肖涵月，孫 慧，王 慧，辛 龍

（新疆大學(xué)a.新疆創(chuàng)新管理研究中心；b.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊830046）

一、引 言

以環(huán)境治理為抓手推動(dòng)效率變革、動(dòng)力變革是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。然而，在環(huán)境分權(quán)和經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)背景下，地方政府間逐漸形成環(huán)境規(guī)制“逐底競(jìng)爭(zhēng)”和“逐頂競(jìng)爭(zhēng)”并存的局面，加深了水平型環(huán)境規(guī)制執(zhí)行程度的差異，由此產(chǎn)生地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差（張華，2016；韓超等，2021）［1-2］。在微觀層面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大成為污染密集型企業(yè)遷移的一個(gè)誘因；在宏觀層面，地區(qū)間“污染避難所”效應(yīng)和城市間環(huán)境規(guī)制“灰邊效應(yīng)”使環(huán)境區(qū)域性矛盾更加凸顯，為污染協(xié)同治理帶來(lái)了挑戰(zhàn)（Fc和Ed，2017；徐志偉和劉晨詩(shī)，2020；秦炳濤和葛力銘，2018）［3-5］。黨的十九屆五中全會(huì)指出，“十四五”期間，將更加注重完善生態(tài)文明統(tǒng)籌協(xié)調(diào)機(jī)制，不僅要關(guān)注環(huán)境規(guī)制區(qū)域治理效果，還應(yīng)當(dāng)關(guān)注治理的整體性、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系統(tǒng)性。作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主要?jiǎng)幽?，地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)是否會(huì)受到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的影響？該問(wèn)題的研究，能夠?yàn)橥晟骗h(huán)境規(guī)制功能、協(xié)同推進(jìn)污染防治、提質(zhì)增效提供理論依據(jù)。

理論上，環(huán)境規(guī)制主要通過(guò)兩種路徑影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率?！白裱杀尽奔僬f(shuō)認(rèn)為，一定強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制將提高污染企業(yè)的環(huán)境合規(guī)成本，抑制全要素生產(chǎn)率提高?！安ㄌ亍奔僬f(shuō)則認(rèn)為，合理設(shè)計(jì)的環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，并形成新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（Ambec等，2013）［6］。在實(shí)證研究中，“遵循成本”假說(shuō)和“波特”假說(shuō)通常被作為研究環(huán)境規(guī)制影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率的理論基礎(chǔ)。這可能存在潛在的問(wèn)題：以上理論沒(méi)有將環(huán)境規(guī)制的空間因素納入地區(qū)全要素生產(chǎn)率的分析框架。

日趨嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制作為區(qū)域市場(chǎng)的綠色壁壘，不僅在微觀層面影響了企業(yè)全要素生產(chǎn)率和生產(chǎn)區(qū)位的選擇，還會(huì)在宏觀層面間接地作用于地區(qū)空間經(jīng)濟(jì)布局。生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)區(qū)位選擇的分類(lèi)效應(yīng)和選擇效應(yīng)被認(rèn)為是地區(qū)生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)的重要來(lái)源，因而受到學(xué)者們的關(guān)注（梁琦等，2013）［7］。由于中心區(qū)的激烈競(jìng)爭(zhēng)和外圍地區(qū)補(bǔ)貼政策的吸引，低生產(chǎn)率企業(yè)被動(dòng)退出并遷移到外圍地區(qū)生產(chǎn)，稱(chēng)之為分類(lèi)效應(yīng)；而高生產(chǎn)率企業(yè)則從外圍地區(qū)退出，進(jìn)入市場(chǎng)更大、獲利空間更高的核心區(qū)，形成生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)，產(chǎn)生選擇效應(yīng)（Baldwin和Okubo，2010；Melitz和Ottaviano，2008）［8-9］。因此，在區(qū)域間形成生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)“高—高”“低—低”集聚態(tài)勢(shì)，改變了地區(qū)全要素生產(chǎn)率的總體水平。對(duì)生產(chǎn)企業(yè)而言，地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差形成了隱性補(bǔ)貼，這是否會(huì)引起選擇效應(yīng)和分類(lèi)效應(yīng)，對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率將產(chǎn)生怎樣的影響？其作用機(jī)制還有待進(jìn)一步討論。

本文將環(huán)境規(guī)制納入“新”新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型的分析框架，從理論上探討地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)企業(yè)生產(chǎn)區(qū)位選擇以及地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，并選取中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與地級(jí)市數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，在宏觀層面，實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的影響；在微觀層面，從生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)進(jìn)入、退出機(jī)制的視角分析環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的選擇效應(yīng)和分類(lèi)效應(yīng)。本文是對(duì)已有文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充，主要體現(xiàn)在：①在環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響研究中，已有研究主要從“波特”假說(shuō)出發(fā)檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制的微觀效果。本文將環(huán)境規(guī)制的空間因素納入分析，從分類(lèi)效應(yīng)、選擇效應(yīng)的視角建立環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與地區(qū)全要素生產(chǎn)率的聯(lián)系，豐富了環(huán)境規(guī)制的影響機(jī)制研究。②“污染避難所”的相關(guān)研究雖然闡述了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)污染企業(yè)選址的影響，但主要聚焦其產(chǎn)生的環(huán)境后果，沒(méi)有討論經(jīng)濟(jì)后果。本文將生產(chǎn)率異質(zhì)性納入環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差影響企業(yè)區(qū)位選擇的分析框架，并從地區(qū)全要素生產(chǎn)率視角探討經(jīng)濟(jì)后果，對(duì)統(tǒng)籌地區(qū)間環(huán)境—經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有啟示意義。

