環(huán)境規(guī)制對中國循環(huán)經(jīng)濟績效的影響

王曉紅　馮嚴(yán)超

摘要

運用主成分分析法和功效系數(shù)法測算出2007—2016年中國省域循環(huán)經(jīng)濟績效值，基于廣義空間模型，設(shè)置三種空間權(quán)重矩陣，分析了節(jié)能型與減排型環(huán)境規(guī)制對中國循環(huán)經(jīng)濟績效的影響。研究表明：第一，循環(huán)經(jīng)濟績效本身具有相對穩(wěn)定的正向空間溢出效應(yīng)；第二，節(jié)能型及減排型環(huán)境規(guī)制均與中國循環(huán)經(jīng)濟績效之間存在倒“U”型非線性關(guān)系；第三，與中西部樣本相比，東部樣本的空間溢出效應(yīng)較為顯著，不同區(qū)域之間存在明顯的空間異質(zhì)性；第四，節(jié)能型與減排型環(huán)境規(guī)制在促進循環(huán)經(jīng)濟績效提升方面存在互補效應(yīng)，且水體污染指標(biāo)比氣體污染指標(biāo)的互補效應(yīng)顯著；第五，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對循環(huán)經(jīng)濟績效有顯著的促進作用，要素稟賦對循環(huán)經(jīng)濟績效有顯著的抑制作用，而城鎮(zhèn)化水平和投資開放度對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響具有不確定性。因此，政府應(yīng)適當(dāng)加強環(huán)境規(guī)制強度，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的凈化效應(yīng)，從節(jié)能與減排兩個方面著手形成合力促使循環(huán)經(jīng)濟績效提升；推進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，通過環(huán)境規(guī)制“質(zhì)量門檻”建立產(chǎn)業(yè)甄別機制，避免中西部地區(qū)重蹈東部地區(qū)覆轍，使環(huán)境規(guī)制成為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的動力；建立自由流通的要素市場，將環(huán)境規(guī)制效果納入政績考核范圍之內(nèi)，建立良好的循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境；堅持走新型城鎮(zhèn)化道路，推進公共服務(wù)的人口均等化，進而為環(huán)境規(guī)制促進循環(huán)經(jīng)濟績效提升創(chuàng)造新的市場潛能，形成新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與循環(huán)經(jīng)濟績效提升的協(xié)調(diào)發(fā)展局面；提高對外開放水平，通過提高引進外資的“質(zhì)量門檻”避免成為“污染避難所”，并加強外資與國內(nèi)重大科技創(chuàng)新項目的結(jié)合，建立激勵與約束并重的環(huán)保技術(shù)市場，充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對凈化經(jīng)濟質(zhì)量的倒逼作用。

關(guān)鍵詞環(huán)境規(guī)制；循環(huán)經(jīng)濟績效；空間溢出效應(yīng)；空間異質(zhì)性

中圖分類號F124.5

文獻標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2018）07-0136-11DOI：10.12062/cpre.20180302

改革開放近40年來，在實現(xiàn)經(jīng)濟高速增長的同時，環(huán)境污染與資源枯竭造成的壓力日益成為制約中國經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸。由于環(huán)境的公共產(chǎn)品屬性和環(huán)境污染的負(fù)外部性屬性，市場機制很難有效解決環(huán)境污染問題，環(huán)境規(guī)制成為彌補市場失靈的重要突破口。中國經(jīng)濟正處于經(jīng)濟增速換擋期、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整期、前期刺激政策消化期“三期疊加”的關(guān)鍵歷史階段，如何轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，實現(xiàn)經(jīng)濟、資源與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展，已成為當(dāng)務(wù)之急，這也正是探索環(huán)境規(guī)制對中國循環(huán)經(jīng)濟績效影響的意義所在。

1文獻綜述

循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的根源是對經(jīng)濟、環(huán)境與資源之間關(guān)系的研究。聯(lián)合國環(huán)境與發(fā)展委員會在1987年的研究報告《我們共同的未來》中提出“可持續(xù)發(fā)展觀”的概念，為各國經(jīng)濟發(fā)展提供了戰(zhàn)略指導(dǎo)。循環(huán)經(jīng)濟作為可持續(xù)發(fā)展的實現(xiàn)途徑，逐漸引起學(xué)術(shù)界的重視。循環(huán)經(jīng)濟是以資源的高效循環(huán)利用為核心，以“減量化、再利用、資源化”（Reduce、Reuse、Recycle，簡稱3R）為原則，實現(xiàn)經(jīng)濟系統(tǒng)和自然生態(tài)系統(tǒng)和諧循環(huán)的一種新型閉環(huán)經(jīng)濟模式[1]。西方理論界與實務(wù)界對循環(huán)經(jīng)濟的研究是為了解決工業(yè)化引起的資源短缺、環(huán)境污染等生態(tài)問題。與國外研究相比，中國政府通過制定一系列法律法規(guī)和建設(shè)生態(tài)工業(yè)園區(qū)，從政策、制度和法律上有效推動了循環(huán)經(jīng)濟的發(fā)展。自2003年將循環(huán)經(jīng)濟納入科學(xué)發(fā)展觀以來，中央政府多次在政府工作報告中提到循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展理念，中共十九大報告更是提到要“建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟體系”“推進資源全面節(jié)約和循環(huán)利用”“實現(xiàn)生產(chǎn)系統(tǒng)和生活系統(tǒng)循環(huán)鏈接”等。圍繞循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展理念，學(xué)術(shù)界基于不同視角和方法開展了廣泛的研究，并在概念與內(nèi)涵界定、本質(zhì)特征與原則、發(fā)展模式與經(jīng)驗、研究方法與評價體系等方面取得了豐富的研究成果[1]。

