楊 喆，陳慶慧

（青島大學 經濟學院，山東 青島 266071）

改革開放以來，中國經濟發(fā)展迅速，已成為世界第二大經濟體。然而，經濟快速發(fā)展的同時，環(huán)境污染、能源過度消耗等問題也日益突出，環(huán)境污染給中國帶來的經濟損失約占GDP的8%—15%［1］。耶魯大學和世界經濟論壇等機構聯(lián)合發(fā)布的《2020全球環(huán)境績效指數(shù)》中，中國在180個國家和地區(qū)中空氣質量排名120位。2019年中國生態(tài)環(huán)境公報顯示，全國338個地級及以上城市中，有180個城市環(huán)境空氣質量超標，占比53.4%；全國463個檢測降水的城市（區(qū)、縣）中，出現(xiàn)酸雨的城市比例為33.3%。“高能耗、高污染、高排放、低效率”的粗放型經濟發(fā)展方式顯然已不再適用于當今中國［2］。如何實現(xiàn)經濟增長與環(huán)境保護協(xié)調發(fā)展已成為社會各界關注的焦點。

面對依然嚴峻的環(huán)境問題，中國政府不斷加強環(huán)境治理并出臺一系列針對性的環(huán)境規(guī)制政策，旨在實現(xiàn)降低環(huán)境污染與促進經濟增長的“雙重紅利”，進而推動經濟高質量發(fā)展。那么，在當今中國，環(huán)境規(guī)制政策的實施是否真的存在“雙重紅利”？若存在，環(huán)境規(guī)制的“雙重紅利”效應是通過何種途徑實現(xiàn)？明晰這些問題對于未來環(huán)境規(guī)制政策體系的繼續(xù)完善以及實現(xiàn)環(huán)境改善和經濟發(fā)展的“雙贏”具有重要現(xiàn)實意義。鑒于此，本文在分析環(huán)境規(guī)制對污染排放和經濟增長的影響機制基礎上，實證分析中國環(huán)境規(guī)制政策的“雙重紅利”效應及其影響途徑，以期為實現(xiàn)中國經濟高質量發(fā)展提供政策參考。

一、文獻綜述

有關環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”效應的研究。大部分學者通過研究證實了環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”的存在，即環(huán)境規(guī)制的實施可以有效降低污染排放。Wang利用中國3000家工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，提出有效的排污費率可以顯著降低污染排放［3］。李永友和沈坤榮研究了環(huán)境規(guī)制與工業(yè)污染排放的關系，證實了中國環(huán)境規(guī)制的實施可以有效抑制污染排放，抑制作用主要是通過排污收費制度實現(xiàn)［4］。有學者研究環(huán)境規(guī)制與空氣污染的關系，發(fā)現(xiàn)政府環(huán)境治理有效地改善了空氣質量［5-6］。Hashmi研究了1999年至2014年環(huán)境法規(guī)對OECD國家碳排放的影響，發(fā)現(xiàn)在OECD國家，當人均環(huán)境稅收提高1%時，可以使二氧化碳排放降低0.03%［7］。另一方面，有學者研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的實施會加重環(huán)境污染。Sinn指出環(huán)境規(guī)制強度的增大會導致化石能源的開采、消耗加快，從而加重環(huán)境污染情況［8］。Smulders研究發(fā)現(xiàn)，政府提前宣布征收碳稅會引起“綠色悖論”［9］。余長林和高宏建基于1998—2012年中國省際數(shù)據(jù)實證分析，得出“中國當前的環(huán)境規(guī)制不利于環(huán)境質量的改善”的結論［10］。黃壽峰通過引入影子經濟發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制會擴大非正式部門影子經濟的規(guī)模，間接加劇環(huán)境污染［11］。

