劉成坤

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，南昌 330013)

0 引 言

隨著我國經(jīng)濟(jì)總量的迅速增長，主要依靠投資和要素驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的粗放型發(fā)展方式帶來了嚴(yán)重的環(huán)境污染問題，大氣霧霾、水體污染、垃圾圍城以及土地荒漠化等環(huán)境問題日益突出。黨的十九大報(bào)告中明確提出“要推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。為了治理環(huán)境污染，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，近年來，一系列旨在改變環(huán)境污染現(xiàn)狀的法律法規(guī)應(yīng)運(yùn)而生，但收效甚微。當(dāng)政府通過環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境施加約束時(shí)，企業(yè)的生產(chǎn)方式必然會(huì)隨之改變，進(jìn)而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響究竟是正向的還是負(fù)向的？環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施是否會(huì)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)？這些問題值得進(jìn)行深入探索。

近幾十年來，關(guān)于“環(huán)境規(guī)制能否推動(dòng)生產(chǎn)率增長”這一問題的研究與日俱增，由此形成了幾種不同的觀點(diǎn)。第一種，環(huán)境規(guī)制會(huì)促進(jìn)生產(chǎn)率的提升。Porter和Linde認(rèn)為，恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制能夠激勵(lì)企業(yè)采用先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理方式，提高資源利用效率，進(jìn)而推動(dòng)全要素生產(chǎn)率的提升，這一觀點(diǎn)被學(xué)術(shù)界稱為“波特假說”[1]。原毅軍和謝榮輝的研究結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制顯著促進(jìn)了工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長[2]。第二種，環(huán)境規(guī)制會(huì)抑制生產(chǎn)率的提升。Walley和Whitehead認(rèn)為，政府實(shí)施環(huán)境規(guī)制會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的生產(chǎn)性投資和技術(shù)創(chuàng)新投入減小，進(jìn)而抑制全要素生產(chǎn)率的增長[3]。李春米和畢超運(yùn)用DEA-Malmquist的研究結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有顯著的負(fù)向作用，間接制約了工業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[4]。第三種，環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率的影響呈非線性關(guān)系。殷寶慶基于國際垂直專業(yè)化視角，研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間符合“U”型關(guān)系[5]。然而，Wang和Shen的研究結(jié)果則顯示，環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間呈倒“U”型關(guān)系[6]。

以上文獻(xiàn)表明，環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率影響問題的研究由來已久，并取得了豐富的研究成果，學(xué)者們基于不同的視角或者以不同的研究方法得出的研究結(jié)論也大相徑庭。然而，生產(chǎn)率的提升是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，可能具有慣性特征，即前一期的生產(chǎn)率會(huì)對(duì)后一期的生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。此外，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)通常都不是相互獨(dú)立的，各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制和生產(chǎn)率可能存在空間依賴性。但從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，鮮有學(xué)者同時(shí)將生產(chǎn)率的這兩個(gè)特點(diǎn)同時(shí)考慮在內(nèi)，研究環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)率的影響。本文擬同時(shí)將綠色全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和空間效應(yīng)考慮在內(nèi)，構(gòu)建空間動(dòng)態(tài)杜賓模型研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響及溢出效應(yīng)。

1 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

1.1 綠色全要素生產(chǎn)率的測算

參考陳超凡的研究[7]，本文采用SBM方向性距離函數(shù)和Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)對(duì)中國各省份的綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，由于已有相關(guān)的文獻(xiàn)對(duì)該方法進(jìn)行了詳細(xì)介紹，本文不再贅述。

綠色全要素生產(chǎn)率的測算包含3類指標(biāo)：投入指標(biāo)、期望產(chǎn)出指標(biāo)和非期望產(chǎn)出指標(biāo)。本文中的投入指標(biāo)包括勞動(dòng)、資本和能源。本文選用就業(yè)人員數(shù)來衡量勞動(dòng)投入，選用固定資本存量來衡量資本投入，選用電力消費(fèi)量來衡量能源投入。對(duì)于期望產(chǎn)出指標(biāo)，本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量。對(duì)于非期望產(chǎn)出指標(biāo)，主要包括廢水、廢氣和固體廢棄物，分別使用工業(yè)廢水排放量、CO2排放量和工業(yè)固體廢棄物排放量3個(gè)指標(biāo)來衡量。

1.2 實(shí)證模型的構(gòu)建

為研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，設(shè)定基準(zhǔn)模型(1)：

gtfpi,t=β0+β1eri,t+βjxi,t+μi+vt+εi,t

(1)

其中，gtfp為綠色全要素生產(chǎn)率；er為環(huán)境規(guī)制程度；x為控制變量；μ為個(gè)體固定效應(yīng)；v為時(shí)間固定效應(yīng)；i為省份，t為年份，j為控制變量的個(gè)數(shù)；β為待估計(jì)參數(shù)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