環(huán)境規(guī)制是通過制定預(yù)防和控制環(huán)境污染的各種引導(dǎo)性、規(guī)范性和約束性規(guī)則等方式，解決經(jīng)濟主體行為過程中產(chǎn)生的負(fù)外部性等市場不完全問題[2]。關(guān)于環(huán)境規(guī)制強度的測算，目前學(xué)術(shù)界尚未達成廣泛的共識。目前國內(nèi)外學(xué)者主要采取以下三種量化模式：以定性指標(biāo)為基礎(chǔ)綜合得到定量指標(biāo)；直接使用定量指標(biāo)；將多個定量指標(biāo)整合為一個定量指標(biāo)[3]。其中，關(guān)于直接使用定量指標(biāo)代理環(huán)境規(guī)制工具，目前常見的方法有“二分法”（命令控制型與市場激勵型[3]）、“三分法”（命令控制型、市場激勵型與公眾參與型[4]）以及“四分法”（命令控制型、市場激勵型、公眾參與型與自愿行動型[5]）等，但尚未發(fā)現(xiàn)有文獻從節(jié)能減排的視角研究環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響。事實上，環(huán)境規(guī)制的效果主要體現(xiàn)在前端的節(jié)能效應(yīng)和末端的減排效應(yīng)，而既有文獻選取單一代理指標(biāo)來反映某種類型的環(huán)境規(guī)制難免存在偏差。因此，本文基于前端控制與末端治理的差別，分別設(shè)置節(jié)能型與減排型環(huán)境規(guī)制，且每種環(huán)境規(guī)制工具分別用氣體污染指標(biāo)和水體污染指標(biāo)代理，以對比分析不同環(huán)境規(guī)制工具對循環(huán)經(jīng)濟績效影響的差異性。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制效果，多數(shù)研究圍繞對“波特假說”和“污染天堂假說”的檢驗展開，主要集中于對經(jīng)濟發(fā)展、政策評價和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等的影響[6]。鐘茂初等[7]基于面板門檻模型對環(huán)境規(guī)制能否倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進行了研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、結(jié)構(gòu)升級均呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，只有跨過“門檻值”，環(huán)境規(guī)制才能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。張江雪等[8]基于松弛測度的方向距離函數(shù)（SBM-DDF）對環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)綠色增長指數(shù)的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)不同類型的環(huán)境規(guī)制在不同綠化程度地區(qū)的作用差異明顯，另外工業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新也是影響工業(yè)綠色增長的重要因素。Cai等[9]以中國政府在1998年兩個控制區(qū)實施差異化環(huán)境規(guī)制策略為界點，研究了環(huán)境規(guī)制對外國直接投資的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強化能有效阻礙環(huán)境保護較差國家的投資，而環(huán)境保護較好國家的投資對環(huán)境規(guī)制強化的反應(yīng)并不敏感。姜珂等[10]基于央地分權(quán)視角對環(huán)境規(guī)制策略的演化博弈進行了研究，發(fā)現(xiàn)央地兩級政府在環(huán)境規(guī)制策略執(zhí)行過程中的動態(tài)演化，很大程度上取決地方政府環(huán)境規(guī)制執(zhí)行力度、成本、收益與損失以及中央政府監(jiān)管力度、成本和處罰力度等因素的大小。羅良文等[11]基于一般均衡分析框架對環(huán)境規(guī)制下污染密集型生產(chǎn)轉(zhuǎn)移的內(nèi)在機制進行了研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境成本差異決定了非友好產(chǎn)品生產(chǎn)轉(zhuǎn)移的意愿，而合理的區(qū)際環(huán)境政策差異能在產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移中發(fā)揮積極作用。Zhao等[12]基于空間杜賓模型分析了環(huán)境規(guī)制下的中國省域兩級水資源利用效率與空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)水資源總體利用效率取決于二期效率，且具有明顯的空間溢出效應(yīng)。劉傳江等[13]基于產(chǎn)業(yè)碳密集程度細(xì)分的視角對環(huán)境規(guī)制強度對綠色全要素生產(chǎn)率的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)不同碳密集程度產(chǎn)業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度存在明顯差別，強“波特假說”在工業(yè)部門內(nèi)存在產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性。范玉波等[14]基于空間替代的視角對環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)空間效應(yīng)進行了研究，發(fā)現(xiàn)區(qū)域差別性的環(huán)境規(guī)制促進了污染密集型制造業(yè)的向西遷移，實現(xiàn)了污染產(chǎn)業(yè)從中國東部向西部的空間替代。Chen等[15]通過對環(huán)境規(guī)制下中國水污染治理效果的研究發(fā)現(xiàn)，下游城市的環(huán)境規(guī)制強化將迫使污染企業(yè)向環(huán)境規(guī)制較弱的上游地區(qū)遷移，從而對上游脆弱的生態(tài)環(huán)境造成高度污染，使上游地區(qū)成為“國內(nèi)污染避難所”。Yang等[16]基于擴展的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型分析了環(huán)境規(guī)制下的中國生態(tài)效率，發(fā)現(xiàn)中國生態(tài)效率呈上升趨勢，且不同區(qū)域之間的異質(zhì)性造成了中國生態(tài)效率差距逐步拉大。

雖然上述成果為研究環(huán)境規(guī)制下的循環(huán)經(jīng)濟績效提供了很好的借鑒，但至今尚未發(fā)現(xiàn)有文獻對空間視角下不同類型環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)與空間異質(zhì)性進行分析。不同類型環(huán)境規(guī)制如何影響循環(huán)經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)？空間異質(zhì)性下不同類型環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)存在明顯差別嗎？不同類型環(huán)境規(guī)制下的其它因素如何影響循環(huán)經(jīng)濟績效？為此，本文認(rèn)為有必要將不同類型環(huán)境規(guī)制工具對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響納入同一框架去研究；另外，循環(huán)經(jīng)濟績效追求的是經(jīng)濟、資源與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展，而不是“以污染換發(fā)展”，因此，本文通過構(gòu)建循環(huán)經(jīng)濟績效評價指標(biāo)體系，綜合采用主成分分析法與功效系數(shù)法測度循環(huán)經(jīng)濟績效值，在考慮空間溢出效應(yīng)與空間異質(zhì)性的基礎(chǔ)上探討不同類型環(huán)境規(guī)制工具對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響機制及區(qū)域差異，期望為提升循環(huán)經(jīng)濟績效提供可供參考的政策建議。

