環(huán)境規(guī)制對地區(qū)資源配置效率的影響

李貽東，周新苗

摘要：針對環(huán)境規(guī)制如何影響地區(qū)多重資源配置效率？在納入土地資源新視角下，本文以“十一五”規(guī)劃中約束性控制污染政策為例，利用292個地級及以上城市數(shù)據(jù)，并使用雙重差分法就該問題展開實證分析。實證結(jié)果表明：環(huán)境規(guī)制主要通過緩解資源的投入過度，提高了城市土地與勞動的配置效率;環(huán)境規(guī)制對資源配置效率的影響存在區(qū)位異質(zhì)性，相較于東北及西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對減排指標(biāo)完成度較高的東、中部地區(qū)的資源配置效率提升效果更為顯著;對于缺乏流動性的土地而言，環(huán)境規(guī)制在促使企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的過程中，緩解了城市土地投入過度問題。對于勞動而言，環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了勞動力自由流動，優(yōu)化了勞動配置效率。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;資源配置效率;土地資源;雙重差分法

DOI：10.16315/j.stm.2021.05.003

中圖分類號： F 062.2

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

The impact of environmental regulation on regional resource allocation efficiency：

An approach incorporating land resource

LI Yi-dong，ZHOU Xin-miao

（Business School， Ningbo University， Ningbo 315211， China）

Abstract：How does environmental regulation affect the efficiency of regional multiple resource allocation？ Based on the new perspective of incorporating land resource， this paper takes the constrained pollution control policy in the Eleventh Five-Year Plan as an example， uses the data of 292 prefecture level and above cities， and makes an empirical analysis of this problem by means of difference in difference （DID）. The empirical results show that： Environmental regulation mainly improves the allocation efficiency of urban land and labor by alleviating the excessive input of resources. There is regional heterogeneity in the impact of environmental regulation on resource allocation efficiency. Compared with the northeastern and western regions， the eastern and central regions with higher emission reduction completion have a more significant effect on improving allocative efficiency of resources. For the land lacking liquidity， environmental regulation alleviates the problem of excessive input in urban land in the process of promoting the expansion of enterprise scale. For labor， environmental regulation promotes the free flow of labor and optimizes the efficiency of labor allocation.

Keywords：environmental regulation; resource allocation efficiency; land resource; difference in difference

改革開放以來，“三高一低”的工業(yè)發(fā)展模式使我國面臨嚴(yán)峻的生態(tài)環(huán)境形勢。為緩解環(huán)境污染問題，國家出臺相關(guān)環(huán)境規(guī)制政策來控制企業(yè)污染排放?！案咄度搿⒏吣芎?、低效益”式發(fā)展是資源利用效率低下的表現(xiàn)，資源利用效率又可分為生產(chǎn)效率與配置效率[1]，固然生產(chǎn)效率的提高能夠在一定程度上減少污染排放，而資源的有效配置更是解決我國環(huán)境問題的根本途徑[2]。近年來我國企業(yè)自身成長的空間在不斷的縮小，但對于資源配置的改善仍存在較大空間[3]，因此提高資源配置效率來緩解環(huán)境問題極為關(guān)鍵。理論研究認(rèn)為環(huán)境的外部性將影響資源的配置效率，而環(huán)境規(guī)制正是對這一市場失靈問題的糾正。實踐同樣證明了環(huán)境規(guī)制能夠提高資源配置效率[4]，因此，在既不放棄環(huán)境，也不放棄發(fā)展的情況下，探究環(huán)境規(guī)制如何提高資源配置效率，從而緩解環(huán)境問題具有重要意義。

早在20世紀(jì)70年代，隨著工業(yè)發(fā)展導(dǎo)致環(huán)境惡化，我國開始制定相關(guān)環(huán)保法規(guī)。1973年，我國第一個環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)《工業(yè)“三廢”排放試行標(biāo)準(zhǔn)》開始實施，隨后相關(guān)的環(huán)境保護(hù)政策陸續(xù)實施，但效果并不理想。金曉雨[5]指出在早期中央對地方官員缺乏環(huán)境指標(biāo)考核的情況下，地方官員擁有為了發(fā)展經(jīng)濟(jì)而不注重環(huán)境保護(hù)的動機，因此以往環(huán)境規(guī)制的“軟約束”弱化了對環(huán)境保護(hù)的效果?！笆晃濉币?guī)劃首次提出了約束性污染控制政策，這一政策是環(huán)境規(guī)制從“軟約束”向“硬約束”的轉(zhuǎn)變，政策規(guī)定了各省份具體的減排指標(biāo)，并作為了官員晉升考核指標(biāo)之一。在“十一五”期間，不論是總量上，還是各省份具體分配任務(wù)上，都基本完成了減排指標(biāo)，表明這一約束性污染控制政策有效緩解了環(huán)境污染問題。鑒于此，本文以“十一五”規(guī)劃首次提出的約束性污染控制政策為研究對象，來探討此次環(huán)境規(guī)制對資源配置效率的影響。

