非期望產(chǎn)出約束下環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績效的異質(zhì)性效應(yīng)研究

邱士雷　王子龍　劉帥　董會(huì)忠

摘要：環(huán)境問題是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重大戰(zhàn)略問題。能源消費(fèi)所引致的環(huán)境績效惡化問題已成為能源環(huán)境領(lǐng)域的一個(gè)重要議題。針對(duì)已有研究基于非期望產(chǎn)出角度探討環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績效異質(zhì)性效應(yīng)的不足，本文利用SBM-DDF-SML測(cè)度了中國30個(gè)省份2004—2015年的環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率，并進(jìn)行來源和成分分解。利用面板門檻模型深入研究環(huán)境規(guī)制工具對(duì)環(huán)境績效影響的異質(zhì)性效應(yīng)。研究結(jié)果表明：①中國各省份環(huán)境效率普遍較低，且區(qū)域間差異顯著；污染物過度排放和能源過度利用是導(dǎo)致環(huán)境無效率的主要原因。②盡管環(huán)境全要素生產(chǎn)率持續(xù)增長，但并未實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)增長，西部地區(qū)尤為顯著；技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)生產(chǎn)率增長的主要來源。③就環(huán)境規(guī)制的作用效果來看，環(huán)境規(guī)制與環(huán)境績效存在非線性關(guān)系，不同類型的環(huán)境規(guī)制和規(guī)制強(qiáng)度的高低對(duì)環(huán)境績效產(chǎn)生異質(zhì)性效應(yīng)，人均GDP、技術(shù)創(chuàng)新、FDI、結(jié)構(gòu)因素對(duì)環(huán)境績效均有不同程度影響，其中人均GDP、K/L和FDI的影響最為顯著。依據(jù)以上結(jié)論，本文認(rèn)為各地區(qū)應(yīng)加大環(huán)境治理投資力度，加強(qiáng)節(jié)能減排技術(shù)的開發(fā)與應(yīng)用，提高能源效率，減少污染排放，進(jìn)一步發(fā)揮技術(shù)進(jìn)步對(duì)環(huán)境績效的推動(dòng)作用。構(gòu)建環(huán)境治理長效機(jī)制，保證環(huán)境治理政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性。審慎設(shè)計(jì)和制定環(huán)境規(guī)制工具，建立科學(xué)合理的環(huán)境政策體系，環(huán)境治理的關(guān)鍵不是“哪一種規(guī)制工具效果最好”，而是“哪一組規(guī)制組合效果最優(yōu)”。政府應(yīng)該結(jié)合不同類型環(huán)境規(guī)制工具的特點(diǎn)，選擇最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制組合，建立長期有效的環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策體系，這一點(diǎn)對(duì)綜合治理環(huán)境污染，提高環(huán)境績效尤其重要。

關(guān)鍵詞 ：環(huán)境績效；環(huán)境規(guī)制；SBM-DDF-SML；異質(zhì)性效應(yīng)

中圖分類號(hào) F205 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2018）12-0040-12 DOI：10.12062/cpre.20180719

隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速增長，面臨的環(huán)境質(zhì)量不斷惡化。資源約束、環(huán)境污染問題凸顯，成為制約經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要因素[1]。設(shè)計(jì)和實(shí)施科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制越來越成為解決能源環(huán)境問題的有效手段[2]。2015年中國政府承諾2030年CO2排放強(qiáng)度比2005年降低60%～65%[3]；2020年單位GDP能耗比2015年下降15%，能源消費(fèi)總量減少至50億t內(nèi)[4]。本文從環(huán)境規(guī)制政策入手，探討環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境經(jīng)濟(jì)績效的異質(zhì)性效應(yīng)。測(cè)度環(huán)境效率水平，分析地區(qū)環(huán)境污染治理是否存在顯著差異；將不同類型的環(huán)境規(guī)制政策納入統(tǒng)一框架，驗(yàn)證中國現(xiàn)階段所采取的環(huán)境規(guī)制能否推動(dòng)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的“雙重改善”，檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制政策是否真正發(fā)揮了節(jié)能減排作用。

1 文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于環(huán)境規(guī)制能否改善環(huán)境績效問題進(jìn)行了一系列研究。早期研究認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制非但不能改善環(huán)境，還會(huì)增加企業(yè)負(fù)擔(dān)，降低生產(chǎn)率[5]。原因在于企業(yè)不僅要承擔(dān)減少污染排放的直接成本，如購買末端設(shè)備或必要的R&D投資，還要承擔(dān)投資活動(dòng)受到限制而導(dǎo)致的機(jī)會(huì)成本[6]。如Gray和 Shadbegian R J[7]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致美國鋼鐵行業(yè)全要素生產(chǎn)率下降9.3%；Greenstone等[8]認(rèn)為嚴(yán)格的空氣質(zhì)量管理?xiàng)l例使美國制造業(yè)生產(chǎn)率降低2.6%；Rubashkina，Y等[9]利用歐盟17國的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)并不顯著；Rexhuser 和Rammer [10]也認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的“波特假說”效應(yīng)并不普遍存在，原因在于不同國家之間的環(huán)境規(guī)制存在顯著差異。對(duì)此，Porter等[11]則提出具有挑戰(zhàn)性的觀點(diǎn)，認(rèn)為科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率和企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力有益。環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，降低合規(guī)成本，提高資源利用效率和產(chǎn)品價(jià)值，實(shí)現(xiàn)改善環(huán)境和提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的“雙贏”局面。Lanoie和 Peuckert[12-13]認(rèn)為盡管環(huán)境規(guī)制會(huì)增加企業(yè)負(fù)擔(dān)，短期內(nèi)對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生消極作用，但隨著環(huán)保技術(shù)的開發(fā)和應(yīng)用，長期來看則是有益的。Franco 和Marin [14]通過對(duì)歐盟7國制造業(yè)能源稅強(qiáng)度的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率具有顯著直接的推動(dòng)作用。Hamamoto[15]和Yang等[16]通過調(diào)查日本和臺(tái)灣技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率的環(huán)境規(guī)制效應(yīng)，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制是驅(qū)動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率提高的主要因素。Berman和Bui，Alpay，Wang.Y，Brnnlund，Zhang Yuejun等[17-21]也從不同視角證明“波特假說”的存在。關(guān)于環(huán)境規(guī)制效果的評(píng)估，顧阿倫等[22]認(rèn)為我國通過工程減排、結(jié)構(gòu)減排和監(jiān)督減排等措施，使“十二五”規(guī)劃的前兩年減少污染物排放400萬t，CO2減少1.72億t。徐園[23]提出公眾參與制度有效降低了中國工業(yè)廢水和SO2的污染排放強(qiáng)度，但作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制政策。Wang H [24]認(rèn)為排污收費(fèi)與企業(yè)降低排污的積極性成正相關(guān)，排污收費(fèi)制度對(duì)節(jié)能減排具有更高的激勵(lì)作用。綜合上述文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，造成研究結(jié)論沖突的原因主要包括以下方面：首先，“波特假說”強(qiáng)調(diào)的不是選擇何種規(guī)制工具，規(guī)定何種規(guī)制強(qiáng)度，才能達(dá)到提高效率的最優(yōu)效果，而是設(shè)計(jì)科學(xué)完善的規(guī)制工具組合?，F(xiàn)有文獻(xiàn)均采用單一工具來捕獲環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績效的影響，如Wang，Langpap，Chavez等[25-27]分別檢驗(yàn)排污費(fèi)、公眾參與、市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制與環(huán)境績效的關(guān)系，并未研究環(huán)境工具組合對(duì)環(huán)境的規(guī)制效應(yīng)。其次，“波特假說”是在特定條件下產(chǎn)生的，并不具有普遍性?，F(xiàn)有文獻(xiàn)研究多數(shù)集中在發(fā)達(dá)國家，缺少對(duì)像中國這樣既遭受嚴(yán)重的環(huán)境污染，又面臨巨大的經(jīng)濟(jì)增長壓力的發(fā)展中國家的研究[28]。最后，如何合理準(zhǔn)確測(cè)度環(huán)境績效至今尚無定論。既有文獻(xiàn)測(cè)度環(huán)境績效所采取的研究方法復(fù)雜多樣，包括BP人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)[29]、因子分析法[30]、DEA [31]等，尤其是DEA方法。由于存在投入產(chǎn)出松弛和角度問題，徑向、角度的DEA效率測(cè)度方法計(jì)算的效率結(jié)果出現(xiàn)偏差，再加上投入產(chǎn)出變量選擇的差異，對(duì)環(huán)境績效的評(píng)價(jià)差異更大[32]。這一系列因素的差異都會(huì)影響環(huán)境規(guī)制工具的效果。