2環(huán)境規(guī)制對中國循環(huán)經(jīng)濟績效的影響機制

由于工業(yè)企業(yè)是環(huán)境規(guī)制的主要作用對象[17]，所以本文以工業(yè)企業(yè)為研究對象分析環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響。假設(shè)工業(yè)企業(yè)為經(jīng)濟人，在環(huán)境規(guī)制的約束下從事生產(chǎn)經(jīng)營活動并追求自身利潤的最大化。

2.1環(huán)境規(guī)制對中國循環(huán)經(jīng)濟績效提升的“抵消效應(yīng)”和“約束效應(yīng)”

基于新古典經(jīng)濟學(xué)派完美市場競爭假設(shè)下的靜態(tài)分析框架，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將會降低企業(yè)的利潤率，進而從整體上拉低循環(huán)經(jīng)濟績效。面對政府的環(huán)境規(guī)制要求，工業(yè)企業(yè)為獲得正常生產(chǎn)許可，需要控制污染排放量或改進生產(chǎn)工藝的節(jié)能環(huán)保水平，將不可避免地抬高生產(chǎn)成本。而生產(chǎn)成本的提高將迫使企業(yè)重新調(diào)整資源配置、減少或控制技術(shù)創(chuàng)新支出，從而阻礙技術(shù)進步和生產(chǎn)率提升，進而對循環(huán)經(jīng)濟績效提升產(chǎn)生“抵消效應(yīng)”。此外，環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)將對企業(yè)機器設(shè)備更新、建廠選址等生產(chǎn)決策形成新的約束條件，從而壓縮工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)決策集，導(dǎo)致工業(yè)企業(yè)的現(xiàn)有資源不能實現(xiàn)有效利用，進而對循環(huán)經(jīng)濟績效提升產(chǎn)生“約束效應(yīng)”。因此，從靜態(tài)上來看，環(huán)境規(guī)制將通過“抵消效應(yīng)”和“約束效應(yīng)”對循環(huán)經(jīng)濟績效提升產(chǎn)生抑制作用。

2.2環(huán)境規(guī)制對中國循環(huán)經(jīng)濟績效提升的“倒逼效應(yīng)”和“補償效應(yīng)”

環(huán)境規(guī)制在抬高工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本的同時，也將形成外在壓力倒逼工業(yè)企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝改進，從而提高循環(huán)生產(chǎn)率和產(chǎn)品質(zhì)量，以適應(yīng)市場越來越高的“質(zhì)量門檻”，即環(huán)境規(guī)制的“倒逼效應(yīng)”。此外，通過技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝改進，工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品將在市場中更具有競爭優(yōu)勢，從而獲得更多的利潤，以部分或全部抵消生產(chǎn)成本的上升以及技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝改進額外投入，從而激勵工業(yè)企業(yè)繼續(xù)提高生產(chǎn)環(huán)保水平和產(chǎn)品質(zhì)量，即環(huán)境規(guī)制的“補償效應(yīng)”。因此，從動態(tài)上看，環(huán)境規(guī)制將通過“倒逼效應(yīng)”和“補償效應(yīng)”對循環(huán)經(jīng)濟績效提升產(chǎn)生促進作用。

綜合上述分析，抵消效應(yīng)、約束效應(yīng)、倒逼效應(yīng)和補償效應(yīng)的綜合作用使得環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響難以確定，因此環(huán)境規(guī)制與循環(huán)經(jīng)濟績效之間可能存在非線性關(guān)系，相關(guān)研究有待繼續(xù)深入和考證。另外，從作用路徑來看，不同類型環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的作用效果也未必一致。為此，本文假設(shè)環(huán)境規(guī)制與循環(huán)經(jīng)濟績效之間存在非線性關(guān)系，并基于中國省域面板數(shù)據(jù)，采用空間計量模型探索不同類型的環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響。

3指標(biāo)選取與模型構(gòu)建

3.1指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

（1）被解釋變量。基于整體科學(xué)性、系統(tǒng)層次性及數(shù)據(jù)可得性的設(shè)計思路，遵循循環(huán)經(jīng)濟“減量化、再利用、資源化”的原則，參考國家發(fā)改委、環(huán)?？偩趾徒y(tǒng)計局聯(lián)合編制發(fā)布的“循環(huán)經(jīng)濟評價指標(biāo)體系”及借鑒李寧等[18]、郗永勤等[19]、李斌等[1]的做法，構(gòu)建包括社會發(fā)展績效、市場運營績效、資源減量績效、循環(huán)利用績效和生態(tài)環(huán)境績效的中國循環(huán)經(jīng)濟績效指標(biāo)體系，具體構(gòu)成如表1所示。

其中，廢水、廢氣和工業(yè)總產(chǎn)值的核算口徑在2012年出現(xiàn)了調(diào)整，本文參考李斌等[1]的做法，采用增長率法得到2012年及以后年份的相關(guān)數(shù)據(jù)；能源消耗總量在統(tǒng)計年鑒中沒有直接可用的數(shù)據(jù)，本文采用張倩[2]的做法，根

據(jù)《綜合能耗計算通則》（GB/T2589-2008）中提供的參數(shù)將煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣8種主要能源消費類型換算成標(biāo)準(zhǔn)煤。另外，本文對第三產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、當(dāng)?shù)谿DP、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農(nóng)村居民人均可支配收入以2006年居民消費價格指數(shù)為基期進行了平減化處理，對工業(yè)總產(chǎn)值和新產(chǎn)品銷售收入等工業(yè)經(jīng)濟指標(biāo)以2006年工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)為基期進行了平減化處理。在經(jīng)過上述數(shù)據(jù)準(zhǔn)備之后，本文采用SPSS 22.0中的主成分分析法，提取特征值大于1的主成分，分別為投資收益率、萬元GDP電耗、投資產(chǎn)出率和工業(yè)固體廢物綜合利用率，然后將提取的主成分合并成綜合主成分，并對綜合主成分采用功效系數(shù)法進行處理，最終得到循環(huán)經(jīng)濟績效值[1]。