已有文獻(xiàn)對環(huán)境規(guī)制與企業(yè)行為之間的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。一方面，從環(huán)境規(guī)制對企業(yè)自身生產(chǎn)過程所致影響的角度，一部分研究認(rèn)為在相同的技術(shù)及資源約束條件下，環(huán)境規(guī)制造成企業(yè)治污成本上升，增加了企業(yè)生產(chǎn)決策約束，從而降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）[6-7]。而另一部分以Porter等[8]為代表的研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制雖然提升了企業(yè)成本，但同時能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新行為，通過創(chuàng)新補償效應(yīng)，進(jìn)而提升企業(yè)競爭力，即“波特假說”。此外，也有學(xué)者結(jié)合以上2種觀點進(jìn)行分析，王杰等[9]指出環(huán)境規(guī)制與企業(yè)TFP之間存在“倒N型”關(guān)系，即當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度較弱時，不足以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新，因此企業(yè)成本的上升將導(dǎo)致TFP的下降，而當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度過大時，超過企業(yè)的承受負(fù)擔(dān)同樣會使得企業(yè)TFP的下降，只有適中強度的環(huán)境規(guī)制才能提升企業(yè)TFP。以上研究主要從環(huán)境規(guī)制對企業(yè)自身直接作用進(jìn)行分析，并且關(guān)注到環(huán)境規(guī)制能夠影響企業(yè)內(nèi)部資源在擴(kuò)大生產(chǎn)與研發(fā)創(chuàng)新之間的配置。Tombe等[10]則關(guān)注到環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的間接影響，研究指出不同標(biāo)準(zhǔn)的環(huán)境規(guī)制將可能會影響資源在企業(yè)之間的配置。韓超等[4]在其研究基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制能夠縮小污染行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間TFP離散度，從而優(yōu)化資源配置效率，提升行業(yè)整體TFP水平，并認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的非對稱性可能提高資源配置效率。此外，王杰等[11]同樣指出適當(dāng)加強環(huán)境規(guī)制能夠緩解中、高污染行業(yè)內(nèi)部以及各區(qū)域內(nèi)部企業(yè)之間的資源配置效率。然而此類文獻(xiàn)都采用了部門內(nèi)部（包括地區(qū)部門、行業(yè)部門與所有制部門）企業(yè)之間的TFP離散度來衡量資源配置效率，因此并沒有對地區(qū)間非對稱性的環(huán)境規(guī)制與資源配置效率之間的關(guān)系做出肯定的回答。

另一方面，環(huán)境規(guī)制也將對企業(yè)的選址帶來影響。當(dāng)區(qū)域間環(huán)境規(guī)制強度存在差異時，面臨較強力度環(huán)境規(guī)制的企業(yè)除了改變自身生產(chǎn)策略外的另一種選擇是將其轉(zhuǎn)移至規(guī)制力度較小的區(qū)域進(jìn)行生產(chǎn)，即“污染避難所效應(yīng)”。相關(guān)研究同樣證實了這一效應(yīng)的存在，國家層面存在污染行業(yè)從發(fā)達(dá)國家向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象[12]，國內(nèi)層面存在中國東部向中西部轉(zhuǎn)移以及省份之間轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象[13]。沈坤榮等[14]指出在環(huán)境規(guī)制作用下，出現(xiàn)污染型企業(yè)向周邊城市轉(zhuǎn)移現(xiàn)象。企業(yè)在地區(qū)間的轉(zhuǎn)移必然導(dǎo)致各種資源在地區(qū)間的再次配置，而對于區(qū)域?qū)用妫酝芯恐饕P(guān)注的是資源“量”的變化，缺乏對配置效率的相關(guān)回答。雖然張彩云等[15]研究指出非對稱的約束性污染控制政策能夠促使企業(yè)“要素轉(zhuǎn)換”，進(jìn)而推動資源的跨區(qū)域流動，實現(xiàn)配置效率的提高。但其對資源配置效率的衡量仍主要關(guān)注資本、勞動以及工廠數(shù)量的變化。因此，對配置效率問題的研究仍較為缺乏。而要將資源配置效率納入分析框架，如何客觀準(zhǔn)確衡量資源配置效率極為關(guān)鍵。

對于區(qū)域資源配置效率的評估，Brandt等[16]建立了部門之間資源錯配測算模型，指出我國省際間的資源錯配導(dǎo)致TFP損失約8%。陳詩一等[17]、靳來群[18]均通過對Brandt模型的擴(kuò)展發(fā)現(xiàn)我國地區(qū)間資源錯配較為嚴(yán)重。以上研究為測算我國地區(qū)資源配置效率提供了相關(guān)經(jīng)驗，但測算對象主要關(guān)注于流動性較強的資本與勞動力，然而環(huán)境規(guī)制對區(qū)域要素配置效率的影響不僅僅在于流動性較強的生產(chǎn)資源，企業(yè)在區(qū)域間的轉(zhuǎn)移必然涉及到土地資源的效率變化。土地作為一種缺乏流動性的重要生產(chǎn)資源，其在區(qū)域間的配置同樣存在效率低下問題[19-20]。李力行等[21]指出土地錯配的存在將進(jìn)一步加劇其他資源的錯配。因此，將土地資源納入測算模型，對于客觀準(zhǔn)確評估我國區(qū)域資源配置效率極為重要。另一方面，李寶禮等[22]指出偏向中西部的土地供給政策導(dǎo)致的土地空間錯配推動污染行業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移，而在空間上非對稱環(huán)境規(guī)制將影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及轉(zhuǎn)移決策[23]，從而影響土地經(jīng)濟(jì)效率，這為本文研究環(huán)境規(guī)制對土地配置效率的影響提供了理論依據(jù)。