縱觀已有國內(nèi)外關(guān)于環(huán)境規(guī)制與環(huán)境績效方面的研究，無論在理論方面還是實(shí)踐方面，都取得了可喜成績，但也存在一些問題。首先，研究對(duì)象單一，基本上均研究單一規(guī)制工具對(duì)環(huán)境績效的影響。任何一國都不可能使用單一工具進(jìn)行環(huán)境治理，往往強(qiáng)調(diào)的是不同工具的組合使用，對(duì)于不同工具組合搭配的相對(duì)效果的研究較少；其次，大多數(shù)研究成果集中在美國、歐盟、日本等發(fā)達(dá)國家和地區(qū)，對(duì)于發(fā)展中國家的研究較少；最后，現(xiàn)有文獻(xiàn)效率測(cè)算方法大多采用BCC、CCR等傳統(tǒng)距離函數(shù)模型，而這些模型存在角度和徑向缺陷，造成測(cè)度結(jié)果并不準(zhǔn)確。鑒于此，本文擬在以下方面有所突破：①運(yùn)用SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)度包含非期望產(chǎn)出的環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率，并對(duì)環(huán)境無效率的來源和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長成分進(jìn)行分解。②為了考察對(duì)比不同規(guī)制工具對(duì)環(huán)境績效的作用差異，將命令控制型、市場(chǎng)激勵(lì)型和公眾參與型統(tǒng)一納入環(huán)境規(guī)制評(píng)價(jià)體系，以進(jìn)一步驗(yàn)證不同類型環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績效影響的異質(zhì)性效應(yīng)。③利用面板門檻模型考察三種規(guī)制工具在不同規(guī)制強(qiáng)度下與環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，以確定最優(yōu)強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制組合。

2 研究方法

非期望產(chǎn)出約束下的效率測(cè)度是在給定投入要素前提下，實(shí)現(xiàn)最大產(chǎn)出的同時(shí)盡可能減少污染物的排放。所以，必須區(qū)別對(duì)待期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。然而，無論是期望產(chǎn)出還是非期望產(chǎn)出，傳統(tǒng)DEA模型[33-34]都將其處理為盡可能大，這顯然與實(shí)際目的不符。為此，本文利用方向向量表示期望產(chǎn)出增加和非期望產(chǎn)出減少，將目前“單投入—單產(chǎn)出”的單要素效率模型擴(kuò)展到包含非期望產(chǎn)出的“多投入—多產(chǎn)出”的全要素效率模型。為避免忽略松弛導(dǎo)致技術(shù)效率高估問題[35]，定義了考慮非期望產(chǎn)出的SBM方向性距離函數(shù)[36]，建立節(jié)能減排約束下包含非期望產(chǎn)出的全要素環(huán)境效率評(píng)價(jià)模型。

2.1 環(huán)境效率模型

本文以省為決策單元（DMU）構(gòu)建各個(gè)時(shí)期省域環(huán)境效率的生產(chǎn)前沿，即環(huán)境技術(shù)。假設(shè)每一DMU使用n種投入x=（x1，x2，…，xn）∈R+N生產(chǎn)m種期望產(chǎn)出y=（y1，y2，…，ym）∈R+M和i種非期望產(chǎn)出b=（b1，b2，…，bi）∈R+I，省域k在時(shí)期t的投入和產(chǎn)出向量為（xk，t，yk，t，bk，t）。構(gòu)建包含非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能集[37]如下：

對(duì)于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的分解，主要包括兩種方式：一是在規(guī)模報(bào)酬不變約束下將環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長分解為技術(shù)進(jìn)步、純效率變化和規(guī)模效率變化三部分[38]；二是在可變規(guī)模報(bào)酬約束下將環(huán)境全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步、純效率變化與規(guī)模效率變化[39]。除純效率變化相同外，其他兩種變化盡管名稱一致，但分解機(jī)理不同。前者對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的測(cè)度是準(zhǔn)確的，但分解并不合理；后者雖然分解思路準(zhǔn)確，但生產(chǎn)率測(cè)度并不準(zhǔn)確。因此，本文將上述兩種分解方式整合在同一框架內(nèi)。將生產(chǎn)率指標(biāo)分解為純效率變化（EPEC）、純技術(shù)變化（EPTC）、規(guī)模效率變化（ESEC）和技術(shù)規(guī)模變化（ETPSC）[40]，公式表示如下：

