空間溢出視角下的環(huán)境規(guī)制與綠色發(fā)展
——困境還是協(xié)調(diào)？

賴小東，王程田，林秀麗

（華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東廣州 510631）

引言

黨的十八大將生態(tài)文明建設(shè)納入中國特色社會(huì)主義建設(shè)的總體布局中來，體現(xiàn)了黨和國家對(duì)環(huán)境問題和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的高度重視。提高發(fā)展質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，是未來的發(fā)展方向，也是當(dāng)前工作的重點(diǎn)。在生態(tài)文明的建設(shè)過程中，必須要采取相應(yīng)的環(huán)境規(guī)制政策，保證生態(tài)文明建設(shè)和高質(zhì)量產(chǎn)業(yè)發(fā)展的順利進(jìn)行。2020 年9 月，國家主席習(xí)近平在第七十五屆聯(lián)合國大會(huì)一般性辯論上明確提出“雙碳”目標(biāo)。2021 年7 月，中國碳排放權(quán)交易市場(chǎng)正式啟動(dòng)上線交易，同年10 月24 日，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于印發(fā)2030 年前碳達(dá)峰行動(dòng)方案的通知》。“雙碳”目標(biāo)的提出和一系列相關(guān)舉措的實(shí)施，標(biāo)志著我國綠色發(fā)展邁上新臺(tái)階。在新發(fā)展階段，中國更加注重效率和發(fā)展與環(huán)境保護(hù)之間的協(xié)調(diào)。其中，提高全要素生產(chǎn)率是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵[1]。但是全要素生產(chǎn)率只考慮了資本和勞動(dòng)投入，在產(chǎn)出端也只考慮期望產(chǎn)出，在進(jìn)行可持續(xù)發(fā)展的分析時(shí)，無法準(zhǔn)確衡量生產(chǎn)效率，因此，越來越多的研究開始將非期望產(chǎn)出和能源投入納入生產(chǎn)率的計(jì)算中。本文旨在通過研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的影響，從綠色發(fā)展視角，考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境之間的協(xié)調(diào)關(guān)系，并實(shí)證驗(yàn)證“綠水青山”與“金山銀山”的兼容性。

1 文獻(xiàn)評(píng)述

根據(jù)是否包含空間因素來分類，對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，大致可以分為兩類，即無空間因素模型和空間因素模型。無空間因素模型主要通過面板回歸的方法來研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，沒有考慮空間溢出效應(yīng)?？臻g因素模型則在無空間因素模型的基礎(chǔ)上，納入了空間溢出效應(yīng)。

首先，考察無空間因素模型。Martinez-Zarzoso等[2]對(duì)14 個(gè)OECD 國家的樣本進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)企業(yè)研發(fā)支出，從而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有正向影響。Manello[3]對(duì)德國和意大利化學(xué)行業(yè)企業(yè)的分析支持了上述結(jié)果。李玲等[4]研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)重度污染制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈倒U形，對(duì)中度和輕度污染制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈U 形。李鵬升等[5]采用企業(yè)層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制短期內(nèi)會(huì)降低綠色全要素生產(chǎn)率，而長(zhǎng)期來看則會(huì)促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率。與此相反，黃慶華[6]等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)減排政策能促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率，綠色全要素生產(chǎn)率也有助于降低減排成本，但長(zhǎng)期來看，環(huán)境規(guī)制會(huì)抑制綠色全要素生產(chǎn)率。

上述研究忽略了綠色全要素生產(chǎn)率以及環(huán)境規(guī)制空間上的聯(lián)系。事實(shí)上，可以從以下3 個(gè)方面來看：①本地的環(huán)境規(guī)制政策不但會(huì)對(duì)本地產(chǎn)生作用，還可能通過模仿效應(yīng)影響鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策；②根據(jù)污染避難所假說，當(dāng)一個(gè)地區(qū)環(huán)境規(guī)制較強(qiáng)時(shí)，很可能使得該地區(qū)的污染密集產(chǎn)業(yè)向周邊環(huán)境規(guī)制較弱的地區(qū)轉(zhuǎn)移；③綠色全要素生產(chǎn)率本身也存在空間上的擴(kuò)散效應(yīng)，綠色全要素生產(chǎn)率反映了一個(gè)地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步，在信息高速傳播的今天，本地的技術(shù)創(chuàng)新很可能給其他地區(qū)帶來借鑒或直接為其他地區(qū)所用。綜合來看，將空間溢出效應(yīng)納入對(duì)環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率的分析中顯得尤為必要。

其次，對(duì)于空間因素模型，有些研究做了有益嘗試。Li 等[7]將中國273 個(gè)城市按政治屬性和地區(qū)分成6 類，發(fā)現(xiàn)在政治地位高的城市，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著正向的空間溢出效應(yīng)，而在政治地位低的城市則相反。朱金鶴等[8]構(gòu)建綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出模型，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)周邊地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率有抑制作用。邱兆林等[9]在工業(yè)部門也得到了類似的結(jié)論，環(huán)境規(guī)制對(duì)鄰近地區(qū)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是負(fù)的。