（2）核心解釋變量。根據(jù)大多數(shù)學(xué)者對節(jié)能減排的研究，同時借鑒周肖肖等[20]的觀點，本文借用“節(jié)能”與“減排”這兩個概念，基于前端控制與末端治理的差別，設(shè)置節(jié)能型環(huán)境規(guī)制和減排型環(huán)境規(guī)制，以分析不同類型環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響。其中，節(jié)能型環(huán)境規(guī)制用碳排放強度和工業(yè)廢水排放強度表示，減排型環(huán)境規(guī)制用二氧化硫去除率和化學(xué)需氧量去除率表示，以對比氣體污染指標(biāo)和水體污染指標(biāo)的兩種不同類型環(huán)境規(guī)制作用的空間異質(zhì)性。碳排放強度為二氧化碳排放量與平減化處理后的各省域GDP的比值，在統(tǒng)計年鑒中沒有直接可用的二氧化碳排放量數(shù)據(jù)，本文分析采用張倩[2]的做法，根據(jù)《綜合能耗計算通則》（GB/T2589-2008）中提供的參數(shù)將煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣8種主要能源消費類型換算而來；工業(yè)廢水排放強度為工業(yè)廢水排放量與平減化處理后的各省域GDP的比值；工業(yè)二氧化硫去除率為工業(yè)二氧化硫去除量與工業(yè)二氧化硫產(chǎn)生量的比值，工業(yè)化學(xué)需氧量去除率為工業(yè)化學(xué)需氧量去除量與工業(yè)化學(xué)需氧量產(chǎn)生量的比值，鑒于2012年之后的統(tǒng)計年鑒中無工業(yè)二氧化硫去除量和工業(yè)化學(xué)需氧量去除量這兩種指標(biāo)，本文借鑒李斌等[1]的做法，分別采用工業(yè)二氧化硫產(chǎn)生量與工業(yè)二氧化硫排放量之差以及工業(yè)化學(xué)需氧量產(chǎn)生量與工業(yè)化學(xué)需氧量排放量之差進行了替代。

（3）控制變量。本文選取以下指標(biāo)為控制變量：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS），以第三產(chǎn)業(yè)增加值占當(dāng)?shù)谿DP的比重表示；②要素稟賦（FE），以資本與勞動的比值表示，其中資本為當(dāng)?shù)毓潭ㄙY產(chǎn)存量[21]，勞動則用各省份歷年從業(yè)人員數(shù)據(jù)表示；③城鎮(zhèn)化水平（UL），以城鎮(zhèn)人口占當(dāng)?shù)乜側(cè)丝诘谋戎乇硎荆虎芡顿Y開放度（FDI），以外商直接投資與當(dāng)?shù)谿DP的比重表示，其中外商直接投資利用人民幣兌美元的年度平均匯率進行了換算。

本文采用2007—2016年中國30個省域面板數(shù)據(jù)為研究樣本（西藏因數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重而刪去，港澳臺不在本文考察范圍之內(nèi)），循環(huán)經(jīng)濟各項指標(biāo)數(shù)據(jù)來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

3.2空間自相關(guān)檢驗

在選用空間計量模型之前，需要對主要變量的空間相關(guān)性進行檢驗，其中Morans I指數(shù)是被廣泛使用的檢驗空間全局相關(guān)性的分析工具?；诖?，本文采用地理距離矩陣（Wd）、地理鄰接矩陣（Wc）和經(jīng)濟距離矩陣（We）分別對循環(huán)經(jīng)濟績效（CEP）、節(jié)能型環(huán)境規(guī)制（ER_ES）和減排型環(huán)境規(guī)制（ER_RE）進行了空間相關(guān)性檢驗。結(jié)果顯示，上述主要變量的Morans I均大于零，全部通過了10%的顯著性水平且大部分通過了1%的顯著性水平，因而中國省域循環(huán)經(jīng)濟績效（CEP）具有較強的空間溢出效應(yīng)，節(jié)能型環(huán)境規(guī)制（ER_ES）和減排型環(huán)境規(guī)制（ER_RE）也存在較為顯著的空間正相關(guān)性，且空間變動趨勢具有較好的穩(wěn)健性。

3.3空間計量模型

空間計量模型通過空間權(quán)重矩陣將空間因素納入研究框架，借助模型中的空間滯后項或空間誤差項測度變量的空間溢出效應(yīng)。目前應(yīng)用較為廣泛的空間計量模型主要有空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和廣義空間模型（SAC）。其中，空間滯后模型（SLM）通過加入被解釋變量的空間滯后項，用以解釋周邊位置的被解釋變量對單一被解釋變量的空間溢出效應(yīng)；空間誤差模型（SEM）通過誤差項的空間滯后項，用以解釋因測量誤差而造成的冗余空間溢出效應(yīng)；廣義空間模型（SAC）則同時加入了被解釋變量和誤差項的空間滯后項，以綜合考量兩者的空間溢出效應(yīng)?；诖?，本文選用更一般化的廣義空間模型（SAC），著重考察環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)和空間異質(zhì)性。鑒于環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的非線性影響仍需實證檢驗，本文在模型中加入了環(huán)境規(guī)制的平方項。通過Hausman檢驗，上述空間計量模型均拒絕了隨機效應(yīng)的原假設(shè)，即采用固定效應(yīng)模型。

模型1：

CEPit=β1ER_ESit+β2ER_ESit2+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，

μi=λW·μi+εit（1）

模型2：

CEPit=β3ER_REit+β4ER_REit2+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，μi=λW·μi+εit（2）

進一步地，為了檢驗節(jié)能型環(huán)境規(guī)制與減排型環(huán)境規(guī)制之間存在替代效應(yīng)還是互補效應(yīng)，本文引入兩者之間的交互項，即ER_ESit·ER_REit。如果交互項的估計系數(shù)小于零，則表明在影響循環(huán)經(jīng)濟績效方面，節(jié)能型環(huán)境規(guī)制與減排型環(huán)境規(guī)制是相互替代的，反之則存在互補關(guān)系。通過Hausman檢驗，加入交互項后的空間計量模型也拒絕了隨機效應(yīng)的原假設(shè)，即采用固定效應(yīng)模型。