一般情況下，當(dāng)ETFP、EPEC、EPTC、ESEC和ETPSC的估計(jì)值均大于零時(shí)，表示生產(chǎn)率改善、效率提高、技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模效率提高和技術(shù)偏離CRS，否則相反。為減少環(huán)境全要素生產(chǎn)率無解的情況，本文運(yùn)用序列DEA的方法，測(cè)度了節(jié)能減排約束下中國30個(gè)省份2004—2015年的環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率。

3 效率測(cè)度與分解

3.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2004—2015年中國30個(gè)省級(jí)單位的面板數(shù)據(jù)，關(guān)于省份范圍的確定，考慮到制度差異，不包括香港、澳門和臺(tái)灣。由于數(shù)據(jù)缺省嚴(yán)重，也不包括西藏自治區(qū)。產(chǎn)出指標(biāo)為地區(qū)生產(chǎn)總值和污染排放量，所選取的投入指標(biāo)為人力資本，資本投入和能源投入。具體投入產(chǎn)出指標(biāo)的界定和測(cè)算如下：

（1）期望產(chǎn)出（GDP）。目前相關(guān)文獻(xiàn)中，對(duì)于產(chǎn)出指標(biāo)的衡量有總產(chǎn)值、增加值和凈產(chǎn)值等。由于本文將能源作為中間投入計(jì)入投入指標(biāo)。所以選取按2000年不變價(jià)計(jì)算的各省份地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出。

（2）非期望產(chǎn)出（PE）。國內(nèi)外文獻(xiàn)大多使用單一污染物指標(biāo)作為非期望產(chǎn)出的代理變量，其中以SO2和CO2居多[41-43]。使用單一污染指標(biāo)很難全面的衡量某一地區(qū)的整體環(huán)境污染狀況，必須在兼顧污染數(shù)據(jù)可得性原則

下，綜合考慮各種污染物的排放量。因此，本文選取各省份SO2、CO2、COD、煙塵、粉塵和固體廢棄物6類污染物指標(biāo)。根據(jù)它們各自對(duì)人類和社會(huì)損害的不同，以每種污染物的社會(huì)支付意愿作為權(quán)重，將上述6類指標(biāo)合成一個(gè)環(huán)境污染綜合排放指數(shù)。具體權(quán)重如表1所示。由于CO2排放量數(shù)據(jù)無法直接獲得，本文將三種主要化石能源（煤、石油和天然氣）消費(fèi)量乘以各自的碳排放量系數(shù)然后加總求和得到各省份CO2排放量。

（3）能源投入（E）。能源作為環(huán)境污染主要來源納入效率測(cè)度中。能源投入用三種主要能源消費(fèi)總量表示。

（4）勞動(dòng)力投入（L）。國內(nèi)外文獻(xiàn)大多采用從業(yè)人員數(shù)量作為勞動(dòng)力投入指標(biāo)，而這種方法只關(guān)注地區(qū)勞動(dòng)力數(shù)量差異，卻忽略了勞動(dòng)力質(zhì)量的差異。采用人力資本存量這一指標(biāo)，不僅考慮了由于各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異導(dǎo)致的勞動(dòng)力質(zhì)量的差異，還考慮了人力資源投資和受教育年限等要素對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。從此角度出發(fā)，以各省份人力資本存量衡量地區(qū)勞動(dòng)力投入水平[44]。具體方法為各省份就業(yè)人員數(shù)量（年末平均值）與就業(yè)人員平均受教育年限的乘積。

（5）資本投入（K）。采用永續(xù)盤存法估算按可比價(jià)計(jì)算的資本存量表示資本投入。在使用永續(xù)盤存法計(jì)算資本存量的過程中，新增投資指標(biāo)選擇按2000不變價(jià)固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)平減后的固定資產(chǎn)形成額表示，基期資本存量參考單豪杰[45]方法得到2000年的資本存量，折舊率統(tǒng)一采取10.96%。

本文對(duì)區(qū)域的劃分如下：西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、山西、甘肅、青海、寧夏、新疆11個(gè)省區(qū)；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省區(qū)；東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、河北11個(gè)省區(qū)。

表2從東、中、西三大地區(qū)對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，從地區(qū)經(jīng)濟(jì)、勞動(dòng)投入、資本存量、能源利用以及污染排放來看，地區(qū)差異很大。

全國經(jīng)濟(jì)年均增長974%，能源消費(fèi)年均增長628%，污染排放增長率614%，表明中國經(jīng)濟(jì)增長依然過度依賴能源消耗，并造成嚴(yán)重的環(huán)境破壞。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長最快，但伴隨著高速的資本增長率、能源消耗增長率和污染排放增長率，這可能與近年來實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，推動(dòng)西部經(jīng)濟(jì)快速增長有關(guān)。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施后，豐富的資源稟賦吸引中、東部地區(qū)資源密集型企業(yè)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，為西部地區(qū)帶來先進(jìn)技術(shù)和豐富資本的同時(shí)，導(dǎo)致了大量的能源消耗和嚴(yán)峻的環(huán)境污染。盡管中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度低于西部地區(qū)，但高于東部及全國平均水平，且能源消耗與污染排放增長率最低，表現(xiàn)出良好的增長趨勢(shì)。東部地區(qū)勞動(dòng)力增長率最高，可能源于兩個(gè)原因：①中、西部向東部大規(guī)模的人口流動(dòng)。②東部地區(qū)教育資源豐富，人口平均受教育程度較高，人力資源增長快。雖然東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長最慢，但從能源利用比例和污染排放比例來看，東部地區(qū)依然是能源的主要使用者（4529%）和污染物的主要排放者（4456%）。

32 效率測(cè)度結(jié)果

為了全面研究各省環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化，分析各省環(huán)境無效率的原因，本文將效率測(cè)度分為兩種類型：①不考慮污染排放量的經(jīng)濟(jì)效率和經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率。②將污染排放作為非期望產(chǎn)出測(cè)度環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率。對(duì)兩種效率及生產(chǎn)率進(jìn)行分解，尋找其變化的原因。

