿(mào)易和國(guó)際投資兩項(xiàng)內(nèi)容，本文選擇進(jìn)出口總額占GDP的比重和實(shí)際外商直接投資額與GDP的比重衡量，其中進(jìn)出口總額和外商直接投資額均按照每年美元兌人民幣匯率的平均值換算成人民幣。（3）人力資本水平。本文采用6歲及以上人口中不同文化程度的居民比重與其所對(duì)應(yīng)的平均受教育年數(shù)乘積之和來表示。設(shè)定文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專以上教育程度的居民平均教育年數(shù)分別為0、6、9、12、16年。（4）技術(shù)創(chuàng)新。采用各地區(qū)全部專利授權(quán)量來表示。

三、我國(guó)工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與碳生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演變情況

（一）全國(guó)總體及區(qū)域?qū)用娣治?/p>

表1是1998—2013年全國(guó)及東部、中部和西部①三大區(qū)域工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制水平和碳生產(chǎn)率的測(cè)算結(jié)果。從表1可以看出，樣本期內(nèi)，我國(guó)工業(yè)部門整體環(huán)境規(guī)制水平呈逐年上升的趨勢(shì)，平均值從1998年的0.353上升到2013年的1.521。進(jìn)一步分析可以看出，從2009年開始，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)開始大于1，這表明我國(guó)工業(yè)部門不僅對(duì)當(dāng)年所排放的環(huán)境污染物進(jìn)行了適當(dāng)?shù)奶幚?，還對(duì)部分往年累積未處理的排放物進(jìn)行了整頓，而且力度在逐年加大，這與我國(guó)大力建設(shè)生態(tài)文明宗旨相一致。從三大區(qū)域的情況來看，西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平相對(duì)較低，平均值僅有0.733；中部地區(qū)和東部地區(qū)水平相當(dāng)，分別是0.878和0.829。需要指出的是，1998—2006年東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度偏低，隨著經(jīng)濟(jì)與環(huán)境之間矛盾日益突出，環(huán)境保護(hù)問題提到了前所未有的高度。從2005年起，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平明顯加強(qiáng)，2013年達(dá)到1.663；從2007年起東部地區(qū)開始超過中部地區(qū)，并保持領(lǐng)先地位，而西部地區(qū)一直處于較低水平。這與環(huán)境庫茲涅茨曲線所描述的情形基本一致，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，往往更注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而忽視了環(huán)境保護(hù)，環(huán)境規(guī)制水平可能會(huì)比較低，但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度的時(shí)候，人們環(huán)境保護(hù)意識(shí)便會(huì)逐漸增強(qiáng)，環(huán)境規(guī)制水平也會(huì)逐步提高。

碳生產(chǎn)率能反映工業(yè)部門在碳減排方面所作出的努力。表1可以看出，1998—2013年我國(guó)工業(yè)部門碳生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯增長(zhǎng)的趨勢(shì)，從1998年的0.250萬元/噸增加到2013年的0.759萬元/噸，年均增長(zhǎng)率為7.75%。但三大區(qū)域工業(yè)部門碳生產(chǎn)率水平差距較為顯著，1998—2013年，東部地區(qū)工業(yè)碳生產(chǎn)率平均值為0.692萬元/噸，而中部和西部地區(qū)分別僅為0.323萬元/噸和0.290萬元/噸；從變化趨勢(shì)看，1998年東部、中部和西部地區(qū)工業(yè)部門的碳生產(chǎn)率比較接近，分別為0.369萬元/噸、0.200萬元/噸和0.168萬元/噸，但到2013年三大區(qū)域間的差距已經(jīng)明顯擴(kuò)大，分別為1.080萬元/噸、0.505萬元/噸和0.491萬元/噸，樣本期內(nèi)，東部地區(qū)的工業(yè)碳生產(chǎn)率一直保持快速的增長(zhǎng)，而中部和西部地區(qū)基本上屬于停滯不前，直到近幾年才有了一定程度的增長(zhǎng)。

