環(huán)境規(guī)制影響中國污染排放的作用機制研究
——基于TFP及其分解項的視角

沈明偉，張海玲

(山東師范大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250014)

一、引 言

近年來，中國越來越多的環(huán)境污染問題被暴露，特別是每年冬季長時間大面積的重度霧霾天氣發(fā)生，已引起全社會的廣泛關(guān)注與擔(dān)憂。據(jù)統(tǒng)計，十二五期間，我國化學(xué)需氧量、二氧化硫等主要污染物的年均排放量仍然處于2000萬噸左右的高位，78.4%的城市空氣質(zhì)量未達標(biāo)，環(huán)境承載能力超過或接近上限。環(huán)境污染的加劇一方面影響了人們的正常生活，尤其是長期暴露在污染環(huán)境中增加了罹患嚴重疾病的風(fēng)險；另一方面，環(huán)境污染影響了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，限制了新舊增長動能的有機轉(zhuǎn)換，制約了經(jīng)濟的綠色可持續(xù)發(fā)展[注]，黃新華，于瀟：《環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟發(fā)展的政策工具檢驗》，《河南師范大學(xué)學(xué)報》(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2018年第3期。因此，對于環(huán)境污染治理的呼聲日益高漲。黨的十八大以來，我國將生態(tài)文明建設(shè)納入中國特色社會主義事業(yè)“五位一體”總體布局和“四個全面”的戰(zhàn)略布局中，加大環(huán)境綜合治理力度，強化環(huán)境督查執(zhí)法，生態(tài)環(huán)境得到了顯著改善。2017年全國338個地級市及以上城市可吸入顆粒物(PM10)平均濃度比2013年下降了22.7%，京津冀、長三角、珠三角區(qū)域細顆粒物(PM2.5)平均濃度比2013年分別下降39.6%、34.3%和27.2%，同時地表水優(yōu)良水質(zhì)斷面比例不斷提升，劣Ⅴ類水體比例下降到8.3%[注]中華人民共和國生態(tài)環(huán)境部：《2017中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》，2018年5月。。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制，人們往往只關(guān)注直接的減排效果，但是對于產(chǎn)生減排效應(yīng)的作用機制卻很少提及。環(huán)境治理通過行政命令、經(jīng)濟激勵以及自愿引導(dǎo)等手段，迅速淘汰落后產(chǎn)能[注]張?zhí)N萍：《公平競爭審查視野下中國政府規(guī)制治理體系的構(gòu)建》，《理論學(xué)刊》，2017年第5期。，加速生產(chǎn)資源流向更清潔高效的企業(yè)與產(chǎn)業(yè)，促進綠色技術(shù)研發(fā)，推動了效率改善和技術(shù)進步，進而提高了全要素生產(chǎn)率，這一過程中的每個環(huán)節(jié)都對污染排放產(chǎn)生很大影響。因此，只有厘清環(huán)境規(guī)制影響污染排放的背后作用機制，才能精確地尋找環(huán)境治理的發(fā)力點，更有針對性地制定環(huán)境政策。基于此，文章利用2003-2013年中國34個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)[注]2013年國務(wù)院頒布了《大氣污染防治行動計劃》，受政策影響和沖擊，污染排放會在短期內(nèi)出現(xiàn)急劇下降，但這種下降并非是全要素生產(chǎn)率提升引致的，因此2013年是一個斷點，2013年以前作為一個研究區(qū)間，2013年以后作為另一個研究區(qū)間，這篇論文是以2013年以前的區(qū)間為研究對象，以后會針對2013年后的的區(qū)間展開后續(xù)研究。，通過構(gòu)建靜態(tài)與動態(tài)回歸模型，實證檢驗了環(huán)境規(guī)制通過效率改進、技術(shù)進步等渠道影響污染排放的作用機制，一方面有利于提高環(huán)境規(guī)制的實施效率，另一方面對于協(xié)同推進環(huán)境改善與經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述及理論分析

(一)環(huán)境規(guī)制的減排效應(yīng)