有關環(huán)境規(guī)制“藍色紅利”效應的研究。環(huán)境規(guī)制的實施具有“遵循成本”效應和“波特效應”，從而對經濟增長產生影響。一方面，環(huán)境規(guī)制的實施會因遵循成本效應提高企業(yè)生產成本，企業(yè)的合規(guī)成本會擠占企業(yè)技術創(chuàng)新支出，從而降低企業(yè)生產率和利潤，對經濟發(fā)展產生負面影響。Barbera和Mcconnell對美國鋼鐵、化工等行業(yè)進行研究，發(fā)現(xiàn)在20世紀70年代，美國環(huán)境規(guī)制的實施使高污染行業(yè)的生產率下降了10%—30%［12］。Olga和Grzegorz研究了波蘭環(huán)境規(guī)制與經濟增長的關系，研究發(fā)現(xiàn)限制二氧化硫和氮氧化物排放的環(huán)境法規(guī)抑制了經濟的增長［13］。Hancevic研究美國的《清潔空氣法》修正案對燃煤鍋爐生產率和產量的影響，結果顯示該法案對燃煤鍋爐生產率降低1—1.25%［14］。黃清煌和高朋［15］、范慶泉和張同斌［16］、孫玉陽等［17］的實證分析也表明環(huán)境規(guī)制工具的實施對經濟發(fā)展、社會福利存在顯著的抑制作用。但在另一方面，Porter和Linde提出了不同看法，他們認為當環(huán)境規(guī)制力度增強時，雖在短期會發(fā)生減排治污成本擠占企業(yè)技術創(chuàng)新資金的現(xiàn)象，但從長期看，排污成本的提高會倒逼企業(yè)進行技術創(chuàng)新，產生“創(chuàng)新補償效應”以抵消企業(yè)合規(guī)成本的增加，進而促進經濟發(fā)展［18］。Mazzanti和Zoboli研究了意大利環(huán)境規(guī)制的實施對29個行業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制能夠顯著提升大多數(shù)行業(yè)的產出［19］。Lanoie［20］、Testa［21］等通過實證分析，得出“環(huán)境規(guī)制的實施刺激了企業(yè)創(chuàng)新，有助于提高企業(yè)績效”的結論。原毅軍和劉柳將環(huán)境規(guī)制分為投資型、費用型兩類，研究發(fā)現(xiàn)投資型環(huán)境規(guī)制可以促進經濟增長［22］。張娟考察環(huán)境規(guī)制對資源型城市經濟增長的作用，結果表明環(huán)境規(guī)制對經濟發(fā)揮正面影響［23］。何興邦［24］、陶靜和胡雪萍［25］研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度的提升對中國經濟增長質量具有顯著的促進作用。

綜上所述，國內外學者從不同視角分析環(huán)境規(guī)制對污染排放和經濟增長的影響，取得了諸多有益的研究成果，但仍存在進一步拓展的空間。一是少有學者同時考慮環(huán)境規(guī)制的減排紅利和經濟增長紅利，而這是經濟高質量發(fā)展的內在要求；二是少有學者系統(tǒng)分析環(huán)境規(guī)制“雙重紅利”效應的作用途徑。鑒于此，本文利用2003—2016年中國286個地級及以上城市數(shù)據(jù)，同時分析環(huán)境規(guī)制的“雙重紅利”效應，并從產業(yè)結構升級、創(chuàng)新能力和外商投資等方面系統(tǒng)分析環(huán)境規(guī)制“雙重紅利”效應的作用途徑。

二、理論分析

環(huán)境規(guī)制對污染排放、經濟增長的影響存在多種途徑。本文將從產業(yè)結構升級、創(chuàng)新能力和外商投資三方面系統(tǒng)分析環(huán)境規(guī)制對污染排放和經濟增長的影響途徑。

（一）產業(yè)結構升級途徑

環(huán)境規(guī)制對產業(yè)結構的影響主要有三個方面，即淘汰落后產業(yè)［26］、為高污染高耗能設置進入壁壘和孵化新興綠色產業(yè)。首先，環(huán)境規(guī)制的實施通過頒布嚴格的污染排放標準，增加了企業(yè)治污成本，這將逐漸淘汰高污染、高耗能的企業(yè)，促使經濟發(fā)展方式的轉變，推動產業(yè)結構升級。其次，嚴格環(huán)境規(guī)制的實施會增加新建高污染行業(yè)企業(yè)的沉沒成本，減少新建污染行業(yè)的平均利潤，削弱了其競爭優(yōu)勢，從而一定程度上使新建污染企業(yè)的數(shù)量減少，抑制了污染行業(yè)規(guī)模的擴大，促進產業(yè)結構升級。最后，環(huán)境規(guī)制的實施，能夠推動清潔型產業(yè)的發(fā)展。政府部門實施環(huán)境規(guī)制，會對清潔行業(yè)在財政政策和產業(yè)政策上給予一定的支持，因此清潔型產業(yè)的發(fā)展具有“綠色優(yōu)勢”。人才、資金不斷流入清潔產業(yè)，促進了清潔型產業(yè)的發(fā)展。綜上，環(huán)境規(guī)制能夠推動產業(yè)結構升級［27］，合理配置資源，減少污染排放，同時促進經濟增長。

