馬 媛

（山東科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島 266590）

0 引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐，也伴隨著環(huán)境污染問題加重，各國政府在關(guān)注經(jīng)經(jīng)濟(jì)規(guī)制的同時(shí)，也開始重視環(huán)境規(guī)制問題[1]。關(guān)于環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系，經(jīng)濟(jì)學(xué)界存在兩種說法，其一是加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制則對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長是“兩難困境”關(guān)系[2][3]；其二是環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長兩者之間不存在矛盾，環(huán)境規(guī)制和增長之間是一致的[1][4]。兩種說法都各有其理。Jaffe and Palmer(1997)以美國工業(yè)的污染為研究對象，發(fā)展其控制成本與創(chuàng)新活動之間存在關(guān)系，污染控制支出促進(jìn)企業(yè)研發(fā)數(shù)量，但是，企業(yè)達(dá)到環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的要求下的研發(fā)工作，對企業(yè)產(chǎn)生的商業(yè)價(jià)值十分小[5]。Lanjouw and Mody(1996)利用美國、日本和德國數(shù)據(jù)，研究發(fā)展，專利發(fā)明和企業(yè)減排防污染存在一定聯(lián)系[6]。到底環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間存在什么樣的關(guān)系呢。我國國內(nèi)學(xué)者也深入此方面進(jìn)行了相關(guān)研究，并具有很高的參考價(jià)值。孔祥利，毛毅（2010）對中國30個(gè)省市區(qū)進(jìn)行面板回歸研究，研究發(fā)現(xiàn)，我國環(huán)境規(guī)制水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異性。長期內(nèi)，東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平與經(jīng)濟(jì)增長存在格蘭杰因果關(guān)系，短期內(nèi)，環(huán)境規(guī)制水平對東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長影響顯著，而對于中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長狀況影響不顯著，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是環(huán)境規(guī)制水平上升的格蘭杰因果關(guān)系。據(jù)此應(yīng)當(dāng)采取相應(yīng)的政策措施，以促進(jìn)中國各區(qū)域環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的良性互動和協(xié)調(diào)發(fā)展[7]。于同申和張成（2010）研究認(rèn)為，首先環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長之間存在一定的長期穩(wěn)定關(guān)系；其次,環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長之間互為格蘭杰因果關(guān)系；最后,環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高與經(jīng)濟(jì)增長率提升出現(xiàn)正比例發(fā)展,正比例增長關(guān)系在長期要比短期更為明顯。因此根據(jù)國內(nèi)外的研究成果證明，我國環(huán)境規(guī)制能夠產(chǎn)生對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“補(bǔ)償效應(yīng)”和“優(yōu)化效率”效應(yīng)，這種效應(yīng)在彌補(bǔ)了環(huán)境規(guī)制的帶來的企業(yè)成本同時(shí)，還能通過創(chuàng)新提高生產(chǎn)效率和企業(yè)市場競爭力，從來實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制水平和經(jīng)濟(jì)增長的雙向良好發(fā)展[8]

然而盡管國內(nèi)外的學(xué)者對環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究文獻(xiàn)很多，但絕大多數(shù)沒有從區(qū)域的研究視角出發(fā)來看待我國東中西部的環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的差異性問題，他們之間的關(guān)系是不是受到區(qū)域差異的影響也是一個(gè)有待證明的問題。另外目前的研究文獻(xiàn)中，對于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系和差異性問題，很少有人采用面板數(shù)據(jù)的研究方法，面板數(shù)據(jù)回歸方法綜合了截面數(shù)據(jù)的橫向信息和時(shí)間序列數(shù)據(jù)的縱向信息，使得研究結(jié)果更加具有準(zhǔn)確性和說服力。

1 模型變量和數(shù)據(jù)

1.1 模型構(gòu)建

在針對環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究中，環(huán)境規(guī)制除了受到經(jīng)濟(jì)增長的影響外，還有其他因素的影響，我們采用與環(huán)境規(guī)制密切相關(guān)的4個(gè)解釋變量，借鑒柯布-道格拉斯函數(shù)的雙對數(shù)經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｊ?，建立面板?shù)據(jù)模型如公式（1）：