綜上，相較于已有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，本文聚焦于我國“十一五”規(guī)劃中首次約束性污染控制政策對區(qū)域資源配置效率的影響，并探究其影響機制，豐富環(huán)境規(guī)制對資源配置效率影響在區(qū)域?qū)用娴难芯?第二，以往文獻(xiàn)對土地配置效率大多以土地的利用效率來衡量，而本文將土地納入資源配置效率測算模型中，測算得到土地配置效率，不僅拓寬了傳統(tǒng)資源（資本與勞動）的研究視角，并有助于客觀準(zhǔn)確評估我國資源配置效率;第三，本文能夠進(jìn)一步考察非對稱性環(huán)境規(guī)制對哪類區(qū)域、哪類資源的配置效率的具體作用方向，使研究更具指導(dǎo)意義。

1實證策略、變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.1實證策略

本文借鑒方芳等[24]做法，采用“十一五”規(guī)劃中約束性污染控制政策力度在不同地區(qū)的差異構(gòu)造處理組與對照組，從而建立雙重差分模型來分析環(huán)境規(guī)制對地區(qū)要素配置效率的影響。計量模型如下：

Yit=α0+α1Regui+βZit+ui+vt+εit。（1）

其中：Yit為被解釋變量，主要為地區(qū)資源配置效率，其中下表i代表城市i，t代表第t年。由于本文需求的資源配置效率指標(biāo)是地區(qū)層面的面板數(shù)據(jù)，故參考靳來群等[25]，測算得到各地區(qū)資本、勞動以及土地3種資源的實際投入比例與有效投入比例，并利用實際投入偏離有效投入的程度來衡量資源配置效率。因此，當(dāng)資源的實際投入比例大于有效投入比例時，表明該資源投入過度，反之表明投入不足。同時，為了便于分析，本文對資源配置效率指標(biāo)進(jìn)一步處理，以土地資源為例，如城市i的土地資源實際投入比例mi與有效投入比例m*i的比值減去1的絕對值來衡量土地資源配置效率（Mmis），即Mmis=|mi/m*i-1|，因此，不論城市i土地資源投入過度或不足，當(dāng)Mmis值增大則表明土地配置效率降低，反之Mmis值減小則表明土地配置效率提高。

Regui為核心解釋變量（Regui=GCODi×Postt），其中：Postt為政策實施年份虛擬變量，當(dāng)t>2005時取值為1，t<2006時取值為0;GCODi表示“十一五”規(guī)劃中對城市i的環(huán)境規(guī)制力度，本文基于化學(xué)需氧量（COD）減排指標(biāo)來衡量環(huán)境規(guī)制力度，由于規(guī)劃中只給出了省級層面的減排指標(biāo)，故本文參考方芳等[24]構(gòu)建城市層面減排數(shù)據(jù)，方法如下：

CODi=CODj×ci，2005∑Ni=1ci，2005。（2）

其中：CODi、CODj分別為城市i、省份j在“十一五”期間的COD減排總量，ci，2005為2005年城市i的COD排放量。由于城市層面COD排放量無法直接獲取，則采用間接計算：

ci，2005∑Ni=1ci，2005=

∑Kik=1μkyi，k，2005yj，k，2005。（3）

其中：yi，k，2005、yj，k，2005分別表示2005年i城市、j省份的k行業(yè)產(chǎn)值，然而城市工業(yè)細(xì)分子行業(yè)產(chǎn)值并未公布，但中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫涵蓋了較為全面的規(guī)模企業(yè)，因此通過企業(yè)產(chǎn)值的加總來計算得到城市行業(yè)產(chǎn)值;μk為2005年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》公布的k行業(yè)COD排放量占全國工業(yè)COD排放量的比值。根據(jù)式（2）、式（3），可計算得到城市i在“十一五”期間的COD減排總量。通過消除城市經(jīng)濟(jì)體量對COD減排總量的影響，得到環(huán)境規(guī)制力度，即：

GCODi=CODiGIPi，2005。（4）

其中：GIPi，2005為城市i在2005年的工業(yè)生產(chǎn)總值。通過計算發(fā)現(xiàn)在消除經(jīng)濟(jì)體量對COD減排總量的影響后，東部城市約束性減排控制力度均值最小，為1.44，其次是中部和西部地區(qū)，而東北部地區(qū)力度均值最大為3.02。