（二）創(chuàng)新能力途徑

環(huán)境規(guī)制對創(chuàng)新的影響既有消極的“擠出效應”，也有積極的“補償效應”。新古典經濟學相關理論認為環(huán)境規(guī)制的實施會增加企業(yè)的生產成本，從而擠占企業(yè)創(chuàng)新支出，不利于企業(yè)進行技術創(chuàng)新。同時，“擠出效應”還表現(xiàn)為“投資擠出”，即嚴格的環(huán)境規(guī)制會使企業(yè)轉至環(huán)境規(guī)制較為寬松的地區(qū)進行生產投資，從而減少了企業(yè)在當?shù)氐耐顿Y和創(chuàng)新投入。另一方面，政府部門實施嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，對企業(yè)污染排放進行限制，這將增加企業(yè)的治污成本。企業(yè)作為理性經濟人，日益嚴格的環(huán)境規(guī)制會倒逼企業(yè)進行技術創(chuàng)新，提高企業(yè)生產率，提升治理污染能力，即“創(chuàng)新補償效應”。綜上，環(huán)境規(guī)制通過影響技術創(chuàng)新，影響企業(yè)治污能力和生產率，從而對企業(yè)污染排放和經濟發(fā)展發(fā)揮作用。

（三）外商投資途徑

環(huán)境規(guī)制對外商直接投資的研究多集中在“污染避難所效應”。相比于發(fā)達國家，發(fā)展中國家的環(huán)境規(guī)制強度較弱，發(fā)達國家就會將高污染、高耗能的產業(yè)轉移到發(fā)展中國家，從而降低高污染企業(yè)的成本。環(huán)境標準較弱的國家作為發(fā)達國家高污染行業(yè)的“避難所”，勢必會加重本國污染，影響本國經濟發(fā)展。但這種“污染避難所效應”在中國多集中于改革開放初期［28］。隨著中國環(huán)境規(guī)制政策體系的完善，環(huán)境規(guī)制為外資流入設置了嚴格的門檻，加大了外資企業(yè)，尤其是污染型外資企業(yè)的生產成本和治污成本，從而限制了污染型外資的流入，加大了清潔型外資流入的比重。清潔型外資通過技術溢出效應促進了流入地經濟發(fā)展，同時也減少了污染排放。綜上，環(huán)境規(guī)制能夠通過外商投資來影響污染排放和經濟增長。

根據(jù)以上分析，本文提出以下研究假說：

H1：環(huán)境規(guī)制能夠促進企業(yè)減少污染排放，實現(xiàn)“綠色紅利”。

H2：一定強度的環(huán)境規(guī)制能夠推動經濟增長，實現(xiàn)“藍色紅利”。

H3：環(huán)境規(guī)制的“雙重紅利”通過產業(yè)結構升級、創(chuàng)新能力提升及外商投資等途徑實現(xiàn)。

三、計量模型和變量說明

（一）環(huán)境規(guī)制的“綠色紅利”

1.計量模型設定

為了驗證環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放的影響，結合現(xiàn)有研究以及本文研究假說，構建如下基本計量模型：

其中，i表示省份，t表示時間，pollutionit為被解釋變量，表示工業(yè)污染排放強度，erit為環(huán)境規(guī)制強度，Xit為相關控制變量，μi為地區(qū)固定效應，δt為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

2.變量說明

（1）污染排放強度（pollution）。本文參考沈坤榮等［29］方法，使用各城市工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵排放量核算該地區(qū)工業(yè)污染排放。具體方法如下：

第一步，計算第i個城市排放物的排放量相對全國平均水平的排放指數(shù)。

第二步，計算三種工業(yè)污染排放相對全國平均水平的排放指數(shù)的算數(shù)平均值，該值越大，說明第i個城市工業(yè)污染強度越大。

（2）環(huán)境規(guī)制強度（er）。國內外學者衡量環(huán)境規(guī)制的方法多樣［30-31］?？紤]到單一指標無法全面反映環(huán)境規(guī)制的現(xiàn)實情況，本文參考傅燕京、李麗莎的方法［32］，使用工業(yè)二氧化硫去除率、工業(yè)煙粉塵去除率、一般工業(yè)固體廢物綜合利用率、污水處理廠集中處理率和生活垃圾無害化處理率的平均值綜合表示環(huán)境規(guī)制，該指標數(shù)值越大，表示環(huán)境規(guī)制強度越大。

（3）控制變量（X）。為盡量減少因遺漏變量而造成的估計結果偏差，本文在研究環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放效應時選取如下控制變量：①人口數(shù)（human），使用各地區(qū)年末戶籍人口數(shù)表示；②互聯(lián)網普及率（network）：使用各城市互聯(lián)網使用人數(shù)表示［5］；③財政分權（fiscal）：使用各城市一般公共財政收入與一般公共財政支出的比重表示，該數(shù)值體現(xiàn)了地方政府財政的自主性［29］；④創(chuàng)新投入（tech）：使用各城市科研人數(shù)表示［33］；⑤基礎設施建設（transport）：使用各城市全年公共汽（電）車客運總量表示［6］；⑥社會投資規(guī)模（invest）：使用各城市全社會投資總額表示［34］。