3.2.1 環(huán)境效率測(cè)度及分解

選取恰當(dāng)?shù)姆较蛳蛄繉a(chǎn)出和投入松弛標(biāo)準(zhǔn)化，是準(zhǔn)確測(cè)度效率的關(guān)鍵，本文選擇每個(gè)省份的投入產(chǎn)出值作為方向向量。根據(jù)SBM-DDF方法的性質(zhì)，我們所得到的結(jié)果表示每個(gè)DMU的無效率水平，值越大，效率水平越低。當(dāng)結(jié)果為零時(shí)，表示該DMU處在最佳生產(chǎn)前沿，不存在投入和排放過度，期望產(chǎn)出不足。文章在CRS和VRS假設(shè)下對(duì)中國經(jīng)濟(jì)效率與環(huán)境效率進(jìn)行測(cè)算，對(duì)無效率值進(jìn)行分解。從空間維度上劃分成東、中、西部地區(qū)，對(duì)比分析不同區(qū)域環(huán)境效率的差異。

表3表明，在CRS和VRS約束下所測(cè)得的效率結(jié)果有所不同。原因在于，CRS是在固定最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模條件下測(cè)度環(huán)境績效，而VRS則是在可變生產(chǎn)規(guī)模條件下測(cè)度，二者的差異是由規(guī)模效率差異引起的。當(dāng)兩種約束所得到的結(jié)果不同時(shí)，應(yīng)采用VRS約束下所得到的結(jié)果[46]。因此，文章主要基于VRS約束下所得到的結(jié)果對(duì)經(jīng)濟(jì)效率與環(huán)境效率進(jìn)行分析。

首先，在不考慮環(huán)境污染條件下，2004—2015年中國經(jīng)濟(jì)無效率的平均值為106%，按照傳統(tǒng)徑向DEA分析，各省應(yīng)同比例減少勞動(dòng)力投入106%，資本存量減少106%，能源投入減少106%，GDP增加106%，才能達(dá)到經(jīng)濟(jì)有效；考慮環(huán)境污染后，全國環(huán)境無效率值提高到193%，同樣按照徑向DEA分析，各省應(yīng)該同比例減少勞動(dòng)投入193%，資本存量投入減少193%，能源投入減少193%，GDP提高193%，污染排放減少193%，才能達(dá)到環(huán)境有效。但是在SBM-DDF模型中，由于考慮了松弛和調(diào)整方向，各省可以通過減少35%的勞動(dòng)、07%的資本、54%的能源消耗，增加1%的GRP達(dá)到經(jīng)濟(jì)有效；同理，各省可以通過減少43%的勞動(dòng)投入，06%的資本，54%的能源使用，提高03%的GRP，減少87%的污染排放使環(huán)境達(dá)到完全有效。在經(jīng)濟(jì)無效率中，勞動(dòng)無效率占3302%，資本無效率占66%，能源無效率占5094%，GRP無效率占943%。能源利用無效率和勞動(dòng)投入無效率是造成經(jīng)濟(jì)無效率的主要原因。在環(huán)境無效率中，勞動(dòng)無效率占2228%，資本無效率占311%，能源無效率占2798%，GRP幾乎沒有出現(xiàn)無效率，污染排放無效率占4508%。污染排放成為環(huán)境無效率的主要來源。在不考慮環(huán)境因素的條件下，為了提高經(jīng)濟(jì)效率需要大幅度提高能源利用效率與勞動(dòng)力投入效率，而考慮污染排放后，則需要重點(diǎn)考慮提高污染排放效率與能源利用效率。所以，在對(duì)效率評(píng)價(jià)中一味追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展，忽視環(huán)境污染是有失偏頗的，容易造成政府決策失誤。從環(huán)境效率的角度也可以看出，中國環(huán)境污染治理工作任重道遠(yuǎn)。

從東、中、西三大區(qū)域來看，環(huán)境無效率均高于經(jīng)濟(jì)無效率。中部地區(qū)的環(huán)境無效率水平（264%）遠(yuǎn)高于其他兩個(gè)區(qū)域（東部，121%；西部，215%），且高于全國平均無效率水平（193%）。就不同區(qū)域中國環(huán)境無效率來源的相對(duì)貢獻(xiàn)度來說，勞動(dòng)投入無效率對(duì)中部地區(qū)環(huán)境無效率的貢獻(xiàn)率最高（25%），其次是西部地區(qū)（204%），東部地區(qū)最低（1157%）。雖然東部地區(qū)人口稠密，勞動(dòng)力平均增長率最高，但是在勞動(dòng)力使用效率上，中、西地區(qū)擁有較大的提升空間；東部地區(qū)資本無效率對(duì)環(huán)境無效率的貢獻(xiàn)度最高（661%），這與東部地區(qū)資本過度擁擠有關(guān)。另外，能源利用無效率和污染排放無效率對(duì)東部地區(qū)環(huán)境無效率的貢獻(xiàn)率分別為314%和5041%，遠(yuǎn)高于中部和西部地區(qū)。盡管如此，能源利用無效率與污染排放無效率是三大區(qū)域環(huán)境無效率的主要來源。因此，節(jié)能減排成為各區(qū)域提高環(huán)境效率、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要關(guān)注點(diǎn)。

3.2.2 環(huán)境全要素生產(chǎn)率測(cè)度及分解

表4是2004—2015年中國各省份經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其分解。用計(jì)算而得的各省逐年環(huán)境TFP增長率除以對(duì)應(yīng)的地區(qū)生產(chǎn)總值增長率，就可以得到由經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量貢獻(xiàn)所度量的可持續(xù)增長率[47]。

在這一時(shí)期內(nèi)，全國經(jīng)濟(jì)TFP年均增長率為4.2%，低于環(huán)境TFP年均增長率（6.3%）?？紤]環(huán)境污染等因素后，純技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)規(guī)模效率進(jìn)一步提高。表明近年來實(shí)施的一系列環(huán)境治理政策促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)在節(jié)能減排領(lǐng)域的研發(fā)和運(yùn)用，抵消了合規(guī)成本，導(dǎo)致環(huán)境TFP的提高，使得“波特假說”在中國得到驗(yàn)證。與王兵的研究結(jié)果相似，但要高于其環(huán)境全要素生產(chǎn)率的測(cè)度結(jié)果?？赡艿脑蚴欠瞧谕a(chǎn)出指標(biāo)與考察時(shí)間不同。本文在選取污染排放指標(biāo)時(shí)，并不是僅局限于SO2、COD或者兩者簡單相加，而是根據(jù)它們各自對(duì)人類和社會(huì)損害的不同，以每種污染物的社會(huì)支付意愿作為權(quán)重計(jì)算環(huán)境污染綜合指數(shù)作為非期望產(chǎn)出。無論是經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率，技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)其增長的最主要來源。由此看出，技術(shù)進(jìn)步不僅成為經(jīng)濟(jì)增長的重要來源，也是改善環(huán)境的重要手段。純效率變化小于零，表示效率降低；技術(shù)規(guī)模效率大于零，表示經(jīng)濟(jì)技術(shù)前沿和環(huán)境技術(shù)前沿均向VRS變動(dòng)。

