投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的非線性影響

楊 書，范博凱，顧 蕓

（1. 北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京 100871；2. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)城市經(jīng)濟(jì)與公共管理學(xué)院，北京 100070）

改革開放四十多年來，中國人均GDP 從1978 年的155 美元增加到2021 年的1.25 萬美元，實(shí)現(xiàn)了歷史性跨越。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看，這個(gè)發(fā)展過程先后經(jīng)歷了要素驅(qū)動(dòng)和投資驅(qū)動(dòng)階段，且正邁入創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐步從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。經(jīng)濟(jì)高速增長是要素投資驅(qū)動(dòng)型的粗放增長，與資源浪費(fèi)、環(huán)境污染、生態(tài)破壞等問題相伴而行。為此，黨的十八大報(bào)告提出要大力推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，努力建設(shè)美麗中國；黨的十八屆五中全會(huì)提出“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念；黨的十九屆六中全會(huì)提出“綠色成為普遍形態(tài)”的理念。為應(yīng)對全球氣候變化和促進(jìn)綠色轉(zhuǎn)型，習(xí)近平在第七十五屆聯(lián)合國大會(huì)上宣布中國將采取更加有力的政策措施，二氧化碳排放力爭于2030年前達(dá)到峰值，努力爭取2060 年前實(shí)現(xiàn)碳中和。《2030 年前碳達(dá)峰行動(dòng)方案》進(jìn)一步明確，到2025 年，非化石能源消費(fèi)比重達(dá)到20%左右，單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗比2020年下降13.5%，單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2020 年下降18%。顯然，要實(shí)現(xiàn)綠色低碳轉(zhuǎn)型目標(biāo)，環(huán)境規(guī)制是重要舉措之一。自第一次全國環(huán)境保護(hù)會(huì)議確立環(huán)境管理方針以來，中國環(huán)境規(guī)制政策經(jīng)歷了從無到有、從初設(shè)到完善、從附屬到獨(dú)立的過程，環(huán)境規(guī)制為我國生態(tài)文明建設(shè)提供了制度基礎(chǔ)和保證機(jī)制。實(shí)際上，在高速增長和高質(zhì)量發(fā)展兩個(gè)不同階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的底層邏輯不同，故而環(huán)境規(guī)制的綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展影響具有差異性。因此，將資源和環(huán)境要素納入綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展研究，探討不同發(fā)展階段的區(qū)域綠色發(fā)展特征，從不同視角揭示環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，對于推動(dòng)綠色高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究是一個(gè)熱門話題?！安ㄌ丶僬f”從動(dòng)態(tài)角度出發(fā)，認(rèn)為一定程度的環(huán)境規(guī)制可以激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，不僅能抵消遵循成本的損耗，而且能夠產(chǎn)生技術(shù)擴(kuò)散和結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長［1］。此后，國內(nèi)外學(xué)者紛紛利用不同國家、地區(qū)或產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)“波特假說”。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率間存在何種關(guān)聯(lián)未有定論，主要包括“促進(jìn)說”“抑制說”和“非線性說”。如高藝等［2］采用空間計(jì)量模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)，公眾參與型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率起顯著促進(jìn)作用，而命令控制型和經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率起抑制作用。關(guān)海玲等［3］測算了2005—2017 年中國省級工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，并基于空間杜賓模型證實(shí)環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。

“非線性說”則考慮了環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在倒“U”型關(guān)系或“U”型關(guān)系，即環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對綠色全要素生產(chǎn)率呈先促進(jìn)后抑制或先抑制后促進(jìn)的作用。例如，李玲等［4］將制造業(yè)分為重度污染、中度污染和輕度污染行業(yè)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與綠色全要素生產(chǎn)率之間均存在倒“U”型關(guān)系。殷寶慶［5］認(rèn)為中國省級環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率整體上呈倒“U”型關(guān)系，且這種關(guān)系在清潔型和非清潔型制造業(yè)中均成立。劉和旺等［6］和蔡烏趕等［7］則認(rèn)為中國省級層面市場型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的倒“U”型影響更突出。此外，宋典等［8］認(rèn)為即使在技術(shù)引進(jìn)、模仿創(chuàng)新路徑下，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率亦呈現(xiàn)先促進(jìn)后抑制的作用。分區(qū)域來看，李德山等［9］認(rèn)為我國東、中、西及東北部城市環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率間皆呈倒“U”型關(guān)系。

上述研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率間存在倒“U”型關(guān)系，另有研究認(rèn)為兩者間存在“U”型關(guān)系。如羅能生等［10］基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)中國省級“治理投入型”環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在“U”型關(guān)系。高葦?shù)龋?1］基于省級礦業(yè)發(fā)展層面的研究發(fā)現(xiàn)，命令控制型和市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制對礦業(yè)綠色發(fā)展表現(xiàn)出先抑制后促進(jìn)的直接效應(yīng)。許夢博等［12］測算了2002—2018 年工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，并基于動(dòng)態(tài)空間計(jì)量模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)中國中部和西部地區(qū)的費(fèi)用型規(guī)制與工業(yè)綠色生產(chǎn)率之間呈“U”型關(guān)系。此外，吳磊等［13］認(rèn)為公眾自愿型和市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制短期抑制綠色全要素生產(chǎn)率增長，而長期則起促進(jìn)作用。