多年來，學(xué)術(shù)界圍繞著環(huán)境規(guī)制的實施效果展開了熱烈的討論，大多得出了環(huán)境規(guī)制有利于污染減排的結(jié)論。如李永友等(2008)[注]李永友，沈坤榮：《中國污染控制政策的減排效果——基于省際工業(yè)污染數(shù)據(jù)的實證分析》，《管理世界》，2008年第7期。認為中國污染控制政策總體上對減排起到了積極作用，黃清煌、高明(2017)[注]黃清煌，高明：《環(huán)境規(guī)制的節(jié)能減排效應(yīng)研究——基于面板分位數(shù)的經(jīng)驗分析》，《科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理》，2017年第1期。也證實了環(huán)境規(guī)制確實促進了節(jié)能減排效率的改善。但是一些學(xué)者從動態(tài)視角發(fā)現(xiàn)，盡管短期內(nèi)環(huán)境規(guī)制對污染排放具有抑制作用，但是長期來看，減排效果逐步減弱直至消失，如徐盈之、楊英超(2015)[注]徐盈之，楊英超：《環(huán)境規(guī)制對我國碳減排的作用效果和路徑研究——基于脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析》，《軟科學(xué)》，2015年第4期。、余長林等(2015)[注]余長林，高宏建：《環(huán)境管制對中國環(huán)境污染的影響——基于隱性經(jīng)濟的視角》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2015年第7期。認為環(huán)境規(guī)制通過減少官方經(jīng)濟活動降低了污染排放，但另一方面卻助長了隱性經(jīng)濟，反而加劇了環(huán)境污染。也有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制隨著地區(qū)以及環(huán)境規(guī)制工具的不同，表現(xiàn)出異質(zhì)性的特征，如劉曄、張訓(xùn)常(2018)[注]劉曄，張訓(xùn)常：《環(huán)境保護稅的減排效應(yīng)及區(qū)域差異性分析——基于我國排污費調(diào)整的實證研究》，《稅務(wù)研究》，2018年第2期。認為提高排污收費只在東部地區(qū)和中部地區(qū)起到顯著的減排效應(yīng)，對于西部地區(qū)，減排效應(yīng)并不顯著。張同斌、陳婷玉(2017)[注]張同斌，陳婷玉：《中國區(qū)域經(jīng)濟關(guān)聯(lián)視角下的碳減排效應(yīng)模擬與地區(qū)減排差異解釋》，《經(jīng)濟科學(xué)》，2017年第6期。的研究恰恰相反，他們發(fā)現(xiàn)在相同的碳強度減排目標(biāo)下，欠發(fā)達地區(qū)碳排放量下降的幅度相對加大，而發(fā)達地區(qū)碳排放的降幅較小。毛暉等(2014)[注]毛暉，汪莉，郭鵬宇：《我國環(huán)境經(jīng)濟手段的減排效應(yīng)》，《稅務(wù)研究》，2014年第6期。運用1999-2010年省級面板數(shù)據(jù)研究了排污收費和工業(yè)污染治理投資兩種環(huán)境經(jīng)濟手段的減排效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，排放收費能夠有效地控制污染排放，但污染治理投資卻未實現(xiàn)顯著的減排效果，而王梓慕等(2017)[注]王梓慕，高明，黃清煌，郜鑌濱：《環(huán)境政策、環(huán)保投資與公眾參與對工業(yè)廢氣減排影響的實證研究》，《生態(tài)經(jīng)濟》2017年第6期。的研究顯示市場化政策工具對污染減排的效果明顯大于行政化政策工具。徐圓(2014)[注]徐圓：《源于社會壓力的非正式性環(huán)境規(guī)制是否約束了中國的工業(yè)污染？》，《財貿(mào)研究》，2014年第2期。的研究結(jié)果表明，源于社會壓力的非正式性環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)污染排放強度的下降起到了積極的作用，但作用還遠低于正式性環(huán)境規(guī)制。綜上所述，整體來看環(huán)境治理是有利于減少污染排放的，但考慮到時間推移、地區(qū)異質(zhì)性以及規(guī)制手段的異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制的減排效應(yīng)不盡相同。上述研究主要集中于探討環(huán)境規(guī)制的直接減排效果，但是對于這種減排效應(yīng)產(chǎn)生的背后作用機制卻鮮有提及，本文擬在此方面做出補充。

