劉曉晗，朱泯靜

（1. 廣州市社會科學(xué)院 財政金融研究所，廣東 廣州 510410；2. 廣州市社會科學(xué)院 社會研究所，廣東 廣州 510410）

2021 年10 月24 日，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于完整準(zhǔn)確全面貫徹新發(fā)展理念做好碳達(dá)峰碳中和工作的意見》（下文簡稱《意見》）正式發(fā)布?！兑庖姟分赋?，實現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和，是以習(xí)近平同志為核心的黨中央統(tǒng)籌國內(nèi)國際兩個大局作出的重大戰(zhàn)略部署，是著力解決資源環(huán)境約束突出問題、實現(xiàn)中華民族永續(xù)發(fā)展的必然選擇，是構(gòu)建人類命運共同體的莊嚴(yán)承諾。從已有的研究來看，“雙碳”目標(biāo)的實現(xiàn)有多種路徑和手段。陳詩一[1]指出能源強度的降低是碳排放強度波動性下降的主要且直接的決定因素；崔和瑞等[2]發(fā)現(xiàn)人均GDP 與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放強度具有顯著正向效應(yīng)；籍艷麗和郜元興[3]則提出生產(chǎn)模式的轉(zhuǎn)變是碳排放強度下降的主要原因。但無論是能源強度的降低還是生產(chǎn)模式的轉(zhuǎn)變，其實很大程度上都依賴于外部的環(huán)境規(guī)制。因此，環(huán)境規(guī)制作為糾正市場主體外部性的重要工具，其對于我國碳減排目標(biāo)的實現(xiàn)具有重要作用。

但需要注意的是，作為碳排放主要來源的大氣污染物，是可以在區(qū)域之間自由流動的，這就使得碳排放具有明顯的空間外溢性，因此，即使在政績考核中加入了碳減排這一指標(biāo)，也很難規(guī)避部分地方政府的“搭便車”行為，這無疑大大提高了碳減排目標(biāo)實現(xiàn)的難度，同時也不利于環(huán)境規(guī)制的順利實施。換言之，空間外溢將會顯著影響環(huán)境規(guī)制與碳排放強度之間的關(guān)系，并改變其作用路徑。但遺憾的是，迄今為止，鮮有學(xué)者從空間外溢性的角度對兩者之間作用的具體路徑進(jìn)行深入分析。本文將在理論分析的基礎(chǔ)上對空間溢出效應(yīng)下環(huán)境規(guī)制影響碳排放強度的路徑進(jìn)行具體分析，并提出相應(yīng)的治理對策，從而初步推進(jìn)該領(lǐng)域的研究。

1 文獻(xiàn)綜述與理論分析

王文普[4]指出環(huán)境污染的空間相關(guān)性會造成該地區(qū)采取嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制而無法從其中得到全部收益，這就造成了環(huán)境規(guī)制的空間外部性。馬麗梅和史丹[5]也提出一個轄區(qū)的碳排放程度受到本地和相鄰區(qū)域環(huán)境規(guī)制強度的共同作用，周邊地區(qū)規(guī)制強度的提高，可以更好地改善當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境質(zhì)量。相反，朱向東等[6]則認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的影響不僅存在著負(fù)的本地效應(yīng)，而且還發(fā)揮著積極的空間溢出效果，即本地規(guī)制水平的提高，會導(dǎo)致污染型企業(yè)遷移到周邊地區(qū)，從而導(dǎo)致“污染天堂”的出現(xiàn)。由此可見，空間外溢性對于環(huán)境規(guī)制與污染排放之間的關(guān)系具有雙重影響。一方面，由于空間外溢性的存在，一個地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平的增強，會提高周邊地區(qū)環(huán)境規(guī)制的強度，進(jìn)而抑制其污染排放，并帶來環(huán)境質(zhì)量的改善；另一方面，一個地區(qū)環(huán)境規(guī)制的增強，也可能會導(dǎo)致本地污染企業(yè)外遷，進(jìn)而加劇周邊地區(qū)的污染，不利于周邊地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善。那么在這兩種異質(zhì)性影響的共同作用下，環(huán)境規(guī)制對于污染排放尤其是碳排放強度的作用路徑究竟是怎樣的呢？