在環(huán)境規(guī)制的衡量方面，部分研究以單一指標(biāo)表征，另有部分研究則討論了執(zhí)行主體不同的異質(zhì)型環(huán)境規(guī)制，相關(guān)指標(biāo)的選擇則各不相同。例如，許夢博等［12］劃分了命令控制型、費(fèi)用型以及投資型環(huán)境規(guī)制；關(guān)海玲等［14］劃分了正式和非正式環(huán)境規(guī)制；肖權(quán)等［15］劃分了命令控制型、市場激勵(lì)型以及自主型環(huán)境規(guī)制；吳磊等［13］劃分了命令控制型、市場激勵(lì)型以及公眾自愿型環(huán)境規(guī)制。其中，以“（工業(yè)）環(huán)境污染投資總額”為代表的投資型環(huán)境規(guī)制是這類研究的關(guān)注重點(diǎn)，也更能直接反映政府治理環(huán)境的成本。

關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率的測算。新近研究多采用以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）為代表的非參數(shù)方法，比如吳翔［16］采用三階段DEA模型和Malmquist指數(shù)相結(jié)合的方法測算了綠色經(jīng)濟(jì)效率，該方法的優(yōu)點(diǎn)在于無須事先設(shè)定函數(shù)形式和不需考慮環(huán)境要素的價(jià)格信息。然而，傳統(tǒng)的DEA模型不能解決非期望產(chǎn)出問題。通常非期望產(chǎn)出的處理方法主要有投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)置法、倒數(shù)轉(zhuǎn)換法、正向?qū)傩赞D(zhuǎn)換法和方向距離函數(shù)法等，其中部分研究將非期望產(chǎn)出作為投入或者取倒數(shù)作為產(chǎn)出納入生產(chǎn)效率評價(jià)模型［17-18］。為解決這一問題，Chung 等［19］提出了DDF 模型，但該模型假設(shè)期望產(chǎn)出的擴(kuò)張以及投入要素和非期望產(chǎn)出的縮減嚴(yán)格等比例，這可能導(dǎo)致“松弛偏誤”［20］。因此，非徑向方向距離函數(shù)（NDDF）被發(fā)展出來，放松了等比例變化的假設(shè)條件［21-22］。此外，基于松弛變量的、非徑向、非角度的SBM模型也可解決“松弛偏誤”問題，不少學(xué)者利用該模型測算綠色全要素生產(chǎn)率。此外，以隨機(jī)前沿分析方法（SFA）為代表的參數(shù)方法和索羅余值方法亦可測算綠色全要素生產(chǎn)率?？傮w而言，相較于索羅余值法和隨機(jī)前沿分析法，基于DEA方法的全要素生產(chǎn)率測算考慮了多投入、多產(chǎn)出的線性規(guī)劃思想，更易比較決策單元與技術(shù)進(jìn)步前沿面之間的距離，一定程度上擺脫了索羅余值法等的先驗(yàn)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定偏誤，因此受到眾多研究者的青睞。

已有關(guān)于環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率的研究尚存一定局限性：一是不同主體的環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制存在差異，“一概而論”的研究未能深入剖析投資型環(huán)境規(guī)制——政府主導(dǎo)的環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)影響機(jī)制；二是多數(shù)研究忽視環(huán)境規(guī)制的空間外部性，即忽略了環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的空間效應(yīng)；三是綠色全要素生產(chǎn)率的測算有待完善，相關(guān)研究較少綜合考慮技術(shù)進(jìn)步因素、人力資本和創(chuàng)新投入，也較少考慮碳排放問題。鑒于此，文章可能的貢獻(xiàn)在于：一是針對性地研究投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間的影響機(jī)制，采取空間計(jì)量模型和多重門檻模型分析投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的非線性影響，分別檢驗(yàn)考慮空間效應(yīng)后和考慮門檻效應(yīng)后的影響機(jī)制異同；二是以2012年為分界點(diǎn)，區(qū)別看待經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高速增長階段和高質(zhì)量發(fā)展階段，探討其不同發(fā)展階段的非線性影響特征；三是在綠色全要素生產(chǎn)率的測算方面采用考慮松弛變量的SBM 模型，納入人力資本投入和創(chuàng)新投入，并引入大氣污染與碳排放等非期望產(chǎn)出，一定程度上提高了綠色全要素生產(chǎn)率的測算精度。

2 理論機(jī)制與特征事實(shí)

2.1 理論機(jī)制分析

環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的理論機(jī)制比較復(fù)雜，一方面依據(jù)Porter 等［1］提出的“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”，一定程度的環(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新升級、降低環(huán)境污染，進(jìn)而提升綠色全要素生產(chǎn)率；另一方面，Lanoie等［23］提出“遵循成本效應(yīng)”，環(huán)境規(guī)制將直接提高企業(yè)生產(chǎn)成本，部分?jǐn)D出創(chuàng)新投資，長期來看并不利于綠色全要素生產(chǎn)率增長。故當(dāng)環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行成本大于創(chuàng)新補(bǔ)償時(shí)，環(huán)境規(guī)制將不利于提高綠色全要素生產(chǎn)率，而反之則有利。然而，環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率在企業(yè)層面的影響機(jī)制，可能并不適用于探討區(qū)域?qū)用嫔弦哉疄橹鲗?dǎo)的投資型環(huán)境規(guī)制問題。因此，文章基于區(qū)域內(nèi)部和區(qū)域間雙視角分析投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率間的影響機(jī)制。