（二）省級(jí)層面分析

上述分析簡(jiǎn)要地判斷了全國(guó)以及三大區(qū)域工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和碳生產(chǎn)率的差距，本部分將從省級(jí)層面采用核密度估計(jì)（Kernel density estimation）方法進(jìn)一步分析該差距的動(dòng)態(tài)演變情況。相對(duì)于傳統(tǒng)的概括性統(tǒng)計(jì)方法，核密度估計(jì)在描述區(qū)域經(jīng)濟(jì)變量演變趨勢(shì)方面具有顯著的優(yōu)越性。一般而言，對(duì)于一組隨機(jī)變量{x1，…，xi，…，xn}，固定帶寬的核密度估計(jì)函數(shù)的形式如下：

fh（x）=■■K■ （4）

式（4）中，h表示帶寬或者光滑系數(shù)，K表示核函數(shù)或者權(quán)重。本文借用Sain et al（1996）的做法，選用二維Epanechikov核函數(shù)和Silverman最佳帶寬[24]。圖1和圖2分別是1998年、2003年、2008年和2013年四個(gè)時(shí)期省級(jí)工業(yè)部門環(huán)境規(guī)制和碳生產(chǎn)率的核密度分布。

從圖1和圖2可以看出，首先，1998—2013年，無論是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度還是碳生產(chǎn)率的核密度分布圖的水平位置都顯著向右移動(dòng)，尤其是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在2003年之后向右移動(dòng)的幅度比較大，這說明樣本期內(nèi)我國(guó)省級(jí)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和碳生產(chǎn)率均存在明顯的增長(zhǎng)。其次，除了2008年環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和碳生產(chǎn)率的核密度分布圖相對(duì)2003年來說垂直位置有所升高外，其他年份都是逐年降低的，這說明省級(jí)間環(huán)境規(guī)制和碳生產(chǎn)率的差距均有所拉大，出現(xiàn)發(fā)散的趨勢(shì)。最后，從兩個(gè)指標(biāo)核密度估計(jì)圖的“峰形”來看，2008年和2013年，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和碳生產(chǎn)率均出現(xiàn)了“三峰”或者“多峰”的跡象，這說明這兩個(gè)指標(biāo)在此階段可能存在俱樂部收斂的情形，且2008年和2013年碳生產(chǎn)率的核密度估計(jì)圖還出現(xiàn)不斷強(qiáng)化的右偏分布態(tài)勢(shì)，說明有部分省份碳生產(chǎn)率在此期間出現(xiàn)大幅度增長(zhǎng)，如上海、江蘇、浙江和廣東省等。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）實(shí)證檢驗(yàn)

由于方程（1）的解釋變量中含有被解釋變量的滯后項(xiàng)，這可能會(huì)引起解釋變量和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，同時(shí)，解釋變量均是經(jīng)濟(jì)變量，它們之間也可能存在內(nèi)生性問題，可能會(huì)導(dǎo)致基于傳統(tǒng)的估計(jì)方法所得出的統(tǒng)計(jì)結(jié)果是非一致的。因此本文采用相對(duì)一階差分廣義矩估計(jì)方法（簡(jiǎn)稱DIF-GMM）來說有著更好的有限樣本特征的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法（簡(jiǎn)稱SYS-GMM）。它是由Blundell et al（1998）在一階差分廣義矩估計(jì)方法基礎(chǔ)上提出的[25]，這個(gè)方法同時(shí)利用了差分方程和水平方程以及更多的矩條件。由于更加充分地利用了樣本信息，SYS-GMM的有限樣本偏誤明顯降低，可以有效地克服內(nèi)生性問題和弱工具性問題。而為了使得SYS-GMM的估計(jì)量具有一致性，必須檢驗(yàn)方程（1）中的隨機(jī)誤差項(xiàng)εit是否存在序列相關(guān)和工具變量是否合適。本文首先采用Arellano et al（1991）提出的自相關(guān)方法Arellano-Bond test for AR（1）和Arellano-Bond test for AR（2）檢驗(yàn)εit是否有一階和二階序列相關(guān)[26]，并采用Sargan檢驗(yàn)約束條件是否過度限制，即對(duì)工具變量的合適性進(jìn)行檢驗(yàn)。由于無論差分后的殘差項(xiàng)是否存在一階序列相關(guān)，GMM都有效（Roodman，2006）[27]，因此僅關(guān)注AR（2）。