Zit為一系列控制變量，主要參考白東北等[26]做法，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Dev）以實際人均GDP對數(shù)來表示;人口密度（Pop）以城市年末總?cè)丝跀?shù)與行政區(qū)域土地面積的比值來表示;政府支出水平（Gov）以城市財政預(yù)算內(nèi)支出與城市生產(chǎn)總值的比值來表示;城市化進(jìn)程（Urb）能夠通過非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模來衡量，白東北等[26]采用非農(nóng)業(yè)從業(yè)人口數(shù)的對數(shù)形式表示，考慮到各地區(qū)從業(yè)人數(shù)差距較大，因此本文以非農(nóng)從業(yè)人員數(shù)與年末單位從業(yè)人員數(shù)的比值來表示;第二產(chǎn)業(yè)市場規(guī)模（Sca）常見是以第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口、人口密度等方法來衡量，因此本文以第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與第二產(chǎn)業(yè)用地面積的比值來表示;人力資本水平（Hcl）參考嚴(yán)成樑[27]做法，以城市每萬人在校大學(xué)生數(shù)量來衡量。ui控制城市固定效應(yīng)，vt控制時間固定效應(yīng)，εit代表隨機誤差項。

1.2要素投入比例的計算

參考靳來群的研究，假定國家總產(chǎn)出Y是各城市產(chǎn)出Yi的CES函數(shù)，即Y=（∑Ni=1θiYσi）1σ，

其中∑Ni=1θi=1，由于地區(qū)產(chǎn)出間存在較大差異性和互補性，θi衡量了城市i產(chǎn)出在國家總產(chǎn)出生產(chǎn)過程中的權(quán)重。同時，國家和城市產(chǎn)出又是自身投入要素及TFP的C-D函數(shù)，即

Y=AKαLβMγ、Yi=AiKαiLβiMγi，其中A代表TFP。假定城市投入要素的加總為國家投入要素的總額，即L=∑Ni=1Li，

K=∑Ni=1Ki，M=∑Ni=1Mi，

并定義要素投入比例為li=LiL，ki=KiK，mi=MiM。此外，本文使用rτKi表示城市的實際融資成本即資本價格，其中τKi表示城市之間資本價格的扭曲系數(shù)。同理，分別使用ωτLi、PMτMi來表示城市的實際勞動力成本和土地投入成本，其中τLi、τMi分別表示城市之間勞動和土地投入價格的扭曲系數(shù)。

在國家、城市產(chǎn)出利潤最大化問題下，maxYiP（∑Ni=1θiYσi）1σ-∑Ni=1PiYi

maxKi、Li、Mi{PiAiKαiLβi-rτKiKi-ωτLiLi-PMτMiMi}，將得到國家與城市層面的一階條件及其擴(kuò)展式為

θiP（YiY）σ-1=Pi，

P=（∑Ni=1θ11-σiPσσ-1i）σ-1σ，

KiLi=αωτLiβrτKi，MiLi=γωτLiβPMτMi，

Li=PiAi（αrτKi）α（βωτLi）1-α-γ（γPMτMi）γ11-α-β-γ，

Ki=PiAi（αrτKi）1-β-γ（βωτLi）β（γPMτMi）γ11-α-β-γ，

Mi=PiAi（αrτKi）α（βωτLi）β（γPMτMi）1-α-β11-α-β-γ。（5）

并參考Dixit等[28]的研究，11-σ也為各類差異產(chǎn)品需求的價格彈性，即Yi=P1σ-1i。

根據(jù)∑Ni=1ki=1，并結(jié)合式（5）可得扭曲狀態(tài)下城市資本投入比例，同理計算得到勞動與土地投入比例，

ki=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Ki∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Ki，

li=θ1（1-σ）（α+β）iAiσ1-στ-1Li∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β）iAiσ1-στ-1Li，

mi=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Mi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAiσ1-στ-1Mi。

（6）

城市之間無扭曲狀態(tài)下的要素投入比例，即城市之間扭曲系數(shù)相等時的解，因此可得無扭曲狀態(tài)下城市各要素投入比例為

k*i=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi，

l*i=θ1（1-σ）（α+β）iAσ1-（α+β）σi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β）iAσ1-（α+β）σi，

m*i=θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi∑Ni=1θ1（1-σ）（α+β+γ）iAσ1-（α+β+γ）σi。（7）

1.3數(shù)據(jù)來源與參數(shù)設(shè)定

采用《中國城市統(tǒng)計年鑒》及《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》公布的2002—2017年292個地級及以上城市數(shù)據(jù)，由于《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》公布的土地數(shù)據(jù)按照市轄區(qū)進(jìn)行統(tǒng)計分類，因此本文以下指標(biāo)盡量以市轄區(qū)為統(tǒng)計口徑。

采用城市第二產(chǎn)業(yè)增加值來衡量名義產(chǎn)值PiYi;城市第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)來衡量勞動投入Li;由于無法直接得到城市第二產(chǎn)業(yè)固定投資數(shù)據(jù)，因此采用省級層面第二產(chǎn)業(yè)固定投資額占固定投資總額比例乘以城市固定資產(chǎn)投資總額來衡量城市第二產(chǎn)業(yè)固定投資額，并采用永續(xù)盤存法計算得到城市第二產(chǎn)業(yè)資本存量Ki;參考范劍勇等[29]的研究，采用城市工業(yè)用地與倉儲用地面積之和來衡量城市第二產(chǎn)業(yè)用地面積。此外，由于難以獲取城市層面的價格指數(shù)數(shù)據(jù)，本文考慮采用省級層面數(shù)據(jù)替代。