其中i代表除西藏和港澳臺外的中國的30個(gè)省市區(qū)，t代表不同的年份，t0=1995。

靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型可以描述環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長等因素間當(dāng)期的對應(yīng)關(guān)系，β是各個(gè)影響因素的參數(shù)估計(jì)值，其中，β1-4衡量了影響因素的當(dāng)期影響度。LNHJGZit表示i地區(qū)t年環(huán)境規(guī)制狀況，LNJJZZit表示i地區(qū)t年的經(jīng)濟(jì)增長狀況，LNCYJGit表示i地區(qū)t年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況，LNCXTRit表示i地區(qū)t年地區(qū)創(chuàng)新投入總值，LNSCXLit表示i地區(qū)t年地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)效率，μit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

為了解決DF檢驗(yàn)中出現(xiàn)隨機(jī)干擾項(xiàng)的自相關(guān)問題，Dicky和Fuller對DF檢驗(yàn)中不足的地方進(jìn)行了擴(kuò)展，從而形成了ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)是通過下面三個(gè)模型來實(shí)現(xiàn)的：

模型1

模型2

模型3

模型3是既有截距項(xiàng)又有趨勢項(xiàng)，模型2只有截距項(xiàng)，模型1既無截距項(xiàng)有無趨勢項(xiàng)。模型3中t是表示時(shí)間的趨勢項(xiàng)。三個(gè)模型的虛擬假設(shè)都是H0:δ=0,即存在單位根。

為了進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，變量在某一時(shí)期受到干擾偏離其均衡狀態(tài)時(shí)，在外來某個(gè)時(shí)期會自動回到其均衡狀態(tài)。假設(shè)Y與X間的長期均衡關(guān)系為公式(5)所描述：

在時(shí)期t，假設(shè)X的變化量為ΔXt，如果變量X與Y在時(shí)期t和t-1末期仍滿足它們間的長期均衡關(guān)系，則Y的相應(yīng)變化量ΔYt的表達(dá)式為公式(6):

一般情況下，如果n個(gè)序列都是d階單證的，存在向量α=(α1,α2...αn)，使 得Zt=αX't～I(xiàn)(d-b)，其 中 ，b＞0,Xt～(X1t,X2t,...,Xnt),則認(rèn)為序列X1t,X2t,…,Xnt是（d,b）階協(xié)整。由此可見，如果兩個(gè)變量都是單證變量，只有他們的單整階數(shù)相同時(shí)，才可能協(xié)整。

1.2 變量解釋

對于被解釋變量環(huán)境規(guī)制(LNHJGZ)，用各地區(qū)歷年工業(yè)污染治理投資完成額除以就業(yè)總量來表示，并對此取對數(shù)值。

對于解釋變量，省域經(jīng)濟(jì)增長狀況(LNJJZZ)：一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r會對環(huán)境產(chǎn)生影響，往往經(jīng)濟(jì)發(fā)展較早的地區(qū)，更加需要環(huán)境規(guī)制策略，本文采用各省歷年地區(qū)生產(chǎn)總值，取對數(shù)來表示，時(shí)間序列均以1995為基期；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LNCYJG)：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)反映了第二產(chǎn)業(yè)所占比例，由于環(huán)境污染大部分是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展引起的，所以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境規(guī)制之間存在關(guān)系，本文以各省“第二產(chǎn)業(yè)除以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值”的對數(shù)值，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)也均以1995為基期；創(chuàng)新投入水平(LNCXTR)：創(chuàng)新投入過高，對環(huán)境規(guī)制投入的研究就越多，環(huán)境規(guī)制的效果就愈好，采用各省歷年來的“創(chuàng)新投入總額”的對數(shù)值；企業(yè)生產(chǎn)效率(LNSCXL)：企業(yè)生產(chǎn)效率的高低，決定了企業(yè)采用什么樣的發(fā)展方式，影響環(huán)境規(guī)制水平。采用各省歷年“工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率的平均值”的對數(shù)值。

1.3 數(shù)據(jù)來源

所有數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒(1990～2010)、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，所有結(jié)果均是在Eviews6.0里面運(yùn)行完成的。