從區(qū)域內(nèi)部來看，投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率間可能存在非線性關(guān)系。一方面，投資型環(huán)境規(guī)制可以通過改善生態(tài)環(huán)境提高綠色全要素生產(chǎn)率，抑或由于環(huán)境治理投資效率較高，間接提高綠色全要素生產(chǎn)率。一般而言，單位GDP 能耗越高，環(huán)境污染越嚴(yán)重，投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用的邊際貢獻(xiàn)更大。另一方面，投資型環(huán)境規(guī)制可能囿于無法滿足環(huán)境治理需要，較難通過改善生態(tài)環(huán)境來提高綠色全要素生產(chǎn)率；抑或投資型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度過高，政府所負(fù)擔(dān)的治理環(huán)境成本加重，擠占政府財(cái)政的生產(chǎn)保障支出，從而不利于提高綠色全要素生產(chǎn)率。通常來說，單位GDP 能耗下降則環(huán)境污染隨之改善，相應(yīng)投資型環(huán)境規(guī)制的邊際作用可能下降，此時(shí)過重的環(huán)境規(guī)制手段不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提高。從區(qū)域間來看，本地區(qū)投資型環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率可能會(huì)對其他地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)或虹吸效應(yīng)。一方面，投資型環(huán)境規(guī)制可以通過改善本地生態(tài)環(huán)境吸引其他地區(qū)的企業(yè)或勞動(dòng)力，使得其他地區(qū)的企業(yè)數(shù)量下降或勞動(dòng)力減少，其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量趨于下降，從而不利于其他地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率提高。另一方面，投資型環(huán)境規(guī)制可能通過改善本地生態(tài)環(huán)境吸引更多清潔型產(chǎn)業(yè)和創(chuàng)新型企業(yè)，提高本地人力資本積累，提升本地知識(shí)溢出強(qiáng)度，從而通過知識(shí)溢出渠道促進(jìn)其他地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率提高；考慮到大氣循環(huán)和水循環(huán)等自然因素的區(qū)域關(guān)聯(lián)性，本地生態(tài)環(huán)境的改善可能同時(shí)優(yōu)化了其他地區(qū)的生態(tài)環(huán)境，間接提高其他地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率。當(dāng)然，綠色全要素生產(chǎn)率的空間效應(yīng)可能由于經(jīng)濟(jì)集聚機(jī)制或知識(shí)溢出效應(yīng)，引致其他地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率增長乏力或協(xié)同增長。

綜上，文章提出如下命題：①投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間可能存在非線性關(guān)系；②不同單位GDP 能耗條件下，投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有異質(zhì)性影響特征；③本地區(qū)投資型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加有可能損害或提高其他地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率；④本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率對其他地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率可能產(chǎn)生溢出效應(yīng)或虹吸效應(yīng)。

2.2 特征事實(shí)分析

不同發(fā)展階段和不同地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制具有差異性。從時(shí)間角度來看，中國工業(yè)污染治理完成投資額占GDP 比重在2001—2011 年間呈“U”型變化趨勢，而在2012—2019 年間則大體上呈下降趨勢?？赡艿脑蚴?，黨的十八大之后，國家頂層設(shè)計(jì)治理環(huán)境污染問題，由“先污染后治理”的老路走向節(jié)能減排綠色發(fā)展之路，加大了污染減排、綠色技術(shù)創(chuàng)新和發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)等污染源頭上的防治力度。從區(qū)域角度看，東部地區(qū)的工業(yè)污染治理完成投資額占GDP 比重自2011 年起低于中西部地區(qū)，與中國東部與中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布特征以及綠色技術(shù)應(yīng)用現(xiàn)狀相吻合（圖1）?；诖瞬町愋蕴卣?，后續(xù)研究應(yīng)開展相應(yīng)機(jī)制的時(shí)空異質(zhì)性分析。

圖1 投資型環(huán)境規(guī)制變化趨勢圖（2001—2019年）

進(jìn)一步地，相關(guān)性分析表明，投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在非線性關(guān)系（圖2）。具體來看，2001—2019年間，隨著投資型環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高，綠色全要素生產(chǎn)率呈由上升轉(zhuǎn)為下降的倒“U”型趨勢，且投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率在2001—2011年和2012—2019年兩個(gè)時(shí)段均呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。當(dāng)然，這種關(guān)系是否可信仍需進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。

3 綠色全要素生產(chǎn)率測算與分解

3.1 基于SBM模型的綠色全要素生產(chǎn)率測算方法

由于經(jīng)典徑向DEA 模型要求投入要素按固定比例同步增長，難以衡量生產(chǎn)要素之間因發(fā)展環(huán)境、發(fā)展階段不同而導(dǎo)致的具有顯著差異性的邊際技術(shù)替代率，因此忽略了超大規(guī)模市場下發(fā)達(dá)地區(qū)與落后地區(qū)的增長路徑不統(tǒng)一的問題。文章借鑒Tone［24］提出的基于松弛變量的SBM 模型，該模型對每種要素均增加松弛變量的設(shè)定，能夠較好地解決處于不同生產(chǎn)階段的各要素之間投入變動(dòng)不等比例問題。具體來說，以省域范圍作為基本決策單元，假定在同一時(shí)間段內(nèi)，每一決策單元均使用M 種投入要 素，生 產(chǎn) 出N 種 期 望 產(chǎn) 出y =，以 及J 種 非 期 望 產(chǎn) 出