（二）環(huán)境規(guī)制的“藍色紅利”

1.回歸模型設定

為分析環(huán)境規(guī)制對經濟增長的影響，結合上述理論分析和研究假說，本文構建如下計量模型：

其中，i表示省份，t表示時間，pgdpit為被解釋變量，表示經濟增長；erit為環(huán)境規(guī)制強度，本文在加入環(huán)境規(guī)制一次項的基礎上，加入二次項er2it研究環(huán)境規(guī)制對經濟增長的非線性關系是否存在；Xit為相關控制變量，μi為地區(qū)固定效應，δt為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

2.變量說明

（1）經濟增長指標（pgdp）。本文參考陳詩一和陳登科［5］的表示方法，使用人均實際GDP的自然對數(shù)來衡量各個城市經濟增長。

（2）環(huán)境規(guī)制強度（er）。環(huán)境規(guī)制指標的構造與前文相同。

（3）控制變量（X）。①財政分權（fiscal）：衡量方法與上文相同；②人口密度（density）：用各城市年末總人口與行政區(qū)域面積的比值表示；③工業(yè)企業(yè)規(guī)模（size）：使用工業(yè)總產值與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)的比值表示［25］，并取對數(shù)處理；④資源豐裕度（resource）：借鑒李毅等方法，使用各城市采礦業(yè)就業(yè)人表示［33］，并取對數(shù)處理；⑤消費潛力（consume）：參考史貝貝等衡量方法，使用1減去居民人民幣儲蓄存款余額與GDP的比值表示［35］；⑥失業(yè)人數(shù)（unemploy）：使用城市登記失業(yè)人數(shù)表示［6］，并取對數(shù)處理。

（三）數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的完整性和可得性，本文采用2003—2016年中國286個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒。為了提高估計的準確性和可信度，本文采用各城市生產總值指數(shù)對人均GDP進行平減以調整為可比價格，基期為2003年。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”實證結果分析

（一）基準回歸結果分析

為確保本文回歸結果的穩(wěn)定性，識別控制變量是否對核心解釋變量估計結果造成影響，在基準回歸分析中，本文采取逐步添加控制變量方法對模型進行調整，并采用雙重固定效應模型進行回歸分析，具體回歸結果如表2所示。

表2（1）—（7）列回歸結果顯示，無論是否加入控制變量，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放的影響均在1%的水平上顯著為負。這說明中國環(huán)境規(guī)制的實施顯著抑制了工業(yè)污染排放，環(huán)境規(guī)制的“綠色紅利”在中國存在，假說1得到驗證。隨著中國環(huán)境規(guī)制強度的提升，工業(yè)企業(yè)治污成本逐步加大，這將迫使企業(yè)改良生產技術，調整產業(yè)結構，減少污染排放。同時，環(huán)境規(guī)制強度的增大，也將逐步淘汰高污染、高耗能的企業(yè)，增加新建高污染行業(yè)企業(yè)的沉沒成本，降低其競爭優(yōu)勢，減少新建立污染企業(yè)的數(shù)量。因此，環(huán)境規(guī)制的實施能夠顯著抑制污染排放。

表2 環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”基準回歸結果

控制變量方面：人口（human）的回歸系數(shù)為正且通過了1%的顯著性水平檢驗，這說明在現(xiàn)階段中國人口規(guī)模的擴大促進了工業(yè)污染排放。人口規(guī)模的擴大會加大能源資源消耗，進而對環(huán)境產生負面影響?；ヂ?lián)網普及率（network）的回歸系數(shù)顯著為負，對工業(yè)污染排放發(fā)揮抑制作用。互聯(lián)網普及率的提升，加強了公眾對工業(yè)污染企業(yè)的監(jiān)督，工業(yè)企業(yè)為保護企業(yè)聲譽，會減少污染排放，避免污染環(huán)境行為。財政分權（fiscal）回歸系數(shù)顯著為正。隨著地方財政自主權水平提高，為保證當?shù)亟洕掷m(xù)增長，地方政府可能會放松對高稅收、高污染企業(yè)的監(jiān)察力度，不利于減少污染排放。創(chuàng)新投入（tech）系數(shù)為負，且通過了1%的顯著性水平檢驗。城市創(chuàng)新能力越強，工業(yè)企業(yè)越能夠創(chuàng)新、改良生產技術，從而減少污染排放?；A設施建設系數(shù)為負，說明城市基礎設施建設越完善，將抑制工業(yè)污染排放。社會投資規(guī)模（invest）系數(shù)顯著為負，說明在現(xiàn)階段中國，社會投資規(guī)模的增加可以顯著抑制工業(yè)污染排放。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性檢驗