1. 全國(guó)角度省級(jí)面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果。表2是利用全國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的結(jié)果。結(jié)果（1）是采用SYS-GMM對(duì)計(jì)量方程（1）的估計(jì)結(jié)果，AR（2）的檢驗(yàn)結(jié)果顯示不能拒絕動(dòng)態(tài)一階自回歸模型殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān)的零假設(shè)，這表明本文所構(gòu)建的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型是合適的，同時(shí)，Sargan檢驗(yàn)結(jié)果也表明所選取的工具變量是合適的。結(jié)果（2）和結(jié)果（3）分別是利用全國(guó)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)對(duì)方程（1）的固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。

（1）從全國(guó)層面的實(shí)證研究結(jié)果可以看出，LnCi，t-1的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，這說明如果采用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型即不考慮上一期碳生產(chǎn)率對(duì)本期生產(chǎn)率的影響會(huì)造成研究結(jié)果的偏差，采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型更為合適。根據(jù)本文研究目的，上一期工業(yè)部門的碳生產(chǎn)率水平即Ci，t-1可以看作是該地區(qū)已有碳減排技術(shù)水平存量，其回歸系數(shù)為0.308，這表明在其他條件不變的情況下，地區(qū)工業(yè)行業(yè)碳減排技術(shù)每提高1%，其下一年度的碳生產(chǎn)率就會(huì)增長(zhǎng)0.308%。碳減排技術(shù)水平的增加可能會(huì)通過提升地區(qū)工業(yè)行業(yè)能源利用效率，如廢棄物的循環(huán)利用和開發(fā)清潔能源等，進(jìn)而降低能源消耗和二氧化碳排放，促進(jìn)該地區(qū)工業(yè)碳生產(chǎn)率的提高。

（2）環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)與預(yù)期一致，其影響系數(shù)為0.242，這表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每提高1%，地區(qū)工業(yè)行業(yè)碳生產(chǎn)率會(huì)提高0.242%，環(huán)境規(guī)制對(duì)地區(qū)工業(yè)行業(yè)碳生產(chǎn)率的提高起到了積極的促進(jìn)作用。一方面，環(huán)境規(guī)制本身就是指為了保護(hù)環(huán)境而采取的對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)具有限制性的一切措施、政策、法律及其實(shí)施過程，它對(duì)行業(yè)的污染行為可以進(jìn)行直接控制，從而降低環(huán)境污染物的產(chǎn)生；另一方面，根據(jù)“波特假說”，環(huán)境規(guī)制可以通過影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新行為，進(jìn)而提高行業(yè)內(nèi)與二氧化碳排放等環(huán)境污染物控制有關(guān)的技術(shù)效率及技術(shù)進(jìn)步率，實(shí)現(xiàn)行業(yè)的節(jié)能減排?？傊?，環(huán)境規(guī)制可以通過直接和間接兩個(gè)渠道提高工業(yè)行業(yè)的碳生產(chǎn)率。

（3）地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)碳生產(chǎn)率的影響系數(shù)為

-0.020，這說明地區(qū)重工業(yè)水平越高，碳生產(chǎn)率水平越低；而樣本期內(nèi)，我國(guó)工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳生產(chǎn)率造成了負(fù)效應(yīng)，這需要對(duì)我國(guó)現(xiàn)行的環(huán)境政策作出反思。行政管理手段一直是我國(guó)環(huán)境規(guī)制政策的“主體”，環(huán)境保護(hù)的重點(diǎn)被放在已經(jīng)發(fā)生或者激化的問題上，前瞻性和預(yù)防性不夠，具有典型的末端治理和應(yīng)急治理特征。重工業(yè)一般都是各省份的支柱產(chǎn)業(yè)，受經(jīng)濟(jì)利益驅(qū)動(dòng)，地方政府往往不愿或者不敢對(duì)其實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，造成環(huán)境規(guī)制流于形式。此外，樣本期間，我國(guó)受到美國(guó)次貸危機(jī)的嚴(yán)重影響，雖然環(huán)境保護(hù)呼聲越來越高，但為保增長(zhǎng)，各省份還是加大了重工業(yè)投資的力度。因此，完善環(huán)境規(guī)制體系，使之能夠真正成為工業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的驅(qū)動(dòng)力，是解決這一問題的關(guān)鍵。從工業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)來看，系數(shù)為0.011，且在5%的水平上顯著。這說明地區(qū)重工業(yè)化水平越高，環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)碳生產(chǎn)率水平的影響越大。這可能是由于一旦重工業(yè)化水平較高的地區(qū)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)如從能源密集型為主的重工業(yè)轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和服務(wù)業(yè)的速度就會(huì)加快，從而促進(jìn)該地區(qū)工業(yè)碳生產(chǎn)率的提高；而重工業(yè)水平相對(duì)較低的地區(qū)，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)已經(jīng)進(jìn)行了優(yōu)化調(diào)整，該類型的地區(qū)本身能源消費(fèi)和碳排放就相對(duì)較少，因此，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)碳生產(chǎn)率的影響會(huì)相對(duì)較小。