其中：i表示對應(yīng)的省級單位，zti表示各時(shí)間截面上觀測值的權(quán)重，zti= 1，zti≥0 表示可變的規(guī)模報(bào)酬（VRS）。借鑒Fukuyama 等［20］SBM 模型處理方法，在VRS 條件下，構(gòu)建包含非期望產(chǎn)出的當(dāng)期SBM 方向性距離函數(shù)。若將StV各要素權(quán)重變量和為1的約束去掉，則退化為CRS條件下的方向性距離函數(shù)。

3.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

圖2 投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率相關(guān)性擬合圖

綠色全要素生產(chǎn)率測算的準(zhǔn)確性主要受投入、產(chǎn)出指標(biāo)選擇的影響，依據(jù)已有研究探討，同時(shí)為降低因指標(biāo)選取片面、缺失等因素造成測算結(jié)果失真的可能性，投入指標(biāo)選擇以兼顧全面性和美好生活導(dǎo)向性為宗旨，納入三類經(jīng)濟(jì)要素和一類資源要素，產(chǎn)出指標(biāo)包含期望和非期望兩大類，同時(shí)兼顧了總量和結(jié)構(gòu)特征。具體來說：①期望產(chǎn)出。借鑒多數(shù)文獻(xiàn)指標(biāo)選擇經(jīng)驗(yàn)，選用各省份以1985 年為基期的可比價(jià)GDP 衡量。②非期望產(chǎn)出。有關(guān)非期望產(chǎn)出的選擇，不同文獻(xiàn)之間差異性較大，但主要集中于工業(yè)污染排放層面，如考慮工業(yè)三廢排放［26］、涉及工業(yè)SO2和COD［27］、僅考察二氧化碳排放［28］、僅考慮工業(yè)SO2［29］。為實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰和碳中和目標(biāo)，同時(shí)考慮到大氣污染已成為環(huán)境污染的主要組成部分，若經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非期望產(chǎn)出僅局限于工業(yè)污染排放則偏離高質(zhì)量發(fā)展的初衷，因此效率測算模型中非期望產(chǎn)出應(yīng)包含碳排放和PM2.5濃度，以同時(shí)考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展伴隨的氣候變化和環(huán)境污染雙重非期望約束，其中PM2.5原始濃度氣象柵格數(shù)據(jù)來自達(dá)爾豪斯大學(xué)，碳排放數(shù)據(jù)來自CEADs 數(shù)據(jù)庫。③勞動(dòng)要素投入。采用各省份城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)指標(biāo)代理，數(shù)據(jù)來自《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)已做線性插值處理。④資本要素投入。資本投入分為兩類，一類為經(jīng)固定資產(chǎn)投資形成的固定資本存量，一類為人力資本存量，分別用以表征綠色效率變動(dòng)中的實(shí)物資本和知識(shí)資本作用強(qiáng)度。固定資本存量采用單豪杰的計(jì)算方法所得；人力資本存量數(shù)據(jù)來自《中國人力資本指數(shù)報(bào)告》數(shù)據(jù)庫，該指標(biāo)在衡量人力資本方面具有更高的準(zhǔn)確性，且更貼近實(shí)際的人力資本存量值。⑤技術(shù)要素投入。與現(xiàn)有不考慮技術(shù)要素投入的效率測算方式不同，在此考慮以專利授權(quán)量衡量的技術(shù)投入對產(chǎn)出效率的影響，以期測算結(jié)果更加真實(shí)。分省專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來自國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局。⑥資源要素投入。經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與能源消耗密切相關(guān)，采用能源消耗總量代理經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的資源要素投入量，數(shù)據(jù)已折算為標(biāo)準(zhǔn)能源單位，數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。文中，東部、中部和西部地區(qū)的劃分依據(jù)參照國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)制度及分類標(biāo)準(zhǔn)。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11 省份；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、吉林和黑龍江8 省份；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12省份。囿于數(shù)據(jù)可得性，研究不涉及港澳臺(tái)地區(qū)。

3.3 測算結(jié)果及分解分析

表1展示了2001—2011年和2012—2019年兩個(gè)階段中國綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）增長率、純效率變動(dòng)（TECH）、技術(shù)進(jìn)步（BPC）和規(guī)模效率變動(dòng)（SECH）。經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)（2012 年）前后比較可知，全國綠色全要素生產(chǎn)率增長率由0.1%增至0.62%，漲幅約為520%，其中技術(shù)進(jìn)步的全國均值由負(fù)轉(zhuǎn)正，是其增長的主要?jiǎng)恿ΑＴ摐y算值低于相關(guān)文獻(xiàn)結(jié)果［28，30-31］，主要原因有二：其一是相關(guān)文獻(xiàn)忽略了創(chuàng)新和人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，其綠色全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果包含兩者的增長貢獻(xiàn)，故其估算值高于實(shí)際值；其二是研究區(qū)間不同，多數(shù)研究未探討新常態(tài)前后高速增長階段和高質(zhì)量發(fā)展階段的特征差異。實(shí)際上，不同發(fā)展階段綠色全要素生產(chǎn)率增長的驅(qū)動(dòng)機(jī)制并不相同，如高速增長的2001—2011年階段，規(guī)模效率變動(dòng)是綠色全要素生產(chǎn)率增長的主導(dǎo)動(dòng)力，西部綠色全要素生產(chǎn)率增長較快、東部次之、中部均值為負(fù)；2012 年后的高質(zhì)量發(fā)展階段，技術(shù)進(jìn)步成為綠色全要素生產(chǎn)率增長的主導(dǎo)動(dòng)力，中部綠色全要素生產(chǎn)率增長由負(fù)轉(zhuǎn)正，且居于首位，西部次之，東部第三。綜合而言，在高質(zhì)量發(fā)展階段，綠色全要素生產(chǎn)率快速提升且省域間差距縮小，技術(shù)進(jìn)步主導(dǎo)全國綠色全要素生產(chǎn)率增長。