二、理論分析

在理論分析部分，本文借鑒了Baldwin和Okubo（2010）［8］的分析框架，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)考慮兩地區(qū)（中心地區(qū)N和外圍地區(qū)N*，N市場(chǎng)規(guī)模較N*更大）、兩部門(mén)（農(nóng)業(yè)部門(mén)和制造業(yè)部門(mén)）、兩要素（資本和勞動(dòng)力）的基本設(shè)置，同時(shí)將環(huán)境規(guī)制納入分析框架。

（一）消費(fèi)者決策

消費(fèi)者的總效用取決于同質(zhì)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)品A和差異化工業(yè)產(chǎn)品M的消費(fèi)，用柯布道格拉斯函數(shù)表示；同時(shí)用不變替代彈性CES函數(shù)表示消費(fèi)者對(duì)差異化工業(yè)品M消費(fèi)的效用。因此，消費(fèi)者效用函數(shù)可以表示如下：

其中：CM和CA分別表示消費(fèi)對(duì)工業(yè)產(chǎn)品和農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)支出；u和1-u表示對(duì)兩種消費(fèi)的支出份額；Ci表示對(duì)i種產(chǎn)品的消費(fèi)量；σ為替代彈性。

消費(fèi)者效用最大化的約束條件為：

將農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格pA標(biāo)準(zhǔn)化為1，L為收入，根據(jù)消費(fèi)者效用最大化原則求解得出消費(fèi)者對(duì)工業(yè)產(chǎn)品的需求函數(shù)：其中，P1-σ為工業(yè)產(chǎn)品綜合價(jià)格指數(shù)。

（二）生產(chǎn)者決策

沿用Melitz和Ottaviano（2008）［9］對(duì)生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的設(shè)定，假定企業(yè)生產(chǎn)率φ分布服從帕累托分布：

其中：m為生產(chǎn)率分布中的最小值；k為轉(zhuǎn)換參數(shù)。企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中：x(φ)為企業(yè)的產(chǎn)出；能源e和勞動(dòng)力l作為生產(chǎn)要素投入生產(chǎn)；α(0＜α＜1)表示生產(chǎn)的能源密集程度，越接近1則企業(yè)能源密集程度越高。企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)的同時(shí)排放污染物，其排放量與能源投入是相關(guān)的。

政府為了約束企業(yè)污染排放，設(shè)置排放強(qiáng)度標(biāo)準(zhǔn)S，可視作政府環(huán)境規(guī)制。S越大意味著環(huán)境規(guī)制越寬松，越小則越嚴(yán)格，高于排放強(qiáng)度標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)不得進(jìn)行生產(chǎn)。假設(shè)環(huán)境規(guī)制S能夠有效刺激企業(yè)減排，且由于環(huán)?！叭瑫r(shí)”制度，企業(yè)在進(jìn)入市場(chǎng)前，必須投資符合強(qiáng)度標(biāo)準(zhǔn)的工藝技術(shù)和設(shè)備設(shè)施，即減排投資fc。簡(jiǎn)便起見(jiàn)，將能源價(jià)格也標(biāo)準(zhǔn)化為1。企業(yè)根據(jù)成本最小化原則安排生產(chǎn)，由此得到企業(yè)的成本函數(shù)為：

其中：f為企業(yè)生產(chǎn)的固定成本；fc為減排投資；A=α-α( 1-α )(1-α)。

（7）式說(shuō)明了企業(yè)生產(chǎn)率與污染排放強(qiáng)度之間的關(guān)系，減排投資fc一定時(shí)，企業(yè)的生產(chǎn)率越高（φ越大），則其污染排放強(qiáng)度越低，且單位產(chǎn)品的排放成本也越低。企業(yè)生產(chǎn)排放強(qiáng)度必須滿足環(huán)境規(guī)制S，即，由此決定了企業(yè)最小減排投資函數(shù)為：

從（8）式可以看出，最小減排投資取決于環(huán)境規(guī)制S、生產(chǎn)率φ以及能源密集程度α。環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格（S越?。钚p排投資越大；環(huán)境規(guī)制一定時(shí)，生產(chǎn)率越低的企業(yè)所需的最小減排投資越大；α越接近1時(shí)，所需最小減排投資越高。

企業(yè)根據(jù)利潤(rùn)最大化原則定價(jià)，N和N*地區(qū)產(chǎn)品銷(xiāo)售價(jià)格分別為：

?表示貿(mào)易成本，?=0表示市場(chǎng)完全封閉，?=1表示市場(chǎng)完全一體化，不存在貿(mào)易成本；fc和fc*分別為在兩地的減排投資?？梢钥闯觯髽I(yè)生產(chǎn)率越大，利潤(rùn)越高。