張俊和肖傳友[7]通過中介效應(yīng)法分析了環(huán)境規(guī)制對碳減排的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)隨著環(huán)境規(guī)制執(zhí)行力度由弱變強，其對碳排放的作用效果也會從無效變?yōu)橛行?。王康等[8]也發(fā)現(xiàn)東北三省嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制不僅直接抑制碳排放，還可以通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和精簡粗放投資間接抑制碳排放。此外，張華和馮烽[9]使用漸進(jìn)性的雙重差分法估計環(huán)境信息公開對碳排放的影響，以考察非正式環(huán)境規(guī)制的碳排放效應(yīng)，結(jié)果也發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息公開有助于降低碳排放水平，這不僅驗證了溫室氣體和大氣污染物的協(xié)同控制策略，也彰顯了非正式環(huán)境規(guī)制的碳減排作用。由此可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對于碳排放的影響路徑很有可能是非線性的，但這些研究都沒有考慮環(huán)境外溢性的影響，本文將在考慮區(qū)域溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)上深入分析環(huán)境規(guī)制影響碳排放強度的具體路徑。

具體來說，在環(huán)境規(guī)制實施的初期，由于空間溢出效應(yīng)的存在，本地區(qū)的環(huán)境規(guī)制實施效果會受到鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制實施強度的影響。即使本地區(qū)嚴(yán)格實施環(huán)境規(guī)制，其實施效果也會因受到空間外溢性的影響而大打折扣，因此缺乏動力進(jìn)行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制。與此同時，在實施嚴(yán)格環(huán)境規(guī)制的條件下，本地區(qū)的污染企業(yè)就會外遷到鄰近地區(qū)，進(jìn)而造成本地區(qū)產(chǎn)值和就業(yè)的下降。所以，一般來說，環(huán)境規(guī)制實施初期對于污染排放強度的影響是不顯著甚至是負(fù)的（這是因為地方政府和企業(yè)預(yù)期環(huán)境規(guī)制會持續(xù)加強，因此會增加當(dāng)期的產(chǎn)出和污染排放）。而隨著環(huán)境規(guī)制力度的加強和持續(xù)實施，尤其是周邊地區(qū)環(huán)境規(guī)制力度的強化，空間溢出效應(yīng)會強化環(huán)境規(guī)制的實施效果，使得污染排放強度顯著下降。因此，我們預(yù)期，由于受空間溢出效應(yīng)的影響，環(huán)境規(guī)制對于碳排放強度的抑制作用在即期不顯著（甚至為負(fù)），而在長期則顯著為正。由此本文提出如下理論假說：

理論假說：在空間溢出效應(yīng)的影響下，環(huán)境規(guī)制對于碳排放強度的抑制作用路徑是非線性的，這種非線性表現(xiàn)為即期影響不顯著甚至為負(fù)，但是長期則顯著為正。

2 研究方法、模型構(gòu)建與變量選取

2.1 探索性空間數(shù)據(jù)分析

2.1.1 全局空間自相關(guān)

為了探究我國30 個省份（不包括西藏、港澳臺）碳排放的空間平均聚集狀況，選擇全局Moran’s I 指數(shù)來揭示區(qū)域碳排放的空間分布格局。全局Moran’s I 指數(shù)主要用于測度事件總體在空間上的平均關(guān)聯(lián)程度，識別事件的空間聚集特征。當(dāng)全局Moran’s I 指數(shù)大于0 且小于1 時，表示區(qū)域之間存在空間正相關(guān)，即高值和高值聚集、低值和低值聚集；當(dāng)全局Moran’s I 指數(shù)大于-1且小于0 時，則表示區(qū)域之間存在空間負(fù)相關(guān)，即高值和低值聚集；當(dāng)全局Moran’s I 接近于0 時，則表示區(qū)域在空間上呈現(xiàn)隨機分布，無明顯聚集狀態(tài)，具體計算公式如下：

2.1.2 局部空間自相關(guān)