4 基于空間計(jì)量模型的實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 空間計(jì)量模型選擇

根據(jù)理論機(jī)制分析，投資型環(huán)境規(guī)制對于綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有空間外部性，在此采用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響。空間計(jì)量模型的一般形式為：

表1 中國綠色全要素生產(chǎn)率分時(shí)間段描述

當(dāng)λ = 0，上式簡化為SDM 模型；當(dāng)λ = 0，且δ = 0，則為SAR模型；當(dāng)τ = 0，且δ = 0，則為SAC模型；當(dāng)τ = 0時(shí)，則為SDEM 模型；如果τ=ρ= 0，且δ = 0，則為SEM 模型。ρ為空間自相關(guān)系數(shù)；δ表征解釋變量空間效應(yīng)強(qiáng)度；λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)；vit為隨機(jī)干擾項(xiàng)；w′i為空間權(quán)重行向量。在空間權(quán)重矩陣的選擇上，采用Queen鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣。地理距離權(quán)重矩陣的元素取值隨地區(qū)間空間距離增加呈指數(shù)形式衰減，具體設(shè)定如下：

其中：δ為空間關(guān)聯(lián)的距離衰減參數(shù)，在此取值為1；dij為i省省會(huì)城市到j(luò)省省會(huì)城市的歐氏距離。

4.2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

文章主要考察投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，因此核心解釋變量為投資型環(huán)境規(guī)制。羅能生等［10］、許夢博等［12］選?。üI(yè)）環(huán)境污染投資總額這一絕對量指標(biāo)衡量“治理投入型環(huán)境規(guī)制”或“投資型環(huán)境規(guī)制”，該指標(biāo)與地方GDP總量密切相關(guān)，故不能較好地反映地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制水平。此外，考察中國污染排放結(jié)構(gòu)不難發(fā)現(xiàn)，以重工業(yè)和能源業(yè)為主的工業(yè)污染是我國污染排放的最主要來源，因此針對工業(yè)的污染治理投資對于考察中國整體的投資型環(huán)境規(guī)制具有良好代表性。鑒于此，文章借鑒楊丹等［32］的研究，以工業(yè)污染治理完成投資額占GDP比重衡量投資型環(huán)境規(guī)制（environ_r）（下文簡稱為“環(huán)境規(guī)制”），其中的工業(yè)污染治理完成投資包含了工業(yè)廢水、廢氣、固體廢物、噪聲等治理項(xiàng)目的投資；同時(shí)，考慮到投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間可能存在非線性關(guān)系，在計(jì)量模型中一并納入投資型環(huán)境規(guī)制二次項(xiàng)。

控制變量主要選取衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展能源依賴強(qiáng)度的單位GDP能耗（energy_g）、勞均研發(fā)支出（rd_l）、勞均人力資本（human_e）、人力資本投入結(jié)構(gòu)（human_c）、創(chuàng)新質(zhì)量（patent_q）、創(chuàng)新產(chǎn)出效率（patent_e），同時(shí)納入創(chuàng)新產(chǎn)出效率與技術(shù)合同成交總額（pat）交互項(xiàng)（patent_e×pat）考察創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)換效率對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。其中：①已有文獻(xiàn)對于研發(fā)強(qiáng)度的設(shè)定因各有側(cè)重而不盡相同，借鑒楊林等［33］以結(jié)構(gòu)指標(biāo)衡量單位產(chǎn)值研發(fā)強(qiáng)度的思想，以研發(fā)支出與城鎮(zhèn)就業(yè)人員比值衡量勞均研發(fā)支出（rd_l），衡量全社會(huì)的平均研發(fā)強(qiáng)度。②周茂等［34］證實(shí)在物質(zhì)資本匱乏條件下，人力資本的擴(kuò)張可通過技術(shù)進(jìn)步和要素再配置渠道顯著促進(jìn)制造業(yè)出口升級，且已有文獻(xiàn)證明技術(shù)進(jìn)步具有綠色偏向性［35］，為檢驗(yàn)人力資本與物質(zhì)資本相對結(jié)構(gòu)變化對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，以實(shí)際勞動(dòng)力人力資本存量與實(shí)際物質(zhì)資本存量比值代理人力資本投入結(jié)構(gòu)（human_c）變量。③人力資本水平反映了勞動(dòng)力模仿技術(shù)、吸收知識(shí)和創(chuàng)新創(chuàng)造的能力，是衡量勞動(dòng)力技能水平較為合適的代理指標(biāo)［36］，以人力資本與城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)的比值代理勞均人力資本（human_e）。④借鑒黎文靖等［37］、李延喜等［38］的研究經(jīng)驗(yàn)，創(chuàng)新質(zhì)量（patent_q）以發(fā)明專利申請量與專利申請量比值衡量，創(chuàng)新產(chǎn)出效率（patent_e）以專利授權(quán)量與R&D人員全時(shí)當(dāng)量比值衡量。

