王雪峰 魏忠俊 陳輝

[摘 要] 基于2007-2016年長(zhǎng)株潭城市群的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型，采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，探討城市群環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的作用關(guān)系。研究表明，當(dāng)考慮兩者為線性關(guān)系時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量存在著顯著的正向促進(jìn)作用;當(dāng)考慮為非線性關(guān)系時(shí)，兩者呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，即當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí)，隨著強(qiáng)度的增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量在提升，拐點(diǎn)之后出現(xiàn)下降。結(jié)論表明：適度的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度有利于實(shí)現(xiàn)較好的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展，進(jìn)一步支持了波特假說(shuō)。最后依據(jù)實(shí)證分析結(jié)果給出了政策建議與啟示。

[關(guān)鍵詞] 長(zhǎng)株潭城市群;環(huán)境規(guī)制;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量;系統(tǒng)GMM

[中圖分類號(hào)] F741 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1009-6043（2020）03-0024-04

一、引言

改革開放40年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)得到了前所未有的迅猛發(fā)展，一躍成為僅屈于美國(guó)的世界第二大經(jīng)濟(jì)體。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的跨越式發(fā)展，由于區(qū)域間存在資源要素區(qū)位優(yōu)勢(shì)的互補(bǔ)，逐步出現(xiàn)了城市集群現(xiàn)象。迄今為止，中國(guó)主要包括長(zhǎng)三角、珠三角和京津冀等在內(nèi)的眾多經(jīng)濟(jì)體量規(guī)模大小不一的城市群，位于中部的長(zhǎng)株潭城市群就是其中具有國(guó)家重要戰(zhàn)略意義的城市群之一。

長(zhǎng)株潭城市群區(qū)位優(yōu)勢(shì)明顯，產(chǎn)業(yè)集群頗具規(guī)模，區(qū)域面積僅占全省的13.3%，在2012年擁有全省20.8%的人口，卻實(shí)現(xiàn)了全省GDP的42.6%，是湖南省經(jīng)濟(jì)核心增長(zhǎng)極[1]。該城市群與其他主要城市群相比，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度強(qiáng)勁，高出了全國(guó)平均水平。伴隨著“三高一低”的粗放型增長(zhǎng)方式，長(zhǎng)株潭城市群的環(huán)境狀況不容樂(lè)觀。2013年空氣質(zhì)量超標(biāo)天數(shù)占去了全年46%，顆粒物是其主要的污染物質(zhì);工業(yè)廢氣排放量占據(jù)了全省的26.5%，水污染仍然嚴(yán)重，重金屬污染物是長(zhǎng)株潭城市群主要的污染來(lái)源，生活污水排放量居高不下。湘江流域的有色金屬含量嚴(yán)重超標(biāo)和株洲的重金屬污染嚴(yán)重[2]。有學(xué)者使用生態(tài)足跡模型得出長(zhǎng)株潭城市群存在巨大的生態(tài)赤字，其生態(tài)安全性不容樂(lè)觀，承受著巨大的環(huán)境資源壓力[3，4]。有學(xué)者指出，該城市群材料、土地、能源以及各種污染物排放等環(huán)境負(fù)荷指標(biāo)同GDP增長(zhǎng)高度耦合[5]，這表明該城市群是依賴粗放式增長(zhǎng)方式發(fā)展的。長(zhǎng)株潭城市群以揚(yáng)塵、煤煙為主的大氣污染，以鎘污染為主的土壤污染，以氨氮和各種重金屬為主的水體污染仍然嚴(yán)重[6]。這種長(zhǎng)期的粗放式增長(zhǎng)方式對(duì)生態(tài)環(huán)境造成了巨大的破壞進(jìn)而大大降低了人們的幸福指數(shù)。