(二)環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟效應(yīng)

有關(guān)環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟效應(yīng)的探討是研究的另一熱點，由于全要素生產(chǎn)率更能反映經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量，因此學(xué)者們大多從全要素生產(chǎn)率視角分析環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展的影響。如陳詩一(2010)[注]陳詩一：《中國綠色工業(yè)革命：基于環(huán)境全要素生產(chǎn)率視角的解釋(1980-2008)》，《經(jīng)濟研究》，2010年第11期?；诜较蛐跃嚯x函數(shù)測算了中國工業(yè)分行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)改革開放以來中國實行的一系列節(jié)能減排政策有效地推動了工業(yè)綠色生產(chǎn)率的持續(xù)改善。李樹和翁衛(wèi)國(2013)[注]李樹，翁衛(wèi)國：《我國地方環(huán)境管制與全要素生產(chǎn)率增長——基于地方立法和行政規(guī)章實際效率的實證分析》，《財經(jīng)研究》，2014年第2期?；诘貐^(qū)層面數(shù)據(jù)，評估了地方環(huán)境管制對中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增長的影響，發(fā)現(xiàn)嚴格的環(huán)境管制能夠同時推動環(huán)境質(zhì)量改善與生產(chǎn)率增長。王杰和劉斌(2014)[注]王杰，劉斌：《環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2014年第3期。利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計量檢驗了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，研究結(jié)論顯示環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)先抑制后促進再抑制的“倒N型”關(guān)系。也有一些學(xué)者基于環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率進行了分解，如李玲(2012)[注]李玲，陶鋒：《中國制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強度的選擇——基于綠色全要素生產(chǎn)率的視角》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2012年第5期。考慮了能源投入和四種非期望產(chǎn)出，將工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進步指數(shù)、純技術(shù)效率指數(shù)、規(guī)模效率指數(shù)、技術(shù)規(guī)模變動指數(shù)，并分行業(yè)探討了環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率及各分解項的影響。李谷成(2011)[注]李谷成，陳寧陸，閔悅：《環(huán)境規(guī)制條件下中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長與分解》，《中國人口·資源與環(huán)境》，2011年第11期。等基于Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)計算了環(huán)境規(guī)制約束下中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，并將全要素生產(chǎn)率進一步分解為前沿技術(shù)進步和環(huán)境技術(shù)效率兩項指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)前沿技術(shù)進步對于全要素生產(chǎn)率增長的貢獻最大。葉祥松、彭良燕(2013)[注]葉祥松，彭良燕：《我國環(huán)境規(guī)制下的規(guī)制效率與全要素生產(chǎn)率研究：1999-2008》，《財貿(mào)經(jīng)濟》，2011年第2期。同樣運用ML生產(chǎn)率指數(shù)測算了環(huán)境規(guī)制下全要素生產(chǎn)率的增長，并且將其進一步分解為效率變化指數(shù)與技術(shù)進步指數(shù)，同時將環(huán)境規(guī)制效率分解為環(huán)境技術(shù)效率與環(huán)境規(guī)制成本兩部分，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制有效促進全要素生產(chǎn)率的進步，這主要得益于環(huán)境技術(shù)效率的改進。上述學(xué)者從各個層面詳細地探討了環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率及其各分解項的影響，研究結(jié)論基本以正向效應(yīng)為主，但是鮮有學(xué)者從全要素生產(chǎn)率提升及其各分解項進步的角度分析環(huán)境規(guī)制的減排效應(yīng)。如上所述，環(huán)境規(guī)制無論是促進技術(shù)進步還是拉動效率提升，都將對污染排放產(chǎn)生重要的影響，這是評估前期環(huán)境規(guī)制效果的衡量指標(biāo)，也是后期調(diào)整環(huán)境政策的重要參考因素，因此需要深入探討。