（4）本部分還考察了對(duì)外開放度、人力資本水平和技術(shù)創(chuàng)新等因素對(duì)工業(yè)碳生產(chǎn)率的影響，實(shí)證結(jié)果顯示：首先，在其他條件不變的情況下，某地區(qū)的對(duì)外開放度水平每變化1%，該地區(qū)工業(yè)行業(yè)的碳生產(chǎn)率會(huì)提高0.022%，這說明以加快國(guó)際貿(mào)易發(fā)展和加大引資力度為特征的對(duì)外開放，在我國(guó)工業(yè)部門產(chǎn)生了顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，“污染避難所假說”在我國(guó)工業(yè)行業(yè)并不成立。其次，在其他條件不變的情況下，人力資本水平每提高1%，該地區(qū)工業(yè)行業(yè)的碳生產(chǎn)率會(huì)提高0.058%，這與本文的假設(shè)一致，人力資本水平越高的地區(qū)，民眾的環(huán)保意識(shí)越強(qiáng)，這要求企業(yè)和政府作出相應(yīng)的行動(dòng)，在這樣的背景下，地區(qū)的工業(yè)碳生產(chǎn)率會(huì)相對(duì)較高。最后，在其他條件不變的情況下，地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平每提高1%，該地區(qū)工業(yè)行業(yè)的碳生產(chǎn)率會(huì)提高0.113%。地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新是地區(qū)技術(shù)積累的重要來源，尤其對(duì)于以節(jié)能減排為目標(biāo)的環(huán)境技術(shù)來講，技術(shù)創(chuàng)新更為重要。地區(qū)所面臨的環(huán)境污染風(fēng)險(xiǎn)變化多端，這需要企業(yè)適應(yīng)形勢(shì)變化，不斷加大技術(shù)創(chuàng)新的步伐，以促進(jìn)工業(yè)行業(yè)碳生產(chǎn)率的提高。

2. 三大區(qū)域角度省級(jí)面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果。表3的結(jié)果（4）—（6）分別是利用我國(guó)東中西部三大區(qū)域省級(jí)面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，均采用SYS-GMM進(jìn)行估計(jì)，三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)的AR（2）檢驗(yàn)結(jié)果和Sargan檢驗(yàn)結(jié)果與全國(guó)層面的一致，即表明所構(gòu)建的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和所選取的工具變量均是合適的。

（1）三大地區(qū)樣本的實(shí)證研究結(jié)果都顯示，LnCi，t-1的系數(shù)為正，且都在1%的水平上顯著。這說明碳減排技術(shù)對(duì)我國(guó)三大區(qū)域的工業(yè)碳生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在顯著的正影響，尤其是東部地區(qū)憑借人才、資金、政策等方面的優(yōu)勢(shì)，碳減排技術(shù)水平相對(duì)較高，其對(duì)地區(qū)工業(yè)碳生產(chǎn)率的影響明顯超過于中、西部地區(qū)。