此外，文章還控制了每單位GDP 的外商投資企業(yè)投資總額、市場化指數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重、人均GDP、城市生活成本指數(shù)、政府財(cái)政支出占GDP 比重等可能的影響因素，以求最大限度地避免遺漏變量。相關(guān)研究數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、中央財(cái)經(jīng)大學(xué)《中國人力資本指數(shù)報(bào)告》和CNRDS 數(shù)據(jù)庫；市場化指數(shù)［39］來自《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告（2018）》，部分缺失數(shù)據(jù)使用報(bào)告推薦計(jì)算方法插補(bǔ)完善；城市生活成本指數(shù)來自《中國人力資本指數(shù)報(bào)告》［40］。

4.3 空間相關(guān)性分析

經(jīng)濟(jì)變量具有空間相關(guān)性是空間計(jì)量模型順利開展的前提，在此采用多權(quán)重面板數(shù)據(jù)Moran’sI指數(shù)檢驗(yàn)中國省域綠色全要素生產(chǎn)率及其主要影響因素是否具有空間相關(guān)性。表2展示相關(guān)結(jié)果，中國省域綠色全要素生產(chǎn)率及其主要影響因素均呈現(xiàn)較強(qiáng)且顯著的空間正相關(guān)性，集聚特征明顯。其中，GTFP的空間相關(guān)性在不同空間權(quán)重測度下的結(jié)論保持穩(wěn)?。画h(huán)境規(guī)制（environ_r）的空間相關(guān)性相對較弱，Queen鄰接權(quán)重空間相關(guān)強(qiáng)度小于地理距離權(quán)重；單位GDP能耗（energy_g）的空間相關(guān)特征最強(qiáng)；以勞均研發(fā)支出（rd_l）衡量的知識(shí)溢出的空間相關(guān)性僅次于能源消耗；勞均人力資本（human_e）表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間集聚特征。

4.4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

為準(zhǔn)確刻畫環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響，依次采用鄰接權(quán)重和距離權(quán)重下的SAR、SEM 和SDM模型估計(jì)相關(guān)參數(shù)，結(jié)果見表3。環(huán)境規(guī)制的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這一結(jié)果在各類模型中均保持穩(wěn)健?？梢?，在全國層面上，環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率存在倒“U”型關(guān)系，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制有助于提高綠色全要素生產(chǎn)率，但超過最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度后（工業(yè)污染治理完成投資額占GDP 平均比重為1.35%），其對綠色全要素生產(chǎn)率的改善功效逐步衰減。如對于河北、山西、內(nèi)蒙古、青海等“生態(tài)欠賬”積累已久省份，短期內(nèi)較強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制能夠顯著降低污染排放，但對改善綠色全要素

生產(chǎn)率的作用有限。從列（1）—列（2）的空間滯后項(xiàng)來看，其系數(shù)分別為0.158 和4.772，且通過了5%和10%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明本區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率與其鄰近地區(qū)（相鄰和距離相近的周邊區(qū)域）的綠色全要素生產(chǎn)率之間存在空間互動(dòng)機(jī)制。從列（3）—列（4）的空間誤差系數(shù)λ來看，其估計(jì)值分別為0.177和5.665，表明地理相關(guān)權(quán)重吸收的空間誤差沖擊正向促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率。此外，基于地理距離權(quán)重測得的分省綠色全要素生產(chǎn)率空間效應(yīng)半徑約為465 km，空間誤差沖擊的距離衰減半徑位于90～120 km和410～491 km區(qū)間內(nèi)。

表2 2001—2019年相關(guān)變量Moran’s I指數(shù)

表3 空間計(jì)量回歸結(jié)果——基準(zhǔn)回歸

從控制變量估計(jì)結(jié)果來看，單位GDP能耗（energy_g）和人力資本投入結(jié)構(gòu)（human_c）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明單位GDP能耗越高和人力資本投入結(jié)構(gòu)越差，綠色全要素生產(chǎn)率則越低；勞均人力資本（human_e）、創(chuàng)新質(zhì)量（patent_q）和創(chuàng)新產(chǎn)出效率（patent_e）的系數(shù)顯著為正，表明勞均人力資本、創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新產(chǎn)出效率正向促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率增長。創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)換效率對綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)機(jī)制尚未體現(xiàn)。

SDM 模型估計(jì)結(jié)果顯示，鄰地環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)顯著促進(jìn)本地綠色全要素生產(chǎn)率增長，而在距離權(quán)重刻畫下這一影響強(qiáng)度由正轉(zhuǎn)負(fù)且不顯著。一定程度表明相鄰區(qū)域間的環(huán)境規(guī)制更多呈現(xiàn)“以鄰為伴”模式，有利于本地綠色發(fā)展，而在較大空間范圍內(nèi)距離相近區(qū)域間的環(huán)境規(guī)制可能呈現(xiàn)“以鄰為壑”模式，阻礙本地綠色發(fā)展；鄰近地區(qū)單位GDP能耗的升高有利于本地綠色全要素生產(chǎn)率提升，即增大與鄰近區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能源依賴落差，降低本地能源依賴強(qiáng)度，有助于實(shí)現(xiàn)本地綠色增長；鄰近地區(qū)勞均人力資本增強(qiáng)顯著抑制本地綠色全要素生產(chǎn)率增長，表明人力資本的虹吸效應(yīng)不利于區(qū)域綠色協(xié)調(diào)發(fā)展；鄰近地區(qū)勞均研發(fā)支出增大顯著促進(jìn)本地綠色全要素生產(chǎn)率增長，研發(fā)支出擴(kuò)張引致的知識(shí)溢出有利于區(qū)域綠色協(xié)調(diào)發(fā)展。綜上而言，環(huán)境規(guī)制的空間協(xié)同治理顯著促進(jìn)本地綠色全要素生產(chǎn)率提升，強(qiáng)化知識(shí)溢出渠道、合理配置人力資本和環(huán)境規(guī)制協(xié)同治理是促進(jìn)中國綠色全要素生產(chǎn)率增長的有效渠道。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究穩(wěn)健性，將技術(shù)要素投入的專利授權(quán)量更替為專利申請量，GTFP值由全局GML指數(shù)更替為相鄰參比GML指數(shù)，重新估計(jì)相關(guān)參數(shù)以檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來看（限于篇幅，留存?zhèn)渌鳎?，environ_r和environ_r2的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，即環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。同時(shí)，其他控制變量和空間效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果也基本一致，表明研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