黨的十九大指出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展階段已悄然發(fā)生轉(zhuǎn)變，即已由高速增長(zhǎng)朝著高質(zhì)量增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變，這要求發(fā)展方式必須由傳統(tǒng)粗放型增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變?yōu)榧s型增長(zhǎng)，走綠色發(fā)展之路[7]。如何既能同時(shí)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)、又好又快而且高質(zhì)量的發(fā)展，環(huán)境資源約束趨緊問(wèn)題還能得到有效控制？這是本文研究的重要出發(fā)點(diǎn)，力爭(zhēng)實(shí)現(xiàn)兩者的“雙贏”。本文主要探討環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量之間的關(guān)系，以期為今后環(huán)境政策的制定提供一定的科學(xué)依據(jù)，為社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)朝著高質(zhì)量轉(zhuǎn)變做出貢獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的探索一直都在繼續(xù)著，后來(lái)就出現(xiàn)了兩大陣營(yíng)。其中，一個(gè)是“遵循成本說(shuō)”，是指環(huán)境規(guī)制將會(huì)增加企業(yè)對(duì)環(huán)境綠色研發(fā)的支出，這必將削減了一部分的企業(yè)投資，即擠出效應(yīng);同時(shí)投入要素價(jià)格的增加，進(jìn)一步加大了生產(chǎn)投入壓力，勢(shì)必會(huì)降低了企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一定程度的抑制作用;另一個(gè)是“創(chuàng)新補(bǔ)償說(shuō)”，是指環(huán)境規(guī)制壓力可能會(huì)激勵(lì)有遠(yuǎn)見有資源的企業(yè)為追求更高的利潤(rùn)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力主動(dòng)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，這將會(huì)出現(xiàn)由綠色技術(shù)創(chuàng)新而獲得更大的收益，這個(gè)收益至少可以彌補(bǔ)甚至超過(guò)因環(huán)境保護(hù)而做出的費(fèi)用成本，最終使得該企業(yè)在獲得了豐厚經(jīng)濟(jì)效益的同時(shí)還擁有了良好的社會(huì)聲譽(yù)。

在國(guó)外，Gollop & Roberts等基于靜態(tài)模型得出環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制作用[8]。Olga等研究得出，波蘭政府在實(shí)行了約束二氧化硫和氫氧化物排放的一系列環(huán)境政策后，發(fā)現(xiàn)該政策顯著地抑制了波蘭的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[9]。Porter & Claas提出頗負(fù)盛名的“波特假說(shuō)”，從動(dòng)態(tài)角度分析得出長(zhǎng)期環(huán)境規(guī)制通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用[10]。后來(lái)，Brunnermeier & Cohen[11]、JoCrotty[12]和Managi[13]等外國(guó)學(xué)者基于不同視角驗(yàn)證這個(gè)假說(shuō)。在國(guó)內(nèi)，吳明琴等采用1992-2009年期間280個(gè)重點(diǎn)城市的面板數(shù)據(jù)，使用倍差分析法實(shí)證得出環(huán)境規(guī)制促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，能實(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)的雙贏[14]。陳英姿等利用1990-2015年?yáng)|三省面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建門檻模型，實(shí)證得出東北地區(qū)環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在門檻效應(yīng)[15]。彭聰?shù)葮?gòu)建中國(guó)省際環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指數(shù)，運(yùn)用GNS模型檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，得出兩者呈倒U型非線性關(guān)系[16]。黃清煌，高明等對(duì)東中西部分別進(jìn)行環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)量和質(zhì)量的影響研究，得出增長(zhǎng)數(shù)量區(qū)域無(wú)顯著差異，然而東、中部地區(qū)兩者正向關(guān)系，西部地區(qū)出現(xiàn)了反向關(guān)系[17]。

總體來(lái)看，大多數(shù)學(xué)者還是在研究環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)量之間的關(guān)系，研究環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量之間的文獻(xiàn)較少;此外這其中研究對(duì)象主要是全國(guó)，地區(qū)或者省際層面，研究更小的城市群更是極少。本文將在已有研究的基礎(chǔ)上，研究長(zhǎng)株潭城市群區(qū)域內(nèi)環(huán)境規(guī)制對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響研究，進(jìn)一步豐富相關(guān)研究結(jié)果以及得出更有針對(duì)性的措施建議。