（2）從Lnhjgzi，t-1的系數(shù)可以看出，東部、中部和西部地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果均在1%的水平上顯著為正，分別為0.508、0.218和0.226，這說明環(huán)境規(guī)制力度每增加1%，東部、中部和西部地區(qū)的工業(yè)碳生產(chǎn)率分別增加0.508%、0.218%和0.226%。結(jié)果表明，樣本期內(nèi)我國(guó)三大地區(qū)所實(shí)施的環(huán)境規(guī)制政策均已經(jīng)發(fā)揮了積極的直接作用。從系數(shù)的大小來看，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)碳生產(chǎn)率的直接影響最大，中西部地區(qū)在這方面相對(duì)較小。

（3）從工業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)來看，東部地區(qū)和中部地區(qū)分別為0.002和-0.013，但其影響不顯著。而西部地區(qū)的結(jié)果最為突出，其系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，為-0.025，這說明西部地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生了負(fù)的影響。樣本期間，西部地區(qū)的重工業(yè)化程度不斷提高，尤其是資源型經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛。以煤炭開發(fā)為例，神東、陜北、黃隴等西部大型煤炭基地積極運(yùn)用資源稟賦，吸引相關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)進(jìn)入，帶動(dòng)煤洗選、煤電、煤化工、煤煉焦等產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，但也導(dǎo)致二氧化碳等溫室氣體的大量排放。不斷累積的負(fù)面效應(yīng)使西部地區(qū)承擔(dān)著日益增加的生態(tài)環(huán)境壓力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)反而阻礙了碳生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。而東部地區(qū)和中部地區(qū)系數(shù)未能通過顯著性檢驗(yàn)的原因可能是由于這兩地區(qū)重工業(yè)化程度雖然在變化，但其幅度有限，尚未對(duì)工業(yè)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的作用，但對(duì)其未來趨勢(shì)應(yīng)給予足夠的重視。從三大地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用來看，Lnhjgzi，t-1*gyigit的系數(shù)均顯著為正，分別為0.005、0.004和0.006。這說明全國(guó)層面的現(xiàn)象在三大區(qū)域來看均有所體現(xiàn)，即重工業(yè)化水平越高的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對(duì)碳生產(chǎn)率的影響越大。

（4）對(duì)外開放度對(duì)東部地區(qū)碳生產(chǎn)率的影響顯著為正，但是中部和西部地區(qū)樣本卻顯示對(duì)兩者的關(guān)系不顯著。改革開放以來，“以市場(chǎng)換技術(shù)”戰(zhàn)略的實(shí)施使得我國(guó)對(duì)外開放得到了較快發(fā)展。東部地區(qū)對(duì)外開放度比較高，學(xué)習(xí)和利用國(guó)外先進(jìn)技術(shù)特別是節(jié)能減排技術(shù)的機(jī)會(huì)較多，促進(jìn)了工業(yè)碳生產(chǎn)率較快增長(zhǎng)；但是中西部地區(qū)由于對(duì)外開放較晚，程度較低，對(duì)碳生產(chǎn)率的影響尚不明顯。人力資本水平和技術(shù)創(chuàng)新對(duì)三大地區(qū)工業(yè)碳生產(chǎn)率的影響與理論預(yù)期一致，均顯著為正，但東部地區(qū)這兩個(gè)因素對(duì)碳生產(chǎn)率的影響比其他兩個(gè)地區(qū)大，如人力資本水平每增加1%，東部、中部和西部地區(qū)的工業(yè)碳生產(chǎn)率分別增加0.067%、0.026%和0.052%；技術(shù)創(chuàng)新每增加1%，東部、中部和西部地區(qū)的工業(yè)碳生產(chǎn)率分別增加0.137%、0.054%和0.076%。