要素扭曲系數(shù)τKi、τLi、τMi以及產(chǎn)出權(quán)重θi可由模型分別計算得到

τKi∝PiYiKi、τLi∝PiYiLi、τMi∝PiYiMi、θi=1T∑Tt=1Pi（t）Ynori（t）/Pi（t）1-σ∑Ni=1Pi（t）Ynori（t）/Pi（t）1-σ;

根據(jù)前文模型推導(dǎo)可得城市i的TFP為Ai=YiKαiLβiMγi，由于無法得到真實產(chǎn)量Yi，參考王文等[30]做法，用Ai=（PiYi）σσ-1KαiLβiMγi估算，σ取值1/3。采用固定效應(yīng)方法估算城市生產(chǎn)函數(shù)估計得到要素彈性系數(shù)分別為α=0.574，β=0.246，γ=0.086。

基于以上資源配置效率測算方法以及解釋變量的定義，得到主要指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果，如表1所示。

2實證結(jié)果分析

2.1基準(zhǔn)回歸分析

本文研究環(huán)境規(guī)制對地區(qū)資源配置效率影響主要基于“十一五”規(guī)劃中的首次約束性污染控制政策，因此選取2002—2010年城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，如表2所示。列（1）～（4）被解釋變量為地區(qū)土地配置效率，列（5）～（8）被解釋變量為地區(qū)勞動配置效率，列（9）、（10）被解釋變量分別為地區(qū)資本配置效率與城市TFP。由列（1）、（5）、（9）回歸結(jié)果可知，在全樣本下，約束性減排政策提升了地區(qū)土地與勞動的配置效率，但對于資本配置效率影響并不顯著。列（2）、（6）分別在列（1）、（5）的基礎(chǔ)上加入一系列控制變量，核心解釋變量Regu系數(shù)更為顯著且符號未發(fā)生改變，模型擬合效果得到一定提升，具體而言，城市每千萬元產(chǎn)值下COD控制減排量每增

加1 t，則提高城市土地、勞動要素配置效率分別為0.064、0.053。

進(jìn)一步，為探究對于資源投入狀況不同的城市，環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生的影響是否存在異質(zhì)性，本文將各城市以資源投入過度或投入不足進(jìn)行分組，如若i城市pmi=mi/m*i>1，則

視為土地資源投入過度，而pmi=mi/m*i<1，則為土地資源投入不足，勞動資源同理定義。由列（3）～（4）、列（7）～（8）回歸結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制主要通過緩解城市資源的投入過度，從而改善提高配置效率，但對于投入不足型城市，環(huán)境規(guī)制對勞動配置效率影響并不顯著，甚至對于土地配置效率還出現(xiàn)了惡化情況。由前文對土地配置效率的定義公式Mmis=|mi/m*i-1|，以及結(jié)合模型對有效投入比例的推導(dǎo)可知，當(dāng)扭曲狀態(tài)下土地投入份額mi不變時，通過提升城市TFP從而增加有效投入份額m*i，同樣會緩解城市土地資源的投入過度，但這也將進(jìn)一步惡化城市土地資源的投入不足。而不論是列（10）環(huán)境規(guī)制對城市TFP的影響回歸結(jié)果，或是方芳等研究，均發(fā)現(xiàn)約束性減排政策提升了城市TFP。因此對于流動性較差的土地要素而言，可能正是在強制性的環(huán)境規(guī)制影響下，粗放式生產(chǎn)得到一定控制，通過提升城市TFP，優(yōu)化了投入過度型城市的土地配置效率;而對于土地投入不足型城市，則表現(xiàn)出了配置效率一定程度的惡化?？傮w而言，環(huán)境規(guī)制主要提升了資源投入過度地區(qū)的土地和勞動配置效率，粗放型生產(chǎn)方式得以改善。

2.2區(qū)域異質(zhì)性分析

我國地緣遼闊，資源稟賦分布不均，本文所構(gòu)造的環(huán)境規(guī)制力度不僅在鄰近城市之間有差異，在不同區(qū)域的城市之間有著更大的差距，其中東北部和西部地區(qū)GCOD均值相對較大，說明在保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，需要付出更大的代價來完成減排指標(biāo)。發(fā)達(dá)地區(qū)GCOD值往往更小，意味著企業(yè)每千萬元產(chǎn)值下產(chǎn)生的COD量較小。當(dāng)企業(yè)較難滿足當(dāng)?shù)氐臏p排要求時，具有向經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)轉(zhuǎn)移的動力。經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)相對擁有較高的GCOD值，當(dāng)?shù)卣诒ＷC經(jīng)濟(jì)增長的情況下，要達(dá)到減排要求，發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)較為容易成為其引進(jìn)對象，一是相同產(chǎn)值下發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)往往COD生成量較小，二是發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)技術(shù)相對先進(jìn)，通過溢出效應(yīng)來提高本地企業(yè)技術(shù)。