三、全要素生產(chǎn)率的測算及分析

(一)測算方法

本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法對2003-2013年中國34個工業(yè)行業(yè)的TFP進行了測算(具體行業(yè)名稱見表1)。假定每個行業(yè)為一個決策單位，以(xt，yt)和(xt+1，yt+1)分別表示某一行業(yè)在t和t+1期的投入產(chǎn)出量，根據(jù)Fare(1994)[注]Fare,R.,Grosskopf,S.,etal.“Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries”，American Economic Review，1994，4(1).，在特定的技術(shù)條件下，第i個行業(yè)在t和t+1期的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分別為：

(1)

(2)

(3)

=TEi(xt+1，yt+1，xt，yt)×EFFi(xt+1，yt+1，xt，yt)

=TEi(xt+1，yt+1，xt，yt)×PEi(xt+1，yt+1，xt，yt)×SEi(xt+1，yt+1，xt，yt)

通過式(3)可知，TFP可以分解為技術(shù)進步TE和技術(shù)效率EFF的變化，其中，EFF又可以進一步分解為純技術(shù)效率PE和規(guī)模效率SE的變動，TFP、TE、PE和SE的值大于1，分別表示從t期到t+1期，TFP增長、技術(shù)進步、純技術(shù)效率改善和規(guī)模經(jīng)濟。

(二)投入產(chǎn)出指標(biāo)及數(shù)據(jù)來源

1.資本投入。以全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的資本存量作為資本投入，借鑒張軍等(2009)[注]張軍，陳詩一，Gary H：《結(jié)構(gòu)改革與中國工業(yè)增長》，《經(jīng)濟研究》，2009年第7期。的研究，利用永續(xù)盤存法進行估算，具體計算方法如下：

ki，t=(1-δi，t)×ki，t-1+Ii，t

(4)

ki，t表示第i個行業(yè)在第t年的資本存量，δi，t表示第i個行業(yè)在第t年的折舊率，可以通過以下內(nèi)在關(guān)系計算得出：δi，t=CDi，t/ovfai，t-1，CDi，t=cdi，t-cdi，t-1，CDi，t=ovfai，t-1-nvfai，t，其中CDi，t代表某一行業(yè)當(dāng)年的累計折舊，而ovfai，t和nvfai，t分別代表第i個行業(yè)在第t年的固定資產(chǎn)原價和固定資產(chǎn)凈值。ki，t-1表示第i個行業(yè)前一年期的資本存量，Ii，t表示第i個行業(yè)在第t年的可比價新增投資，本文的考察期為2003-2013年，以2002年分行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值作為起始的資本存量，并通過價格平減折算成以1990年為基年的可比價固定資產(chǎn)凈值，Ii，t采用類似的方法進行平減折算。

2.勞動投入。以各行業(yè)全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的全部從業(yè)人員年平均人數(shù)來表示。

3.工業(yè)產(chǎn)出。以各行業(yè)全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的工業(yè)增加值作為產(chǎn)出變量，同時根據(jù)歷年工業(yè)品出廠價格指數(shù)以1990年為基期進行平減折算。

4.數(shù)據(jù)來源。測算中使用的原始數(shù)據(jù)均來源于2002-2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，考慮到各年鑒統(tǒng)計口徑的一致性和數(shù)據(jù)的可得性，根據(jù)中國國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(GB/T475-2002)對規(guī)模以上的工業(yè)行業(yè)進行劃分，刪除木材及竹材采選業(yè)、開采輔助活動、其他采礦業(yè)、廢棄資源綜合利用業(yè)、金屬制品、機械和設(shè)備修理業(yè)、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等行業(yè)，同時對農(nóng)副食品加工業(yè)和食品制造業(yè)、橡膠制品業(yè)與塑料制品進行歸并，最終將行業(yè)數(shù)目調(diào)整為34個(詳見表1)。部分數(shù)據(jù)缺失的年份采用線性擬合的方式進行插值，2008年及以后的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)按照上一年各行業(yè)工業(yè)增加值乘以當(dāng)年12月份工業(yè)分大類行業(yè)增加值累計增長速度計算得出，累計增長速度來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