對(duì)于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，其度量指標(biāo)較多，學(xué)者們基于不同的研究視角選擇的度量指標(biāo)存在較大差異，還未形成統(tǒng)一的共識(shí)。鑒于中國當(dāng)前的發(fā)展階段中治理環(huán)境污染的主要措施是行政命令型環(huán)境規(guī)制，本文選擇環(huán)境污染治理投資額作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的衡量指標(biāo)。

本文在參考現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選擇具有代表性的變量作為控制變量[8-9]。具體包括：人力資本積累，選用每十萬人在校大學(xué)生數(shù)來衡量；工業(yè)化發(fā)展水平，選用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)來衡量；城鎮(zhèn)化率，選用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬浚谎邪l(fā)水平，選用專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)來衡量；貿(mào)易開放度，選用進(jìn)出口總額占GDP的比重來衡量。

由于綠色全要素生產(chǎn)率可能存在“動(dòng)態(tài)效應(yīng)”，將滯后一期的綠色全要素生產(chǎn)率加入模型(1)中，可將模型(1)擴(kuò)展為動(dòng)態(tài)面板模型：

gtfpi,t=β0+β1gtfpi,t-1+β2eri,t+βjxi,t+μi+vt+εi,t

(2)

然而，我國地域遼闊，各省份之間的經(jīng)濟(jì)合作日益頻繁，綠色全要素生產(chǎn)率可能存在空間依賴性。因此，將“空間效應(yīng)”納入模型(2)中，將模型(2)進(jìn)一步擴(kuò)展為空間動(dòng)態(tài)面板模型。因此，考慮到綠色全要素生產(chǎn)率可能同時(shí)存在“動(dòng)態(tài)效應(yīng)”和“空間效應(yīng)”，本文選擇空間動(dòng)態(tài)杜賓模型研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，得到模型(3)：

gtfpi,t=β0+τgtfpi,t-1+Ψwgtfpi,t-1+ρwgtfpi,t+β2eri,t+δweri,t+βjxi,t+γwxi,t+μi+vt+εi,t

(3)

1.3 數(shù)據(jù)來源與變量說明

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文的樣本長度為1998—2018年，研究對(duì)象為中國31個(gè)省市區(qū)。為了研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域異質(zhì)性，參考張成等人的研究，將31個(gè)省市區(qū)劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)[8]。本文用到的數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于部分缺失值，本文采用線性插值法進(jìn)行填充。為了緩解數(shù)據(jù)的波動(dòng)性及可能存在的異方差，在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)將污染治理投資額、每十萬人在校大學(xué)生數(shù)、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)和專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)等幾個(gè)絕對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 全國層面的實(shí)證結(jié)果分析

利用SBM方向性距離函數(shù)和Malmquist-Luenberger(ML)生產(chǎn)率指數(shù)測算全國各省份的綠色全要素生產(chǎn)率，本文借鑒原毅軍和謝榮輝[2]的研究方法對(duì)ML生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行處理。

在實(shí)證分析之前，為避免偽回歸問題，對(duì)所選取的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和多重供線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量均為平穩(wěn)變量，且變量之間不存在多重共線性，可用于進(jìn)行實(shí)證分析。在建立空間動(dòng)態(tài)杜賓模型前，還需要對(duì)模型的核心解釋變量和被解釋變量的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果空間相關(guān)性不顯著，則沒有必要建立空間動(dòng)態(tài)杜賓模型。本文采用Moran’s I指數(shù)對(duì)這兩個(gè)變量的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果來看，多數(shù)年份的綠色全要素生產(chǎn)率以及所有年份的環(huán)境規(guī)制存在顯著的正向空間相關(guān)性。因此，有必要使用空間動(dòng)態(tài)杜賓模型研究環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，本文采用極大似然估計(jì)法對(duì)空間動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)AIC和BIC準(zhǔn)則篩選出最優(yōu)模型為時(shí)空動(dòng)態(tài)模型，對(duì)其空間溢出效應(yīng)進(jìn)行分解后的估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 空間溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