模型3：

CEPit=β1ER_ESit+β2ER_ESit2+β3ER_REit+

β4ER_REit2+β5ER_ESitER_REit+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，

μi=λW·μi+εit（3）

其中，CEP代表循環(huán)經(jīng)濟績效，W代表空間權(quán)重矩陣，i和t分別表示省份和時間，ER_ES代表節(jié)能型環(huán)境規(guī)制，ER_RE代表減排型環(huán)境規(guī)制，ε為空間誤差項，μ為空間固定效應(yīng)，ρ為空間自回歸系數(shù)，λ為空間自相關(guān)系數(shù)，β1-β9為對應(yīng)變量的系數(shù)。

3.4空間權(quán)重矩陣

為了全面客觀地綜合測度環(huán)境規(guī)制對中國循環(huán)經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)，空間權(quán)重矩陣W的設(shè)置分別以地理特征、經(jīng)濟特征和社會特征三個角度建立地理距離空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣和人力資本空間權(quán)重矩陣。

（1）地理距離空間權(quán)重矩陣（Wd）。常用的地理特征空間權(quán)重包括鄰接標(biāo)準(zhǔn)和地理距離標(biāo)準(zhǔn)，本文選用能測度更遠(yuǎn)空間單元之間關(guān)系的地理距離空間權(quán)重矩陣，其形式如式（4）所示。

Wdij=eadij；

W′dij=Wdij∑jWdij，i≠j

0，i=j（4）

其中，Wij為第i行、j列的矩陣元素；dij為空間單元i和空間單元j之間的地理距離，在本文則為各個省份省會城市（首府）之間的直線歐氏距離。為了簡化模型和便于解釋結(jié)果，本文將地理距離空間權(quán)重矩陣進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使每行元素之和為1，并記標(biāo)準(zhǔn)化后的權(quán)重為W′dij。同理，本文也對經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣和人力資本空間權(quán)重矩陣進行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（2）經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣（We）。區(qū)域經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)除了具有地理距離屬性之外，還受到經(jīng)濟發(fā)展水平差距的影響。若僅采用地理距離空間權(quán)重矩陣來測度區(qū)域經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)，難免會使測算結(jié)果出現(xiàn)偏差。為此，本文選用各個省份的人均GDP作為矩陣元素，構(gòu)建經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣如式（5）所示。

Weij=Wdijdiag（Y1/Y，Y2/Y，……Yn/Y）；

W′eij=Weij∑jWeij，i≠j

0，i=j（5）

其中，Weij為經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣，Yj=1/（t1-t0+1）∑t1t0Yij為觀察期內(nèi)第i省的人均GDP平均值，Y=1/（t1-t0+1）∑nt=1∑t1t0Yij為總觀察期內(nèi)人均GDP的平均值。

（3）人力資本空間權(quán)重矩陣（Wh）。區(qū)域經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)除了具有地理特征和經(jīng)濟特征之外，還受到人力資本要素集聚差異的影響。為此，本文選用各個省份的人力資本存量作為矩陣元素，構(gòu)建人力資本空間權(quán)重矩陣如式（6）所示。

Whij=Wdijdiag（H1/H，H2/H，……Hn/H）；

W′hij=Whij∑jWhij，i≠j

0，i=j（6）

其中，Whij是人力資本空間權(quán)重矩陣，Hj=1/（t1-t0+1）∑t1t0Hij為觀察期內(nèi)第i省的平均人力資本存量，H=1/（t1-t0+1）∑nt=1∑t1t0Hij為總觀察期內(nèi)的平均人力資本存量，人力資本存量為平均受教育年限與各地區(qū)就業(yè)人數(shù)的乘積值[22]，并做了滯后一期處理。

4實證結(jié)果分析

4.1全國層面的實證結(jié)果

表2為選用氣體污染指標(biāo)，即節(jié)能型環(huán)境規(guī)制為碳排放強度、減排型環(huán)境規(guī)制為二氧化硫去除率時，全國層面的估計結(jié)果。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)：

（1）核心解釋變量對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響。兩種環(huán)境規(guī)制及其平方項的系數(shù)都通過了1%的顯著性檢驗，而環(huán)境規(guī)制的系數(shù)為正，環(huán)境規(guī)制平方項的系數(shù)為負(fù)，說明環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效存在顯著的“門檻效應(yīng)”，呈現(xiàn)倒“U”型變化特征，即環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效存在非線性影響。

（2）控制變量對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)都為正且通過了1%的顯著性檢驗，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對循環(huán)經(jīng)濟績效存在正向影響，即中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨合理化對循環(huán)經(jīng)濟績效有明顯的提升作用，因此要深入推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，通過大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)提升循環(huán)經(jīng)濟績效。要素稟賦的系數(shù)都為負(fù)且通過了1%的顯著性檢驗，說明要素稟賦對循環(huán)經(jīng)濟績效存在負(fù)向影響，即近年來生產(chǎn)要素過度集中造成的要素扭曲和效率損失對對循環(huán)經(jīng)濟績效有明顯的抑制作用，因此要引導(dǎo)生產(chǎn)要素在全國合理布局，通過資源配置的優(yōu)化重組提升循環(huán)經(jīng)濟績效。城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)符號和顯著性存在明顯差異，說明從不同角度來看，城鎮(zhèn)化水平對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響具有不確定性，這與近年來城鎮(zhèn)化加速推進過程中偏重“速度”而忽視“質(zhì)量”有關(guān)，因此要走新型城鎮(zhèn)化道路，通過有效利用城市資源提升循環(huán)經(jīng)濟績效。投資開放度的系數(shù)符號和顯著性存在明顯差異，說明從不同角度來看，對外開放對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響具有不確定性，這與近年來FDI引進質(zhì)量參差不齊有關(guān)，因此在提升FDI引進力度的同時要設(shè)置相應(yīng)的“質(zhì)量門檻”，從而避免成為外資的“污染避難所”。