上述空間因素模型揭示了環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率可能存在的空間溢出效應(yīng)，但是其理論分析稍顯不足，無空間因素模型中所證實(shí)的一些效應(yīng)在上述空間因素模型中沒有體現(xiàn)出來，加之對(duì)環(huán)境規(guī)制未做細(xì)致區(qū)分，導(dǎo)致所得結(jié)果與無空間因素模型中的結(jié)論有所沖突。環(huán)境規(guī)制如果對(duì)鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率只存在抑制作用，那么最好的結(jié)果是所有地區(qū)都不采取環(huán)境規(guī)制政策。由于環(huán)境規(guī)制對(duì)本地綠色全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，對(duì)鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率卻有抑制作用，在這樣一個(gè)囚徒困境中，全社會(huì)最優(yōu)的結(jié)果將不會(huì)被采納，也不是一個(gè)穩(wěn)定的納什均衡，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響將變得模糊，這就導(dǎo)致環(huán)境與效率只能在局部達(dá)到均衡。基于此，本文試圖通過細(xì)化理論分析和環(huán)境規(guī)制類型，從空間計(jì)量的角度來構(gòu)建一個(gè)更合意的模型，以彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)不足，同時(shí)給政策制定者提供實(shí)踐借鑒。

2 理論框架

2.1 環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的空間溢出分析

考慮空間因素情況下，可將環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)是指本地的環(huán)境規(guī)制政策對(duì)本地綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響；間接效應(yīng)是指本地的環(huán)境規(guī)制政策對(duì)鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，反映了環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)。間接效應(yīng)也可以理解為鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策對(duì)本地綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)主要包括遵循成本效應(yīng)和創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。遵循成本效應(yīng)是指環(huán)境規(guī)制政策加重了企業(yè)的負(fù)擔(dān)，增加了企業(yè)的生產(chǎn)成本，更為嚴(yán)厲的規(guī)制政策可能使得高污染企業(yè)停止生產(chǎn)，效率也就無從談起。Porter 對(duì)上述觀點(diǎn)持反對(duì)態(tài)度，“波特假說”指出，環(huán)境規(guī)制能夠激勵(lì)企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)，提升生產(chǎn)效率，從而抵消規(guī)制政策帶來的成本，即創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)[10]。綜合來看，環(huán)境規(guī)制與GTFP 之間可能存在U形曲線關(guān)系，在環(huán)境規(guī)制力度較低時(shí)，遵循成本效應(yīng)發(fā)揮作用，環(huán)境規(guī)制力度較高時(shí)，創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)發(fā)揮作用。

環(huán)境規(guī)制的間接效應(yīng)主要通過模仿效應(yīng)、警示效應(yīng)、譴責(zé)效應(yīng)和污染避難所效應(yīng)4 條渠道發(fā)揮作用?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)地區(qū)間政府政策的模仿行為、警示效應(yīng)和污染避難所效應(yīng)有細(xì)致的描述，但是卻經(jīng)常忽略一種非正式的約束力量，即地區(qū)間的相互譴責(zé)，譴責(zé)效應(yīng)并不是正式的或強(qiáng)制的約束，但它在一定程度上影響政府的行為，如果不遵循一定的行為規(guī)范，政府擔(dān)心可能會(huì)被周圍地區(qū)孤立，或影響本地區(qū)的形象。由此，本文提出用譴責(zé)效應(yīng)來描述這種非正式的約束。

（1）模仿效應(yīng)。張宏祥等[11]認(rèn)為地方政府之間存在相互模仿行為，這種模仿行為主要是出于競(jìng)爭(zhēng)的目的，如果周邊地區(qū)降低環(huán)境規(guī)制，政府為保證本地的相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，也傾向于減輕環(huán)境規(guī)制力度。

（2）警示效應(yīng)。邵帥等[12]研究了中國霧霾污染的空間溢出情況，指出霧霾污染存在警示效應(yīng)，即地方政府觀察到周邊地區(qū)的環(huán)境惡化情況后，會(huì)引以為鑒，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，尤其是在環(huán)境指標(biāo)納入官員績(jī)效的考核后，政府會(huì)更有動(dòng)力改善環(huán)境。地方政府可以觀察到霧霾污染情況，同樣也可以觀察到其他環(huán)境污染情況，本文認(rèn)為警示效應(yīng)對(duì)于各類環(huán)境污染都存在，只要環(huán)境績(jī)效納入官員的考核當(dāng)中，政府就有動(dòng)力關(guān)注自身和周邊的環(huán)境情況。

（3）譴責(zé)效應(yīng)。地方政府在關(guān)注當(dāng)?shù)丨h(huán)境狀況的同時(shí)，也會(huì)關(guān)注周邊的環(huán)境狀況，現(xiàn)實(shí)中這一情況普遍存在，因?yàn)樵S多污染物是不受限于行政區(qū)劃的，甲地產(chǎn)生的污染并非只影響甲地的環(huán)境。2020 年10 月17 日，日本《共同社》報(bào)道，日本政府計(jì)劃將核污水排放至太平洋，這一行為受到世界各國的普遍關(guān)注與譴責(zé)，原因無他，核污水一旦傾倒入太平洋，必然會(huì)隨著洋流擴(kuò)散開來，導(dǎo)致相關(guān)國家利益受損。因此，本文采用譴責(zé)效應(yīng)來描述政府關(guān)注鄰近地區(qū)污染狀況和環(huán)境政策的現(xiàn)象。當(dāng)存在譴責(zé)效應(yīng)時(shí)，地方政府可能會(huì)迫于周邊壓力，而不得不采取謹(jǐn)慎的政策行為。