2 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究

為了確保結(jié)果的穩(wěn)定性增強(qiáng)對比，文中使用混合最小二乘、個(gè)體固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型等三種方法，分別對東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行模擬，結(jié)果如表1。

表1 東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表1東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)結(jié)果，混合最小二乘估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)模型下，LNSCXL的參數(shù)估計(jì)值是不顯著的，除此之外其他情況均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)。此外，三個(gè)模型的R2均在0.9以上，說明東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的模型擬合的很好。通過hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)個(gè)體固定效應(yīng)要好于隨機(jī)效應(yīng)，因此我們主要分析個(gè)體固定效應(yīng)模型。個(gè)體固定效應(yīng)模型中，LNJJZZ和LNCYJG是影響東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的最主要的因素，影響度分別為0.66和0.51，說明在其他變量不變的情況下，各省域經(jīng)濟(jì)每增長1%，省域環(huán)境規(guī)制水平將提升0.66%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)值為0.51，說明在其他變量不變的情況下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比值每增長1%，省域環(huán)境規(guī)制將增加0.51%，因此第二產(chǎn)業(yè)比例越高，省域環(huán)境規(guī)制水平要求越高；LNCXTR和LNSCXL的參數(shù)估計(jì)值為0.22和0.01，說明在其他變量不變的情況下，東部地區(qū)創(chuàng)新投入和企業(yè)生產(chǎn)效率每增加1%，將會推動?xùn)|部區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平提升0.24%和0.01%。以上實(shí)證結(jié)果表明，東部地區(qū)持續(xù)穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是環(huán)境規(guī)制降低的主要動力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境規(guī)制成正比，第二、三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)的比值越大，環(huán)境規(guī)制要求越高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級對區(qū)域環(huán)境規(guī)制的水平提升，有積極的促進(jìn)作用。該文研究結(jié)果與我國其他學(xué)者研究結(jié)果相互對應(yīng)。

表2 中部地區(qū)面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)結(jié)果

從表2中可以看出，中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析中，混合最小二乘估計(jì)中的LNCXTR和常數(shù)項(xiàng)僅通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，而隨機(jī)效應(yīng)模型中LNCYJG和LNCXTR的參數(shù)估計(jì)值均是不顯著的，其他情況下變量均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，通過hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)好于隨機(jī)效應(yīng)，因此，我們?nèi)匀徊捎脗€(gè)體固定效應(yīng)進(jìn)行分析。與東部地區(qū)一樣，影響中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平的兩個(gè)重要因素也是經(jīng)濟(jì)增長狀況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，參數(shù)估計(jì)值為0和0.22，這意味著經(jīng)濟(jì)增長狀況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每增加1%，環(huán)境規(guī)制水平將增加0和0.22%。由于此時(shí)的顯著性水平檢驗(yàn)也顯示，經(jīng)濟(jì)增長的參數(shù)估計(jì)值是不顯著的，所以中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境規(guī)制的影響不顯著。中部地區(qū)創(chuàng)新投入LNCXTR和企業(yè)生產(chǎn)效率LNSCXL的參數(shù)估計(jì)值為0.17和0.13，說明二者每增加1%，省域環(huán)境規(guī)制水平將增加0.17%和0.13%，與東部地區(qū)相比經(jīng)濟(jì)增長對中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的影響不明顯。但是中部地區(qū)創(chuàng)新投入對環(huán)境規(guī)制水平影響比較明顯。

表3 西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)結(jié)果

從表3可以看出，混合最小二乘估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)模型下的檢驗(yàn)效果均不如個(gè)體固定效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果好，通過運(yùn)用hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，個(gè)體固定效應(yīng)模型也比隨機(jī)效應(yīng)模型好，因此我們繼續(xù)運(yùn)用個(gè)體固定效應(yīng)模型對西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，在個(gè)體固定效應(yīng)模型下，經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境規(guī)制水平的影響度比較高，影響系數(shù)為0.71.并且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，所以西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長相比較東部和中部，其影響效果最為顯著。同理，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境規(guī)制效果影響也比較明顯。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較落后，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足，因此一旦第二產(chǎn)業(yè)增加將會對環(huán)境規(guī)制的影響比較顯著。另外西部地區(qū)的創(chuàng)新投入和企業(yè)生產(chǎn)效率的影響度不如東部地區(qū)顯著。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的東部在創(chuàng)新投入和企業(yè)生產(chǎn)效率提高上比較具有優(yōu)勢，所以這種情況比較符合現(xiàn)實(shí)情況。