（三）均衡分析

短期內(nèi)，企業(yè)超額利潤(rùn)為0時(shí)存在生產(chǎn)率臨界點(diǎn)φ*。若政府提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，則最小減排投資fc相應(yīng)提高，企業(yè)生存的生產(chǎn)率門(mén)檻相應(yīng)提高為φ*，低于φ*的企業(yè)則退出市場(chǎng)。

長(zhǎng)期來(lái)看，企業(yè)根據(jù)兩地區(qū)生產(chǎn)的資本收益來(lái)進(jìn)行生產(chǎn)和遷移決策。當(dāng)兩地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度相同時(shí)（S=S*），則企業(yè)減排投資不變（fc=fc*），企業(yè)在兩地間的資本收益差（v[ a ]=π[ a ]-π*[ a]）始終大于零，生產(chǎn)率越高（φ越大）的企業(yè)在N地區(qū)所獲利潤(rùn)越高，遷移動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，直至兩個(gè)地區(qū)市場(chǎng)潛能變化至均衡狀態(tài)［8］。在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度相等的條件下，企業(yè)在兩個(gè)地區(qū)間的資本收益及遷移決策不受環(huán)境規(guī)制的影響。

假設(shè)地區(qū)N*的環(huán)境規(guī)制比地區(qū)N更寬松，且足夠吸引企業(yè)遷入，即S*=nS，n＞1。n越大表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差越大，并且使進(jìn)入N地區(qū)所需的最低減排投資減少Δf，。企業(yè)在兩地生產(chǎn)的資本收益的差值隨之發(fā)生變化，則π*[ φ ]-π[ φ]為：

假設(shè)N地區(qū)有生產(chǎn)率為φ1、φ2兩個(gè)企業(yè)，且φ1＞φ2，兩個(gè)企業(yè)遷移到N*地區(qū)的收益因生產(chǎn)率不同而不同，兩者的收益差為v[ φ1]-v[ φ2]，即

（13）式表明，對(duì)于異質(zhì)性生產(chǎn)率企業(yè)而言，低生產(chǎn)率企業(yè)轉(zhuǎn)移到弱環(huán)境規(guī)制的N*地區(qū)能夠獲益更多，而高生產(chǎn)率企業(yè)獲益更少。這是因?yàn)檗D(zhuǎn)移到N*地區(qū)意味著高生產(chǎn)率企業(yè)只能節(jié)約更少的減排投資（fc是φ的減函數(shù)），而同時(shí)需要放棄更多的市場(chǎng)收益（φ(σ-1)(1-?)(B*-B)是φ的增函數(shù)），因此低生產(chǎn)率企業(yè)具有更強(qiáng)的轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)。另外，fc是α的增函數(shù)，意味著能耗越高、污染越密集的企業(yè)轉(zhuǎn)移后獲益更多。

假設(shè)有生產(chǎn)率在φs以下的企業(yè)從N地區(qū)轉(zhuǎn)移到N*，則有：

從（14）式可以得出，其他變量一定時(shí)，地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差n越大時(shí)，φs越大，即從地區(qū)N向N*轉(zhuǎn)移的企業(yè)數(shù)量越多，并且主要由低生產(chǎn)率企業(yè)構(gòu)成?？梢?jiàn)，地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差形成了隱性補(bǔ)貼，改變了生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的市場(chǎng)區(qū)位選擇，促使低生產(chǎn)率企業(yè)從強(qiáng)環(huán)境規(guī)制地區(qū)退出，并進(jìn)入弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)生產(chǎn)，加劇了生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的空間分類(lèi)效應(yīng)。

生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的分類(lèi)效應(yīng)會(huì)促進(jìn)選擇效應(yīng)，并引起企業(yè)間資源再配置，進(jìn)而影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率。其一，在強(qiáng)環(huán)境規(guī)制地區(qū)，低生產(chǎn)率企業(yè)的退出減少了“擁擠效應(yīng)”，釋放了資源和市場(chǎng)空間，形成新的集聚力，有利于吸引其他地區(qū)高生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入并形成競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。其二，在弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)，低生產(chǎn)率企業(yè)的進(jìn)入將導(dǎo)致資源占用，扭曲了資源流向，其“嗜血”特性擠占了高生產(chǎn)率企業(yè)的生存空間，形成離散力。在集聚力和分散力的綜合作用下，高生產(chǎn)率企業(yè)從弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)退出并向強(qiáng)環(huán)境規(guī)制地區(qū)轉(zhuǎn)移，加劇了企業(yè)間資源錯(cuò)配，進(jìn)而導(dǎo)致地區(qū)全要素生產(chǎn)率下降?；谝陨侠碚摲治觯贸鐾普?、推論2。

推論1：宏觀層面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大降低了弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)的資源配置效率，與地區(qū)全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；