(三)測算結(jié)果分析

運用DEAP2.1軟件對2003-2013年中國34個工業(yè)行業(yè)的TFP指數(shù)進行了測算和分解，由于篇幅所限，本文只列出歷年均值，詳見表1。

表1 2003年-2013年中國34個工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率均值及分解項均值

通過測算結(jié)果可以看出：首先，2003-2013年絕大多數(shù)工業(yè)行業(yè)的TFP指數(shù)都提高了，表明中國經(jīng)濟不僅取得了總量的增長，而且實現(xiàn)了效率的提升。其次，從分解項來看，技術(shù)進步指數(shù)的貢獻度相對較大，34個工業(yè)行業(yè)在考察期內(nèi)均實現(xiàn)了不同程度的技術(shù)進步，而各行業(yè)的技術(shù)效率指數(shù)的貢獻度相對較小，而且有17個行業(yè)呈現(xiàn)出技術(shù)效率下降的趨勢。通過對技術(shù)效率指數(shù)的進一步分解可以看出，多數(shù)行業(yè)的規(guī)模效率指數(shù)都實現(xiàn)了提升，這表明隨著我國加速淘汰落后產(chǎn)能，低效率企業(yè)被擠出，工業(yè)部門的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)逐步顯現(xiàn)。而另一分解項即純技術(shù)效率指數(shù)在大多數(shù)工業(yè)行業(yè)中卻表現(xiàn)為下降的趨勢，這也是導(dǎo)致技術(shù)效率指數(shù)退步的主要原因，純技術(shù)效率指數(shù)反映生產(chǎn)經(jīng)營管理改善的情況，說明當(dāng)前我國工業(yè)企業(yè)的綜合治理能力與管理水平還有待提高。

四、計量模型和數(shù)據(jù)

(一)計量模型

在前文分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下計量模型：

EPi，t=β0+β1ERi，t+β2TFPCHi，t+β3ERi，t×TFPCHi，t+ΘCi，t+ui+vt+εi，t

(5)

其中，i和t分別表示行業(yè)和時間；EPi，t代表第i個行業(yè)在第t年的污染排放指標(biāo)；ERi，t表示第i個行業(yè)在第t年的環(huán)境規(guī)制強度；TFPCHi，t代表第i個行業(yè)在第t年的TFP及其各分解項指數(shù)，分別以TFP、TE、EFF、SE、PE表示；Ci，t表示影響污染排放的其他控制變量，包括各行業(yè)的人均GDP及其二次項、能源強度、研發(fā)強度、出口率、進口率、外資進入程度等。ui和vt分別表示非觀測的行業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，εi，t為隨機誤差項，為消除異方差，對所有變量取自然對數(shù)。

為考察環(huán)境規(guī)制通過TFP及各分解項對污染排放產(chǎn)生的間接影響，本文在計量模型中引入環(huán)境規(guī)制與TFP及各分解項的交互項，對式(5)兩邊關(guān)于環(huán)境規(guī)制求偏導(dǎo)，可以得到：

(6)

其中，β1表示環(huán)境規(guī)制對污染排放的直接影響，而β3表示環(huán)境規(guī)制通過TFP提升及各分解項指標(biāo)進步對污染排放產(chǎn)生的間接效應(yīng)。

為避免由于遺漏變量等原因帶來的內(nèi)生性問題，本文將被解釋變量的一階與二階滯后項作為解釋變量加入模型，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定如下：

EPi，t=η0+η1EPi，t-1+η2EPi，t-2+η3ERi，t+η4TFPCHi，t+η5ERi，t×TFPCHi，t+ΘCi，t+ui+vt+εi，t

(7)

(二)變量和數(shù)據(jù)