本文參考中國統(tǒng)計局對我國地域劃分標(biāo)準(zhǔn)，將各城市劃分至東部、中部、西部以及東北部四大區(qū)域，進(jìn)一步考察環(huán)境規(guī)制對不同區(qū)域城市資源配置效率的影響。由于本文主要關(guān)注的是環(huán)境規(guī)制對資源配置效率的影響，因此只報告核心解釋變量Regu的回歸系數(shù)，如表3所示。由表3可知，關(guān)于土地資源，在全樣本下，環(huán)境規(guī)制主要改善了東、中部區(qū)域的配置效率;進(jìn)一步區(qū)分投入狀況，其結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相似，主要表現(xiàn)為改善了東、中部過度投入城市的配置效率。關(guān)于勞動要素，通過模型計算發(fā)現(xiàn)，中部城市勞動過度現(xiàn)象較東、西部城市更為嚴(yán)重，可能由于中部城市擁有更大的改善空間，因此環(huán)境規(guī)制對勞動投入過度的改善主要體現(xiàn)在中部區(qū)域?？偨Y(jié)而言，環(huán)境規(guī)制在東部及中部區(qū)域產(chǎn)生較好的效果，而通過對比2010年各省份實際COD排放量與“十一五”規(guī)劃排放量，發(fā)現(xiàn)東北及西部地區(qū)未達(dá)標(biāo)省份占比，較東、中部地區(qū)更高，可能由此而導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對東北部及西部城市效果相對不明顯。

2.3機制分析

土地資源配置效率低下，而環(huán)境規(guī)制又是如何提升土地配置效率呢？接下來將探討環(huán)境規(guī)制改善地區(qū)土地配置效率的機制，如表4所示。由于表2結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制對地區(qū)土地配置效率的影響隨該地區(qū)投入狀況的不同而產(chǎn)生異質(zhì)性，因此仍區(qū)分投入狀況進(jìn)行分組回歸。表4（1）～（2）列示了環(huán)境規(guī)制對第二產(chǎn)業(yè)用地面積的影響結(jié)果，第二產(chǎn)業(yè)用地面積指標(biāo)Land由第二產(chǎn)業(yè)用地面積的對數(shù)來衡量。結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制對地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)用地面積的影響并不顯著，這符合前文分析，土地作為缺乏流動性的資源，環(huán)境規(guī)制對其配置效率的影響并不體現(xiàn)在投入量的變化上，而極有可能通過改變地區(qū)土地有效投入比例來提升其配置效率。

改變地區(qū)土地有效投入比例，必然涉及地區(qū)TFP水平，如何實現(xiàn)地區(qū)自身TFP水平的提升，其內(nèi)部企業(yè)生產(chǎn)率的提高則是關(guān)鍵。強制性環(huán)境規(guī)制一方面造成企業(yè)生產(chǎn)成本增加，對于生產(chǎn)效率較低的中小企業(yè)將面臨更大的退出概率[31]，以此加強了市場淘汰機制[32];另一方面，存活下來的企業(yè)能夠得到進(jìn)一步的擴(kuò)張[33]。因此本文提出猜想：環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)地區(qū)企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大。馬歇爾認(rèn)為擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模能夠推動勞動力精細(xì)化分工，降低生產(chǎn)成本，更容易實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。同樣熊彼特的創(chuàng)新理論指出相對而言大型企業(yè)更具創(chuàng)新動力，從而獲得更高的生產(chǎn)率。孫曉華等[34]利用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)對企業(yè)規(guī)模與生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗，指出企業(yè)規(guī)模與生產(chǎn)率之間呈倒“U”型關(guān)系，而我國工業(yè)企業(yè)大多處于倒“U”型的左側(cè)，意味著目前提升企業(yè)規(guī)模有利于生產(chǎn)率的提高?；谝陨衔墨I(xiàn)分析，本文認(rèn)為環(huán)境規(guī)制可能通過擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模來影響地區(qū)土地配置效率。因此，本文引入企業(yè)規(guī)模指標(biāo)（FS）來驗證環(huán)境規(guī)制對地區(qū)土地配置效率的影響機制。對于企業(yè)規(guī)模指標(biāo)采用城市第二產(chǎn)業(yè)增加值與工業(yè)企業(yè)數(shù)量比值的對數(shù)形式來衡量。