三、模型建立

本文欲構(gòu)建一生產(chǎn)函數(shù)為Yit=Ait×F（Lit，Kit），其中，Yit表示地區(qū)生產(chǎn)總值，Lit表示地區(qū)勞動(dòng)要素投入，Kit表示地區(qū)資本要素投入，Ait即為地區(qū)經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率。常規(guī)地，依據(jù)學(xué)者們的一貫做法，本文用地區(qū)經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率（TFP）來(lái)表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

將模型變形可得：Ait=Yit/F（Lit，Kit），即TFP=Ait=Yit/F（Lit，Kit）。考慮一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的全要素生產(chǎn)率會(huì)受多因素的共同作用，基于本文研究可認(rèn)為，影響全要素生產(chǎn)率的多因素包括環(huán)境規(guī)制以及其他相關(guān)因素。因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量可表示為TFP=Ait=ERI×Other，其中，ERI表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，Other表示除了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度以外影響全要素生產(chǎn)率的因素集合。本文采取孫英杰等[7]的做法，將該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industr），人力資源（Peredu），政府干預(yù)（GI），市場(chǎng)化（National）以及開放程度（Open）作為要研究對(duì)象的控制變量。

通過(guò)以上分析，可進(jìn)一步地得出我們的模型如下所示：

對(duì)等式左右兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)可得：

lnTFPit=αlnERIit+alnindustrit+blnPereduit+clnGIit+dlnNationalit+elnOpenit

又考慮全要素生產(chǎn)率前后期之間可能存在影響，所以我們將采用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行實(shí)證分析。因此本文的實(shí)證模型可以表示如下：

lnTFPit=β0+β1lnTFPit-1+αlnERIit+alnindustrit+blnPereduit+clnGIit+dlnNationalit+elnOpenit

由于上式可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，所以采用傳統(tǒng)的估計(jì)方法會(huì)出現(xiàn)估計(jì)偏誤，結(jié)果將會(huì)是不可行的。為避免這樣的偏誤估計(jì)，使得回歸結(jié)果是無(wú)偏有效估計(jì)，因此本文將采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法進(jìn)行模型參數(shù)估計(jì)。

四、變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）變量選取

1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。本文采用經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。這不僅高度吻合吳敬璉[18]等學(xué)者的觀點(diǎn)，還符合世界銀行等國(guó)際組織的認(rèn)可。將環(huán)境規(guī)制視為投入要素之一，投入變量為資本存量，就業(yè)人數(shù)，能源消費(fèi)總量，工業(yè)廢水排放量，工業(yè)SO2排放量和固體廢棄物排放量。產(chǎn)出變量為經(jīng)GDP平減指數(shù)處理過(guò)的實(shí)際GDP，利用deap2.1軟件計(jì)算得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。城市群三市歷年資本存量的獲得依據(jù)徐淑丹[19]提供的方法。

2.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。本文采用熵值法對(duì)長(zhǎng)株潭城市群各城市歷年工業(yè)廢水排放量，二氧化硫排放量和工業(yè)煙塵排放量進(jìn)行綜合化處理從而獲得具有能體現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的有效指標(biāo)，具體的獲得過(guò)程在后文將有詳述。

3.其他控制變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，采用該城市群第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值來(lái)表示。人力資源，采取長(zhǎng)株潭城市群的人均受教育年限來(lái)衡量。政府干預(yù)，采用長(zhǎng)株潭城市群財(cái)政支出在GDP中比例來(lái)衡量。市場(chǎng)化，采取國(guó)有化作為市場(chǎng)化的有效替代，計(jì)算方法：城鎮(zhèn)國(guó)有單位從業(yè)人員/城鎮(zhèn)從業(yè)人員。開放程度，使用長(zhǎng)株潭城市群的進(jìn)出口總額與實(shí)際GDP的比值來(lái)有效衡量。