4.6 時(shí)空異質(zhì)性分析

為探討環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的時(shí)空異質(zhì)性影響，在此依據(jù)發(fā)展階段和地理區(qū)位劃分子樣本，借助空間杜賓模型分析相應(yīng)機(jī)制的時(shí)空異質(zhì)性。

由表4 可知，在高速增長階段（2001—2011 年）和高質(zhì)量發(fā)展階段（2012—2019 年），環(huán)境規(guī)制及其二次項(xiàng)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，但在高速增長階段，投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)強(qiáng)度高于高質(zhì)量發(fā)展階段，這意味著高質(zhì)量發(fā)展階段的綠色全要素生產(chǎn)率提高將愈發(fā)依賴創(chuàng)新等其他影響因素。此外，在高質(zhì)量發(fā)展階段，鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的提升顯著促進(jìn)本地綠色全要素生產(chǎn)率增長，這一促進(jìn)強(qiáng)度高于高速發(fā)展階段。這一經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，高質(zhì)量發(fā)展階段的綠色全要素生產(chǎn)率具有更突出的空間依賴特征，空間一體化的綠色發(fā)展是這一階段的主要特征。

表4 不同發(fā)展階段和不同區(qū)域的空間杜賓模型回歸結(jié)果

分區(qū)域來看，東部和中西部地區(qū)的environ_r 和environ_r2系數(shù)方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，且中西部的回歸系數(shù)明顯高于東部。這一證據(jù)表明，環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率受投資型環(huán)境規(guī)制的影響較大，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對發(fā)達(dá)地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率受創(chuàng)新等其他因素的影響更大。綜合而言，環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有非線性時(shí)空異質(zhì)性特征。

5 基于多重門檻模型的實(shí)證檢驗(yàn)

5.1 多重門檻模型設(shè)定

根據(jù)理論機(jī)制分析，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能源依賴特征是影響投資型環(huán)境規(guī)制功效發(fā)揮的重要因素。單位GDP能耗是反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展能源依賴強(qiáng)度的良好指標(biāo)。此外，單位GDP能耗在一定程度上亦可反映綠色技術(shù)進(jìn)步水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化特征，即單位GDP能耗越低，意味著地區(qū)綠色技術(shù)進(jìn)步水平越高，高能耗產(chǎn)業(yè)比重越小。因此，文章以單位GDP 能耗作為門檻變量，采用多重門檻模型檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，計(jì)量模型設(shè)定如下：

式中：下標(biāo)i、t分別表示省份和年份；ui和γt分別表示個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)，為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健，采用了僅省份固定、省份時(shí)間雙向固定兩種模型；εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。y為被解釋變量，即綠色全要素生產(chǎn)率；Xit為控制變量。energy_git為門檻條件變量，即單位GDP 能耗；th表示門檻值；I(·)為示性函數(shù)，當(dāng)energy_git和th 滿足括號(hào)內(nèi)條件時(shí)，取值為1，否則為0。

5.2 回歸結(jié)果分析

表5報(bào)告了多重門檻模型的回歸結(jié)果，列（1）—列（3）僅控制省份固定效應(yīng)，列（4）—列（6）控制省份、時(shí)間雙向固定效應(yīng)。列（1）和列（4）中的單一門檻模型結(jié)果顯示，跨過門檻值后，environ_r的回歸系數(shù)由顯著為負(fù)轉(zhuǎn)為不顯著為負(fù)；列（2）和列（5）的雙門檻模型結(jié)果顯示，跨過第二門檻值后，environ_r 的回歸系數(shù)由顯著為正轉(zhuǎn)為不顯著；列（3）和列（6）的三重門檻模型結(jié)果顯示，當(dāng)跨過第三門檻值時(shí)，environ_r 回歸系數(shù)的有效大小未出現(xiàn)顯著變化。綜合來看，當(dāng)energy_g＞3.337 時(shí)，環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著；當(dāng)energy_g 位于3.337～1.662 區(qū)間時(shí)，環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正；當(dāng)energy_g＜1.662 時(shí)，即低于每萬元GDP 消耗0.53 t 標(biāo)準(zhǔn)煤，環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為負(fù)。換言之，隨著單位GDP能耗的下降，環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響由不顯著轉(zhuǎn)為顯著，且由積極影響轉(zhuǎn)為消極影響。在現(xiàn)實(shí)中，隨著《完善能源消費(fèi)強(qiáng)度和總量雙控制度方案》和《2030年前碳達(dá)峰行動(dòng)方案》的落實(shí)，以投資型環(huán)境規(guī)制提升綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展模式逐步式微。需要注意的是，2020 年中國每萬元GDP 消耗0.49 t標(biāo)準(zhǔn)煤，已低于0.53 t標(biāo)準(zhǔn)煤門檻值。

