劉傳江+胡威+吳晗晗

摘要：現(xiàn)有文獻(xiàn)對環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的相互關(guān)系有過不少研究，且大多數(shù)是圍繞“波特假說”成立與否所做的討論，鮮有文獻(xiàn)本文在同一分析框架下直接本文以2010—2012年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本，測算了各省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)和碳生產(chǎn)率，研究了環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長對碳生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在全國及東、中、西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間均存在U型關(guān)系，碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線假說亦得到了驗(yàn)證。當(dāng)前全國及東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制抑制了碳生產(chǎn)率的提升，全國及東、中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有利于碳生產(chǎn)率的提升，但西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長抑制了碳生產(chǎn)率的提升。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制；規(guī)制強(qiáng)度；經(jīng)濟(jì)增長；碳生產(chǎn)率

中圖分類號：F26922文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-176X（2015）10-0031-07

一、引言

20世紀(jì)以來隨著人類活動(dòng)范圍的持續(xù)擴(kuò)大和影響程度的不斷加深，全球氣候變暖問題日益突出，由此引發(fā)的水資源分布不均、海平面上升和農(nóng)作物減產(chǎn)等一系列問題嚴(yán)重威脅著經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。為應(yīng)對氣候變化，減少人類活動(dòng)導(dǎo)致的二氧化碳等溫室氣體排放成為必然選擇。然而，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需求使得各國或各地區(qū)的碳減排不能脫離基本國情或具體的發(fā)展階段，就中國而言，當(dāng)前的碳減排應(yīng)該是一種碳強(qiáng)度意義上的相對減排。作為《聯(lián)合國氣候變化框架公約》（1992年）和《京都議定書》（1997年）的締約國和推動(dòng)者，中國政府提出“十二五”期間單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能耗和二氧化碳排放分別降低16%和17%，到2020年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年下降40%—45%的目標(biāo)，提升碳生產(chǎn)率是中國在實(shí)現(xiàn)碳排放總量減少的絕對減排之前的首要選擇。

實(shí)現(xiàn)碳減排控制和碳生產(chǎn)率提升目標(biāo)需要一套行之有效的政策保障體系，當(dāng)前的碳減排政策中以環(huán)境規(guī)制為主導(dǎo)的命令型政策處于主導(dǎo)地位。然而，長期以來中國的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度整體偏弱，環(huán)境規(guī)制的成效并不明顯。由美國耶魯大學(xué)環(huán)境法律與政策中心和哥倫比亞大學(xué)國際地球科學(xué)信息網(wǎng)聯(lián)合發(fā)布的全球環(huán)境績效指數(shù)EPI（Environmental Performance Index）報(bào)告顯示，2014年中國在全部參與排名的178個(gè)國家和地區(qū)中以43分的得分居第118位，較上一次（2012年）的排名下降兩位。雖然我們不能因?yàn)镋PI排名的持續(xù)偏后而否定中國在碳減排和環(huán)境保護(hù)方面所做的努力，但這在一定程度上反映出中國的環(huán)境績效同發(fā)達(dá)國家相比確實(shí)存在較大差距。中國還有相當(dāng)數(shù)量的人口尚未擺脫貧困，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的目標(biāo)尚未實(shí)現(xiàn)，社會(huì)福利水平整體偏低，這就意味著中國在實(shí)施環(huán)境規(guī)制的同時(shí)必須考慮經(jīng)濟(jì)增長問題[1]。另外，由于地理區(qū)位、資源稟賦和發(fā)展程度等方面的差異，中國各地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策的制定和執(zhí)行有所不同。環(huán)境規(guī)制同經(jīng)濟(jì)增長和碳生產(chǎn)率的關(guān)系較為復(fù)雜，厘清不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制同碳生產(chǎn)率的關(guān)系，最大程度地發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的提升作用，以實(shí)現(xiàn)碳減排與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“雙贏”格局，對于提高中國環(huán)境規(guī)制績效和增強(qiáng)可持續(xù)發(fā)展能力等方面具有重要的戰(zhàn)略意義。