（4）污染避難所效應(yīng)。污染避難所效應(yīng)原本指在國際貿(mào)易中，污染密集型產(chǎn)業(yè)傾向于向環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)較低的國家和地區(qū)轉(zhuǎn)移，這種轉(zhuǎn)移通常是伴隨著外商直接投資（FDI）而來的。污染避難所假說是基于貿(mào)易自由化條件的，在一國境內(nèi)，貿(mào)易自由化條件基本可以得到滿足，產(chǎn)業(yè)很大程度上可以自由地在不同區(qū)域間轉(zhuǎn)移。當(dāng)一個(gè)地方的環(huán)境政策收緊，很可能迫使當(dāng)?shù)匚廴久芗彤a(chǎn)業(yè)向環(huán)境政策寬松的地區(qū)轉(zhuǎn)移。

基于以上分析，本文構(gòu)建環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理如圖1 所示，其中“+”表示提升，“-”表示降低，“？”表示可能提高也可能降低（與鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制力度同向相關(guān)）。反饋效應(yīng)是指本地區(qū)環(huán)境規(guī)制影響鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策后，再反饋到本地GTFP 上，GTFP 的空間溢出效應(yīng)是指不同地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率之間的相互作用。

圖1 環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的空間溢出機(jī)理

2.2 其他影響綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)因素

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素。環(huán)境庫茲涅茨假說指出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和環(huán)境污染呈倒U 形關(guān)系。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的時(shí)候，一國或一個(gè)地區(qū)為提升人均收入，通常會(huì)優(yōu)先發(fā)展工業(yè)，并且對(duì)環(huán)境問題的關(guān)注較少。隨著一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，該地區(qū)會(huì)愈發(fā)重視環(huán)境問題，從而致力于減少污染和開發(fā)綠色環(huán)保型技術(shù)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間溢出效應(yīng)，一方面表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)往往會(huì)對(duì)周邊地區(qū)存在虹吸作用，使得資源從發(fā)展落后的地區(qū)流入發(fā)達(dá)地區(qū)；另一方面表現(xiàn)在落后地區(qū)在技術(shù)創(chuàng)新上搭了發(fā)達(dá)地區(qū)的便車，落后地區(qū)并不需要有過多的創(chuàng)新投入，也能利用到先進(jìn)或次先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，從而提升了落后地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率。

外商直接投資（FDI）通常意味著產(chǎn)業(yè)的跨國轉(zhuǎn)移。List 等[13]認(rèn)為國外環(huán)境規(guī)制嚴(yán)格的地區(qū)會(huì)通過FDI 向環(huán)境規(guī)制寬松的地區(qū)轉(zhuǎn)移污染密集型產(chǎn)業(yè)，從而惡化了后者的環(huán)境，此即污染避難所假說。與上述觀點(diǎn)相反，Zarsky 等[14]、Albornoz 等[15]和Dardati等[16]認(rèn)為東道國可以引入發(fā)達(dá)國家更為先進(jìn)的環(huán)境友好型技術(shù)和管理制度，從而改善本國的環(huán)境質(zhì)量，即污染暈輪效應(yīng)。Wang 等[17]研究發(fā)現(xiàn)，在一國之內(nèi)不同行政區(qū)域之間也存在污染暈輪效應(yīng)。

進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)國際技術(shù)擴(kuò)散有重要影響。首先，發(fā)展中國家的出口部門企業(yè)通過參與國際貿(mào)易，可以學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)，通過干中學(xué)效應(yīng)提升本國的技術(shù)水平。其次，當(dāng)一國參與到國際貿(mào)易中時(shí)，由于富有競(jìng)爭(zhēng)力的跨國公司的存在，本國企業(yè)面臨著更加激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，迫使本國企業(yè)更加注重科研投入和技術(shù)創(chuàng)新，通過競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)優(yōu)勝劣汰本國企業(yè)，進(jìn)而提升本國綠色全要素生產(chǎn)率[18]。

FDI 和進(jìn)出口貿(mào)易都與對(duì)外開放有關(guān)，盡管有研究認(rèn)為對(duì)外開放能夠引入先進(jìn)技術(shù)（污染暈輪效應(yīng)、干中學(xué)效應(yīng)等），但是對(duì)外開放引入的先進(jìn)技術(shù)可能并不是環(huán)境友好型技術(shù)，能夠提升全要素生產(chǎn)率（TFP）卻不一定能提升綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。

3 模型與數(shù)據(jù)

3.1 模型設(shè)定

本文在原毅軍等的基礎(chǔ)上[19]，構(gòu)建如下生產(chǎn)函數(shù)模型：

式中，Y表示生產(chǎn)總值；A(·)表示綠色全要素生產(chǎn)率；HJ 為環(huán)境規(guī)制；FZ 為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；FDI 為外商直接投資；Trade 為進(jìn)出口總額；K為資本投資；L為勞動(dòng)投入。