從東、中、西三大區(qū)域來看，無論是經(jīng)濟(jì)TFP增長率（4.4%）還是環(huán)境TFP增長率（7.2%），中部地區(qū)均高于東部與西部地區(qū)，并且對(duì)產(chǎn)出增長率的貢獻(xiàn)度最高，表現(xiàn)出更為集約的增長方式。原因在于中部地區(qū)純技術(shù)進(jìn)步效率最高。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同，與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)處在較低的節(jié)能減排階段，節(jié)能減排邊際成本較低，開發(fā)和運(yùn)用新的節(jié)能減排技術(shù)就可以取得比東部地區(qū)較高的節(jié)能減排效果。西部地區(qū)由于極高的GRP增長率（12.1%）、最高的能源消耗增長率（8.23%）和污染物排放增長率（8.19%）導(dǎo)致環(huán)境TFP增長率（5.4%）和可持續(xù)增長指數(shù)最低（43.4%），意味著西部地區(qū)利用其豐富的資源稟賦促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的模式是不可持續(xù)的，嚴(yán)重破壞生態(tài)環(huán)境。因此，怎樣打破“資源詛咒”，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的“綠色”增長，是當(dāng)前中國面臨的最大挑戰(zhàn)。

4 實(shí)證設(shè)計(jì)與分析

4.1 面板門檻模型設(shè)定

本部分將利用固定效應(yīng)面板門檻模型就當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制政策與環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系進(jìn)行研究，以檢驗(yàn)當(dāng)前實(shí)行的環(huán)境治理政策的效果，尋求實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展路徑。分別建立關(guān)于環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的雙重門檻模型如下：

選取合理的環(huán)境規(guī)制工具的代理變量是實(shí)現(xiàn)本論文研究目的關(guān)鍵點(diǎn)。一部分文獻(xiàn)是利用污染治理與控制支出作為命令控制型規(guī)制的代理變量[48-49]。由于部分文獻(xiàn)將其分為污染控制支出和污染治理費(fèi)用兩部分[50]。顯然，無論使用哪一種支出代表命令控制型規(guī)制都有問題。還有文獻(xiàn)使用地區(qū)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)個(gè)數(shù)作為命令控制型規(guī)制的代理變量，但環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)個(gè)數(shù)無法對(duì)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)所擁有的控制力度進(jìn)行客觀反映。本文使用當(dāng)年完成環(huán)保驗(yàn)收項(xiàng)目環(huán)境投資（LNEI）作為命令控制型規(guī)制的代理變量。國家在新建設(shè)項(xiàng)目環(huán)境影響評(píng)估過程中，要求環(huán)境投資比例必須達(dá)到5%以上，這一指標(biāo)成為衡量項(xiàng)目是否達(dá)到環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的重要指標(biāo)，具有很強(qiáng)的約束力和執(zhí)行力。排污收費(fèi)總額（LNPDF）作為市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制工具的代理變量。對(duì)于公眾參與型規(guī)制工具的選擇，具有較大彈性，包括人均收入、社區(qū)宣傳、人口密度、當(dāng)?shù)貑T工比例、居民受教育程度、環(huán)保意識(shí)、污染報(bào)道次數(shù)和公民訴訟記錄等[51-52]?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，選取群眾上訪批次（LNCOM）作為公眾參與型規(guī)制工具的代理變量。

為了盡可能降低其他變量遺漏對(duì)模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生誤差，本文選取以下變量作為控制變量：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（LNPGDP）：用人均GDP的對(duì)數(shù)表示，人均GDP對(duì)數(shù)的平方也包括在內(nèi)，以檢驗(yàn)環(huán)境效率、環(huán)境全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的二次型關(guān)系。②技術(shù)進(jìn)步（LNTI）：以國內(nèi)發(fā)明專利授權(quán)量的對(duì)數(shù)表示，并預(yù)期對(duì)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有積極影響。③結(jié)構(gòu)因素：以資本—?jiǎng)趧?dòng)比的對(duì)數(shù)表示稟賦結(jié)構(gòu)（LNK/L）；以國有及國有控股企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重表示所有制結(jié)構(gòu)（LNSOES）；以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比例表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（LNIS）；以煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重表示能源結(jié)構(gòu)（LNES）。④外商直接投資（LNFDI）：FDI對(duì)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響不確定，一方面FDI能夠?yàn)闁|道國

帶來先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)；另一方面則由于發(fā)展中國家環(huán)境規(guī)制水平較低，導(dǎo)致大量FDI流入污染密集型產(chǎn)業(yè)，從而產(chǎn)生“污染天堂”效應(yīng)。選取以2000年不變價(jià)外商投資額（含港澳臺(tái)）檢驗(yàn)中國是否存在“污染天堂”效應(yīng)。

4.2 實(shí)證結(jié)果

以三種環(huán)境規(guī)制工具為門檻變量研究環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率異質(zhì)性效應(yīng)，采取自抽樣方法估算F統(tǒng)計(jì)量和P值，分別檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制與環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系，確定門檻值。以門檻值作為非線性關(guān)系的拐點(diǎn)，將環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度劃分為不同區(qū)域，估計(jì)各區(qū)域系數(shù)。

表5表明，盡管三種規(guī)制工具的單一門檻、雙重門檻及三重門檻均顯著，但這并不意味著要分別對(duì)LNEI、LNPDF和LNCOM建立關(guān)于環(huán)境效率的三重門檻模型。以LNEI為例，第三門檻置信區(qū)間大于第一門檻，說明相對(duì)于第一個(gè)門檻值來說，第三個(gè)門檻值的殘差平方和不是最小，應(yīng)建立LNEI的雙重門檻模型；同理，可以判斷LNPDF、LNCOM的雙重門檻模型。對(duì)于環(huán)境全要素生產(chǎn)率而言，LNEI的三重門檻檢驗(yàn)在5%水平上顯著，但三重門檻置信區(qū)間大于第一、第二重門檻，且第三門檻值接近于第一門檻值，應(yīng)建立LNEI的雙重門檻模型；LNPDF的單一門檻模型在10%水平上顯著，LNCOM的雙重門檻模型在10%水平上顯著。針對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率，分別建立LNPDF的單重門檻模型與LNCOM的雙重門檻模型。