推論2：微觀層面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大引致低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入和高生產(chǎn)率企業(yè)退出，加劇了生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的分類(lèi)效應(yīng)和選擇效應(yīng)。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)分析模型

基準(zhǔn)分析從宏觀視角出發(fā)，以城市為樣本，驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與城市全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，即推論1是否成立。

其中：j為城市；t為年份；被解釋變量為城市全要素生產(chǎn)率TFPj,t；核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差dis_reguj,t，以表示地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差異大小；Xj,t為一組控制變量，包含城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市規(guī)模、市場(chǎng)分割度、市場(chǎng)化程度、產(chǎn)業(yè)集聚程度；ut為時(shí)間固定效應(yīng)；δj為個(gè)體固定效應(yīng)；εj,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。另外，為驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的內(nèi)部影響，剖析問(wèn)題的根源，本文將城市生產(chǎn)率分解為資源配置效率（covj,t）和企業(yè)生產(chǎn)率，并作為被解釋變量進(jìn)一步分析。

2.機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為探討環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差影響城市全要素生產(chǎn)率及其微觀機(jī)制，本文以企業(yè)為樣本，檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差是否影響了生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的區(qū)位選擇，即推論2中的分類(lèi)效應(yīng)和選擇效應(yīng)是否存在，并進(jìn)一步檢驗(yàn)由此產(chǎn)生的企業(yè)間資源再配置效應(yīng)。

（1）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與分類(lèi)效應(yīng)。結(jié)合理論分析，分類(lèi)效應(yīng)以低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)為特征。由于無(wú)法觀測(cè)到企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)前的生產(chǎn)率，且進(jìn)入市場(chǎng)后企業(yè)生產(chǎn)率容易受到環(huán)境規(guī)制的影響，干擾了對(duì)生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)進(jìn)入選擇的分析，所以不能直接使用二值模型分析環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入概率的影響。這里借鑒Arimoto等（2014）［10］、呂大國(guó)等（2019）［11］的檢驗(yàn)方法，選用新進(jìn)入企業(yè)的生產(chǎn)率作為分析對(duì)象，若市場(chǎng)中企業(yè)設(shè)立之初就只有較低的生產(chǎn)率水平，則表明是低生產(chǎn)率企業(yè)受到環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差影響進(jìn)入了該市場(chǎng)。模型設(shè)置如下：

其中：i為企業(yè)；j為所在城市；t為年份；被解釋變量為新進(jìn)入企業(yè)的全要素生產(chǎn)率tfpi,j,t；核心解釋變量為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差dis_reguj,t；Xi,j,t為控制變量，其中除了包括上述城市層面的控制變量，還包括企業(yè)層面的控制變量，即企業(yè)年齡、規(guī)模、資本密集度、企業(yè)所有制性質(zhì)以及是否為重污染企業(yè)；δk為行業(yè)固定效應(yīng)；μt為時(shí)間固定效應(yīng)；ωj為城市固定效應(yīng)。

（2）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與選擇效應(yīng)。選擇效應(yīng)以高生產(chǎn)率企業(yè)從弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)退出為特征。為此，本文借鑒王勇等（2019）［12］的做法，設(shè)置面板二值模型，檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差是否與高生產(chǎn)率企業(yè)的市場(chǎng)退出概率正相關(guān)。具體做法為：

其中：exiti,j,t為被解釋變量，取值為0或者1，企業(yè)退出則為1，反之為0；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差dis_reguj,t與企業(yè)全要素生產(chǎn)率tfpi,j,t的交互項(xiàng)系數(shù)β2是本文主要關(guān)注的，表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)退出概率的影響；Xi,j,t包含城市層面和企業(yè)層面的控制變量。

（3）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與企業(yè)間資源配置。根據(jù)理論模型，企業(yè)間資源配置是聯(lián)系分類(lèi)效應(yīng)、選擇效應(yīng)與城市全要素生產(chǎn)率的微觀基礎(chǔ)。因此，有必要進(jìn)一步檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)企業(yè)間資源配置的影響。模型設(shè)置如下：

其中：被解釋變量Resi,j,t為企業(yè)占有的資源，包括勞動(dòng)力、資本以及市場(chǎng)份額；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差dis_reguj,t與企業(yè)全要素生產(chǎn)率tfpi,j,t的交互項(xiàng)系數(shù)γ2是本文主要關(guān)注的，表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)要素流動(dòng)及市場(chǎng)份額配置的影響；Xi,j,t包含城市層面和企業(yè)層面的控制變量。