為緩解環(huán)境規(guī)制與工業(yè)污染排放之間可能存在的反向因果關系導致的內生性問題對回歸結果的影響，本文參考杜龍政等［36］、丁斐等［37］方法，選取環(huán)境規(guī)制的滯后一期作為工具變量，使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果見表3第（1）（2）列。

表3回歸結果顯示，第（1）（2）列中Kleibergen-Paap rk LM檢驗和Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗均拒絕了原假設，說明工具變量不存在識別不足和弱工具變量問題，工具變量的選取合理。在控制內生性問題的前提下，無論控制變量加入與否，環(huán)境規(guī)制的系數(shù)均顯著為負，說明環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放的抑制作用依然存在，這與上文基準回歸結果一致，中國環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”的存在性再次得以驗證。

表3 工具變量與替代變量回歸結果分析

2.替代變量

為進一步保證回歸結果的穩(wěn)健性，本文參考沈坤榮等［29］方法，選取工業(yè)二氧化硫去除率和工業(yè)煙（粉）塵去除率的算數(shù)平均值（er2）及其滯后一期（l.er2）作為環(huán)境規(guī)制的替代變量，驗證環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放的作用。替代變量回歸結果見表3第（3）（4）列。

由表3第（3）和第（4）列回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，在更換環(huán)境規(guī)制衡量方法后，環(huán)境規(guī)制回歸系數(shù)仍顯著為負，環(huán)境規(guī)制能夠抑制污染排放，與上文結果一致，環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”效應的穩(wěn)健性再次得以證實。

3.異質性檢驗

中國幅員遼闊，各地區(qū)經濟發(fā)展狀況存在差異。一方面，東、中、西部地區(qū)在經濟發(fā)展水平、人力資本水平和科技創(chuàng)新能力上具有較大的差異［38］；另一方面，同一地區(qū)各個城市發(fā)展狀況也不盡相同，從而導致環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放的影響或有不同。故本文在將全國地區(qū)分成東、中、西部的同時，參考陳詩一和陳登科方法［5］，將全國城市分為大、小城市，其中，一二三線城市為大城市，四五線城市為小城市。兩種劃分方式回歸結果見表4。

表4 不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放回歸結果

表4中（1）—（5）列回歸結果顯示，無論是將全國286個地級及以上城市按照東、中、西部劃分，還是按照大、小城市劃分，環(huán)境規(guī)制回歸系數(shù)均顯著為負，環(huán)境規(guī)制能夠顯著減少工業(yè)污染排放，與全國樣本回歸結果相同，這說明環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”的結論具有穩(wěn)健性。

從地區(qū)差異來看，表4中（1）—（3）列回歸系數(shù)顯示了環(huán)境規(guī)制對污染排放的抑制作用，中部地區(qū)最大，西部次之，東部地區(qū)抑制作用最小。中國中部地區(qū)作為工業(yè)生產核心地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強度的提升對中部地區(qū)工業(yè)企業(yè)污染排放的抑制作用最顯著。東部地區(qū)經濟起飛較早，具有較合理、完善的環(huán)境規(guī)制體系，同時東部地區(qū)較早進入后工業(yè)化時代，工業(yè)綠色轉型程度高，因此環(huán)境規(guī)制強度提升對污染排放的抑制作用弱于中、西部地區(qū)。

從城市規(guī)模差異來看，表4中（4）和（5）列回歸系數(shù)顯示，環(huán)境規(guī)制對大城市污染排放的抑制作用弱于小城市，這可能與大城市居民對城市環(huán)境質量要求較高且環(huán)境規(guī)制強度長期較大有一定關聯(lián)，大城市環(huán)境規(guī)制強度的提升空間與減排空間相較于小城市而言比較有限，導致環(huán)境規(guī)制強度的提升對大城市污染排放的抑制作用弱于小城市。

（三）環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”傳導機制分析

以上研究結果表明，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放存在顯著的抑制作用。那么，環(huán)境規(guī)制是如何影響污染減排呢？根據(jù)前文分析，本節(jié)將從產業(yè)結構升級、創(chuàng)新能力和外商投資三個角度系統(tǒng)分析環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放的作用途徑。為此，構建如下計量模型：

其中，mjit,j=1,2,3分別表示產業(yè)結構升級、創(chuàng)新能力和外商投資指標，通過加入交互項erit×mjit,j=1,2,3來分析環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新能力、產業(yè)結構和外商投資的互動作用對工業(yè)污染排放的影響。