二、文獻(xiàn)回顧與理論梳理

傳統(tǒng)理論認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制是政府施加給企業(yè)的額外成本，會(huì)增加企業(yè)的生產(chǎn)支出，因而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響，這一影響可以概括為“成本遵循效應(yīng)”。政府實(shí)施環(huán)境規(guī)制后，企業(yè)一般在環(huán)境保護(hù)方面增加支出以達(dá)到環(huán)境規(guī)制的標(biāo)準(zhǔn)和要求，從而對企業(yè)其他方面的投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。另外，環(huán)境規(guī)制相當(dāng)于給企業(yè)的生產(chǎn)決策增加了新的約束條件，進(jìn)而加大了企業(yè)生產(chǎn)、管理和銷售等環(huán)節(jié)的難度，對企業(yè)產(chǎn)生約束效應(yīng)，兩種效應(yīng)的實(shí)質(zhì)是將環(huán)境外部成本內(nèi)部化，即由社會(huì)承擔(dān)的環(huán)境成本改由產(chǎn)生污染的企業(yè)來承擔(dān)，從而導(dǎo)致企業(yè)成本上升和競爭力下降[2]。Jorgenson和Wilcoxen[3]以美國為例實(shí)證研究了有無環(huán)境規(guī)制變量下的經(jīng)濟(jì)增長狀況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致美國國民生產(chǎn)總值下降259%。持創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)（亦稱“波特假說”效應(yīng)）觀點(diǎn)的學(xué)者則認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制只是增加了企業(yè)的短期成本，從長期來看合理的環(huán)境規(guī)制將激發(fā)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，進(jìn)一步優(yōu)化資源配置并采用更有效率的生產(chǎn)技術(shù)和設(shè)備，進(jìn)而有利于經(jīng)濟(jì)增長。Lanjouw 和Mody[4]使用美國、日本和德國的相關(guān)數(shù)據(jù)考察了環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，結(jié)果顯示以污染治理支出表征的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與以環(huán)境專利數(shù)量表征的技術(shù)創(chuàng)新呈顯著正相關(guān)關(guān)系。趙紅[5]研究發(fā)現(xiàn)，適當(dāng)提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，由此產(chǎn)生的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)可以抵消環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)績效的負(fù)面影響。

從環(huán)境規(guī)制與碳減排或碳生產(chǎn)率的關(guān)系來看，研究文獻(xiàn)主要集中于環(huán)境規(guī)制對碳排放的影響。Sinn[6] 提出“綠色悖論”的概念，認(rèn)為遏制氣候變化政策的實(shí)施會(huì)引起二氧化碳等溫室氣體排放量的增加，這一理論主要是基于化石能源環(huán)境規(guī)制政策會(huì)越來越嚴(yán)格的心理預(yù)期，造成的結(jié)果就是意圖減緩碳排放的環(huán)境規(guī)制政策卻導(dǎo)致化石能源開采者的加速開采，供給的大幅增加刺激了需求進(jìn)而引起碳排放量的大幅增長。張華和魏曉平[7]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制不僅對碳排放產(chǎn)生直接影響，還會(huì)借助能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新和FDI的傳導(dǎo)對碳排放產(chǎn)生間接影響，作者通過2000—2011年中國省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對碳排放的影響效應(yīng)呈倒U型曲線，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度逐漸增強(qiáng)時(shí)其對碳排放的影響效應(yīng)由“綠色悖論”演變?yōu)椤暗贡茰p排”，而現(xiàn)階段中國的環(huán)境規(guī)制對碳排放有很好的抑制作用。張先鋒等[8]對中國省域環(huán)境規(guī)制與碳排放中可能存在的“倒逼效應(yīng)”與“倒退效應(yīng)”進(jìn)行了理論與實(shí)證分析，的研究結(jié)果表明當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制未能有效地通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而減少碳排放，環(huán)境規(guī)制的“倒逼效應(yīng)”并不明顯。