（二）變量測(cè)度與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差（dis_regu）

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差為地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行程度或者強(qiáng)度差異。首先，測(cè)算各城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。為避免單一指標(biāo)造成的估計(jì)偏誤，本文以綜合指數(shù)法測(cè)算城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，運(yùn)用熵值法賦權(quán)，以標(biāo)準(zhǔn)化后的工業(yè)二氧化硫去除率、工業(yè)煙塵（粉塵）去除率以及一般工業(yè)固體廢棄物綜合利用率計(jì)算得到環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)，該指標(biāo)數(shù)值越大說(shuō)明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大。地級(jí)市的上述環(huán)境數(shù)據(jù)自2003年起在《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》發(fā)布，同時(shí)與中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)相匹配，本文選取2003—2007年254個(gè)地級(jí)市作為樣本（1）。其次，參考秦炳濤和葛力銘（2018）［5］、彭可茂等（2013）［13］的做法，以環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的相對(duì)值作為地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的測(cè)度指標(biāo)，即用當(dāng)年環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)的最大值與各城市環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)的比值計(jì)算得到，數(shù)值越大者表示該城市與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度最高者級(jí)差越大，其環(huán)境規(guī)制相對(duì)強(qiáng)度越低。

2.城市全要素生產(chǎn)率（TFP）及其構(gòu)成

Olley和Pakes（1996）［14］認(rèn)為，行業(yè)或地區(qū)總量生產(chǎn)率應(yīng)是微觀層面企業(yè)生產(chǎn)率的加權(quán)加總，其內(nèi)在構(gòu)成包含企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)間資源配置效率。本文參考該定義與分解方法，便于更細(xì)致地考察環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的影響路徑，具體為：

3.企業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp）

本文基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，選取制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，其與城市環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)匹配后，選取2004—2007年的企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為實(shí)證樣本。數(shù)據(jù)的預(yù)處理參考了楊汝岱（2015）［15］的相關(guān)做法，刪除重復(fù)樣本并剔除固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)原值為0以及年均從業(yè)人員數(shù)小于8人的樣本，最終得到945 995個(gè)樣本。由于行業(yè)代碼在2001年進(jìn)行了調(diào)整，故將1998—2001年行業(yè)代碼按照《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)代碼標(biāo)準(zhǔn)》（GB/T4754—2002）進(jìn)行統(tǒng)一。另外，2004年的數(shù)據(jù)中缺少了企業(yè)工業(yè)增加值，采用“工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-中間投入+當(dāng)期應(yīng)交增值稅”計(jì)算補(bǔ)齊。

企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計(jì)方法主要有OLS、GMM、OP和LP方法，OP和LP半?yún)?shù)的估計(jì)方法在解決估計(jì)內(nèi)生性的問(wèn)題上具優(yōu)勢(shì)。本文參考魯曉東和連玉君（2012）［16］對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法，并以LP法得到生產(chǎn)率（tfp_lp）作為基準(zhǔn)分析，以O(shè)P法（tfp_op）作為穩(wěn)健性討論，估計(jì)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1所列。本文首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減：以1998年為基期，對(duì)實(shí)際折舊額和實(shí)際投資額按照企業(yè)所在省份固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減；對(duì)工業(yè)增加值和中間投入按照企業(yè)所在省份工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。其次，運(yùn)用永續(xù)盤(pán)存法估計(jì)實(shí)際資本存量（K）；企業(yè)的勞動(dòng)力要素為企業(yè)年從業(yè)人數(shù)（L）。最后，對(duì)企業(yè)所在城市效應(yīng)（ωj）、時(shí)間效應(yīng)（μt）、行業(yè)效應(yīng)（δk）以及企業(yè)控制變量Xi,j,t進(jìn)行了控制。具體做法如下：

表1 核心變量的統(tǒng)計(jì)特征

4.企業(yè)進(jìn)入（entry）與退出（exit）

本文對(duì)企業(yè)進(jìn)入及退出的界定參考了毛其淋和盛斌（2013）［17］的做法，即t－1期不存在而t期出現(xiàn)的企業(yè)視為t期的進(jìn)入企業(yè)；t－1期存在而t年及以后時(shí)期均未出現(xiàn)的企業(yè)視為t期的退出企業(yè)；其余企業(yè)則為當(dāng)期存活企業(yè)。為避免因樣本區(qū)間選擇對(duì)企業(yè)狀態(tài)造成的截尾，在定義企業(yè)進(jìn)入與退出起止時(shí)，使用了1998—2009年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。

5.控制變量

參考呂大國(guó)等（2019）［11］、王勇等（2019）［12］的做法，本文從城市層面和企業(yè)層面選取了相應(yīng)的控制變量。企業(yè)層面的控制變量有：企業(yè)年齡（age），由“樣本企業(yè)觀測(cè)年份-企業(yè)成立時(shí)間+1”計(jì)算得到；企業(yè)所有制（state），企業(yè)實(shí)收資本中國(guó)有資本占比超過(guò)50%即為國(guó)有企業(yè)，定義為1，否則為0；企業(yè)市場(chǎng)份額（scale），用企業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值表示；企業(yè)資本密度（k_l），用企業(yè)人均擁有資本數(shù)量表示；企業(yè)污染屬性（pollution），這一指標(biāo)按照2010年生態(tài)環(huán)境部公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》中規(guī)定的重污染行業(yè)范圍進(jìn)行設(shè)置，若屬于規(guī)定范圍，定義為1，反之為0。