直接效應(yīng)是指本地效應(yīng)，間接效應(yīng)是指省際溢出效應(yīng)。由表2可知，從短期效應(yīng)的結(jié)果來看，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，這與陳超凡的研究結(jié)果是類似的[7]。其原因在于，一方面，中國的環(huán)境規(guī)制以排放約束和污染治理為主要出發(fā)點(diǎn)，目前施行的環(huán)境政策大多是以節(jié)能減排為導(dǎo)向的，最終的目標(biāo)是使環(huán)境污染和產(chǎn)業(yè)績效在此消彼長中實(shí)現(xiàn)均衡，即環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響尚未越過“波特拐點(diǎn)”。另一方面，正如沈坤榮等學(xué)者所指出的，環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長是一個(gè)兩難選擇，非此即彼的環(huán)境政策容易刺激地方政府的機(jī)會(huì)主義和短視行為，如中心地區(qū)環(huán)境規(guī)制會(huì)引發(fā)污染就近轉(zhuǎn)移問題，進(jìn)而阻礙鄰近區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的提高[10]。人力資本積累的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)也顯著為負(fù)，其原因可能在于，雖然近十幾年來我國從業(yè)人員的整體素質(zhì)大幅上升，但是我國目前還處于工業(yè)化中后期，尤其是近年來我國重化工業(yè)發(fā)展趨勢(shì)明顯，人力資本積累對(duì)我國重化工業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了很大的推動(dòng)作用，但與此同時(shí)也導(dǎo)致了環(huán)境質(zhì)量的惡化，進(jìn)而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。工業(yè)化發(fā)展水平的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，但間接效應(yīng)顯著為正，說明工業(yè)化發(fā)展水平的提高會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)氐木G色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的不利影響，但有利于推動(dòng)鄰近區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的提升。城鎮(zhèn)化率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，且影響程度明顯大于其他幾個(gè)變量，說明城鎮(zhèn)化率會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)丶班徑鼌^(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生極大的推動(dòng)作用，這主要是由于隨著城鎮(zhèn)化水平的深入發(fā)展，大量剩余農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力不斷向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，進(jìn)而對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生促進(jìn)作用。研發(fā)水平的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，這是由我國當(dāng)前所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段所決定的，目前我國在環(huán)境治理方面的力度還極其有限，企業(yè)在綠色研發(fā)方面的投入還遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家，研發(fā)水平對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的積極影響還尚未凸顯。貿(mào)易開放度的直接效應(yīng)為負(fù)，間接效應(yīng)為正，說明貿(mào)易開放度的提高會(huì)阻礙當(dāng)?shù)氐木G色全要素生產(chǎn)率，但會(huì)顯著推動(dòng)鄰近區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的提高。此外，從長期效應(yīng)的結(jié)果來看，所有變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均不顯著。

2.2 區(qū)域?qū)用娴膶?shí)證結(jié)果分析

由于環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響可能存在區(qū)域異質(zhì)性。因此，將中國31個(gè)省市區(qū)劃分為東、中、西部三大區(qū)域后，再次根據(jù)模型(3)建立區(qū)域?qū)用娴目臻g動(dòng)態(tài)杜賓模型，并根據(jù)AIC準(zhǔn)則和BIC準(zhǔn)則選擇最優(yōu)模型，各區(qū)域空間動(dòng)態(tài)杜賓模型的溢出效應(yīng)分解結(jié)果如表3所示。

由表3可知，在短期內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對(duì)東部和西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響均不顯著，僅會(huì)對(duì)中部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的消極影響。其原因在于，其一，隨著我國人口老齡化程度的加劇，適齡勞動(dòng)人口數(shù)量日益下降，勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)已逐漸喪失，東部地區(qū)的制造業(yè)開始逐步向勞動(dòng)力成本較低的中部地區(qū)轉(zhuǎn)移，而這些制造業(yè)大多為高消耗、高污染的行業(yè)，制造業(yè)的轉(zhuǎn)移削弱了環(huán)境規(guī)制對(duì)東部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。其二，為了符合環(huán)境規(guī)制的要求，企業(yè)不僅需要對(duì)污染物排放支付一定的治理費(fèi)用或排污費(fèi)用，并且還需要投入一定的研發(fā)費(fèi)用用于節(jié)能減排，在東部地區(qū)制造業(yè)大量向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移的背景下，環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)中部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的阻礙作用。其三，對(duì)于西部地區(qū)，雖然環(huán)境規(guī)制也會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生類似于中部地區(qū)的影響，但與中部地區(qū)相比，西部地區(qū)的自然資源和勞動(dòng)力資源更加豐富，制造業(yè)企業(yè)相對(duì)較少，環(huán)境污染程度較低，環(huán)境規(guī)制對(duì)西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率影響相對(duì)較小。環(huán)境規(guī)制對(duì)東部和中部地區(qū)的間接效應(yīng)顯著為負(fù)，對(duì)西部地區(qū)的間接效應(yīng)顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制對(duì)三大區(qū)域均會(huì)產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。此外，各控制變量對(duì)東、中、西部三大區(qū)域的綠色全要生產(chǎn)率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)也存在較大差異。因此，不僅環(huán)境規(guī)制對(duì)各地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，各控制變量對(duì)各地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響也存在類似特征。