產業(yè)結構升級（m1），借鑒鄧光耀等［39］方法，構造產業(yè)結構升級指標：m2=r1×1+r2×2+r3×3。其中，r1、r2、r3分別指各城市第一、第二和第三產業(yè)產值占該城市地區(qū)生產總值的比重。創(chuàng)新能力指標（m2）的衡量使用各城市當年申請的發(fā)明數(shù)量、實用新型數(shù)量和外觀設計數(shù)量之和，數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）。外商投資（m3）指標參考李虹和鄒慶［40］衡量方法，使用各城市實際利用外商投資總額占GDP的比重來表示。具體回歸結果見表5。

表5 環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”傳導機制回歸結果分析

表5第（1）列結果顯示，環(huán)境規(guī)制與產業(yè)結構升級的交互項回歸系數(shù)為負，且通過了5%的顯著性水平檢驗，這表明環(huán)境規(guī)制能夠促進社會產業(yè)結構升級來降低工業(yè)污染排放。從第（2）列回歸結果看，環(huán)境規(guī)制與城市創(chuàng)新能力指標的交互項系數(shù)為負，且在5%的水平上顯著。這表明環(huán)境規(guī)制的實施要與提高城市創(chuàng)新能力結合起來，能夠提高城市創(chuàng)新能力，更好發(fā)揮環(huán)境規(guī)制減少工業(yè)污染排放的效果。第（3）列結果顯示，環(huán)境規(guī)制與外商投資交互項系數(shù)為負，但結果不顯著。非港澳臺外商投資多來自美國、日本等發(fā)達國家，雖然這些國家工業(yè)企業(yè)具有較高的生產效率和污染治理效率［41］。但實證結果顯示，中國現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制無法通過加大外商投資來提高其對工業(yè)污染排放的作用。

五、環(huán)境規(guī)制“藍色紅利”實證結果分析

（一）基準回歸結果分析

為確保環(huán)境規(guī)制對經濟增長作用回歸結果的穩(wěn)定性，在基準回歸分析中，選用雙重固定效應模型，并逐步添加控制變量進行回歸分析，具體回歸結果如表6所示。

表6中（1）（2）列結果顯示，無論是否加入控制變量，環(huán)境規(guī)制一次項系數(shù)均為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，這說明現(xiàn)階段中國環(huán)境規(guī)制的實施能夠促進經濟增長，環(huán)境規(guī)制“藍色紅利”在中國存在，假說2得到驗證。第（3）—（9）列結果顯示，逐步加入控制變量，環(huán)境規(guī)制一次項系數(shù)均為正，二次項系數(shù)均為負，并且均在1%的水平上顯著。這說明環(huán)境規(guī)制強度的逐步增大使經濟增長呈先增長后下降的倒“U“型趨勢，即當環(huán)境規(guī)制強度位于拐點左側時，環(huán)境規(guī)制能夠促進經濟增長。但是，當政府實施環(huán)境規(guī)制過于嚴苛，超過拐點值時，環(huán)境規(guī)制將不利于經濟增長。環(huán)境規(guī)制的實施可以刺激企業(yè)進行技術創(chuàng)新，提高自身競爭力，同時隨著環(huán)境規(guī)制強度的提高，政府部門也會提供稅收優(yōu)惠等政策支持，推動企業(yè)技術創(chuàng)新。創(chuàng)新補償效應能夠降低產品成本，提升產品價值，從而促進企業(yè)發(fā)展。但環(huán)境規(guī)制過于嚴苛也會對經濟發(fā)展產生負面影響。過于嚴苛的環(huán)境規(guī)制將導致環(huán)境稅、排污許可證、污染監(jiān)測等生產和運營成本大幅度提高，不利于企業(yè)生產經營；同時成本增加將推動產品售價上漲，導致產品需求下降，對企業(yè)發(fā)展產生不利影響。

表6 環(huán)境規(guī)制“藍色紅利”基準回歸結果

控制變量方面：財政分權（fiscal）的系數(shù)顯著為正，財政分權能夠促進經濟增長。地方政府財政自主權的提高雖然可能會加重工業(yè)污染排放，但對經濟增長卻有積極促進作用。人口密度（size）系數(shù)顯著為負，對經濟發(fā)展起負面作用。工業(yè)企業(yè)規(guī)模指標（density）系數(shù)為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗，意味著企業(yè)規(guī)模的提高，能夠促進經濟增長。資源豐裕度（resource）系數(shù)顯著為正，表明現(xiàn)階段中國資源豐裕度的提高能顯著促進經濟增長，“資源詛咒”現(xiàn)象在現(xiàn)階段中國不明顯。消費潛力（consume）系數(shù)顯著為正。消費作為拉動經濟增長的三駕馬車之一，消費潛力的提升能夠顯著促進該城市經濟增長。失業(yè)人數(shù)（unemploy）對經濟發(fā)展影響顯著為負，失業(yè)人數(shù)的增多將會阻礙經濟的發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性檢驗