國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)中對環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長、碳排放的關(guān)系已有不少研究，研究結(jié)論也不盡相同。關(guān)于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究主要圍繞“波特假說”成立與否所進(jìn)行正反兩方面的論證，包括環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)增長的直接影響以及通過技術(shù)創(chuàng)新、資源配置和企業(yè)競爭力對經(jīng)濟(jì)增長的間接影響；關(guān)于環(huán)境規(guī)制與碳排放關(guān)系的研究則主要針對環(huán)境規(guī)制是促進(jìn)減排還是抑制減排所做的討論，包括不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和不同傳導(dǎo)機(jī)制所產(chǎn)生的影響?，F(xiàn)有研究的不足之處在于：（1）在環(huán)境規(guī)制與碳減排關(guān)系問題上僅僅探討了環(huán)境規(guī)制對碳排放量的影響，而碳生產(chǎn)率是基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和碳減排的雙重考慮，直接研究環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響更符合當(dāng)前中國的碳減排實(shí)際。（2）現(xiàn)有文獻(xiàn)主要考察了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長、碳減排之間的兩兩關(guān)系，少有研究從經(jīng)濟(jì)與碳減排協(xié)調(diào)發(fā)展的角度研究環(huán)境規(guī)制的影響。本文以2000—2012年中國30個(gè)省份作為樣本，將環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)增長和碳生產(chǎn)率納入同一分析框架以考察不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響機(jī)制。

三、研究方法設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型構(gòu)建

Ehrlich和Holdren[9]提出IPAT方程式用來表征環(huán)境問題的成因，即環(huán)境問題是人口、富裕程度和技術(shù)因素綜合作用的結(jié)果，表達(dá)式為：

I=P×A×T（1）

其中，I表示環(huán)境影響，P表示人口，A表示富裕程度，T表示技術(shù)水平，如果用二氧化碳排放表示環(huán)境影響，則該方程就變?yōu)樘寂欧诺腎PAT方程。Kaya和Yokobori[10]基于IPAT方程擴(kuò)展式提出Kaya模型，其將碳排放的驅(qū)動(dòng)因素分解為人口、人均GDP、單位GDP能耗和能源結(jié)構(gòu)碳強(qiáng)度。York等[11]則利用STIRPAT模型將碳排放的驅(qū)動(dòng)因素分解為：

Ei=αGβiPγiTδi（2）

本文將二氧化碳排放（E）的驅(qū)動(dòng)因素分解為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（G）、人口規(guī)模（P）和技術(shù)水平（T）。基于York等[11]的思想，我們主要考察環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長對碳生產(chǎn)率的影響，參考Grossman 和 Krueger[12]的環(huán)境庫茲涅茨曲線理論，同時(shí)考慮到環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率可能存在的非線性影響，引入環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的平方項(xiàng)，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

cpit=β0+β1ER1it+β2ER12it+β3pgrpit+β4pgrp2it+β5X→it+ui+εit（3）

其中，下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和年份，β0表示不隨個(gè)體變化的截距項(xiàng)。cp表示碳生產(chǎn)率，ER1和pgrp分別表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值， X→表示影響碳生產(chǎn)率的其他控制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模、外商直接投資水平和技術(shù)創(chuàng)新。ui表示各省份之間不可觀測的個(gè)體異質(zhì)性，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，且εit～N（0，σ2it）。

（二）數(shù)據(jù)與變量說明

本文以2000—2012年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行研究，

基于數(shù)據(jù)的可得性，西藏、香港、澳門和臺灣地區(qū)未列入考慮范圍。同時(shí)考慮到中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展地區(qū)間的差異明顯，不同區(qū)域在環(huán)境規(guī)制政策、經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新等方面存在較大差異，在全樣本分析的基礎(chǔ)上將30個(gè)省份分為東、中、西部三大區(qū)域。

本文采納國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站對東、中、西部地區(qū)的劃分標(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，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。全部原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒，對需要使用現(xiàn)價(jià)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的變量均剔除價(jià)格因素平減為2000年的不變價(jià)以保證可比性。