城市層面的控制變量包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp），用城市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示；城市規(guī)模（pop），用城市人口數(shù)量表示；市場(chǎng)化程度（mar），用制造業(yè)企業(yè)中國(guó)有企業(yè)占比表示，國(guó)有企業(yè)占比越高則市場(chǎng)化程度越低；市場(chǎng)分割程度（seg），參考呂越等（2018）［18］使用的價(jià)格法計(jì)算市場(chǎng)分割指數(shù)，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文用各城市所在省份的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)計(jì)算得到；城市產(chǎn)業(yè)集聚度（LQ），運(yùn)用區(qū)位熵的方法，選取制造業(yè)企業(yè)從業(yè)人員數(shù)計(jì)算得到。

本文所選控制變量的數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2008年）、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2008年）、專(zhuān)利云數(shù)據(jù)庫(kù)以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布數(shù)據(jù)。

6.工具變量

本文參考沈坤榮等（2017）［19］的做法，以空氣流通系數(shù)作為環(huán)境規(guī)制的工具變量，能較好地處理內(nèi)生性問(wèn)題?？諝饬魍ㄏ禂?shù)為各城市10米高風(fēng)速與邊界層高度的乘積，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于ERA-Interim數(shù)據(jù)庫(kù)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)分析

表2是基于方程（15）的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果。鑒于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、生產(chǎn)率較高的城市會(huì)實(shí)施相對(duì)嚴(yán)格的環(huán)境監(jiān)管，從而導(dǎo)致雙向因果的內(nèi)生性問(wèn)題，本文以各城市空氣流通系數(shù)和滯后一期環(huán)境規(guī)制作為工具變量，經(jīng)內(nèi)生性檢驗(yàn)后選用面板工具變量法進(jìn)行估計(jì)。（1）（2）列顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)在10%的顯著水平上為負(fù)，表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差越大的城市，其全要素生產(chǎn)率水平越低。為進(jìn)一步探討環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差影響城市全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在路徑，本文將城市全要素生產(chǎn)率分解為企業(yè)生產(chǎn)率和資源配置效率兩部分分別估計(jì)。在（5）（6）列中，資源配置效率的系數(shù)在5%的顯著水平上為負(fù)，這說(shuō)明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大抑制了資源配置效率，即在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低的城市，市場(chǎng)份額主要被低生產(chǎn)率企業(yè)占有，而不是高生產(chǎn)率企業(yè)。而在（3）（4）列中，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)?？刂谱兞抗烙?jì)結(jié)果與預(yù)期基本一致，市場(chǎng)規(guī)模、市場(chǎng)化程度以及產(chǎn)業(yè)集聚度對(duì)資源配置效率和全要素生產(chǎn)率均具有促進(jìn)作用；而市場(chǎng)分割與企業(yè)生產(chǎn)率及資源配置效率均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，對(duì)城市全要素生產(chǎn)率具有抑制作用。

表2 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的影響

雖然企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)步是全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，但其增長(zhǎng)的空間逐漸縮小，而資源配置效率的改善對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)發(fā)揮了越來(lái)越大的作用（楊汝岱，2015）［15］。本文中，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差主要是通過(guò)資源配置效率這一重要構(gòu)成對(duì)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮了抑制作用，驗(yàn)證了理論推論1。

（二）穩(wěn)健性分析

首先，為規(guī)避全要素生產(chǎn)率估計(jì)方法對(duì)研究結(jié)果的影響，本文將核心被解釋變量由OP法生產(chǎn)率替換成LP法生產(chǎn)率，重新計(jì)算城市全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成，表3顯示其估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。其次，本文進(jìn)一步考慮不同環(huán)境規(guī)制測(cè)度方式對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，以滯后一期污染源治理投資額占工業(yè)增加值的比重作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代理變量，替換境規(guī)制綜合指數(shù)，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算核心解釋變量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差。內(nèi)生性檢驗(yàn)表示不存在內(nèi)生解釋變量，故采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表4所列，依然支持基準(zhǔn)分析結(jié)論。

表3 替換被解釋變量的穩(wěn)健性分析結(jié)果

表4 替換核心解釋變量的穩(wěn)健性分析估計(jì)結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

1.區(qū)域異質(zhì)性

東部地區(qū)與中西部地區(qū)在開(kāi)放程度、環(huán)境監(jiān)管、市場(chǎng)規(guī)模等方面都存在明顯的差異，這些因素均是影響企業(yè)區(qū)位選擇及全要素生產(chǎn)率的重要因素。因此，本文將254個(gè)地級(jí)市分為東部城市和中西部城市進(jìn)行分組分析，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5所列。表5顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)東部地區(qū)和中西部地區(qū)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響表現(xiàn)出明顯的差異。在東部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差未能顯著影響生產(chǎn)率增長(zhǎng)。但在中西部地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差越大，對(duì)城市資源配置效率和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的抑制作用越強(qiáng)。該結(jié)果表明，與東部地區(qū)相比，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大對(duì)中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率具有更強(qiáng)烈的負(fù)面影響。這可能是由于東部地區(qū)市場(chǎng)規(guī)模更大且發(fā)育程度相對(duì)完善，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)資源配置效率影響有限；而在中西部地區(qū)，污染密集型產(chǎn)業(yè)受環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的吸引并形成集聚（秦炳濤和葛力銘，2018）［5］，使資源向低效、污染密集型企業(yè)扭曲，降低了資源配置效率和全要素生產(chǎn)率。