五、結(jié)論和啟示

本文在測(cè)算了全國(guó)總體以及東部、中部、西部三大區(qū)域的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和碳生產(chǎn)率現(xiàn)狀與動(dòng)態(tài)演變特征的基礎(chǔ)上，基于1998—2013年中國(guó)省級(jí)工業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型，并利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制通過工業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)工業(yè)碳生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明：樣本期內(nèi)，我國(guó)工業(yè)部門整體環(huán)境規(guī)制水平和碳生產(chǎn)率水平均呈逐年上升的趨勢(shì)。從三大區(qū)域的情況來看，西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平相對(duì)較低，中部地區(qū)和東部地區(qū)水平相當(dāng)，但東部地區(qū)碳生產(chǎn)率水平要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過中部和西部地區(qū)。從省級(jí)間的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)來看，環(huán)境規(guī)制和碳生產(chǎn)率的差距均有所拉大，總體上呈現(xiàn)發(fā)散的趨勢(shì)，但都存在俱樂部收斂的情形；碳減排技術(shù)水平本身具有強(qiáng)化效應(yīng)，一個(gè)地區(qū)工業(yè)行業(yè)現(xiàn)有的碳減排技術(shù)對(duì)未來碳生產(chǎn)率的提高影響較大；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增加有利于工業(yè)碳生產(chǎn)率的提高，東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對(duì)碳生產(chǎn)率的直接效應(yīng)要強(qiáng)于中、西部地區(qū)；我國(guó)工業(yè)部門結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)碳生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了阻礙作用，西部地區(qū)尤為顯著，但重工業(yè)化越高的地區(qū)，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制可以有效提高碳生產(chǎn)率；此外，對(duì)外開放、人力資本水平和技術(shù)創(chuàng)新均對(duì)我國(guó)工業(yè)部門的碳生產(chǎn)率提高起到了積極的作用。

上述研究結(jié)論表明，環(huán)境規(guī)制在我國(guó)工業(yè)部門減排壓力日益增加以及碳生產(chǎn)率相對(duì)較低的情況下，作為一種倒逼機(jī)制可以通過改善工業(yè)部門結(jié)構(gòu)進(jìn)而促進(jìn)碳生產(chǎn)率的提高。因此，本研究的政策啟示包括：一是中西部地區(qū)特別是西部地區(qū)應(yīng)加大從國(guó)外和東部發(fā)達(dá)地區(qū)引進(jìn)低碳技術(shù)的力度，并將其有效地應(yīng)用于工業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，避免走“先破壞、后治理”的傳統(tǒng)工業(yè)增長(zhǎng)之路，在這個(gè)過程中，中部地區(qū)應(yīng)做好“橋梁紐帶”功能。二是西部地區(qū)生態(tài)環(huán)境異常脆弱，資源型產(chǎn)業(yè)集群蘊(yùn)藏著巨大的生態(tài)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)，高能耗、高排放的重工業(yè)化發(fā)展模式使其碳減排形勢(shì)更加嚴(yán)峻。西部地區(qū)亟需在資源開發(fā)利用過程中構(gòu)建碳減排長(zhǎng)效機(jī)制。中央政府可出臺(tái)專門的總體規(guī)劃，鼓勵(lì)東部地區(qū)現(xiàn)有的一些勞動(dòng)密集型企業(yè)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，推動(dòng)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的步伐，加快形成新的低碳產(chǎn)業(yè)體系。三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)反映了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的變化，但我國(guó)現(xiàn)行的環(huán)境規(guī)制政策并未真正起到優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、淘汰落后產(chǎn)能的作用，進(jìn)而導(dǎo)致對(duì)碳生產(chǎn)率增長(zhǎng)無法發(fā)揮應(yīng)有的效果。綜上所述，完善環(huán)境規(guī)制體系是推動(dòng)中國(guó)工業(yè)碳生產(chǎn)率增長(zhǎng)的戰(zhàn)略性舉措，應(yīng)通過加大市場(chǎng)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制工具的應(yīng)用，引導(dǎo)和加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的良性轉(zhuǎn)型，并在提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的同時(shí)，制定相應(yīng)的補(bǔ)償政策，有針對(duì)性地對(duì)低碳技術(shù)研發(fā)提供財(cái)政補(bǔ)貼或稅收優(yōu)惠。

注釋：

①東部地區(qū)包括廣東、江蘇、上海、浙江、山東、北京、福建、天津、遼寧、河北和海南等11個(gè)省份；中部地區(qū)包括湖北、湖南、江西、河南、黑龍江、安徽、吉林和山西等8個(gè)省份；西部地區(qū)包括廣西、四川、陜西、重慶、內(nèi)蒙古、云南、甘肅、貴州、新疆、寧夏和青海等11個(gè)省份。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳詩一.節(jié)能減排與中國(guó)工業(yè)的雙贏發(fā)展：2009—2049[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（3）：129-143.