1.污染排放(EP)。借鑒李玲、陶鋒(2012)[注]李玲，陶峰：《中國制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強度的選擇——基于綠色全要素生產(chǎn)率的視角》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2012年第5期。的研究，通過對各行業(yè)歷年工業(yè)廢水排放強度、工業(yè)SO2排放強度以及工業(yè)煙(粉)塵排放強度進行線性標(biāo)準化和等權(quán)加和平均的方法計算污染排放強度。

2.環(huán)境規(guī)制強度(ER)。采用各工業(yè)行業(yè)廢水、廢氣污染治理設(shè)施本年運行費用占本行業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的比重衡量環(huán)境規(guī)制強度，環(huán)境規(guī)制強度代表了政府治理環(huán)境的決心與力度，預(yù)計與污染排放呈負相關(guān)關(guān)系。

3.全要素生產(chǎn)率指數(shù)與環(huán)境規(guī)制強度的交互項(ER×TFPCH)。理論上TFP提高，分攤在單位產(chǎn)品上的污染排放將會下降，預(yù)計兩者之間呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系。TECH與污染排放之間的相關(guān)關(guān)系取決于技術(shù)進步的類型，若技術(shù)進步為綠色偏向型，將會促進環(huán)境質(zhì)量的改善，若為污染偏向型，則會加劇污染排放。EFFCH的變化取決于PECH與SECH，無論是規(guī)模效率的提升還是管理效率的改善都會帶來污染排放的減少，預(yù)計三者與污染排放之間均呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。

4.控制變量(C)。為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文加入了下列控制變量：(1)人均實際收入(PG)，以各行業(yè)工業(yè)增加值與全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值來表示，用于檢驗環(huán)境庫茲涅茨曲線假說。(2)能源強度(ED)，以歷年各行業(yè)的工業(yè)增加值與能源消耗總量來表示，預(yù)計將對污染排放產(chǎn)生正向影響。(3)研發(fā)強度(RD)，以各行業(yè)的研發(fā)經(jīng)費支出與主營業(yè)務(wù)收入之比來表示，加大研發(fā)投入將提高節(jié)能效率，預(yù)計與污染排放之間呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。(4)對外開放度，以各行業(yè)進口率(IM)、出口率(EX)和外資進入程度(FDI)代表，進口率以各行業(yè)進口額與本行業(yè)主營業(yè)務(wù)收入之比來表示，出口率以各行業(yè)出口額與本行業(yè)工業(yè)增加值比重來表示，外資進入程度以各行業(yè)外商主營業(yè)務(wù)收入占本行業(yè)主營業(yè)務(wù)收入之比來表示。若“污染避難所”效應(yīng)存在，預(yù)計出口和外資進入程度與污染排放之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而進口則與污染排放之間呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。

相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2002-2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》，進出口數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)委數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)盛斌(2002)[注]盛斌：《中國對外貿(mào)易政策的政治經(jīng)濟分析》，上海：上海人民出版社，2002年版，第517-529頁。的方法，對SITC分類下3位碼商品的進出口額進行匯總。

五、實證結(jié)果與分析

(一)靜態(tài)面板的估計結(jié)果

本文利用stata12.0軟件對回歸方程進行估計，F(xiàn)檢驗、LM檢驗與Hausman檢驗的結(jié)果顯示應(yīng)采用固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果見表2。方程(1)-(5)分別報告的是以TFP、TE、EFF、SE、PE為自變量的回歸結(jié)果，分析如下：

表2 靜態(tài)面板的固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

注：①()內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗統(tǒng)計量的p值，***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。②F檢驗的原假設(shè)為在固定效應(yīng)與混合回歸之間，應(yīng)選擇混合回歸，LM檢驗的原假設(shè)為在隨機效應(yīng)與混合回歸之間，應(yīng)選擇混合回歸，Hausman檢驗的原假設(shè)為在隨機效應(yīng)與固定效應(yīng)之間，應(yīng)選擇隨機回歸模型。