表5 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域異質(zhì)性

2.城市異質(zhì)性

本文在“中心—外圍”理論框架下分析環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的影響，因此，樣本是否是“中心”城市可能會(huì)產(chǎn)生異質(zhì)性結(jié)果。直轄市和省會(huì)城市是產(chǎn)業(yè)、人口集聚的中心，符合理論意義上的“中心”城市。因此，本文將直轄市和省會(huì)城市定義為“中心”城市，其余城市定義為“外圍”城市，將樣本分組回歸，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6所列。在“中心”城市，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差沒(méi)有顯著影響全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成；在“外圍”城市，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差在5%的顯著水平上與全要素生產(chǎn)率及資源配置效率負(fù)相關(guān)。結(jié)合理論分析，當(dāng)城市間具有較大的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差時(shí)，低生產(chǎn)率企業(yè)最先放棄“中心”城市的規(guī)模市場(chǎng)，而遷入環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度更低的“外圍”城市生存，形成空間分類(lèi)效應(yīng)，使生產(chǎn)率低者更低。

表6 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)城市全要素生產(chǎn)率影響的城市異質(zhì)性

（四）內(nèi)在機(jī)制分析

從基準(zhǔn)分析得出，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大顯著抑制了資源配置效率，對(duì)城市全要素生產(chǎn)率具有不利影響。在機(jī)制分析中，將結(jié)合理論推論2，從生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)進(jìn)入與退出的角度驗(yàn)證選擇效應(yīng)和分類(lèi)效應(yīng)，分析導(dǎo)致企業(yè)間資源錯(cuò)配的機(jī)制。

1.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與分類(lèi)效應(yīng)

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大引致低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)是分類(lèi)效應(yīng)的一個(gè)特征表現(xiàn)。但低生產(chǎn)率企業(yè)往往污染排放更為嚴(yán)重，在進(jìn)入市場(chǎng)時(shí)可能會(huì)通過(guò)游說(shuō)等方式降低環(huán)境規(guī)制的實(shí)施強(qiáng)度，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。本文采用兩步GMM法對(duì)方程（16）進(jìn)行估計(jì)，工具變量同方程（15），估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7所列。表7顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與新進(jìn)入企業(yè)的全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。呂大國(guó)等（2019）［11］認(rèn)為，新市場(chǎng)的生產(chǎn)率水平與企業(yè)進(jìn)入行為有關(guān)。在本文中，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差只對(duì)低生產(chǎn)率企業(yè)形成了補(bǔ)貼和吸引力。因此，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差越大，新進(jìn)入企業(yè)的整體生產(chǎn)率水平相對(duì)越低。污染密集型行業(yè)的虛擬變量與全要素生產(chǎn)率在1%的顯著水平上均呈顯著正相關(guān)，表明污染密集型企業(yè)具有相對(duì)較高的生產(chǎn)率。這一結(jié)果與已有研究結(jié)果相符，魯曉東和連玉君（2012）［16］的研究表明，1999—2007年中國(guó)金屬冶煉行業(yè)經(jīng)歷了最快的生產(chǎn)率增長(zhǎng)。此外，本文加入了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與污染密集型企業(yè)虛擬變量的交互項(xiàng)，系數(shù)均顯著為負(fù)，表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大對(duì)于低生產(chǎn)率的污染密集型企業(yè)具有更強(qiáng)的吸引力，進(jìn)一步加劇了污染密集型企業(yè)在城市間的分類(lèi)效應(yīng)。

表7 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)新進(jìn)入企業(yè)生產(chǎn)率的影響

2.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與選擇效應(yīng)

以上結(jié)果驗(yàn)證了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大對(duì)低生產(chǎn)率企業(yè)的吸引力，但是否會(huì)引致高生產(chǎn)率企業(yè)退出而加劇選擇效應(yīng)，還需要進(jìn)一步的檢驗(yàn)。本文運(yùn)用二值模型對(duì)方程（17）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表8所列。

表8 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)異質(zhì)性企業(yè)退出概率的影響

表8顯示，全要素生產(chǎn)率與企業(yè)退出概率顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)的生產(chǎn)率越高，其市場(chǎng)退出概率越低，符合“優(yōu)勝劣汰”的市場(chǎng)規(guī)律。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)企業(yè)退出概率的影響沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與生產(chǎn)率的交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明擴(kuò)大的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差提高了高生產(chǎn)率企業(yè)的市場(chǎng)退出概率。換而言之，在弱環(huán)境規(guī)制城市，高生產(chǎn)率企業(yè)退出概率更高，違背了一般市場(chǎng)規(guī)律。結(jié)合理論分析，一方面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的增加吸引低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入，低效占用了有限資源，形成對(duì)高生產(chǎn)率企業(yè)的“擠出效應(yīng)”。已有研究證明低效企業(yè)以較低的融資成本扭曲了正常企業(yè)的資本配置，形成了外延式的資源錯(cuò)配（張璇和李金洋，2019）［20］。另一方面，強(qiáng)環(huán)境規(guī)制城市具有更優(yōu)良的生態(tài)環(huán)境，有利于積累人力資本并形成勞動(dòng)力資源競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)（張海峰等，2019）［21］，吸引弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)的高生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入，進(jìn)而加劇了選擇效應(yīng)。