（3）空間溢出效應(yīng)?？臻g自回歸系數(shù)ρ在三種空間權(quán)重矩陣下都為正，且全部通過了1%水平的顯著性檢驗，這說明循環(huán)經(jīng)濟績效相鄰（或相近）區(qū)域間的空間溢出效應(yīng)比較明顯，在地理維度、經(jīng)濟維度和人力資本維度上都具有很強的正相關(guān)性。

空間自相關(guān)系數(shù)λ在三種空間權(quán)重矩陣下都為負(fù)，且全部通過了1%水平的顯著性檢驗，這說明環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效具有較強的負(fù)向溢出效應(yīng)，即周圍（或相近）省域的環(huán)境規(guī)制強度越高，本地區(qū)的循環(huán)經(jīng)濟績效越差。另外，考慮到地方政府寄希望于周圍（或相近）省域正向溢出的“搭便車”心理和“以鄰為壑”的零和博弈思維，地方政府缺乏主動凈化經(jīng)濟增長質(zhì)量的動力，以致循環(huán)經(jīng)濟績效不斷惡化。

4.2區(qū)域?qū)用娴膶嵶C結(jié)果

中國幅員遼闊，東部地區(qū)與中西部地區(qū)在地理區(qū)位條件、資源環(huán)境稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布與經(jīng)濟發(fā)展水平等方面存在著較大差距，即存在明顯的空間異質(zhì)性。為此，本文將考察樣本按照國家地理區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)分為東部和中西部兩大區(qū)域，以對比分析氣體污染指標(biāo)的節(jié)能型環(huán)境規(guī)制和減排型環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的影響及空間溢出效應(yīng)的變化。通過對比表2、表3和表4可知，無論是核心解釋變量的系數(shù)，還是空間相關(guān)系數(shù)與空間自回歸系數(shù)，東部樣本、中西部樣本的符號正負(fù)整體上與全國樣本都具有一致性，但顯著性普遍降低，這也從側(cè)面說明本文結(jié)論的普適性。另外，與中西部樣本相比，東部樣本的空間溢出效應(yīng)較為顯著，即區(qū)域之間具有明顯的空間異質(zhì)性也得到驗證。

4.3穩(wěn)健性檢驗

對全國性樣本進行穩(wěn)健性檢驗（見表5），同時對不同類型環(huán)境規(guī)制之間關(guān)系的估計結(jié)果（見表6）進行對比分析，結(jié)果表明：

（1）環(huán)境規(guī)制變量的選取對本文的結(jié)果至關(guān)重要，上述實證分析中環(huán)境規(guī)制變量都為氣體污染指標(biāo)，本小節(jié)將環(huán)境規(guī)制變量替換為水體污染指標(biāo)，對環(huán)境規(guī)制與循環(huán)經(jīng)濟績效關(guān)系的穩(wěn)健性進行檢驗。其中，節(jié)能型環(huán)境規(guī)制變量替換為工業(yè)廢水排放強度，減排型環(huán)境規(guī)制變量替換為

化學(xué)需氧量去除率。表5為全國樣本的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，核心解釋變量和空間溢出效應(yīng)的正負(fù)和顯著性基本保持不變，即本文的實證檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的。

（2）為了檢驗在影響循環(huán)經(jīng)濟績效方面，節(jié)能型與減排型環(huán)境規(guī)制之間存在替代關(guān)系還是互補關(guān)系，本文進一步對模型3采用廣義空間模型（SAC）進行空間回歸分析。由表6可知，氣體污染指標(biāo)和水體污染指標(biāo)的交互項系數(shù)在三種空間權(quán)重矩陣下都通過了10%的顯著性水平檢驗，即節(jié)能型與減排型環(huán)境規(guī)制在促進循環(huán)經(jīng)濟績效提升方面存在互補關(guān)系。節(jié)能型和減排型環(huán)境規(guī)制分別作用于污染物排放的前端預(yù)防和末端治理，其中，前端預(yù)防主要指清潔生產(chǎn)技術(shù)的研發(fā)和創(chuàng)新，末端治理主要指減排設(shè)施的安裝和使用。兩種不同類型的環(huán)境規(guī)制各有所長，在提升循環(huán)經(jīng)濟績效中扮演著不同的角色，即多樣化環(huán)境規(guī)制工具組合使用對凈化經(jīng)濟增長質(zhì)量，實現(xiàn)經(jīng)濟效益和生態(tài)效益的“雙贏”具有重要意義。另外，與加入交互項前相比，分別基于氣體污染指標(biāo)與水體污染指標(biāo)的節(jié)能型環(huán)境規(guī)制與減排型環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效同樣存在倒“U”型變化特征，空間溢出效應(yīng)的系數(shù)正負(fù)與顯著性也具有一致性，從而再次驗證了本文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。再者，與基于氣體污染指標(biāo)的估計結(jié)果對比，基于水體污染指標(biāo)的交互項的顯著性更為明顯，說明基于水體污染指標(biāo)的節(jié)能型環(huán)境規(guī)制與減排型環(huán)境規(guī)制之間的互補效應(yīng)更為突出，即兩種不同環(huán)境規(guī)制工具在提升循環(huán)經(jīng)濟績效的過程中組合作用，對水體污染的治理效果更為明顯。