（二）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ERI）

由于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在不可直接獲得性，所以很多學(xué)者們結(jié)合自身的研究問(wèn)題和特點(diǎn)選擇了有效的替代指標(biāo)，借此來(lái)表示所研究背景下的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。通常來(lái)說(shuō)，替代指標(biāo)主要可以分文兩種，分別為投入型和績(jī)效型。本文從指標(biāo)的合理性、有效性和數(shù)據(jù)可獲得性等方面出發(fā)，選擇能反映環(huán)境規(guī)制效果的工業(yè)三廢排污情況來(lái)替代。由于三廢排污的不可直接相加性，本文采取熵值法予以度量三廢排污的整體情況。

接下來(lái)對(duì)用熵值法獲得環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的過(guò)程予以說(shuō)明。

第一步，由于各變量有不同的量綱，需對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行無(wú)量綱標(biāo)準(zhǔn)化。

xij=（i=1，2，3;j=1，2，3）

其中，xij表示第i年第j種污染物量，max xij表示第j種污染物的最大量，min xij第j種污染物的最小量。

第二步，獲取第j種污染物第i年的比重yij，計(jì)算方法如下。

yij=（i=1，2，3;j=1，2，3）

第三步，依次獲取信息熵值e和信息效用值d，計(jì)算方法如下。

ej=-Σ3? i=1yij ln yij

dj=1-ej

第四步，依據(jù)步驟三獲取第j種污染物的權(quán)重wj，計(jì)算方法如下所示。

wj=（j=1，2，3）

第五步，計(jì)算各區(qū)域列年的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)，方法如下。

ERIi=∑3? j=1wjyij? （j=1，2，3）

本文通過(guò)上述熵值法獲取了各個(gè)地區(qū)歷年的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。本文采用的地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)ERIi為逆向指標(biāo)，即當(dāng)?shù)貐^(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)ERIi越小，反之亦然。這是因?yàn)楫?dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大，排污企業(yè)的三廢排放量相對(duì)下降，反之亦然。

本文采用2007-2016年長(zhǎng)株潭城市群的面板數(shù)據(jù)，所需數(shù)據(jù)分別來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地區(qū)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)和地方統(tǒng)計(jì)局。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先為了避免異方差的存在，對(duì)各變量取其對(duì)數(shù)值。鑒于本文研究是長(zhǎng)株潭城市群三個(gè)城市10年的面板數(shù)據(jù)，為了保證估計(jì)結(jié)果的有效性和最大程度避免偽回歸，有必要首先對(duì)面板數(shù)據(jù)中的各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，各變量均通過(guò)了IPS、LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗(yàn)，說(shuō)明各變量拒絕原假設(shè)，模型的所有序列是時(shí)間序列平穩(wěn)的，具有良好的平穩(wěn)性。

（二）變量描述性統(tǒng)計(jì)

關(guān)于各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示，各變量均有30個(gè)觀測(cè)值，沒(méi)有缺漏遺失的情況存在。此外，通過(guò)平均值、最大最小值以及標(biāo)準(zhǔn)差分析可得各變量均在合理的變化區(qū)間。

（三）結(jié)果與分析

本文利用計(jì)量分析軟件stata14進(jìn)行長(zhǎng)株潭城市群環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量影響的實(shí)證研究，實(shí)證結(jié)果如表3所示。