表6表明，對(duì)于環(huán)境效率而言，LNEI的兩個(gè)門檻值分別為10659和11754； LNPDF的門檻值分別為9765和11664 LNCOM的兩個(gè)門檻值分別為482和5861。對(duì)于環(huán)境全要素生產(chǎn)率而言，LNEI的兩個(gè)門檻值分別為10205和11766；LNPDF有單一門檻值為934；LNCOM門檻值分別為5804和8055。

一旦確定門檻值和門檻區(qū)域，就可以利用面板門檻模型進(jìn)行估計(jì)。表7表明，對(duì)于環(huán)境效率而言，命令控制型規(guī)制工具與環(huán)境效率存在非線性關(guān)系：當(dāng)LNEI小于10659，命令型規(guī)制對(duì)環(huán)境效率有顯著的促進(jìn)作用

（0012）；當(dāng)1065911754，甚至表現(xiàn)出顯著的抑制作用，體現(xiàn)出新古典的制約論，可以看出命令控制型規(guī)制工具對(duì)環(huán)境效率作用存在最優(yōu)閥值。從2004—2015年各省LNEI均值來看，目前已有15個(gè)省份越過第一個(gè)門檻值，7個(gè)省份越過第二門檻值。其中，廣東省規(guī)制強(qiáng)度最高（1219），青海省最低（829）。表明部分省份命令控制型規(guī)制強(qiáng)度高于最優(yōu)強(qiáng)度，對(duì)環(huán)境效率的刺激作用受到限制。市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制與公眾參與型規(guī)制均存在兩個(gè)門檻值，表明市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制、公眾參與型規(guī)制與環(huán)境效率均存在非線性關(guān)系。當(dāng)LNPDF≤9765時(shí)，LNPDF對(duì)環(huán)境效率呈現(xiàn)負(fù)向作用，在排污收費(fèi)初期，企業(yè)所承擔(dān)的排污成本大于所獲得的經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益，降低企業(yè)環(huán)境治理積極性；當(dāng)976511664，市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制對(duì)環(huán)境效率的促進(jìn)作用進(jìn)一步加強(qiáng)，并在1%水平上顯著。目前已有80%（24/30）的省份市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制強(qiáng)度超過9765，其中規(guī)制強(qiáng)度最高的是江蘇?。?1719）。市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制工具正逐漸發(fā)揮積極作用，這一點(diǎn)與Ronghui Xie的研究結(jié)論基本一致[53]。公眾參與型規(guī)制的估計(jì)系數(shù)顯示，公眾參與型規(guī)制強(qiáng)度越高，環(huán)境效率越高。當(dāng)LNCOM>5861時(shí)，在1%水平上系數(shù)顯著為正。表明隨著群眾上訪次數(shù)的增加，居民逐漸意識(shí)到改善環(huán)境的價(jià)值，要求政府和企業(yè)處理環(huán)境污染的能力增強(qiáng)?，F(xiàn)階段已有26個(gè)省區(qū)公眾參與型規(guī)制強(qiáng)度處于這一區(qū)域，其中既包括典型的資源型省份遼寧、河北、山西等地區(qū)，還包括經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份江蘇、山東、廣東等地區(qū)。

表8表明，命令控制型規(guī)制對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響存在兩個(gè)拐點(diǎn)（10.205、11.766），規(guī)制強(qiáng)度過低（LNEI≤10.205），命令控制型規(guī)制對(duì)ETFP的促進(jìn)作用較小，但規(guī)制強(qiáng)度過高（LNEI>11.766），則會(huì)抑制ETFP增長。因此，存在最優(yōu)的命令控制型規(guī)制強(qiáng)度區(qū)間（10.205

當(dāng)LNPDF≤934，市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制對(duì)ETFP產(chǎn)生負(fù)向作用。在環(huán)境治理初期，市場(chǎng)機(jī)制不完善，導(dǎo)致生產(chǎn)率大打折扣；當(dāng)LNPDF>934，其系數(shù)在5%水平顯著為正，市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制的促進(jìn)作用開始顯現(xiàn)。目前，26個(gè)省份處于LNPDF>934，說明對(duì)于大多數(shù)省份來說，市場(chǎng)激勵(lì)規(guī)制對(duì)ETFP的提升非常有效。當(dāng)LNCOM≤5804，公眾參

與型規(guī)制對(duì)ETFP的作用系數(shù)在5%水平上顯著為正，當(dāng)58048055，系數(shù)顯著為負(fù)。當(dāng)群眾上訪次數(shù)過高，表明環(huán)境污染越嚴(yán)重，環(huán)境全要素生產(chǎn)率越低。

從控制變量看，模型1～3表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境效率之間存在U型關(guān)系。模型6表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境全要素生產(chǎn)率也存在U型關(guān)系，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平只有越過一定閥值，伴隨著技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)升級(jí)，環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率才有所改善，支持“環(huán)境庫茲涅茨曲線”假說[54]。技術(shù)創(chuàng)新對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的正向作用顯著，但對(duì)環(huán)境效率的正向作用不顯著。模型1～6均表明FDI對(duì)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向作用，否定了發(fā)展中國家是外商直接投資的“污染天堂”假說。在結(jié)構(gòu)因素中，資本-勞動(dòng)比對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有抑制作用。資本-勞動(dòng)比上升意味著該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)升級(jí)，而資本密集型產(chǎn)業(yè)往往集中在重污染行業(yè)。資本-勞動(dòng)比對(duì)環(huán)境效率具有正向作用，資本密集型產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步抵消了其對(duì)環(huán)境效率的負(fù)面影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境效率具有顯著負(fù)影響，說明隨著工業(yè)化程度的提高，環(huán)境效率將下降。對(duì)環(huán)境全要素生產(chǎn)率雖呈現(xiàn)正向作用，但不顯著。所有制結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率也具有顯著的負(fù)向影響，這意味著減少國有及國有控股企業(yè)比例，尤其是減少重污染省份的國有企業(yè)比例，能夠顯著的提高環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率[55]。能源結(jié)構(gòu)對(duì)于環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有顯著正向作用，可能的原因在于現(xiàn)有能源結(jié)構(gòu)所帶來的經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益抵消了對(duì)環(huán)境的負(fù)面影響。