5結(jié)論及政策建議

本文基于2007—2016年中國30個省域面板數(shù)據(jù)，采用廣義空間模型（SAC），通過設(shè)置地理距離空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣和人力資本空間權(quán)重矩陣，著重分析了空間視角下節(jié)能型與減排型環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效的空間溢出效應(yīng)和空間異質(zhì)性，研究顯示：其一，中國省域循環(huán)經(jīng)濟績效對周圍（相近）省域存在顯著的正向溢出效應(yīng)，且循環(huán)經(jīng)濟效應(yīng)的空間變動趨勢具有較好的穩(wěn)健性；其二，環(huán)境規(guī)制與中國循環(huán)經(jīng)濟績效之間存在倒“U”型曲線的動態(tài)關(guān)系，即環(huán)境規(guī)制對循環(huán)經(jīng)濟績效呈現(xiàn)先促進后抑制的作用；其三，與中西部樣本相比，東部樣本的空間溢出效應(yīng)較為顯著，不同區(qū)域之間存在明顯的空間異質(zhì)性；其四，節(jié)能型與減排型環(huán)境規(guī)制在促進循環(huán)經(jīng)濟績效提升方面存在互補效應(yīng)，且水體污染指標(biāo)比氣體污染指標(biāo)的互補效應(yīng)顯著，多樣化環(huán)境規(guī)制工具應(yīng)該配套、組合使用；其五，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對中國循環(huán)經(jīng)濟績效有顯著的促進作用，要素稟賦對中國循環(huán)經(jīng)濟績效有顯著的抑制作用，而城鎮(zhèn)化水平和投資開放度對中國循環(huán)經(jīng)濟績效的影響具有不確定性。根據(jù)上述實證結(jié)果和研究結(jié)論，認(rèn)為應(yīng)從以下幾個方面著手提升循環(huán)經(jīng)濟績效：

第一，適當(dāng)加強環(huán)境規(guī)制強度，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的凈化效應(yīng)，同時要注重多樣化環(huán)境規(guī)制工具的配套、組合使用，從節(jié)能與減排兩個方面著手形成合力促使循環(huán)經(jīng)濟績效提升。各地在制定和實施環(huán)境規(guī)制時，在達到國家基本環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，應(yīng)建立在企業(yè)的承載力范圍之內(nèi)，遵循地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實進行動態(tài)調(diào)整，從而避免進入盲目提高或放松環(huán)境規(guī)制強度的誤區(qū)，進而實現(xiàn)改善生態(tài)環(huán)境與凈化經(jīng)濟質(zhì)量的雙贏。

第二，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，推進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。隨著“中部崛起”和“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的實施和改革開放在中西部地區(qū)的深入推進，國外和東部沿海省份的污染密集型產(chǎn)業(yè)“西遷”在快速拉動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長的同時，也給當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境帶來了嚴(yán)重的污染。因此，中西部地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時應(yīng)提高環(huán)境規(guī)制的“質(zhì)量門檻”，避免重蹈東部地區(qū)“先污染后治理”的覆轍，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和循環(huán)經(jīng)濟績效提升的空間聯(lián)動效應(yīng)。

第三，打破市場分割壁壘，建立自由流通的要素市場，并鼓勵不同地區(qū)企業(yè)之間進行合作與交流，發(fā)揮人才、資金和技術(shù)的正向溢出效應(yīng)，提高要素配置效率和技術(shù)進步水平，從而促進循環(huán)經(jīng)濟績效的提升。將環(huán)境規(guī)制效果納入政績考核范圍之內(nèi)，并積極引導(dǎo)公眾和媒體對環(huán)境問題的監(jiān)督，壓縮地方政府在落實環(huán)境規(guī)制政策時的政治空間，推進要素市場建設(shè)和技術(shù)交流平臺搭建，從而建立良好的循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境。

第四，堅持走新型城鎮(zhèn)化道路，實現(xiàn)由偏向“速度”向注重“質(zhì)量”的轉(zhuǎn)變。受戶籍制度和公共服務(wù)供給制度的影響，“大城市太擁擠、中等城市無法形成規(guī)模、小城市集聚不足”成為城鎮(zhèn)化建設(shè)的現(xiàn)實困境。因此，推進公共服務(wù)的人口均等化，從制度上保障進城農(nóng)民的應(yīng)得權(quán)益，才能徹底消除城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的傳統(tǒng)壁壘，進而為環(huán)境規(guī)制促進循環(huán)經(jīng)濟績效提升創(chuàng)造新的市場潛能，形成新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與循環(huán)經(jīng)濟績效提升協(xié)調(diào)發(fā)展的局面。

第五，提高對外開放水平，形成“陸海內(nèi)外聯(lián)動、東西雙向互濟”的全面開放格局。通過提高引進外資的“質(zhì)量門檻”避免成為“污染避難所”，并加強外資與國內(nèi)重大科技創(chuàng)新項目的結(jié)合，建立約束與激勵并重的環(huán)保技術(shù)市場，通過提高環(huán)境規(guī)制強度倒逼企業(yè)進行清潔技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝改良，并通過研發(fā)補貼、金融支持和知識產(chǎn)權(quán)保護為企業(yè)的環(huán)保研發(fā)創(chuàng)新提供有效的制度保障，形成對外開放水平提高和循環(huán)經(jīng)濟績效提升的良性互動局面。

（編輯：李琪）

參考文獻（References）

[1]李斌， 曹萬林. 環(huán)境規(guī)制對我國循環(huán)經(jīng)濟績效的影響研究：基于生態(tài)創(chuàng)新的視角[J].中國軟科學(xué)， 2017（6）： 140-154. [LI Bin， CAO Wanlin. Study on the influence of environmental regulation on the circular economy performance： perspective of ecoinnovation[J]. China soft science， 2017（6）：140-154.]

[2]張倩. 環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響機理及實證研究[D]. 哈爾濱：哈爾濱工業(yè)大學(xué)， 2016：18-23. [ZHANG Qian. Impacting mechanism of environmental regulation on enterprise technological innovation and its empirical research[D]. Harbin： Harbin Institute of Technology， 2016：18-23.]

[3]程都， 李鋼. 環(huán)境規(guī)制強度測算的現(xiàn)狀及趨勢[J].經(jīng)濟與管理研究， 2017， 38（8）： 75-85. [CHENG Du， LI Gang. Current situation and trend of evaluating environmental regulation strength[J]. Research on economics and management， 2017， 38（8）： 75-85.]