表4列（3）～（4）列示了環(huán)境規(guī)制對地區(qū)企業(yè)規(guī)模影響的結(jié)果，可以看到無論是土地投入過度或是土地投入不足地區(qū)，變量Regu系數(shù)均顯著為正，表明環(huán)境規(guī)制正向促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)規(guī)模。進(jìn)一步參考溫忠麟等[35]對檢驗中介效應(yīng)的做法，在表4列（5）～（6）中將變量FS作為中介變量放入式（1）的基準(zhǔn)回歸模型，結(jié)果顯示變量Regu系數(shù)均不顯著，而對于土地投入過度地區(qū)，變量FS顯著為負(fù)，對于土地投入不足地區(qū)，變量FS顯著為正，結(jié)合表2列（3）～（4）與表4列（3）～（4）回歸結(jié)果說明對于土地投入過度地區(qū)，環(huán)境規(guī)制通過企業(yè)規(guī)模的完全中介作用提高了地區(qū)土地配置效率，即城市每千萬元產(chǎn)值下COD控制減排量增加1 t，則提高土地配置效率0.015（0.010×1.543=0.015）;而對于土地投入不足地區(qū)，環(huán)境規(guī)制通過企業(yè)規(guī)模的完全中介作用惡化了地區(qū)土地配置效率。以上結(jié)果基本符合前文關(guān)于環(huán)境規(guī)制對土地配置效率影響機制的分析，即由于環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張，提高了地區(qū)TFP水平，從而使得土地有效投入比例增大。對于投入過度地區(qū)而言，在實際投入比例不變情況下，有效比例的增大意味著配置效率的改善;但對于投入不足地區(qū)而言，在實際投入比例不變情況下，有效比例的增大對配置效率反而表現(xiàn)出惡化。

然而，并不是無限制的擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模都能對生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響[34]，因此本文在模型中繼續(xù)加入企業(yè)規(guī)模（FS）的平方項，探究企業(yè)規(guī)模與土地配置效率的非線性關(guān)系，以此來進(jìn)一步驗證本文機制分析的可信性，同時也驗證若環(huán)境規(guī)制的加強促使企業(yè)規(guī)模進(jìn)一步的擴(kuò)大是否還能改善投入過度地區(qū)的土地配置效率。而對于投入不足地區(qū)，由于企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張表現(xiàn)為土地配置效率的下降，進(jìn)一步討論企業(yè)規(guī)模與土地配置效率之間是否存在非線性關(guān)系并無意義。因此本文主要給出投入過度地區(qū)的回歸結(jié)果，如表4列（7）所示，在此回歸中主要關(guān)注企業(yè)規(guī)模變量的系數(shù)與常數(shù)項，企業(yè)規(guī)模一次項系數(shù)顯著為負(fù)，而企業(yè)規(guī)模二次項系數(shù)顯著為正，同時常數(shù)項顯著為正，因此表明企業(yè)規(guī)模與土地配置效率之間存在倒“U”型關(guān)系，這進(jìn)一步說明機制研究結(jié)論的可靠性。企業(yè)規(guī)模最佳點為9.0，當(dāng)小于9.0時，投入過度地區(qū)的土地配置效率隨企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大而提高。而截止2017年，我國土地投入過度地區(qū)的企業(yè)規(guī)模均值為8.5，說明投入過度地區(qū)通過環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大，從而提升地區(qū)土地配置效率仍存在較大空間。

關(guān)于勞動配置效率，環(huán)境規(guī)制對勞動力流動同樣具有重要作用。較強的環(huán)境規(guī)制力度能夠降低粗放式生產(chǎn)部門的就業(yè)份額，以及增加高技能人才的流入，雙向推動提高勞動配置效率的良性循環(huán)，進(jìn)而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。因此本文認(rèn)為環(huán)境規(guī)制可能通過促進(jìn)勞動力流動而改善勞動配置效率。接下來對此猜測進(jìn)行驗證，表4列（8）～（9）列示了環(huán)境規(guī)制對工業(yè)勞動就業(yè)影響的結(jié)果：列（8）結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制抑制勞動投入過度地區(qū)的就業(yè)量;列（9）結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了勞動投入不足地區(qū)的就業(yè)量，這一結(jié)果印證了本文猜想：環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)勞動力在地區(qū)間的自由流動，從而提高地區(qū)勞動配置效率。但在此需說明的是，表2列（7）～（8）結(jié)果表示環(huán)境規(guī)制雖然提高了投入過度地區(qū)的勞動配置效率，但對于投入不足地區(qū)勞動配置效率影響并不顯著，這可能由于勞動投入不足地區(qū)TFP的增加而造成有效投入比例的上升，從而掩蓋了勞動投入量的變化帶來的配置效率提升效果，但這并不影響本文從勞動力流動角度來探討環(huán)境規(guī)制對勞動配置效率的影響機制。

3穩(wěn)健性檢驗

3.1排除干擾因素影響

為了排除其他因素對研究對象的干擾，第一，本文利用安慰劑檢驗對約束性減排政策實施之前的其他因素進(jìn)行排除，選取未受政策影響的年份數(shù)據(jù)，并假定政策實施年份為2004年，回歸結(jié)果如表5所示。由表5（1）～（2）列可知，Regu系數(shù)并不顯著，表明2006年政策實施之前的其他因素并未對本文研究造成干擾。第二，為迎接2008年的北京奧運會，國家對北京及周邊地區(qū)實施了相關(guān)環(huán)境治理措施，為排除奧運效應(yīng)對“十一五”規(guī)劃約束性減排政策的干擾，本文參考He等[36]研究，剔除受奧運效應(yīng)影響的省份城市（包括北京、天津以及屬于內(nèi)蒙古、山東、山西、河北省份的城市）后，再次進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，表5列（3）～（4）結(jié)果顯示Regu系數(shù)依舊顯著，同時符號并未發(fā)生改變，說明本文結(jié)論并不受奧運效應(yīng)影響。第三，2008年全球金融危機對我國工業(yè)發(fā)展造成巨大沖擊，本文剔除2008—2009年度數(shù)據(jù)對基準(zhǔn)回歸再一次進(jìn)行驗證，表5列（5）～（6）結(jié)果顯示Regu系數(shù)顯著性及符號方向仍未發(fā)生變化，進(jìn)一步驗證本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.2平行趨勢檢驗