1因變量

碳生產(chǎn)率為國內(nèi)生產(chǎn)總值與二氧化碳排放量的比值，其中二氧化碳排放量的測算是關(guān)鍵。當(dāng)前全球二氧化碳濃度增加主要來源于化石能源的消費(fèi)，且各國官方并沒有二氧化碳排放量的直接統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，政府間氣候變化專門委員會(huì)（IPCC）編制的《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》成為目前世界各國進(jìn)行碳排放量測算的重要依據(jù)。本文采用其第二卷中提供的方法并結(jié)合《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中的相關(guān)參數(shù)進(jìn)行測算：

CO2=∑ni=1CO2=∑ni=1Ei×NCVi×CCi×COFi×44/12（4）

其中，CO2表示經(jīng)測算的二氧化碳排放總量，i表示消費(fèi)的第i種能源。本文選取《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》最終能源消費(fèi)中的煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣等七種能源以避免簡單一次能源劃分法而造成誤差過大。

地區(qū)能源消費(fèi)中共涉及九種能源，其中原油因絕大部分用于加工轉(zhuǎn)換再投入而未考慮，電力在消費(fèi)過程中不直接產(chǎn)生二氧化碳亦未列入計(jì)算范圍。Ei表示第i種能源的實(shí)物消費(fèi)量，NCVi、CCi和COFi分別表示第i種能源的平均低位發(fā)熱值、含碳量和碳氧化因子，44和12分別表示二氧化碳和碳的分子量，NCVi×CCi×COFi×44/12表示二氧化碳排放系數(shù)。

根據(jù)碳排放量計(jì)算公式和對碳生產(chǎn)率的定義，本文測算了全國及30個(gè)省份的碳生產(chǎn)率。2000—2012年全國及東、中、西部地區(qū)碳生產(chǎn)率的變動(dòng)情況顯示，整體來看，中國碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)先上升后下降再上升的波動(dòng)趨勢，且全國及東、中、西部地區(qū)波動(dòng)步調(diào)較為一致。具體而言，2000—2002年為全國及三大地區(qū)碳生產(chǎn)率的第一個(gè)上升期，之后開始緩慢下降并且在2005年前后降至最低點(diǎn)，而2005年之后為第二個(gè)上升期且上升幅度較第一個(gè)上升期更大。對比來看，東部地區(qū)碳生產(chǎn)率遠(yuǎn)高于全國水平，其歷年碳生產(chǎn)率幾乎為西部地區(qū)的兩倍，而中、西部地區(qū)碳生產(chǎn)率則明顯低于全國水平，且2005年之后西部地區(qū)碳生產(chǎn)率的增長幅度低于中部地區(qū)。

2核心解釋變量

第一類為環(huán)境規(guī)制變量，包括環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)及其平方項(xiàng)，以考察潛在的非線性關(guān)系。第二類為經(jīng)濟(jì)增長變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其平方項(xiàng)，以驗(yàn)證是否存在碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線假說。其中環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測算是重點(diǎn)，國內(nèi)外學(xué)者對環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測算主要分為以下幾類：（1）從環(huán)境政策層面來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，主要使用的指標(biāo)有環(huán)境政策法規(guī)的數(shù)量和環(huán)境規(guī)制機(jī)構(gòu)對企業(yè)排污的檢查監(jiān)督次數(shù)。（2）按照污染治理和控制支出在生產(chǎn)成本或產(chǎn)值中所占的比重來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度[13]，如Berman和Bui[15]、Cole[16]以及Lanoie[17]等。（3）根據(jù)污染物排放量或排放密度來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，主要使用的指標(biāo)有廢水排放達(dá)標(biāo)率、二氧化碳去除率和固體廢物綜合利用率等。（4）用人均收入水平作為環(huán)境規(guī)制的內(nèi)生指標(biāo)，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和人均收入水平之間存在高度相關(guān)性。