[4]黃清煌， 高明， 吳玉. 環(huán)境規(guī)制工具對中國經(jīng)濟增長的影響：基于環(huán)境分權(quán)的門檻效應(yīng)分析[J]. 北京理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2017， 19（3）： 33-42. [HUANG Qinghuang， GAO Ming， WU Yu. Impact of environmental regulation tools on the economic growth of China： threshold effect analysis based on environmental decentralization[J].Journal of Beijing Institute of Technology（social sciences edition）， 2017， 19（3）： 33-42.]

[5]LANGPAP C ， SHIMSHACK J P. Private citizen suits and public enforcement： substitutes or complements？[J]. Journal of environmental economics and management， 2010， 59（3）：235-249.

[6]RUBASHKINA Y， GALEOTTI M， VERDOLINI E. Environmental regulation and competitiveness： empirical evidence of the Porter Hypothesis from European manufacturing sectors[J]. Energy policy， 2015， 83（8）： 288-300.

[7]鐘茂初， 李夢潔， 杜威劍.環(huán)境規(guī)制能否倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整：基于中國省域面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 25（8）： 107-115. [ZHONG Maochu， LI Mengjie， DU Weijian. Can environmental regulation force industrial structure adjustment： an empirical analysis based on provincial panel data[J]. China population， resources and environment， 2015， 25（8）： 107-115.]

[8]張江雪， 蔡寧， 楊陳. 環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)綠色增長指數(shù)的影響[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 25（1）： 24-31. [ZHANG Jiangxue， CAI Ning， YANG Chen. Impact of environmental regulation on green growth index of industry in China[J]. China population，resources and environment， 2015， 25（1）： 24-31.]

[9]CAI X， LU Y， WU M， et al. Does environmental regulation drive away inbound foreign direct investment？ evidence from a quasinatural experiment in China[J]. Journal of development economics， 2016， 123（9）： 73-85.

[10]姜珂， 游達明. 基于央地分權(quán)視角的環(huán)境規(guī)制策略演化博弈分析[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016， 26（9）： 139-148. [JIANG Ke， YOU Daming. Evolutionary game of environmental regulation strategy from the perspective of decentralization between central and local governments[J]. China population，resources and environment， 2016， 26（9）： 139-148.]

[11]羅良文， 雷鵬飛， 孟科學(xué). 企業(yè)環(huán)境尋求、污染密集型生產(chǎn)區(qū)際轉(zhuǎn)移與環(huán)境監(jiān)管[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016， 26（1）： 113-120. [LUO Liangwen， LEI Pengfei， MENG Kexue. Corporate environmental seeking strategy，pollutionintensive production transfer and environmental regulation[J]. China population，resources and environment， 2016， 26（1）： 113-120.]

[12]ZHAO L， SUN C ，LIU F. Interprovincial twostage water resource utilization efficiency under environmental constraint and spatial spillover effects in China[J]. Journal of cleaner production， 2017， 164（15）： 715-725.

[13]劉傳江， 趙曉夢. 強“波特假說”存在產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性嗎？：基于產(chǎn)業(yè)碳密集程度細(xì)分的視角[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2017， 27（6）： 1-9. [LIU Chuangjiang， ZHAO Xiaomeng. Does strong porter hypothesis have indutiral heterogeneity？：the perspective from segmentation of industrial carbon intensity[J]. China population，resources and environment， 2017， 27（6）： 1-9.]

[14]范玉波， 劉小鴿. 基于空間替代的環(huán)境規(guī)制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2017， 27（10）： 30-38. [FAN Yubo， LIU Xiaoge. Study on industrial structure effect of environmental regulation based on spatial substitution[J]. China population，resources and environment， 2017， 27（10）： 30-38.]

[15]CHEN Z， KAHN M E， LIU Y， et al. The consequences of spatially differentiated water pollution regulation in China[J]. Journal of environmental economics and management， 2018， 88（3）：468-485.

[16]YANG L ， ZHANG X. Assessing regional ecoefficiency from the perspective of resource， environmental and economic performance in China： a bootstrapping approach in global data envelopment analysis[J]. Journal of cleaner production， 2018， 173（1）： 100-111.

[17]LEEUWEN G V， MOHNEN P. Revisiting the porter hypothesis： an empirical analysis of green innovation for the Netherlands[J]. Economics of innovation and new technology， 2017， 26： 63-77.

[18]李寧，丁四保，趙偉.中國循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的空間分異與優(yōu)化[J]. 中國人口.資源與環(huán)境，2011，21（5）： 157-163. [LI Ning， DING Sibao， ZHAO Wei.Study on spatial differentiation and optimization of circular economy development in China[J]. China population，resources and environment， 2011， 21（5）： 157-163.]

[19]郗永勤，艾良友. 我國省域循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展的綜合評價、類型分析與路徑探討[J]. 中國行政管理，2015（4）：107-112. [XI Yongqin， AI Liangyou. Comprehensive evaluation，type analysis and paths of provincial circular economy development in China[J]. Chinese public administration， 2015（4）： 107-112.]

[20]周肖肖，豐超，胡瑩，等. 環(huán)境規(guī)制與化石能源消耗：技術(shù)進步和結(jié)構(gòu)變遷視角[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2015， 25（12）： 35-44. [ZHOU Xiaoxiao， FENG Chao， HU Ying， et al. Environmental regulation and fossil energy consumption：based on the perspective of progress and economic structure transformation[J]. China population，resources and environment， 2015， 25（12）： 35-44.]

[21]余泳澤. 改革開放以來中國經(jīng)濟增長動力轉(zhuǎn)換的時空特征[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究， 2015， 32（2）：19-34.[YU Yongze. Spatial and temporal characteristics of the propulsion transform of Chinas economic growth since the reform and opening up[J]. The journal of quantitative & technical economics， 2015， 32（2）： 19-34.]

[22]彭國華. 中國地區(qū)收入差距、全要素生產(chǎn)率及其收斂分析[J]. 經(jīng)濟研究， 2005（9）： 19-29. [PENG Guohua. The disparity of income ，TFP and the convergence hypothesis in Chinese provinces[J]. Economy research journal， 2005（9）： 19-29.]