為簡(jiǎn)化研究，將A(·)假定為如下形式：

式中，i表示省份；t表示年份；Ai0表示初始技術(shù)水平；a、b、c、d分別為對(duì)應(yīng)系數(shù)。

將式（2）代入式（1）得：

式（3）兩端同時(shí)除以F(Kit,Lit)得到：

式（4）兩端同時(shí)取對(duì)數(shù)：

由于綠色全要素生產(chǎn)率在時(shí)間上存在路徑依賴，在式（5）中加入綠色全要素生產(chǎn)率的一期滯后項(xiàng)作為解釋變量，得到：

式中，α為時(shí)間滯后系數(shù)；X為相關(guān)影響因素向量［根據(jù)式（5）取對(duì)數(shù)處理］；β為系數(shù)向量；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為考察綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)以及環(huán)境規(guī)制等因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否存在空間溢出，本文在式（5）的基礎(chǔ)上構(gòu)建個(gè)體固定效應(yīng)空間杜賓模型（SDM）：

式中，ρ為空間滯后系數(shù)，表示鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率對(duì)本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響；X為相關(guān)影響因素向量（與前文保持一致）；W為空間權(quán)重矩陣；β和θ為相應(yīng)系數(shù)向量；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

相關(guān)影響因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響不僅包括直接效應(yīng)，還包括間接效應(yīng)，前者為解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的影響，后者為解釋變量對(duì)鄰近地區(qū)被解釋變量的影響，即空間溢出效應(yīng)，兩者的總的影響即是總效應(yīng)。

此外，考慮到環(huán)境規(guī)制等因素對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響很可能存在路徑依賴，前一期的影響往往會(huì)延續(xù)到下一期，并且綠色全要素生產(chǎn)率當(dāng)中所隱含的技術(shù)進(jìn)步等因素本身也能夠通過累積效應(yīng)作用到下一期，來促進(jìn)下一期的技術(shù)進(jìn)步。因此，本文將式（7）擴(kuò)展為動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，通過引入綠色全要素生產(chǎn)率的一期滯后項(xiàng)來考察綠色全要素生產(chǎn)率的時(shí)間滯后效應(yīng)。

式中，α為時(shí)間滯后系數(shù)，反映前一期綠色全要素生產(chǎn)率對(duì)當(dāng)期的影響。本文接下來將根據(jù)式（8）的模型形式進(jìn)行空間計(jì)量回歸。

3.2 空間權(quán)重矩陣

本文借鑒邵帥等的做法，以省會(huì)城市（自治區(qū)首府）之間距離的倒數(shù)作為權(quán)重，構(gòu)造反距離矩陣（W1），反距離矩陣對(duì)鄰近的省份賦予更大的權(quán)重，對(duì)相隔較遠(yuǎn)的省份賦予更低的權(quán)重。由于反距離矩陣只考慮了省份之間地理上的聯(lián)系，而忽略了經(jīng)濟(jì)上的聯(lián)系，本文借鑒邵帥等構(gòu)造的地理經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣（W2），將省份之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系納入權(quán)重矩陣中，其元素wij為i省（區(qū)、市）省會(huì)（自治區(qū)首府）與j?。▍^(qū)、市）省會(huì)（自治區(qū)首府）距離倒數(shù)乘以i省（區(qū)、市）人均GDP 年均值占所有省份人均GDP 年均值的比重[12]。

盡管以省會(huì)城市（自治區(qū)首府）作為一省（區(qū)、市）地理因素的概括存在很大弊病，現(xiàn)實(shí)中省域的面積十分遼闊，鄰接的兩?。▍^(qū)、市）也可能因省會(huì)城市（自治區(qū)首府）距離較遠(yuǎn)而使得兩者間的權(quán)重較低，但是由于省會(huì)城市（自治區(qū)首府）在一個(gè)省份內(nèi)通常具有全方位壓倒性的優(yōu)勢(shì)地位，這表現(xiàn)為省會(huì)城市（自治區(qū)首府）在經(jīng)濟(jì)、工業(yè)、科教等方面的領(lǐng)先，因此以省會(huì)城市（自治區(qū)首府）之間距離來粗略表示省份之間的距離，存在一定的合理性，同時(shí)也簡(jiǎn)化了我們的分析。

3.3 空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

本文采用全局莫蘭指數(shù)（Moran’sI）檢驗(yàn)GTFP和環(huán)境規(guī)制的空間相關(guān)性，Moran’sI的計(jì)算公式為

式中，n為省份個(gè)數(shù)；wij為空間權(quán)重；x和分別為待檢測(cè)變量及其均值；-1≤I≤1，當(dāng)0 ＜I≤1 時(shí)，說明x存在空間正相關(guān)，當(dāng)-1≤I＜0 時(shí)，說明x存在空間負(fù)相關(guān)。

表1 中列出了GTFP 和環(huán)境規(guī)制的全局Moran’sI值，環(huán)境規(guī)制（總體規(guī)制HJ）采用環(huán)境污染治理投資總額表示?？梢园l(fā)現(xiàn)，GTFP 的Moran’sI值只在部分年份顯著為正，而ln HJ 的Moran’sI值在全部年份都顯著為正，這表明GTFP 和環(huán)境規(guī)制很可能存在空間溢出效應(yīng)，但是否真的存在空間溢出還需要通過回歸結(jié)果來進(jìn)一步判斷。