本文的研究對象為碳生產(chǎn)率。首先，當(dāng)前中國環(huán)境政策法規(guī)的制定實(shí)施、執(zhí)行力度并未跟上環(huán)境污染和碳排放增長的步伐，政策層面的考察難以衡量實(shí)際的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。其次，污染物排放量的變化在很大程度上可以看做是技術(shù)進(jìn)步的結(jié)果，并不完全是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的反映。最后，本文已經(jīng)將人均收入水平作為控制變量之一納入到其對碳生產(chǎn)率的影響因素中。因此，本文在借鑒Levinson[14]以及沈能和劉朝鳳[15]方法的基礎(chǔ)上采用上述第二類方法來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，以下為具體操作步驟：

計(jì)算各省份單位工業(yè)產(chǎn)值的污染治理成本，表達(dá)式為：

Cit=Iit/Pit（5）

其中，Iit表示i省份第t年的工業(yè)污染治理投資完成額，Pit表示i省份第t年的工業(yè)產(chǎn)值。為消除因工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性造成的誤差，需要使用各省份歷年的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Sit（即工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重）對Cit進(jìn)行修正，得出環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，表達(dá)式為：

ER1it=Cit/Sit（6）

以各省份排污費(fèi)征收額占工業(yè)增加值的比重作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)的另一表達(dá)式，記為ER2it。不難看出，ER1it側(cè)重于環(huán)境規(guī)制的實(shí)施強(qiáng)度，ER2it側(cè)重于環(huán)境規(guī)制的監(jiān)督強(qiáng)度。本文主要以ER1it作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，ER2it作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的輔助環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)。

3控制變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（istr）反映的是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對碳生產(chǎn)率的影響，以各省份第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。能源結(jié)構(gòu)（estr）以各省份煤炭消費(fèi)量占地區(qū)能源消費(fèi)總量的比重來衡量，煤炭消費(fèi)量占比對碳排放量影響較大。外商直接投資水平（FDI）以各省份歷年實(shí)際利用外資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量，其中實(shí)際利用外資額的原始數(shù)據(jù)均按照當(dāng)年人民幣對美元的年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣。人口規(guī)模（pop）以各省份年末常住人口數(shù)量來衡量。技術(shù)創(chuàng)新（tinn）以各省份R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度來衡量。

實(shí)際回歸過程中我們根據(jù)各變量數(shù)據(jù)特征對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量和人口規(guī)模變量作取對數(shù)處理，這樣可以避免變量間數(shù)值差距較大導(dǎo)致的異方差問題，增加平穩(wěn)性和減少量綱影響，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)及分析

（一）全國樣本回歸分析

本文以計(jì)量模型（3）為基礎(chǔ)，在考慮與不考慮環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)平方項(xiàng)的情況下對全國樣本進(jìn)行對比分析。分析過程中分別采用混合最小二乘估計(jì)法（POLS）、固定效應(yīng)估計(jì)法（FE）和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)法（RE）考察環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長對碳生產(chǎn)率的影響，回歸結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，模型（2）和模型（5）的回歸結(jié)果顯示，固定效應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量分別為683400和690008且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明顯示，采用固定效應(yīng)優(yōu)于混合效應(yīng)；Hausman檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)之間應(yīng)選擇固定效應(yīng)。因此，本文主要采用固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。模型（2）的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制變量對碳生產(chǎn)率的影響效應(yīng)為負(fù)，說明環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生了抑制作用，而模型（2）和模型（5）中經(jīng)濟(jì)增長變量lnpgrp和lnpgrp2的系數(shù)均由負(fù)到正，可以初步判斷碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線存在。模型（5）中環(huán)境規(guī)制變量ER1的系數(shù)為負(fù)而ER12的系數(shù)為正，表明環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間存在U型關(guān)系，環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響存在閾值。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)小于閾值時(shí)其對碳生產(chǎn)率具有抑制作用，當(dāng)大于閾值時(shí)其對碳生產(chǎn)率具有提升作用。我們可以測算出該U型曲線的拐點(diǎn)為35400，即計(jì)算得出環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)閾值為00354。從表1可以看出，以ER1表征的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)均值為00128，說明當(dāng)前我國環(huán)境規(guī)制還未達(dá)到閾值，整體來看環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生了抑制作用。計(jì)算得出碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線的拐點(diǎn)為74800，說明當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)增長有利于碳生產(chǎn)率的提升。