3.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與企業(yè)間資源配置

在城市層面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)全要素生產(chǎn)率的抑制作用主要源于資源配置效應(yīng)。在企業(yè)層面，本文檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)企業(yè)要素以及市場(chǎng)份額的影響，結(jié)果見(jiàn)表9所列。表9顯示，全要素生產(chǎn)率與勞動(dòng)力、資本以及市場(chǎng)份額的相關(guān)系數(shù)均顯著為正，表明市場(chǎng)中高生產(chǎn)率企業(yè)能夠獲得更多的要素配置。同時(shí)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差與各要素及市場(chǎng)份額的相關(guān)系數(shù)顯著為正，表明在弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)，企業(yè)能夠獲得更多要素配置，這可能是由于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差較大的城市主要集中在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，地方政府期望通過(guò)降低要素價(jià)格、增加要素供給等方式承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。本文重點(diǎn)關(guān)注全要素生產(chǎn)率與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的交互項(xiàng)，其系數(shù)均為負(fù)，與全要素生產(chǎn)率的系數(shù)相反，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大扭曲了要素流向，同時(shí)降低了高生產(chǎn)率企業(yè)的市場(chǎng)份額，導(dǎo)致企業(yè)間資源錯(cuò)配。該結(jié)論從微觀層面佐證了基準(zhǔn)分析的結(jié)果。

表9 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)企業(yè)間資源配置的影響

五、結(jié)論與建議

本文在“新”新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型框架基礎(chǔ)上納入環(huán)境規(guī)制，從理論上分析了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差對(duì)生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)區(qū)位選擇的影響，并結(jié)合中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和地級(jí)市數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究認(rèn)為，在宏觀層面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率具有負(fù)向影響，并且表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，其中對(duì)中西部城市、非直轄市和非省會(huì)城市的全要素生產(chǎn)率具有更為顯著的抑制作用。進(jìn)一步地，對(duì)城市全要素生產(chǎn)率分解分析后發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大抑制了資源配置效率的改進(jìn)。在微觀層面，生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)區(qū)位選擇隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度級(jí)差的擴(kuò)大發(fā)生變化，呈現(xiàn)出分類(lèi)效應(yīng)和選擇效應(yīng)，具體表現(xiàn)為低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入弱環(huán)境規(guī)制地區(qū)，并對(duì)高生產(chǎn)率企業(yè)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，引致高生產(chǎn)率企業(yè)退出，導(dǎo)致企業(yè)間資源錯(cuò)配。

基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為需警惕環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的空間差異對(duì)資源配置效率和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)帶來(lái)的不利影響，應(yīng)從縱向上深化環(huán)境規(guī)制垂直管理改革，橫向上建立區(qū)域間環(huán)境治理的協(xié)同機(jī)制，減少環(huán)境政策在地區(qū)間的非對(duì)稱(chēng)執(zhí)行。地區(qū)間環(huán)境協(xié)同治理不僅有助于防治“污染避難所”效應(yīng)，還能從整體上加速低效生產(chǎn)力退出，對(duì)過(guò)剩產(chǎn)能治理形成合力，從而促進(jìn)地區(qū)間資源配置效率與生產(chǎn)率的協(xié)同增長(zhǎng)。但在環(huán)境分權(quán)背景下，以行政監(jiān)管為主的命令控制型環(huán)境規(guī)制在“一盤(pán)棋”治理中具有局限性。長(zhǎng)期來(lái)看，應(yīng)當(dāng)加快完善一體化的排放權(quán)交易機(jī)制，通過(guò)提高污染、低效企業(yè)減污增效的內(nèi)在動(dòng)力降低其區(qū)位選擇的敏感性，縮小因分類(lèi)效應(yīng)和選擇效應(yīng)帶來(lái)的地區(qū)間生產(chǎn)率差距，從而在宏觀層面上統(tǒng)籌推進(jìn)污染治理與效率提升。

注 釋?zhuān)?/p>

（1）關(guān)于數(shù)據(jù)時(shí)間范圍的說(shuō)明：中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)樣本量大，指標(biāo)豐富，在研究微觀經(jīng)濟(jì)問(wèn)題中具有明顯優(yōu)勢(shì)，但由于2007年后中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)存在大量關(guān)鍵指標(biāo)的缺失，例如工業(yè)增加值，同類(lèi)權(quán)威研究多以2007年前的數(shù)據(jù)為樣本，盡管有部分學(xué)者運(yùn)用預(yù)測(cè)、核算等方法對(duì)缺失值補(bǔ)齊，但估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性值得商榷。鑒于此，本文選取了2007年前的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。