表5 多重門檻模型回歸結(jié)果

6 結(jié)論與建議

文章立足生態(tài)文明建設(shè)要求和綠色發(fā)展理念，首先在分析投資型環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的理論機(jī)制基礎(chǔ)上，基于納入碳排放、PM2.5等非期望產(chǎn)出的SBM模型，測算2001—2019年省級層面綠色全要素生產(chǎn)率，并從純效率、技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率角度分解三者貢獻(xiàn)，揭示其不同發(fā)展階段的驅(qū)動(dòng)特征差異；而后針對環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率間具有非線性關(guān)系的特征事實(shí)，基于SAR、SEM 和SDM 空間計(jì)量模型和多重門檻模型，分析投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的非線性影響。研究發(fā)現(xiàn)：①全國層面，與2001—2011 年相比，2012—2019 年綠色全要素生產(chǎn)率增長從0.1%增至0.62%，技術(shù)進(jìn)步是其主要驅(qū)動(dòng)力；綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差距呈現(xiàn)縮小趨勢。②在考慮空間效應(yīng)后，投資型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率間存在顯著倒“U”型關(guān)系，且相對于高速發(fā)展階段和中西部地區(qū)而言，高質(zhì)量發(fā)展階段和東部地區(qū)的投資型環(huán)境規(guī)制影響更弱。③中國省域綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的空間相關(guān)特征，投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向空間促進(jìn)效應(yīng)，且不同時(shí)期、不同區(qū)域的空間促進(jìn)效應(yīng)具有異質(zhì)性。④投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響具有隨能源依賴強(qiáng)度變動(dòng)的非線性門檻效應(yīng)，當(dāng)單位GDP 能耗低于一定門檻條件后，弱化投資型環(huán)境規(guī)制方能促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提高。

基于以上結(jié)論，嘗試提出如下對策建議：

（1）科學(xué)把握、綜合評估投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的非線性門檻影響。一方面，要注重投資型環(huán)境規(guī)制政策的動(dòng)態(tài)調(diào)整性，隨著中國各省單位GDP 能耗的不斷下降，各地政府應(yīng)基于本地實(shí)際情況動(dòng)態(tài)調(diào)整政策力度。另一方面，要注重投資型環(huán)境規(guī)制政策的區(qū)域異質(zhì)性，對于能耗水平過高的區(qū)域而言，要合理選擇投資型環(huán)境規(guī)制方式，堅(jiān)決遏制高污染、高能耗項(xiàng)目盲目發(fā)展，落實(shí)能耗雙控要求；對于能耗水平較高的區(qū)域而言，要充分發(fā)揮投資型環(huán)境規(guī)制的引領(lǐng)作用，以投資型環(huán)境規(guī)制撬動(dòng)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展；對于能耗水平較低的區(qū)域而言，要鼓勵(lì)積極創(chuàng)新多元市場化環(huán)境規(guī)制方式，切實(shí)打好不同環(huán)境規(guī)制方式的“組合拳”，避免投資型環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施給當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展帶來治污負(fù)擔(dān)，降低其擠出創(chuàng)新投資的風(fēng)險(xiǎn)。

（2）要充分利用投資型環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)。一方面，要從國家宏觀層面探索區(qū)域協(xié)同高效的環(huán)境規(guī)制和跨區(qū)生態(tài)補(bǔ)償政策，構(gòu)建國家層面支持、地方政府主導(dǎo)、區(qū)域間協(xié)同配合的空間聯(lián)動(dòng)體系，不斷優(yōu)化投資型環(huán)境規(guī)制政策舉措，切實(shí)提升投資型環(huán)境規(guī)制效益，力爭從制度上避免因經(jīng)濟(jì)利益沖突而導(dǎo)致的區(qū)域環(huán)境低效治理問題；另一方面，要探索區(qū)域間橫向投資型環(huán)境規(guī)制合作機(jī)制，鼓勵(lì)鄰近區(qū)域構(gòu)建環(huán)境規(guī)制的跨界合作網(wǎng)絡(luò)體系，促進(jìn)區(qū)域間自然資源的合理利用和環(huán)境治理的提質(zhì)增效。

（3）要充分發(fā)揮綠色技術(shù)對于實(shí)現(xiàn)綠色高質(zhì)量發(fā)展的根本性作用。一方面，強(qiáng)化綠色技術(shù)轉(zhuǎn)型，重視綠色技術(shù)自主創(chuàng)新，探索制定支持綠色技術(shù)研發(fā)的長期性政策，加大低碳、負(fù)碳等綠色技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)力度，支持綠色低碳技術(shù)的研發(fā)、推廣和應(yīng)用，推動(dòng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新發(fā)展；同時(shí)加大對綠色低碳發(fā)展的宣傳、推廣工作，推動(dòng)更多企業(yè)、市民參與到節(jié)能減排的實(shí)踐中來，普及綠色低碳基礎(chǔ)知識(shí)，倡導(dǎo)節(jié)能減排生活和生產(chǎn)方式。另一方面，要搭建綠色技術(shù)共商共建共享機(jī)制，引導(dǎo)企業(yè)主動(dòng)參與創(chuàng)新鏈、產(chǎn)業(yè)鏈、價(jià)值鏈分工合作，推進(jìn)創(chuàng)新鏈與產(chǎn)業(yè)鏈緊密融合，加快生產(chǎn)高端化、產(chǎn)品高端化、產(chǎn)業(yè)鏈高端化，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展向低碳、綠色、高端優(yōu)化升級。