5 主要結(jié)論與政策啟示

本文將SBMDDFSML模型與面板門檻模型相結(jié)合，測(cè)度了全國30個(gè)省份的環(huán)境效率水平，并進(jìn)行來源和成分分解，考察了地區(qū)間環(huán)境績效差異。從效率視角研究了環(huán)境規(guī)制政策對(duì)環(huán)境績效的沖擊，探討了環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率雙贏的問題。主要研究結(jié)論如下：

（1）區(qū)域間環(huán)境績效差異顯著，污染排放無效率與能源利用無效率是導(dǎo)致環(huán)境無效率的主要原因。研究發(fā)現(xiàn)，各省份2004—2015年經(jīng)濟(jì)無效率的平均值為106%，環(huán)境無效率的平均值為193%。東部地區(qū)環(huán)境效率最高，其次是西部地區(qū)，中部地區(qū)環(huán)境效率最低。經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率的平均值為42%，低于環(huán)境全要素生產(chǎn)率62%。無論是經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率還是環(huán)境全要素生產(chǎn)率，技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)生產(chǎn)率增長的主要?jiǎng)恿??？紤]環(huán)境因素后，技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)作用進(jìn)一步增強(qiáng)。中部地區(qū)生產(chǎn)率最高，其次是東部地區(qū)，西部地區(qū)最低。

（2）“高能耗、高污染”的粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式并未改變，中國經(jīng)濟(jì)遠(yuǎn)沒有實(shí)現(xiàn)“綠色”可持續(xù)增長。受金融危機(jī)影響，國家為保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長實(shí)施寬松的財(cái)政政策和貨幣政策，以高排放、高污染為特征的重型工業(yè)化經(jīng)濟(jì)抬頭，導(dǎo)致污染排放和能源消耗出現(xiàn)“回彈效應(yīng)”，環(huán)境全要素生產(chǎn)率普遍降低，“綠色”可持續(xù)增長受到阻礙。

（3）環(huán)境規(guī)制的“波特假說”效應(yīng)在中國開始產(chǎn)生，但環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績效的影響存在異質(zhì)性。具體如下：當(dāng)LNEI≤11766，隨著命令型規(guī)制強(qiáng)度的增加，環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率“雙重改善”；當(dāng)LNEI高于11766時(shí)，提高規(guī)制強(qiáng)度導(dǎo)致環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率“雙重惡化”。市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制對(duì)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率在LNPDF>9765時(shí)具有雙重推動(dòng)作用。目前已有80%的省份越過這一拐點(diǎn)，表明現(xiàn)階段的市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制工具對(duì)于大部分省份來說是合理的。對(duì)于公眾參與型規(guī)制工具來說，當(dāng)482

依據(jù)上述實(shí)證結(jié)論，本文提出以下政策建議。

（1）加大環(huán)境治理投資力度，促進(jìn)節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)與應(yīng)用。企業(yè)普遍存在資金短缺問題，很難依靠自身力量開展節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新。中央和地方政府應(yīng)通過稅收減免、財(cái)政撥款、科技創(chuàng)新獎(jiǎng)勵(lì)等手段加大對(duì)企業(yè)節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)的資金支持，對(duì)審批立項(xiàng)的節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新課題和項(xiàng)目提供更多無償支持和貼息貸款，加強(qiáng)對(duì)項(xiàng)目資金使用監(jiān)督。支持環(huán)保項(xiàng)目優(yōu)先上馬，對(duì)未達(dá)到環(huán)保技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)的項(xiàng)目及時(shí)叫停整頓。通過科技人才派遣和引進(jìn)計(jì)劃，加快節(jié)能減排技術(shù)在區(qū)域間的擴(kuò)散和吸收，縮小區(qū)域技術(shù)差距，促進(jìn)環(huán)境績效的整體改善。

（2）保持環(huán)境治理政策的執(zhí)行力、連續(xù)性和穩(wěn)定性，構(gòu)建環(huán)境治理長效機(jī)制。實(shí)施連續(xù)的、穩(wěn)定的環(huán)境規(guī)制政策，堅(jiān)持節(jié)能減排的穩(wěn)定和長效機(jī)制，不要因?yàn)橥獠凯h(huán)境變化放松對(duì)重型工業(yè)的管制?？梢愿鶕?jù)能源強(qiáng)度和污染排放強(qiáng)度劃分不同級(jí)別的管制區(qū)域和行業(yè)，重點(diǎn)管制和治理“高能耗、高污染”的地區(qū)和產(chǎn)業(yè)，深入挖掘重化工業(yè)節(jié)能減排潛力，促進(jìn)效率改善。必須實(shí)施差異化的環(huán)境規(guī)制政策，統(tǒng)籌兼顧經(jīng)濟(jì)績效和環(huán)境績效。對(duì)于東部地區(qū)，通過環(huán)境財(cái)政、排污權(quán)交易、綠色資本市場(chǎng)和生態(tài)補(bǔ)償?shù)日?，建立市?chǎng)和政府“兩手抓，兩手都要硬” 的環(huán)境治理模式，鼓勵(lì)企業(yè)通過設(shè)備改造升級(jí)和技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排。中西部地區(qū)在努力發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，積極引進(jìn)東部地區(qū)資金和先進(jìn)技術(shù)，縮小與東部地區(qū)的差距。