3 相關(guān)的基本檢驗(yàn)

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析，必須確保數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，因?yàn)閿?shù)據(jù)不平穩(wěn)影響回歸結(jié)果，出現(xiàn)偏差。目前面板單位根檢驗(yàn)主要有四種，分別為LLC檢驗(yàn)、Breintung檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)，其中LLC和Breintung適用于相同根下檢驗(yàn)，ADF-Fisher和PP-Fisher檢適用于不同根下檢驗(yàn)。

表4 變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表4，對環(huán)境規(guī)制和各影響因素原值的對數(shù)值進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，除了LNJJZZ、LNCXTR、LNSCXL在LLC檢驗(yàn)形式均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，另外，LNCXTR在PP-Fisher檢驗(yàn)形式通過5%顯著水平檢驗(yàn)外，其他變量在四種檢驗(yàn)方法下均不顯著，所以各個(gè)變量原值的對數(shù)是存在單位根現(xiàn)象的。

Pedroni認(rèn)為，檢驗(yàn)結(jié)果存在差異時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果以ADF-Fisher檢驗(yàn)為準(zhǔn)，因此可以得出以下結(jié)論：LNHJGZ、LNJJZZ、LNCYJG、LNCXTR、LNSCXL均沒有拒絕原假設(shè)，即存在單位根現(xiàn)象，此時(shí)進(jìn)行一階差分，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除了△LNJJZZ在Breintung檢驗(yàn)形勢下沒通過10%的顯著性水平外，其他變量在四種檢驗(yàn)形式下均通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)。綜合以上檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以得出，LNHJGZ、LNJJZZ、LNCYJG、LNCXTR、LNSCXL均存在一階單整，因變量和自變量的原值對數(shù)的一階差分是平穩(wěn)序列。

表5 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

如表5，我們繼續(xù)做面板協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量在10%顯著性水平下不支持不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但Panel PP在1%顯著性水平下接受原假設(shè)檢驗(yàn)。組間統(tǒng)計(jì)量Group rho在10%顯著性水平不支持原假設(shè)。Pedroni認(rèn)為每一個(gè)統(tǒng)計(jì)量都服從標(biāo)準(zhǔn)化正態(tài)分布，并且當(dāng)檢驗(yàn)存在差異時(shí)，Panel ADF和Group ADF檢驗(yàn)結(jié)果比較準(zhǔn)確，以這兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果為主，Residual variance和HAC variance檢驗(yàn)結(jié)果都通過1%顯著水平下檢驗(yàn)，Panel PP-Statistic的檢驗(yàn)結(jié)果。所以Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)判斷省域環(huán)境規(guī)制和其影響因素間存在協(xié)整關(guān)系。Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果在1%顯著性水平檢驗(yàn)下是顯著的，意味著至少有一個(gè)協(xié)整關(guān)系存在省域環(huán)境規(guī)制和影響因素間。根據(jù)以上研究結(jié)果，省域環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)比值、創(chuàng)新投入和企業(yè)生產(chǎn)效率之間存在長期且穩(wěn)定的內(nèi)生關(guān)系。