首先，所有回歸方程結(jié)果均顯示環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)為負，且在不同顯著性水平上顯著，這與預(yù)期相符，表明環(huán)境規(guī)制越嚴厲，污染排放越少。其次，TFP指數(shù)與環(huán)境規(guī)制變量交互項的回歸系數(shù)為負，且在10%的顯著性水平上顯著，表明我國各工業(yè)行業(yè)TFP的進步有利于污染排放的下降，與預(yù)期相符。再次，TE指數(shù)與環(huán)境規(guī)制變量交互項的回歸系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平上顯著，表明目前我國各工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進步仍存在污染偏向。技術(shù)進步具有路徑依賴性，而合理的環(huán)境管制能夠轉(zhuǎn)變技術(shù)進步的方向，引導(dǎo)其進入綠色的軌道，當(dāng)前我國的環(huán)境規(guī)制水平還未能促使技術(shù)進步突破污染偏向性的路徑依賴，不利于工業(yè)的綠色發(fā)展。最后，EFF指數(shù)與環(huán)境規(guī)制變量交互項的回歸系數(shù)為負，且在5%的顯著性水平上顯著，表明環(huán)境規(guī)制提高了能源利用效率，降低了污染排放。通過對EFF指數(shù)進行分解可以看出，SE指數(shù)與環(huán)境規(guī)制變量交互項的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上為負，這可能是因為近年來，我國密集出臺了一系列的環(huán)保改革措施，加速了對于落后產(chǎn)能的淘汰，實現(xiàn)了工業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級，從而降低了污染排放。而在環(huán)境規(guī)制下，PE指數(shù)與污染排放之間關(guān)系卻不顯著，表明我國工業(yè)企業(yè)的管理效率尤其是污染治理能力仍有待提高。

表2還匯報了各控制變量的回歸結(jié)果，首先，人均實際收入的一次項與環(huán)境污染之間呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，而二次項與污染排放之間的關(guān)系卻不明顯，庫茲涅茨曲線假說沒有得到驗證。其次，能源強度與污染排放之間表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)關(guān)系，單位產(chǎn)值的能源消耗量越大，污染排放越多，這與預(yù)期相符。再次，研發(fā)強度與污染排放之間在1%的顯著性水平上高度負相關(guān)，表明加大綠色技術(shù)的研發(fā)投入有助于降低污染排放。最后，無論是進口率、出口率還是外資進入程度與污染排放之間的關(guān)系均不顯著，“污染避難所”假說并未得到驗證。

(二)動態(tài)面板的估計結(jié)果

本文采用系統(tǒng)GMM方法對模型進行動態(tài)估計，Sargan檢驗的結(jié)果表明工具變量的選取是有效的，Arellano-Bond殘差序列相關(guān)檢驗顯示差分方程不存在二階自相關(guān)，接受模型擾動項不存在自相關(guān)的原假設(shè)，因此可以認為系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果是可靠的。

表3 動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果

注：①()內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗統(tǒng)計量的p值，***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。②Arellano-Bond檢驗的零假設(shè)是模型擾動項不存在自相關(guān)，系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果要求差分方程不存在二階自相關(guān)，但允許一階自相關(guān)，因此上表只報告了AR(2)的結(jié)果。Sargan檢驗的零假設(shè)是所有工具變量均有效。