[2]PORTER M E. Americas green strategy[J].Scientific American，1991，264（4）：193-246.

[3]PORTER M E，VAN DER LINDE C. Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship[J]. Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：97-118.

[4]HAMAMOTO M. Environmental regulation and the productivity of Japanese manufacturing industries [J]. Resource and Energy Economics，2006，28（4）：299-312.

[5]CARRI？魷N-FLORES C E，INNES R. Environmental innovation and environmental performance [J]. Journal of Environmental Economics and Management，2010，59（1）：27-42.

[6]YANG C，TSENG Y，CHEN C.Environmental regulations，induced R&D，and productivity：evidence from Taiwans manufacturing industries[J]. Resource and Energy Economics，2012，34（4）：514-532.

[7]GRAY W，SHADBEGIAN R.Pollution abatement expenditure and plant-level productivity：production function approach[J]. Ecological Economics，2005，54（2）：196-208.

[8]LEE M.Environmental regulation and production structure for the Korea iron and steel industry[J]. Resource and Energy Economics，2008，30（1）：1-11.

[9]解堊.環(huán)境規(guī)制與中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2008（1）：19-25.

[10]李強(qiáng)，聶銳.環(huán)境規(guī)制與中國(guó)大中型企業(yè)工業(yè)生產(chǎn)率[J].中國(guó)地質(zhì)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2010（4）：55-59.

[11]李斌，彭星，歐陽銘珂.環(huán)境規(guī)制、綠色全要素生產(chǎn)率與中國(guó)工業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變——基于36個(gè)工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（4）：56-68.

[12]蔡寧，吳婧文，劉詩瑤.環(huán)境規(guī)制與綠色工業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于我國(guó)30個(gè)省市的實(shí)證分析[J].遼寧大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2014（1）：65-73.

[13]張成，于同申，郭路.環(huán)境規(guī)制影響了中國(guó)工業(yè)的生產(chǎn)率嗎——基于DEA與協(xié)整分析的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010（3）：11-17.

[14]葉祥松，彭良燕.我國(guó)環(huán)境規(guī)制下的規(guī)制效率與全要素生產(chǎn)率研究：1999—2008[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011（2）：102-109.

[15]李玲，陶鋒.中國(guó)制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的選擇——基于綠色全要素生產(chǎn)率的視角[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（5）：70-82.

[16]李靜，沈偉.環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)工業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響——基于波特假說的再檢驗(yàn)[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（2）：56-65.

[17]李鑫，杜建國(guó)，金帥.環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014（13）：124-127.

[18]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）：44-56.

[19]林伯強(qiáng)，蔣竺均.中國(guó)二氧化碳的環(huán)境庫茲涅茨曲線預(yù)測(cè)及影響因素分析[J].管理世界，2009（4）：27-36.

[20]張友國(guó).經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式變化對(duì)中國(guó)碳排放強(qiáng)度的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（4）：120-133.

[21]HAMMOND G P，NORMAN J B. Decomposition analysis of energy-related carbon emissions from UK manufacturing [J].Energy，2012，41（1）：220-227.

[22]楊騫，劉華軍.中國(guó)二氧化碳排放的區(qū)域差異分解及影響因素——基于1995—2009年省際面板數(shù)據(jù)的研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012（5）：36-49.

[23]金碚.資源環(huán)境管制與工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力[M].北京：經(jīng)濟(jì)管理出版社，2010.

[24]SAIN S R，SCOTT D W.On locally density estimation [J].Journal of the American Statistical Association，1996，91（436）：1525-1534.

[25]BLUNDELL R，BOND S.Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models[J]. Journal of Econometrics，1998，87（1）：115-143.

[26]ARELLANO M，BOND S.Some tests of specification for panel data：monte carlo evidence and an application to employment equations[J]. Review of Economic Studies，1991，58（2）：277-297.

[27]ROODMAN D.How to do xtabond2：an introduction to “difference”and“system”GMM in stata[R/OL]. 2006. http：//www.doc88.com/p-7703705001672.html.

責(zé)任編輯：許永兵