表1 歷年全局Moran’s I值

圖2 顯示的是2005 年和2019 年GTFP 和lnHJ的Moran 散點(diǎn)圖，橫坐標(biāo)分別為標(biāo)準(zhǔn)化的GTFP 和ln HJ，縱坐標(biāo)分別為GTFP 和ln HJ 的空間滯后項(xiàng)，從圖2 中可以發(fā)現(xiàn)，擬合線穿過第一和第三象限，表現(xiàn)為“高高”集聚和“低低”集聚。因此在考察環(huán)境規(guī)制對(duì)GTFP 的影響時(shí)不能忽略空間溢出效應(yīng)。

圖2 2005年和2019年GTFP和ln HJ的Moran散點(diǎn)圖

3.4 數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省（區(qū)、市）歷年統(tǒng)計(jì)年鑒、國泰安數(shù)據(jù)庫以及歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。經(jīng)收集整理，選定30 個(gè)省（區(qū)、市）①本文樣本不包括西藏自治區(qū)和港澳臺(tái)地區(qū)。2004—2019 年的面板數(shù)據(jù)作為樣本。

計(jì)算綠色全要素生產(chǎn)率需要期望產(chǎn)出、非期望產(chǎn)出和投入數(shù)據(jù)，期望產(chǎn)出是“好”的產(chǎn)出，一般采用生產(chǎn)總值指標(biāo)，非期望產(chǎn)出是“壞”的產(chǎn)出，一般用污染物排放表示，投入除資本和勞動(dòng)外，還包括能源投入，能源投入一般采用能源消費(fèi)總量作為衡量指標(biāo)。本文基于SBM 方向距離函數(shù)，采用MaxDEA 軟件測(cè)算Malmquist-Luenberger（ML）指數(shù)，ML 指數(shù)構(gòu)造方法參考Fukuyama 等[20]、張娟等[21]，限于文章篇幅，本文不再贅述。

期望產(chǎn)出指標(biāo)：采用30 個(gè)省級(jí)單位2004—2019年的生產(chǎn)總值（億元）作為期望產(chǎn)出。為使數(shù)據(jù)具有可比性，本文采用世界銀行公布的按GDP 平減指數(shù)衡量的中國年通貨膨脹率來剔除價(jià)格因素，以2000年為基期，將數(shù)據(jù)調(diào)整到以2000 年為不變價(jià)的可比水平。

非期望產(chǎn)出指標(biāo)：對(duì)于非期望產(chǎn)出指標(biāo)的選擇，考察已有的做法，本文認(rèn)為污染物排放既包括廢氣排放也包括廢水排放，并且主要是來源于工業(yè)行業(yè)，綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性。因此，本文采用工業(yè)廢氣排放量（億m3）和工業(yè)廢水排放量（萬t）作為非期望產(chǎn)出指標(biāo)[22,23]。由于可獲取的相關(guān)年鑒中工業(yè)廢氣排放量只更新到2015 年，因此采用2016—2019 年工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙（粉）塵排放量作為2016—2019 年工業(yè)廢氣排放量的替代指標(biāo)。

資本投入指標(biāo)：采用永續(xù)盤存法估算30 個(gè)?。▍^(qū)、市）的資本存量，公式為

式中，Kit為t年i?。▍^(qū)、市）的資本投入；δ為折舊率；Iit為t年i?。▍^(qū)、市）的固定資產(chǎn)投資；Pit為t年i?。▍^(qū)、市）的固定資產(chǎn)投資平減指數(shù)。本文以2000 年為基期，將固定資產(chǎn)投資調(diào)整到以2000年為不變價(jià)的水平。參照顏鵬飛等[24]的做法，采取δ=5%。

本文的資本原值數(shù)據(jù)采用張軍報(bào)告的結(jié)果[25]，該報(bào)告計(jì)算了2000 年當(dāng)年價(jià)的各省（區(qū)、市）資本原值，并將四川和重慶的數(shù)據(jù)做了合并處理，本文根據(jù)2000 年重慶和四川的固定資產(chǎn)投資額比例（其中重慶的比重為28.76%，四川的比重為71.24%），將2000年報(bào)告中四川資本原值劃分成四川和重慶兩部分，作為四川和重慶各自的資本原值。

勞動(dòng)投入指標(biāo)：采用30 個(gè)省級(jí)單位2004—2019年從業(yè)人員數(shù)（萬人）作為勞動(dòng)投入。

能源投入指標(biāo)：采用30 個(gè)省級(jí)單位2004—2019年能耗總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）為能源投入。

環(huán)境規(guī)制指標(biāo)：本文將環(huán)境規(guī)制分為總體規(guī)制（HJ）、工業(yè)廢氣規(guī)制（FQ）、工業(yè)廢水規(guī)制（FS）、工業(yè)固廢規(guī)制（FG）和光污染規(guī)制（L），其中總體規(guī)制采用2004—2019 年環(huán)境污染治理投資額來衡量，工業(yè)廢氣規(guī)制采用2004—2019 年工業(yè)廢氣治理設(shè)施當(dāng)年運(yùn)行費(fèi)用來衡量，工業(yè)廢水規(guī)制采用2004—2019年工業(yè)廢水治理設(shè)施當(dāng)年運(yùn)行費(fèi)用來衡量，工業(yè)固廢規(guī)制采用2004—2015 年工業(yè)固體廢物處置量來衡量。對(duì)于光污染規(guī)制，可參考的文獻(xiàn)較少，本文構(gòu)造如下變量來衡量光污染規(guī)制：