平行趨勢假設(shè)是使用雙重差分法的重要前提，同時為檢驗環(huán)境規(guī)制實施前后對地區(qū)資源配置效率的差異影響，本文構(gòu)建如下模型，

Yit=α0+∑4k=-4，k≠-1αkGCODi×Postt0+k+

βZit+ui+vt+εit。（8）

其中，Postt0表示政策實施當(dāng)年，即2006年。回歸結(jié)果如表5列（7）～（8）所示，Regu（-4）～Regu（4）表示政策實施前4年至后4年，結(jié)果顯示在政策實施前核心變量估計系數(shù)皆不顯著，說明政策實施前不存在預(yù)期效應(yīng)，土地和勞動配置效率在政策實施的第二年起顯著改善，說明政策實施效果具有一定時滯性，這與張成等[37]研究結(jié)果一致。對于土地配置效率在2008年并不顯著，即變量Regu（2）系數(shù)，但后續(xù)年份仍然顯著情況，可能來自全球經(jīng)濟(jì)危機對我國經(jīng)濟(jì)造成巨大沖擊所導(dǎo)致，因此本文認(rèn)為平行趨勢檢驗結(jié)果能夠驗證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

4結(jié)論及建議

環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展已成為共識，而優(yōu)化資源配置效率是提高我國TFP進(jìn)而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的重要路徑。那么環(huán)境規(guī)制是否能夠改善我國資源配置效率呢？以往研究主要討論了環(huán)境規(guī)制對部門內(nèi)企業(yè)之間資源配置的優(yōu)化作用，而缺乏對于地區(qū)資源配置效率的討論。此外，前期主要關(guān)注于流動性較強的資本和勞動的配置效率，但對于影響資本和勞動配置效率極為密切的土地資源鮮有提及。因此，基于我國各類資源配置效率較低的現(xiàn)狀，本文在納入土地資源新視角下，采用雙重差分模型討論了“十一五”規(guī)劃中首次約束性控制污染政策對我國地區(qū)資源配置效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在地區(qū)層面，環(huán)境規(guī)制整體上提高了土地與勞動資源的配置效率;進(jìn)一步劃分資源投入過度和不足2種狀態(tài)發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制改善資源配置效率主要體現(xiàn)在緩解了地區(qū)要素投入過度，對于高投入而低產(chǎn)出的粗放型生產(chǎn)方式，環(huán)境規(guī)制起到一定遏制作用;在區(qū)分城市地理位置后，環(huán)境規(guī)制對資源配置效率的影響存在異質(zhì)性。環(huán)境規(guī)制主要提升了減排指標(biāo)完成度較高的東、中部地區(qū)土地配置效率以及中部地區(qū)勞動配置效率，同樣主要體現(xiàn)在對資源投入過度的改善。關(guān)于環(huán)境規(guī)制對地區(qū)資源配置效率的影響機制，本文發(fā)現(xiàn)對缺乏流動性的土地資源，環(huán)境規(guī)制在促使企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的過程中，提高了地區(qū)TFP，從而緩解了地區(qū)土地的投入過度，但也因此而惡化了地區(qū)土地的投入不足。對于勞動資源，環(huán)境規(guī)制通過促進(jìn)勞動力的自由流動，從而改善地區(qū)勞動配置效率。

結(jié)合以上結(jié)論，本文得到相關(guān)啟示：第一，政府部門應(yīng)當(dāng)根據(jù)區(qū)域及城市的不同特征，跨區(qū)聯(lián)動制定相關(guān)減排指標(biāo)。對于發(fā)達(dá)地區(qū)，應(yīng)考慮地區(qū)本身資源投入狀況，通過環(huán)境規(guī)制來全面提高資源配置效率;對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，在制定相關(guān)減排政策的情況下，要加大監(jiān)管力度，以發(fā)揮環(huán)境規(guī)制政策效果，從而有效提高資源配置效率。第二，在微觀企業(yè)層面，完善企業(yè)進(jìn)出機制，根據(jù)環(huán)境規(guī)制政策，嚴(yán)格制定企業(yè)準(zhǔn)入條件，并淘汰落后企業(yè)，同時在不影響市場公平競爭的前提下，針對我國企業(yè)平均規(guī)模較小的現(xiàn)狀，扶持中小企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及鼓勵企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動，優(yōu)化資源配置效率。第三，完善土地管制政策，針對土地投入不足地區(qū)，適當(dāng)放松土地管制，以遏制土地配置效率的進(jìn)一步惡化。

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[編輯：厲艷飛]

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