4 結(jié)論和政策建議

本文運(yùn)用混合最小二乘估計(jì)、個(gè)體固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，對我國東中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系進(jìn)行面板數(shù)據(jù)研究。根據(jù)回歸估計(jì)模擬狀況，個(gè)體固定效應(yīng)模型在衡量兩者關(guān)系是比較具有優(yōu)勢?；貧w結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境規(guī)制的關(guān)系受到區(qū)域差異的影響，兩者的關(guān)系在東部和西部比較明顯，參數(shù)估計(jì)值分別為0.66和0.71，這表明東部和西部的經(jīng)濟(jì)增長每變化1%，環(huán)境規(guī)制水平則分別上升0.66%和0.71%，但是兩者關(guān)系在中部不顯著；相比較其他因素，經(jīng)濟(jì)增長狀況是區(qū)域環(huán)境規(guī)制影響度比較強(qiáng)，同時(shí)各影響因素對環(huán)境規(guī)制影響效果也要受到區(qū)域差異而有所不同，在東部地區(qū)創(chuàng)新投入和企業(yè)生產(chǎn)效率對環(huán)境規(guī)制效果的影響度比較大，并呈現(xiàn)東中西遞減的趨勢。單位根檢驗(yàn)證實(shí)各變量都是平穩(wěn)的，回歸估計(jì)具有有效性；協(xié)整檢驗(yàn)證明環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長之間存在穩(wěn)定的內(nèi)生關(guān)系。

鑒于以上研究結(jié)論，我們提出以下政策建議：

（1）在環(huán)境規(guī)制過程中，政府要充分考慮區(qū)域差異性，因地制宜。每個(gè)地區(qū)有每個(gè)地區(qū)的特點(diǎn)，環(huán)境規(guī)制過程中要考慮實(shí)施政策受到此差異的不同，帶來的效果就會不同。

（2）要加強(qiáng)東部地區(qū)的創(chuàng)新投入和企業(yè)生產(chǎn)效率的提高，相比較西部和中部，帶來環(huán)境規(guī)制的效果更佳明顯。經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較快的東部地區(qū)，其環(huán)境狀況相比較西部更加受到關(guān)注，這主要是因?yàn)?，東部地區(qū)受到早期粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的影響，經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境的影響已經(jīng)根深蒂固，環(huán)境規(guī)制措施也急需實(shí)施。另外東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對完善，企業(yè)有更多的能力進(jìn)行環(huán)境控制問題，實(shí)現(xiàn)環(huán)境的優(yōu)化，因?yàn)橥ㄟ^增加創(chuàng)新投入，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，企業(yè)有更大的能力去進(jìn)行環(huán)境處理問題，效果更加明顯。

（3）同時(shí)不能忽視中部和西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制措施的實(shí)施。作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展后起的西部，不能忽視環(huán)境規(guī)制的重要性。因?yàn)?，西部地區(qū)生態(tài)比較脆弱，如果長期任其發(fā)展下去，必將影響經(jīng)濟(jì)的長久發(fā)展。另外一個(gè)方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步晚的西部地區(qū)，具有“后發(fā)優(yōu)勢”，相對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式已經(jīng)成型的東部，西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式還沒成型，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，其實(shí)施效果對于東部來說，可改變性的難度小。

（4）環(huán)境規(guī)制和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及創(chuàng)新投入之間是一個(gè)十分密切的長期過程，在環(huán)境規(guī)制過程中，不能急功近利。環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和創(chuàng)新投入之間是一個(gè)密切的相互聯(lián)系的關(guān)系。并且長期來看這個(gè)關(guān)系會更加突出，環(huán)境規(guī)制根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的差異而存在差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r存在差異，其對創(chuàng)新的投入也有所不同，創(chuàng)新投入的差異會影響環(huán)境規(guī)制的差異。

[1]Porter，M.E.America's Green Strategy[J].Scientific American，1991,(4).

[2]Den Ison E F.Accounting for Slower Economic Growth:the United States in the 1970 s[J].Southern Economic Journal,1981,(47).

[3]Gray W B.The Cost of Regulation:OSHA,EPA and the Productivity Slow down[J].American Economic Review,1987,(77).

[4]Porter,M.E,Linde C.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].Journal of Economic Perspectives,1995,(9).

[5]Jaffe，A.B.，Palmer，K.Environmental Regulation and Innovation:A Panel Data Study［J］.Review of Economics and Statistics，1997，79(4).

[6]Lanjouw，J.O.MoldyA.InnovationandtheInternationalDiffusionofEnvironmentallyResponsiveTechnology［J］.ResearchPolicy，1996，25(4).

[7]孔祥利,毛毅.我國環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的區(qū)域差異分析—基于東、中、西部面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].南京師大學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版),2010,(1).

[8]于同申,張成.環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系-基于中國工業(yè)部門面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)[J].學(xué)習(xí)與探索,2010,(4).