式中，GDP 表示人均GDP；mean(·)表示求均值；DN 為美國國家海洋和大氣管理局（NOAA）發(fā)布的夜間穩(wěn)定燈光亮度指標(biāo)（DN 值）。本文參考李雪萍等對(duì)DN 值源數(shù)據(jù)進(jìn)行校正[26]，計(jì)算得到中國2004—2013 年各?。▍^(qū)、市）夜間燈光亮度值。Lit表示各?。▍^(qū)、市）人均GDP 相對(duì)全國人均GDP 平均值的偏離度比上各?。▍^(qū)、市）夜間燈光亮度相對(duì)全國夜間燈光亮度平均值的偏離度。Lit越接近1，表示夜間燈光亮度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是相適應(yīng)的；Lit＞1，表示夜間燈光亮度沒有達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高度，意味著政府對(duì)光污染的規(guī)制力度較大；Lit＜1，表示夜間燈光亮度超出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平應(yīng)有的程度，意味著政府對(duì)光污染的規(guī)制力度寬松。

其他影響因素變量的選擇：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（FZ）通常采用人均GDP 來衡量，本文引入FZ 的二次項(xiàng)，來考察環(huán)境庫茲涅茨假說。對(duì)外開放采用外商直接投資（FDI）和進(jìn)出口總額（Trade）來衡量。污染程度（WR）采用工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)廢水排放量的乘積來衡量。所有變量取對(duì)數(shù)處理。

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 總體規(guī)制的影響

雙向固定效應(yīng)模型面板回歸結(jié)果如表2 所示。其中，ln GTFP 的一期滯后項(xiàng)系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，表明綠色全要素生產(chǎn)率在時(shí)間上存在路徑依賴，因?yàn)榧夹g(shù)具有累積效應(yīng)，其影響作用隨著時(shí)間的拉長(zhǎng)而逐漸累積。在不考慮空間溢出效應(yīng)的情況下，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率有顯著的影響，無論是從總體規(guī)制角度，還是從工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水以及工業(yè)固廢的角度來看，環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間都呈現(xiàn)顯著的U 形曲線關(guān)系。環(huán)境規(guī)制相當(dāng)于給企業(yè)增加了一項(xiàng)治理污染的成本，當(dāng)環(huán)境規(guī)制力度較為寬松時(shí)，企業(yè)承擔(dān)的治污成本較小，沒有動(dòng)力提高其生產(chǎn)技術(shù)和治污能力，在遵循成本效應(yīng)下，企業(yè)以更高的成本進(jìn)行生產(chǎn)，這就導(dǎo)致GTFP 的下降。當(dāng)環(huán)境規(guī)制力度提升到一定程度后，一方面，一些高污染企業(yè)無法滿足環(huán)境規(guī)制要求，從而退出市場(chǎng)；另一方面，現(xiàn)有企業(yè)迫于成本壓力，不得不加大創(chuàng)新投入，努力提升技術(shù)水平、降低污染排放，以符合環(huán)境規(guī)制要求，這使得GTFP 提升。上述結(jié)論驗(yàn)證了“波特假說”，即環(huán)境規(guī)制能夠促使企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)以抵消環(huán)境規(guī)制的成本，產(chǎn)生創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。

表2 雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果

光污染規(guī)制對(duì)GTFP 的影響是負(fù)的，這可能是因?yàn)槟壳拔覈S多工廠實(shí)現(xiàn)“三班倒”制度，即早、中、晚三班輪換，一旦對(duì)燈光進(jìn)行限制，則會(huì)極大地影響晚班的生產(chǎn)。此外，很多生產(chǎn)車間全天都需要開燈運(yùn)作，燈光供應(yīng)不足會(huì)導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)效率降低，甚至無法生產(chǎn)。

考察其他影響GTFP 的因素。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與GTFP 之間呈U 形曲線關(guān)系，驗(yàn)證了環(huán)境庫茲涅茨假說。FDI 的系數(shù)顯著為負(fù)，表明污染避難所效應(yīng)大于污染暈輪效應(yīng)，發(fā)達(dá)國家將污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境規(guī)制更為寬松的中國。進(jìn)出口貿(mào)易的系數(shù)除了在模型（5）中顯著為正以外，在其他的模型中都不顯著，這表明本土企業(yè)在參與國際貿(mào)易的過程中可能并沒有引進(jìn)環(huán)境友好型技術(shù)。最后，污染物的排放增加會(huì)惡化環(huán)境狀況，從而降低GTFP。