根據(jù)全國樣本數(shù)據(jù)計(jì)算得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量的對數(shù)lnpgrp的均值為95300。

表2以ER1計(jì)算的全國回歸結(jié)果

（二）地區(qū)樣本回歸分析

按照上文的三大區(qū)域劃分，本文對地區(qū)樣本分別進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，各地區(qū)樣本回歸的F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平上全部通過檢驗(yàn)，說明應(yīng)選擇固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，模型（2）的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制變量ER1的系數(shù)為負(fù)而ER12的系數(shù)為正，即環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間存在U型關(guān)系，東部地區(qū)對碳生產(chǎn)率的影響亦存在閾值。計(jì)算得出該環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)閾值為00338，遠(yuǎn)高于實(shí)際的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)均值，計(jì)算得出東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)ER1的均值分別為00100、00106和00171，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量的對數(shù)lnpgrp的均值分別為100500、93200和91600。當(dāng)前東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制抑制了碳生產(chǎn)率的提升。經(jīng)濟(jì)增長變量lnpgrp和lnpgrp2的系數(shù)也出現(xiàn)了先負(fù)后正的變化，說明存在碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線，計(jì)算得出該曲線拐點(diǎn)為99800，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量的對數(shù)值小于該值時(shí)經(jīng)濟(jì)增長會(huì)抑制碳生產(chǎn)率的提升，大于該值時(shí)則會(huì)提升碳生產(chǎn)率，對比東部地區(qū)lnpgrp的均值已經(jīng)越過該閾值，說明當(dāng)前東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長有利于碳生產(chǎn)率的提升。中部地區(qū)也存在環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間的U型關(guān)系和碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線，根據(jù)模型（4）的回歸結(jié)果得出環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長對碳生產(chǎn)率影響的閾值分別為27006和92000，說明當(dāng)前中部地區(qū)與環(huán)境規(guī)制抑制了碳生產(chǎn)率的提升而經(jīng)濟(jì)增長有利于提升碳生產(chǎn)率，這跟東部地區(qū)的情況基本一致。 模型（6）的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間的U型關(guān)系在西部地區(qū)同樣存在，其中環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長對碳生產(chǎn)率影響的閾值分別為41600和91900，說明當(dāng)前西部地區(qū)

環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長抑制了碳生產(chǎn)率的提升。而lnpgrp的均值并未越過91900的閾值，表明經(jīng)濟(jì)增長抑制了碳生產(chǎn)率的提升，這跟東、中部地區(qū)有所不同。

從控制變量來看，三大地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量和能源結(jié)構(gòu)變量均抑制了碳生產(chǎn)率的提升。外商直接投資和人口規(guī)模變量對碳生產(chǎn)率的影響存在區(qū)域差異：東、中部地區(qū)外商直接投資抑制了碳生產(chǎn)率的提升，而西部地區(qū)外商直接投資有利于碳生產(chǎn)率的提升，可能是由于東、中部地區(qū)外資質(zhì)量同內(nèi)資相比已不占優(yōu)勢甚至落后于內(nèi)資所致；。人口規(guī)模變量在東、中部地區(qū)提升了碳生產(chǎn)率而在西部地區(qū)卻降低了碳生產(chǎn)率，主要是由于東、中部地區(qū)勞動(dòng)力要素的經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造力明顯強(qiáng)于西部地區(qū)；。另外，東、中、西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響不顯著，可能是由于地方政府一味追求經(jīng)濟(jì)增長，導(dǎo)致研發(fā)投入更傾向于提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率，忽略了低碳環(huán)保技術(shù)的投入[7]。