表3呈現(xiàn)了三個(gè)模型的實(shí)證結(jié)果。從研究的目的出發(fā)，考慮計(jì)量模型一不研究環(huán)境規(guī)制的二次項(xiàng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響;隨后模型二在模型一的基礎(chǔ)上增加產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，通過(guò)對(duì)比模型一和模型二實(shí)證結(jié)果，可以得出在其他影響因素不變時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響;鑒于環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響可能是非線性的考慮，提高計(jì)量模型回歸結(jié)果的可靠性，故模型三在模型二的基礎(chǔ)上進(jìn)一步增加環(huán)境規(guī)制的二次項(xiàng)，旨在得出環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量間更加有效的非線性擬合，便于得出更加接近于實(shí)際情況的回歸結(jié)果。模型中，由于對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測(cè)量指標(biāo)是以污染排放來(lái)衡量的，所以本文的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度是一個(gè)逆向指標(biāo)。這是可以理解的，即環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大，污染物排放越少。若實(shí)證回歸系數(shù)為正，表明強(qiáng)度的降低，會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的上升，反之亦然。

[2]周玉波，李小琴.長(zhǎng)株潭城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征與“兩型社會(huì)”建設(shè)[J].湖南社會(huì)科學(xué)，2008（5）：122-124.

[3]楊立國(guó).基于生態(tài)足跡的城市群生態(tài)系統(tǒng)安全評(píng)價(jià)——以長(zhǎng)株潭城市群為例[J].世界地理研究，2009，18（1）：74-82.

[4]楚芳芳，蔣滌非.基于能值改進(jìn)生態(tài)足跡的長(zhǎng)株潭城市群可持續(xù)發(fā)展研究[J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2012，21（2）：145-150.

[5]彭佳捷，周國(guó)華，唐承麗，曾山山.長(zhǎng)株潭城市群環(huán)境壓力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤研究[J].熱帶地理，2011，31（3）：297-303.

[6]何甜，帥紅，朱翔.長(zhǎng)株潭城市群污染空間識(shí)別與污染分布研究[J].地理科學(xué)，2016，36（7）：1081-1090.

[7]孫英杰，林春.試論環(huán)境規(guī)制與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提升——基于環(huán)境庫(kù)茲涅茨倒U型曲線[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2018（3）：84-94.

[8]Gollop F M，Roberts M J.Environmental regulations and productivity growth：The case of fossil-fueled electric power generation[J].Journal of Political Economy，1983，91（4）：654-74.

[9]Olga Kiuila，Grzegorz Peszko. Sectoral and macroeconomic impacts of the large combustion plants in Poland： A general equilibrium analysis[J]. Energy Economics，2006，28（3）.

[10]Porter M E，Claas V D L.Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship[J].Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：97-118.

[11]Brunnermeier S B，Cohen M A.Determinants of environmental innovation in US manufacturing industries[J].Journal of Environmental Economics&Management，2003，45（2）：278-293

[12]Jo Crotty，Mark Smith. Strategic Responses to Environmental Regulation in the U.K. Automotive Sector： The European Union End‐of‐Life Vehicle Directive and the Porter Hypothesis[J]. Journal of Industrial Ecology，2006，10（4）.

[13] Managi S. Competitiveness and environmental policies for agriculture： testing the Porter hypothesis.[J]. International Journal of Agricultural Resources Governance & Ecology， 2004， 3（3-4）

[14]吳明琴，周詩(shī)敏，陳家昌.環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以雙贏嗎——基于我國(guó)“兩控區(qū)”的實(shí)證研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2016，38（6）：44-54+124.

[15]陳英姿，夏欣.東北地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].學(xué)習(xí)與探索，2018（9）：119-125.

[16]彭聰，袁鵬.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與中國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的再構(gòu)造[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，

34（10）：37-51.

[17]黃清煌，高明.環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)量和質(zhì)量效應(yīng)——基于聯(lián)立方程的檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2016（4）：53-62.

[18]吳敬璉.以深化改革確立中國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)[J].探索與爭(zhēng)鳴，2015（1）：4-7+2.

[19]徐淑丹.中國(guó)城市的資本存量估算和技術(shù)進(jìn)步率：1992

-2014年[J].管理世界，2017（1）：17-29+187.

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