上述分析是基于面板回歸結(jié)果的，沒有考慮空間溢出效應(yīng)，當(dāng)引入空間權(quán)重矩陣時(shí)，環(huán)境規(guī)制不但影響本地GTFP，還會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)GTFP 產(chǎn)生作用。本文先考察總體規(guī)制的情況，結(jié)果如表3 所示。模型（6）和模型（8）是靜態(tài)空間模型，模型（7）和模型（9）是動(dòng)態(tài)空間模型。從模型（7）和（9）中可以發(fā)現(xiàn)，ln GTFP 的滯后一期項(xiàng)系數(shù)α都在1%的水平上顯著為正，表明GTFP 存在路徑依賴，因此動(dòng)態(tài)模型的設(shè)計(jì)是合理的，GTFP 的時(shí)間滯后效應(yīng)不能被忽略。動(dòng)態(tài)空間杜賓模型中的ρ在5%的水平上顯著為正，即GTFP 存在空間溢出效應(yīng)，鄰近地區(qū)GTFP 越高，越能帶動(dòng)本地區(qū)的GTFP 增長(zhǎng)，這一結(jié)果與張科偉等[27]、任陽軍等[28]的研究結(jié)果相一致。模型（7）和（9）中，W×ln HJ 和W×(ln HJ)2的系數(shù)都在10%的水平上顯著，表明環(huán)境總體規(guī)制對(duì)GTFP 的影響存在空間溢出效應(yīng)，即鄰地環(huán)境總體規(guī)制越嚴(yán)格，本地GTFP 先提升后下降，呈現(xiàn)倒U 形曲線關(guān)系。這是因?yàn)猷彽丨h(huán)境規(guī)制較弱時(shí)，鄰地環(huán)境狀況可能逐漸惡化，這對(duì)本地產(chǎn)生警示作用，本地從而努力改善環(huán)境狀況，使得本地GTFP 有所提升。當(dāng)鄰地環(huán)境規(guī)制收緊時(shí)，根據(jù)污染避難所假說，一些高污染企業(yè)無法再在鄰地生存，只能轉(zhuǎn)移到環(huán)境規(guī)制更為寬松的本地，將污染也帶到本地區(qū)，使得本地GTFP 下降。

表3 空間計(jì)量回歸結(jié)果一

環(huán)境規(guī)制除了對(duì)GTFP 的影響存在空間溢出效應(yīng)之外，其本身也可能存在空間溢出效應(yīng)，即鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策會(huì)相互影響。本文采用環(huán)境規(guī)制作為被解釋變量進(jìn)行空間回歸，計(jì)量模型為動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，結(jié)果如表4 所示。在兩種空間權(quán)重矩陣模型中，ρ都在1%的水平上顯著為正，這表明環(huán)境規(guī)制確實(shí)存在空間溢出效應(yīng)，鄰近地區(qū)會(huì)相互模仿，使得環(huán)境規(guī)制力度趨同。并且采取嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制的地區(qū)，為保護(hù)自身利益，通常也會(huì)譴責(zé)周圍環(huán)境規(guī)制力度較為寬松的地區(qū)，迫使對(duì)方采取和自己相近力度的環(huán)境規(guī)制政策?？傊７滦?yīng)和譴責(zé)效應(yīng)共同使地區(qū)間的環(huán)境規(guī)制力度趨同。

表4 總體規(guī)制作為被解釋變量

4.2 其他環(huán)境規(guī)制的影響

本文進(jìn)一步考察工業(yè)廢氣規(guī)制、工業(yè)廢水規(guī)制、工業(yè)固廢規(guī)制和光污染規(guī)制的影響，空間計(jì)量回歸結(jié)果如表5 所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，α都在1%的水平上顯著，說明GTFP 的時(shí)間滯后效應(yīng)是穩(wěn)健的。工業(yè)廢氣規(guī)制存在顯著的空間溢出效應(yīng)，鄰地工業(yè)廢氣規(guī)制對(duì)本地GTFP 的影響是倒U 形的，這與總體規(guī)制的結(jié)果相類似。但是工業(yè)廢水規(guī)制的空間溢出效應(yīng)是線性為正的，這表明鄰近地區(qū)工業(yè)廢水規(guī)制越強(qiáng)，越有利于本地區(qū)GTFP 的提升，這可能是因?yàn)楣I(yè)廢水對(duì)環(huán)境造成的污染相比于工業(yè)廢氣而言，更加難以消除，容易積累并遺留在江河湖海中產(chǎn)生長(zhǎng)期影響。并且產(chǎn)生工業(yè)廢水的行業(yè)如冶金行業(yè)、造紙業(yè)、化工業(yè)等，其分布通常與資源的地理分布有關(guān)，不會(huì)輕易轉(zhuǎn)移，地方政府一般也不會(huì)制定讓該行業(yè)無法存續(xù)的嚴(yán)苛政策，使得污染避難所假說不成立，因此工業(yè)廢水規(guī)制的空間溢出效應(yīng)線性為正。

表5 空間計(jì)量回歸結(jié)果二

工業(yè)固廢規(guī)制的空間滯后項(xiàng)不顯著，不具有空間溢出效應(yīng)，這是因?yàn)楣腆w廢物難以流動(dòng)，基本上只對(duì)本地區(qū)的環(huán)境狀況產(chǎn)生影響，因此工業(yè)固廢規(guī)制主要是針對(duì)本地區(qū)，表現(xiàn)為本地影響。同理，光污染規(guī)制的空間溢出效應(yīng)不顯著，這可能是因?yàn)楣馕廴局饕绊懕镜貐^(qū)的環(huán)境狀況，幾乎很難影響鄰近地區(qū)。