表3以ER1計(jì)算的地區(qū)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文中的全國樣本和地區(qū)樣本回歸分析中，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)ER1由工業(yè)污染治理投資額在工業(yè)產(chǎn)值中的占比并消除工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性而獲得， ER1體現(xiàn)的是環(huán)境規(guī)制的實(shí)施強(qiáng)度。為了更準(zhǔn)確地反映環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響，我們從環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行強(qiáng)度角度選取排污費(fèi)征收額作為替代指標(biāo)進(jìn)行敏感度分析。為了更準(zhǔn)確地反映環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響，本文選取ER2進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間的U型關(guān)系沒有改變，碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線亦依然存在。與表2和表3相比，各變量除了系數(shù)的差別外，其作用方向并沒有發(fā)生顯著改變，這說明本文以上研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文以2000—2012年中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本，測算了各省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)和碳生產(chǎn)率，研究了環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長對碳生產(chǎn)率的影響，主要得出以下結(jié)論：第一，全國及東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率之間均存在U型關(guān)系，隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增強(qiáng)，其對碳生產(chǎn)率的影響會(huì)經(jīng)歷先促進(jìn)后抑制的變化。第二，碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線假說在全國及東、中、西部地區(qū)得到了驗(yàn)證，經(jīng)濟(jì)增長在庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)前后對碳生產(chǎn)率分別產(chǎn)生正向影響和負(fù)向影響。第三，當(dāng)前全國及東、中、西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度都沒有越過閾值，較低的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度抑制了碳生產(chǎn)率的提升。其中東、西部地區(qū)離閾值較遠(yuǎn)，這主要是由于東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快而環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度沒有同步跟上以及西部地區(qū)近年來環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下降過快所致。另外，當(dāng)前全國及東、中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有利于碳生產(chǎn)率的提升，但西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長尚未越過碳生產(chǎn)率的庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)，其經(jīng)濟(jì)增長抑制了本地區(qū)碳生產(chǎn)率的提升。

綜上所述，現(xiàn)階段中國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度整體偏弱，環(huán)境規(guī)制在節(jié)能減排和提升碳生產(chǎn)率方面并沒有發(fā)揮應(yīng)有的倒逼作用。為此，必須進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度以刺激企業(yè)進(jìn)行環(huán)保和節(jié)能減排方面的技術(shù)創(chuàng)新，提高生產(chǎn)率和國際競爭力。然而，也應(yīng)該注意到環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響不僅依賴于規(guī)制強(qiáng)度，也取決于地區(qū)發(fā)展特征和環(huán)境規(guī)制工具的選擇。因此，在加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的同時(shí)，針對不同地區(qū)制定差異化的規(guī)制強(qiáng)度，綜合運(yùn)用治污投資、排污費(fèi)征收、排放權(quán)交易和碳稅等多種環(huán)境規(guī)制手段，促使環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度盡快突破閾值，進(jìn)入顯著提升碳生產(chǎn)率的上升階段。另外，西部地區(qū)應(yīng)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的步伐，徹底改變以高污染、高排放換取經(jīng)濟(jì)利益的短視行為，扭轉(zhuǎn)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長對碳生產(chǎn)率的不利影響。參考文獻(xiàn)：

[1]張成，于同申，郭路環(huán)境規(guī)制影響了中國工業(yè)的生產(chǎn)率嗎？ ——基于DEA 與協(xié)整分析的實(shí)證檢驗(yàn)[J]經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010，（3）：11-17

[2]李玲，陶鋒中國制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的選擇——基于綠色全要素生產(chǎn)率的視角[J]中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012，（5）：70-82

[3]Jorgenson， DW， Wilcoxen， PJ Environmental Regulation and US Economic Growth[J] The RAND Journal of Economics， 1990，21 （2）：314-340.