為緩解環(huán)境規(guī)制與經濟增長之間可能存在的反向因果關系導致的內生性問題對回歸結果的影響，本節(jié)與上文相同，選取環(huán)境規(guī)制的滯后一期作為工具變量，使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果見表7（1）（2）列。

表7回歸結果顯示，第（1）（2）列中Kleibergen-Paap rk LM檢驗和Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗均拒絕了原假設，說明工具變量不存在識別不足和弱工具變量問題，工具變量的選取合理。在控制內生性問題的前提下，無論控制變量加入與否，環(huán)境規(guī)制一次項均顯著為正、二次項系數(shù)均顯著為負，環(huán)境規(guī)制與經濟增長之間關系呈倒“U”型趨勢，這與上文基準回歸結果一致，結論具有穩(wěn)健性。

2.替代變量

為進一步保證回歸結果的穩(wěn)健性，本節(jié)與上文相同，選取工業(yè)二氧化硫去除率和工業(yè)煙（粉）塵去除率的算數(shù)平均值及其滯后一期作為環(huán)境規(guī)制的替代變量，驗證環(huán)境規(guī)制對經濟增長的非線性關系。替代變量回歸結果見上表7第（3）（4）列。

由表7回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，在更換環(huán)境規(guī)制衡量方法后，環(huán)境規(guī)制一次項回歸系數(shù)仍顯著為正，二次項系數(shù)顯著為負，環(huán)境規(guī)制與經濟增長的關系仍為倒“U”型，與上文結果一致，穩(wěn)健性再次得以證實。

表7 內生性檢驗和環(huán)境規(guī)制替代變量回歸結果

3.異質性檢驗

地區(qū)劃分與上文相同，一是將全國樣本分為東、中、西部地區(qū)，二是將全國城市分為大、小城市，來分析不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制對經濟增長的作用，結果見表8。

由表8中（1）—（5）列結果可見，不論是將全國分成東、中、西三部分，還是將其劃分為大城市和小城市，環(huán)境規(guī)制一次項系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)顯著為負，環(huán)境規(guī)制對經濟增長的影響均呈現(xiàn)倒“U”型趨勢。在拐點左側，環(huán)境規(guī)制的實施能夠有效促進經濟增長；而當環(huán)境規(guī)制過于嚴苛，其強度位于拐點右側，將會對經濟增長產生負面影響。

表8 不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制對經濟增長的作用分析

比較不同區(qū)域的拐點值，東、中、西三個地區(qū)的環(huán)境規(guī)制拐點值分別為0.664、0.730和0.887。這意味著，相對于東部地區(qū)，中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度具有較大的提升空間和潛力，即在較廣的強度范圍內，加強環(huán)境規(guī)制能夠促進地區(qū)經濟發(fā)展。大城市和小城市環(huán)境規(guī)制的拐點值分別為0.846和0.790?？赡艿脑蛟谟冢F(xiàn)階段中國四、五線城市發(fā)展主要依靠當?shù)刂行⌒推髽I(yè)和資源型企業(yè)，過于嚴格的環(huán)境規(guī)制對其影響較大，故小城市環(huán)境規(guī)制強度拐點值小于大城市拐點值。

（三）環(huán)境規(guī)制“藍色紅利”傳導機制分析

上文理論和實證分析可得，現(xiàn)階段中國環(huán)境規(guī)制的實施對經濟增長有顯著促進作用，而這一現(xiàn)象是通過什么途徑得以實現(xiàn)呢？與上文環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”傳導機制相類似，本節(jié)將從產業(yè)結構升級、創(chuàng)新能力和外商投資三個角度分析環(huán)境規(guī)制對經濟增長的作用途徑。指標選取與上文相同，回歸結果見表9。

表9 環(huán)境規(guī)制“藍色紅利”傳導機制分析結果

表9第（1）列結果顯示，環(huán)境規(guī)制與產業(yè)結構升級交互項（er×m1）系數(shù)不顯著，說明現(xiàn)階段中國環(huán)境規(guī)制沒有通過推動產業(yè)結構升級來促進經濟增長。第（2）列顯示，環(huán)境規(guī)制與創(chuàng)新能力交互項（er×m2）的系數(shù)也不顯著，這表明現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制無法通過提升創(chuàng)新能力促進經濟增長，環(huán)境規(guī)制的“擠出效應”可能較強。第（3）列結果顯示，環(huán)境規(guī)制與外商投資交互項（er×m3）系數(shù)為正，并且通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明環(huán)境規(guī)制可以通過提高外商投資對經濟增長發(fā)揮更好的促進作用。如上文闡釋，外商投資多來自美國、日本等發(fā)達國家，企業(yè)具有較高的生產效率，可促進外資流入地的經濟發(fā)展。