從表3的回歸結(jié)果來看，首先，將污染排放的滯后一期與滯后二期作為解釋變量納入回歸方程中，兩者與環(huán)境污染之間均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明污染排放確實存在動態(tài)持續(xù)變化的特征。其次，環(huán)境規(guī)制變量與污染排放之間繼續(xù)保持高度的負相關(guān)關(guān)系，加大環(huán)境規(guī)制力度依舊是實現(xiàn)我國節(jié)能減排的主要措施和手段。TFP指數(shù)、TE指數(shù)、EFF指數(shù)與環(huán)境規(guī)制變量交互項的回歸系數(shù)分別為負、正與負，這與靜態(tài)面板的估計結(jié)果一致，表明TFP的提高有利于污染排放的下降，而TFP的減排效應(yīng)主要來自于技術(shù)效率的改善，而技術(shù)進步由于污染偏向性的路徑依賴反而進一步惡化了環(huán)境。EFF指數(shù)的減排效應(yīng)主要得益于規(guī)模效率SE的提高，而PE指數(shù)和環(huán)境規(guī)制的交互項與污染排放之間的關(guān)系依舊不顯著。最后，各控制變量與污染排放之間的關(guān)系與靜態(tài)估計結(jié)果基本一致，只是系數(shù)稍有變化，說明估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了繼續(xù)考察估計結(jié)果的可靠性，本文采用下列方法進行穩(wěn)健性檢驗，首先在回歸方程中依次加入各解釋變量，結(jié)果顯示各變量的系數(shù)及顯著性沒有明顯變化；其次對廢水排放達標(biāo)率、二氧化硫去除率、煙塵去除率、粉塵去除率和固體廢物綜合利用率5個單項指標(biāo)進行標(biāo)準化，以此作為環(huán)境規(guī)制的替代變量，結(jié)果顯示盡管回歸系數(shù)值略有變化，但未改變所有系數(shù)的符號，表明本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、主要研究結(jié)論

本文以2003-2013年中國34個工業(yè)行業(yè)為研究對象，分別利用固定效應(yīng)模型和系統(tǒng)GMM方法，在對TFP進行測算和分解的基礎(chǔ)上，實證檢驗了環(huán)境規(guī)制影響中國污染排放的作用機制，并得出以下結(jié)論：第一，無論是靜態(tài)分析還是動態(tài)分析，結(jié)果均顯示環(huán)境規(guī)制有效地促進污染排放的減少，環(huán)境規(guī)制仍然是促進中國節(jié)能減排的主要推動力。第二，環(huán)境規(guī)制顯著地提升了各行業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平，而TFP的提高反過來將有助于污染排放的減少，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長已步入了協(xié)同發(fā)展的良性軌道。第三，TFP提升引起的減排效應(yīng)主要來自于技術(shù)效率的改善，更進一步而言，是得益于規(guī)模效率的提升。純技術(shù)效率指數(shù)與污染排放之間的關(guān)系并不顯著，表明我國工業(yè)企業(yè)的管理效率尤其是污染治理能力仍有待提高。第四，由環(huán)境規(guī)制引致的技術(shù)進步并未顯著地降低污染排放，表明當(dāng)前我國工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進步仍以污染偏向為主，環(huán)境規(guī)制水平尚未能促使技術(shù)進步突破路徑依賴，進入綠色發(fā)展的軌道。

上述結(jié)論對于進一步完善環(huán)境政策，協(xié)同推動環(huán)境與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義，基于此，本文提出以下政策建議：第一，環(huán)境規(guī)制仍是當(dāng)前中國節(jié)能減排的主要動力，要繼續(xù)強化環(huán)境規(guī)制，同時根據(jù)不同行業(yè)的污染密集度差異，適時調(diào)整行業(yè)間的環(huán)境規(guī)制力度，鼓勵各地區(qū)因地制宜地實施符合本地區(qū)發(fā)展的環(huán)境政策，推進跨地區(qū)間的污染聯(lián)防聯(lián)控。第二，研究結(jié)論顯示，規(guī)模效率的提升對于TFP增長的促進效應(yīng)較為明顯，要進一步促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化，推動生產(chǎn)要素加速流向更有效率的部門與企業(yè)，繼續(xù)擴大規(guī)模效應(yīng)，提升規(guī)模效率。同時要進一步提高我國工業(yè)企業(yè)的管理效率，吸收國外先進的污染管理經(jīng)驗，促進污染管理效率的提升，進而通過推動TFP增長促進污染排放的減少。第三，要積極引導(dǎo)技術(shù)進步突破原有的路徑依賴，由污染偏向逐步轉(zhuǎn)向以綠色偏向為主，設(shè)定嚴格的環(huán)保技術(shù)標(biāo)準，加速淘汰污染技術(shù)，同時加大對企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)行為的財政支持，如給予研發(fā)補貼，實施研發(fā)減稅等。