為考察鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策是否會(huì)影響本地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策，分別采用工業(yè)廢氣規(guī)制、工業(yè)廢水規(guī)制、工業(yè)固廢規(guī)制和光污染規(guī)制作為被解釋變量進(jìn)行空間計(jì)量回歸，結(jié)果如表6 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，工業(yè)廢氣規(guī)制、工業(yè)廢水規(guī)制和工業(yè)固廢規(guī)制的ρ分別在5%、1%和5%的水平上顯著為正，表明三者存在顯著的空間溢出效應(yīng)，不同地區(qū)之間的工業(yè)“三廢”規(guī)制政策會(huì)相互影響，與上文對(duì)總體規(guī)制的分析相一致。而光污染規(guī)制的ρ并不顯著，說明光污染規(guī)制并不存在空間溢出效應(yīng)，這可能是因?yàn)楣馕廴締栴}尚不嚴(yán)重，沒有得到政府的重視，地方政府也不會(huì)過多關(guān)注鄰近地區(qū)的光污染情況。

表6 其他環(huán)境規(guī)制作為被解釋變量

5 結(jié)論及政策建議

習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，“既要綠水青山，又要金山銀山”。環(huán)境規(guī)制是解決環(huán)境問題和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手，本文通過研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響作用，從實(shí)證角度證明了“綠水青山就是金山銀山”理念的科學(xué)性和合理性，即“綠水青山”和“金山銀山”是可以兼容的，人不負(fù)青山，青山定不負(fù)人，改善環(huán)境和提升效率并不矛盾，環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，GTFP存在路徑依賴，前一期的GTFP 能夠促進(jìn)下一期GTFP，同時(shí)，GTFP 存在空間溢出效應(yīng)，相鄰地區(qū)的GTFP 越高越能帶動(dòng)本地區(qū)的GTFP 提升，從而形成局部俱樂部現(xiàn)象。在面板回歸中，環(huán)境總體規(guī)制與GTFP 之間呈現(xiàn)U 形曲線關(guān)系，說明在環(huán)境規(guī)制力度較低時(shí)，遵循成本效應(yīng)發(fā)揮作用，環(huán)境規(guī)制力度較高時(shí)，創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)發(fā)揮作用，工業(yè)廢氣規(guī)制、工業(yè)廢水規(guī)制和工業(yè)固廢規(guī)制的結(jié)果也支持了這個(gè)結(jié)論。光污染規(guī)制對(duì)GTFP 的影響是負(fù)向的，這可能與企業(yè)生產(chǎn)運(yùn)作過程中對(duì)燈光的大量需求有關(guān)。在引入了空間因素后，環(huán)境總體規(guī)制對(duì)GTFP 的影響存在空間溢出效應(yīng)，但具體來看，各項(xiàng)規(guī)制的影響各不相同，工業(yè)廢氣規(guī)制的空間溢出效應(yīng)是倒U 形的，工業(yè)廢水規(guī)制的空間溢出效應(yīng)是線性為負(fù)的，而工業(yè)固廢規(guī)制和光污染規(guī)制的空間溢出效應(yīng)不顯著。這主要是因?yàn)榭諝馕廴竞退廴揪哂辛鲃?dòng)性，能夠?qū)χ車貐^(qū)的環(huán)境產(chǎn)生影響，而固體污染和光污染的流動(dòng)性較低，更多地表現(xiàn)為本地影響。

針對(duì)本文實(shí)證結(jié)果，提出如下建議：第一，環(huán)境規(guī)制存在空間溢出效應(yīng)，中央政府應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制政策進(jìn)行統(tǒng)一協(xié)調(diào)，充分考慮地區(qū)之間環(huán)境規(guī)制政策對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出作用，在總的方針指導(dǎo)下，各地又可以根據(jù)自身情況適當(dāng)制定符合自身發(fā)展規(guī)律的環(huán)境規(guī)制政策。第二，針對(duì)工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水、工業(yè)固體廢物和光污染應(yīng)制定不同的環(huán)境規(guī)制政策，而不是“一刀切”，不同行業(yè)效率不同，產(chǎn)生的效益也不同，關(guān)鍵是要把握效率提升和環(huán)境治理之間的平衡點(diǎn)。第三，對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率低下的地區(qū)——通常是以資源開發(fā)為主的地區(qū)，要引導(dǎo)其進(jìn)行經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和發(fā)達(dá)地區(qū)不能同日而語，許多污染密集型產(chǎn)業(yè)是其賴以生存的支柱型產(chǎn)業(yè)，或者本身就是從發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移而來的，作為補(bǔ)償，對(duì)這些地區(qū)的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)要求可以適當(dāng)放寬，但根本目的還是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展。第四，綠色全要素生產(chǎn)率存在空間溢出效應(yīng)，各個(gè)地區(qū)可以互相借鑒先進(jìn)的技術(shù)和管理模式，但需警惕人為設(shè)置壁壘，阻礙要素自由流動(dòng)，造成市場(chǎng)分割，進(jìn)而削弱其技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)，政府應(yīng)當(dāng)努力消除省際的市場(chǎng)分割現(xiàn)象，為國內(nèi)大循環(huán)打下良好的基礎(chǔ)。