（3）審慎設(shè)計(jì)和制定環(huán)境規(guī)制工具，建立科學(xué)合理的環(huán)境政策體系。研究表明，命令型規(guī)制強(qiáng)度不是越高越好，而應(yīng)將其控制在合理的強(qiáng)度區(qū)間，實(shí)現(xiàn)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的“雙重改善”。充分發(fā)揮市場(chǎng)激勵(lì)型規(guī)制工具在能源消耗和環(huán)境治理等方面的決定性作用。自2018年1月1日起，我國開始征收環(huán)境稅，進(jìn)一步強(qiáng)化了市場(chǎng)機(jī)制在環(huán)境治理方面的決定性作用。借鑒發(fā)達(dá)國家排放貿(mào)易體系，探索建立適合中國國情的排污權(quán)交易市場(chǎng)。公眾參與型規(guī)制隨著公眾環(huán)保意識(shí)增強(qiáng)逐漸發(fā)揮重要作用，必須完善公眾參與環(huán)境治理機(jī)制，拓寬社會(huì)公眾獲取環(huán)境信息的公開制度和渠道，增強(qiáng)環(huán)境信息公開的廣度和深度，自覺接受社會(huì)公眾監(jiān)督。社會(huì)公眾要善于使用法律賦予的權(quán)利，忠實(shí)履行環(huán)境監(jiān)督責(zé)任，對(duì)污染直排、偷排漏拍等污染行為及時(shí)向政府有關(guān)部門反映。政府應(yīng)該結(jié)合不同類型環(huán)境規(guī)制工具的特點(diǎn)，選擇最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制組合，建立長期有效的環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策體系。

（編輯：于 杰）

參考文獻(xiàn)

[1]世界銀行.中國循環(huán)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展：要點(diǎn)和建議[R]. 世界銀行“促進(jìn)中國循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展”技援項(xiàng)目政策報(bào)告， 2009.

[2]TAO X， WANG P， ZHU B. Provincial green economic efficiency of China： a nonseparable inputoutput SBM approach[J]. Applied energy， 2016， 171（1）： 58-66.

[3]NA J H， CHOI A Y， JI J H， et al. Environmental efficiency analysis of Chinese container ports with CO2 emissions： an inseparable inputoutput SBM model[J]. Journal of transport geography， 2017， 65： 13-24.

[4]黃清煌， 高明. 中國環(huán)境規(guī)制工具的節(jié)能減排效果研究[J]. 科研管理， 2016， 37（6）： 19-27.

[5]WANG Y， SHEN N. Environmental regulation and environmental productivity： the case of China[J]. Renewable & sustainable energy reviews， 2016， 62： 758-766.

[6]PALMER， K， OATES W E， PORTNEY P R. Tightening environmental standards： the benefitcost or the nocost paradigm[J]. Journal of economic perspectives， 1995， 9（4）： 119-132.

[7]GRAY W B， SHADBEGIAN R J. Plant vintage， technology， and environmental regulation[J]. Journal of environmental economics & management， 2003， 46（3）： 384-402.

[8]GREENSTONE M， LIST J A， SYVERSON C. The effects of environmental regulation on the competitiveness of US manufacturing[R]. NBER， 2012.

[9]RUBASHKINA Y， GALEOTT M， VERDOLINI E. Environmental regulation and competitiveness： empirical evidence on the Porter Hypothesis from European manufacturing sectors[J]. Energy policy， 2015， 83： 288-300.

[10]REXHAUSER S， RAMMER C. Environmental innovations and firm profitability： unmasking the Porter Hypothesis [J]. Environmental & resource economics ， 2014， 57 （1）： 145-167.

[11]PORTER M C， VAN DER L. Toward a new conception of the environment competitiveness relationship[J]. Journal of economic perspectives， 1995， 9（5）： 97-118.

[12]LANOIE P， PATRY M， LAJEUNESSE R. Environmental regulation and productivity： testing the Porter Hypothesis[J]. Journal of productivity analysis， 2008， 30： 121-128.

[13]PEUCKERT J. What shapes the impact of environmental regulation on competitiveness？ evidence from executive opinion surveys[J]. Environmental innovation & societal transitions， 2014， 10： 77-94.

[47]陳詩一. 中國各地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)程評(píng)估[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2012 （8）：32-44.

[48]BRUNNEIMER S， COHEN M. Determinants of environmental innovation in USmanufacturing industries[J]. Journal of environmental economics & management， 2003， 45（2）： 278-293.

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

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

[51]PARGAL S， WHEELER D. Informal regulation of industrial pollution in developing countries： evidence from Indonesia[R]. World Bank， 1996.

[52]GOLDAR B， BANERJEE N. Impact of informal regulation of pollution on water quality in rivers in India[J]. Journal of environmental management， 2004， 73（2）： 117-130.

[53]XIE R H， YUAN Y J， HUANG J J. Different types of environmental regulations and heterogeneous influence on ‘green productivity： evidence from China[J]. Ecological economics， 2017， 132： 104-112.

[54]WU Y. Analysis of environmental efficiency in Chinas regional economies [C]. CERDIIDREC， Faculté des Sciences Economiques et de Gestion Université dAuvergne， CNRS， France， 2007.

[55]WANG H， WHEELER D.Endogenous enforcement and effectiveness of Chinas pollution levy system[R]. Policy research working paper， 2000.

Abstract Environmental problem is a major strategic issue for achieving sustainable development. The deterioration of environmental performance derived from excessive energy consumption has been widely invested. For inadequacies of heterogeneous effect of environmental regulations on environmental performance based on undesired output perspectives. This paper applied SBMDDFSML to measure environmental performance and its components in China from 2004 to 2015. Then panel threshold model was used to examine the heterogeneous influence of environmental regulation tools on environmental performance. The results showed that the environmental efficiency of all provinces in China was generally low and had significant differences. Excessive emission of pollutants and overuse of energy are the main reasons of environmental inefficiency. Although environmental total factor productivity （ETFP） grew constantly， Chinese economy is not yet on the path towards green， sustainable growth， especially in the western region. Technological progress was a major source of productivity growth. Regression results showed that environmental regulation and environmental performance had a nonlinear relationship. Different types and stringency of environmental regulations had different effects on environmental performance. Per capita GDP， technological innovation， FDI and structural factors have different influence on environmental performance， among which the per capita GDP， K/L， and FDI had the most significant impact. In addition， this paper pointed out that all regions should increase environmental investment， strengthen development and application of energysaving and emission reduction technologies， improve energy efficiency， reduce pollution emissions， and further play a decisive role of technological progress in environmental performance. Governments should build a longterm mechanism for environmental governance to ensure the continuity and stability of environmental policies. The policy makers should also design and develop environmental regulation tools prudently and establish a scientific and reasonable environmental policy system. The key to environmental governance is not ‘what kind of regulatory tool works best， but ‘what set of regulatory combinations work best. Government should combine the characteristics of all environmental regulation tools， select the optimal combination of environmental regulation tools， and establish a longterm effective environmental economic policy system. We argue that this is especially relevant for harnessing environmental pollution and improving environmental performance comprehensively.

Key words environmental performance； environmental regulation； SBMDDFSML； heterogeneous effect