六、結論與政策建議

在經濟高質量發(fā)展背景下，環(huán)境規(guī)制對污染排放和經濟增長將產生怎樣的影響，亦即環(huán)境規(guī)制的“雙重紅利”是否存在并以何種途徑實現(xiàn)，一直備受社會各界關注。本文利用中國286個地級及以上城市數(shù)據(jù)，實證分析了環(huán)境規(guī)制對污染排放和經濟增長的影響，并檢驗了環(huán)境規(guī)制“雙重紅利”的作用途徑，結論如下：（1）現(xiàn)階段，中國環(huán)境規(guī)制的實施存在“雙重紅利”效應，經過一系列穩(wěn)健性檢驗，該結論依然成立；（2）環(huán)境規(guī)制的“藍色紅利”方面，加入環(huán)境規(guī)制的二次項發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與經濟增長呈現(xiàn)先促進后抑制的倒“U”型趨勢；（3）產業(yè)結構升級和創(chuàng)新能力是環(huán)境規(guī)制對工業(yè)污染排放發(fā)揮抑制作用的重要途徑，但未能對環(huán)境規(guī)制的“藍色紅利”發(fā)揮顯著促進作用；外商投資能夠提高環(huán)境規(guī)制對經濟增長的促進作用，卻對環(huán)境規(guī)制的“綠色紅利”無明顯作用。

上述分析結果對完善中國環(huán)境規(guī)制體系和實現(xiàn)環(huán)境保護和經濟增長協(xié)同共進具有重要啟示。

第一，合理制定環(huán)境規(guī)制強度，完善環(huán)境規(guī)制政策體系?，F(xiàn)有環(huán)境規(guī)制的實施具有“雙重紅利”效應，隨著環(huán)境規(guī)制強度的增大，可以有效抑制污染排放和促進經濟發(fā)展。但環(huán)境規(guī)制強度與經濟發(fā)展呈現(xiàn)倒“U”型趨勢，環(huán)境規(guī)制強度過大，反而會抑制經濟發(fā)展。政府相關部門應繼續(xù)完善環(huán)境規(guī)制政策體系，合理制定環(huán)境規(guī)制強度，充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制“雙重紅利”效應。

第二，進一步完善以企業(yè)為主體，以市場為導向，產學研相結合的自主創(chuàng)新體系。創(chuàng)新能力提升能夠提高環(huán)境規(guī)制對污染排放的抑制作用，應加大綠色技術創(chuàng)新的研發(fā)投入力度。綠色技術創(chuàng)新不應只注重末端污染處理技術創(chuàng)新，更應加快節(jié)能環(huán)保、清潔能源使用效率、生態(tài)效率等領域核心技術的突破，加大對知識產權保護程度，加大對企業(yè)技術創(chuàng)新費用的稅前扣除力度，降低企業(yè)綠色技術創(chuàng)新成本，減少“擠出效應”，提高企業(yè)開展綠色技術創(chuàng)新積極性，營造良好的科技創(chuàng)新生態(tài)環(huán)境。

第三，加強政府引導，推動產業(yè)結構升級。產業(yè)結構升級能夠有效提高環(huán)境規(guī)制的減排效應，各地區(qū)政府應循序漸進推動產業(yè)結構升級。政府部門應給予高附加值、高技術含量的行業(yè)政策上支持，例如針對高新技術企業(yè)稅收優(yōu)惠政策，增加研發(fā)補貼。同時，在第二產業(yè)內部進行優(yōu)化，逐漸淘汰高耗能、高污染的行業(yè)企業(yè)；提高消費者的環(huán)保意識，鼓勵消費者購買綠色產品，增加綠色環(huán)保企業(yè)競爭力，從而推動產業(yè)結構升級。

第四，合理制定和積極利用引進外資政策，提高引進外資質量。利用外商投資可以提高環(huán)境規(guī)制對經濟的促進作用，但對環(huán)境規(guī)制“綠色紅利”無明顯作用。因此，政府利用外資的目標不應局限于拉動經濟增長的數(shù)量，更應是拉動經濟發(fā)展的質量和效益。政府部門應制定更加合理引進外資的政策，對于一些低層次和高污染、高耗能的外資設定明確嚴格的控制標準，以充分發(fā)揮外商投資對中國環(huán)境保護和經濟發(fā)展的正向作用。