[4]Lanjouw，JO， Mody，A.Innovation and the International Diffusion of Environmentally Responsive Technology[J]Research Policy，1996， 25（4）： 549-571

[5]趙紅環(huán)境規(guī)制對中國產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響[J]經(jīng)濟(jì)管理，2007，（21）： 57-61

[6]Sinn， HW Public Policies against Global Warming： A Supply Side Approach [J] International Tax Public Finance， 2008，15（4）：360-394

[7]張華，魏曉平綠色悖論抑或倒逼減排——環(huán)境規(guī)制對碳排放影響的雙重效應(yīng)[J]中國人口·資源與環(huán)境，2014，（9）：21-29

[8]張先鋒，韓雪，吳椒軍環(huán)境規(guī)制與碳排放：“倒逼效應(yīng)”還是“倒退效應(yīng)”——基于2000—2010 年中國省際面板數(shù)據(jù)分析[J]軟科學(xué)，2014，（7）：136-144

[9]Ehrlich， PR， Holdren，JP The Impact of Population Growth[J]Obstetrical & Gynecological Survey，1971，（11）：769-771

[10]Kaya，Y， Yokobori，K Environment，Energy and Economy： Strategies for Sustainability [M] Delhi： Bookwell Publications，1993114-123

[11]York，R， Rosa， EA， Dietz ，T STIRPAT， IPAT and IMPACT：Analytic Tools for Unpacking the Driving Forces of Environmental Impacts[J]Ecological Economics ，2003，36（3）： 351-365

[12]Grossman， GM， Krueger， AB Environment Impact of a North American Free Trade Agreement[R]NBER Working Paper， No 3914， 1991 39-53

[13]Lanoie， P，Patry， M， Lajeunesse， R Environmental Regulation and Productivity：Testing the Porter Hypothesis[J]Journal of Productivity Analysis，2008，30（2）： 121-128

[13]Low， P， Yeats， A.International Trade and the Environment[R] Washington，DC：World Bank Discussion Papers， 199289-100

[14]Brunnermeier， SB，Cohen， M A Determinants of Environmental Innovation in US Manufacturing Industries[J]Journal of Environmental Economics and Management， 2003，45（2） ， 278-293

[15]Berman， E，Bui， L Environmental Regulation and Productivity： Evidence from Oil Refineries[J]Review of Economics and Statistic，2001， 83（3）：498-510

[16]Cole， MA， Elliott， R Determining the Trade Environment Composition Effect：The Role of Capital， Labor and Environment Regulation[J]Journal of Environmental Economic and Management，2003，46（3）：11-23

[18]傅京燕、李麗莎環(huán)境規(guī)制、要素稟賦與產(chǎn)業(yè)國際競爭力的實(shí)證研究——基于中國制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)[J]管理世界，2012，（10）：87-98

[19]Antweiler， W， Copeland， BR， Taylor， MS Is Free Trade Good for the Environment[J] The American Economic Review，2001，91（4）：877-908

[20]陸旸環(huán)境規(guī)制影響了污染密集型商品的貿(mào)易比較優(yōu)勢嗎？[J]經(jīng)濟(jì)研究，2009，（4）：28-40

[14]Levinson， A Environmental Regulation and Manufactures Location Choices： Evidence from the Census of Manufactures[J]Journal of Public Economics，1996，62（1）： 5-59

[15]沈能，劉朝鳳高強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制真能促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新嗎？——基于“波特假說”的再檢驗(yàn)[J]中國軟科學(xué)，2012，（4）：49-59

Environmental regulation， economic growth and regional carbon productivity

—An empirical survey of Chinese provincial data

Abstract：There have been many studies on the relationship between environmental regulation， economic growth and carbon emissions， and most of studies are focused on "Porter Hypothesis" to discuss whether it carried out or not There is little direct study of environmental regulation， the impact of economic growth on the carbon productivity at the same analytical framework， so this article will expand this area We first measured the Chinese provincial intensity index of environmental regulation and carbon production， then after panel data analysis we found Kuznets curve hypothesis of carbon productivity were confirmed in the whole country and the eastern， central and western regions There is U-shaped relationship between environmental regulation and carbon productivity， and there exist threshold of Impact of Environmental Regulations on carbon productivity From a practical point of view， Current environmental regulation in eastern， central and western regions inhibits its carbon productivity to enhance economic growth in eastern and central regions do good to the carbon productivity， while the western region's economic growth is not conducive to enhancing carbon productivity

Key words：environmental regulation； regulation intensity； economic growth； carbon productivity

（責(zé)任編輯：孫艷）