表3 區(qū)域?qū)用娑唐诳臻g溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

3 結(jié)論與啟示

目前，關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究已較為豐富，但鮮有學(xué)者同時(shí)考慮綠色全要素生產(chǎn)率的“動(dòng)態(tài)效應(yīng)”和“空間效應(yīng)”。因此，本文采用SBM方向性距離函數(shù)和ML指數(shù)測算了我國31個(gè)省市區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率，并實(shí)證研究了環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明：樣本期間我國的綠色全要素生產(chǎn)率呈波動(dòng)上升趨勢(shì)；綠色全要素生產(chǎn)率既存在“動(dòng)態(tài)效應(yīng)”又存在“空間效應(yīng)”；環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響及溢出效應(yīng)均顯著為負(fù)。此外，進(jìn)一步的研究結(jié)果還顯示，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。因此，本文的啟示如下：

第一，適度調(diào)整環(huán)境政策的規(guī)制方向，鼓勵(lì)企業(yè)提升綠色技術(shù)創(chuàng)新能力。由于我國的環(huán)境規(guī)制主要是命令控制型的，環(huán)境污染的治理投入主要用在了廢氣、廢水以及固體廢棄物的整治和清除方面，并未從源頭上減少污染物的產(chǎn)生，因此，這種環(huán)境規(guī)制的方式收效甚微，治標(biāo)不治本。為了達(dá)到標(biāo)本兼治的效果，需要適度調(diào)整環(huán)境政策的規(guī)制方向，鼓勵(lì)企業(yè)提升綠色技術(shù)創(chuàng)新能力，從源頭上減少環(huán)境污染。一方面，政府應(yīng)該加大對(duì)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的扶持力度，降低企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)；另一方面，推動(dòng)區(qū)域間的產(chǎn)學(xué)研聯(lián)合創(chuàng)新，擴(kuò)大綠色技術(shù)創(chuàng)新的外溢效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)本地和鄰近區(qū)域綠色技術(shù)創(chuàng)新資源和成果的共享。

第二，充分考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，制定差異化的環(huán)境規(guī)制政策。我國地域遼闊，資源分布極不均衡，這就導(dǎo)致我國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度存在較大差異，環(huán)境規(guī)制對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的影響也各不相同。因此，在制定環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，既要遵循中央政府對(duì)于環(huán)境治理的整體方向，同時(shí)又要考慮各地區(qū)的實(shí)際情況，因地制宜地制定適合當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的環(huán)境政策。如對(duì)于東部地區(qū)，應(yīng)充分鼓勵(lì)企業(yè)發(fā)展技術(shù)含量高、環(huán)境污染少的技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)；對(duì)于中部地區(qū)，可以設(shè)立企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)的專項(xiàng)資金，充分激發(fā)企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)研發(fā)的主動(dòng)和積極性，為進(jìn)行綠色技術(shù)研發(fā)的企業(yè)提供低息融資、稅收優(yōu)惠等條件；對(duì)于西部地區(qū)，可充分利用當(dāng)?shù)氐哪茉春唾Y源優(yōu)勢(shì)，如建立清潔能源產(chǎn)業(yè)園，積極推進(jìn)水力發(fā)電、風(fēng)力發(fā)電以及太陽能發(fā)電等行業(yè)的發(fā)展。

第三，構(gòu)建一體化生態(tài)監(jiān)控系統(tǒng)，健全和完善環(huán)境規(guī)制體系。雖然國家已出臺(tái)一系列關(guān)于環(huán)境保護(hù)的法律法規(guī)，但是環(huán)境污染問題一直屢禁不止，甚至還有愈演愈烈的趨勢(shì)。其原因在于，一方面，我國環(huán)境污染的違法代價(jià)較低，很多企業(yè)在生產(chǎn)過程中為了追求盈利不惜以身試法；另一方面，我國的生態(tài)監(jiān)控系統(tǒng)還不夠健全，導(dǎo)致很多地方的環(huán)境污染還無法監(jiān)測。為了實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的雙贏，在制定環(huán)境政策時(shí)，一是要充分利用“市場激勵(lì)型”的規(guī)制工具，如靈活應(yīng)用排污權(quán)交易、環(huán)境稅以及回收利用系統(tǒng)等手段；二是各地區(qū)應(yīng)明令禁止國家淘汰的落后產(chǎn)能和不符合國家環(huán)保政策等項(xiàng)目的引進(jìn)，嚴(yán)格把關(guān)高耗能、高排放、高污染的建設(shè)項(xiàng)目，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性，引導(dǎo)企業(yè)向綠色、生態(tài)、無污染的方向轉(zhuǎn)型升級(jí)。