全局Moran’s I 指數(shù)主要測度空間的平均相關(guān)性，不能考察樣本區(qū)域附近的空間集聚狀況，故本文引入局部Moran’s I 指數(shù)來探究樣本鄰近地域地區(qū)碳排放強度的空間差異程度，具體計算公式如下：

2.2 模型的構(gòu)建

2.2.1 靜態(tài)空間面板模型

碳排放是一個具有長期性、累積性的過程，并且各地區(qū)碳排放聚集狀況也會對后續(xù)的碳排放強度產(chǎn)生一定影響。在考察環(huán)境規(guī)制對于碳排放強度的影響時，應(yīng)考慮到碳排放的空間外溢效應(yīng)，其空間聚集特征會影響后續(xù)的碳排放強度，并且會呈現(xiàn)出一定的空間關(guān)聯(lián)性以及依賴性等特征[10]。本文參考黃賾琳和姚婷婷[11]等學(xué)者的研究，采用空間滯后模型（SAR）進(jìn)行計量分析。

空間面板滯后模型（SAR）主要探討碳排放強度是否受其周邊碳排放強度的影響，基本公式如下：

式中：i表示個體，t表示時間；CAit表示i地區(qū)t時期的碳排放強度；Xit表示自變量和控制變量；Wij表示進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后的空間權(quán)重矩陣；εit表示隨機誤差項；μi表示年份固定效應(yīng)；λt表示省份固定效應(yīng)。

2.2.2 動態(tài)空間面板模型

動態(tài)空間面板模型，是在傳統(tǒng)靜態(tài)空間面板模型中引入時間滯后變量來反映動態(tài)滯后效應(yīng)的模型。其相對于靜態(tài)空間面板模型來說，優(yōu)點在于能很好地解決模型內(nèi)生性問題，并且可以將變量的影響分解為長短期效應(yīng)進(jìn)行研究?；诖?，本文參考Elhorst[12]的做法，構(gòu)建動態(tài)空間滯后模型對此進(jìn)行探究，模型設(shè)定如下：

式中：CAit表示i地區(qū)t時的碳排放強度；REGit表示i地區(qū)t時的環(huán)境規(guī)制水平；Wij表示進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后的空間權(quán)重矩陣；Xit表示其他影響碳排放強度的控制變量；εit表示隨機誤差項；μi表示年份固定效應(yīng)；λt表示省份固定效應(yīng)；其他變量為模型待估計參數(shù)。

2.3 變量設(shè)定

（1）碳排放強度的測量。本文根據(jù)IPCC 的方法計算了中國大陸地區(qū)30 個省份（不包括西藏）的二氧化碳排放量數(shù)據(jù)，其中30 個省份在1996—2017 年消費的各種能源數(shù)據(jù)均來自1997—2018 年的《中國能源統(tǒng)計年鑒》。年鑒中提供了8 種化石燃料的消費量數(shù)據(jù)，其中包含了能源加工轉(zhuǎn)換中的一些燃料投入和非能源使用的化石燃料。為了避免重復(fù)計算，本文選取了30 個省份1997—2018年的654 張能源平衡表，其中，1996—2009 年獲取的能源平衡表中包括煤炭、焦炭、焦?fàn)t煤氣、其他煤氣、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣和天然氣共11種能源。2010—2017 年根據(jù)平衡表新增高爐煤氣、轉(zhuǎn)爐煤氣以及液化天然氣，總共14 種能源。逐年對每個省消費的各種能源剔除掉能源加工轉(zhuǎn)換過程中的投入量、損失量以及工業(yè)生產(chǎn)中用作原料和材料的部分。從而得到30 個省份在1996—2017 年的（凈）消費量。其中，海南缺失2002 年的數(shù)據(jù)，寧夏缺失2000—2002 年的數(shù)據(jù)，對于海南和寧夏缺失的數(shù)據(jù)，本文已通過線性插值法補齊。

（2）環(huán)境規(guī)制水平。由于工業(yè)仍然是我國碳排放的主要來源，而對于工業(yè)的環(huán)境規(guī)制可以是事前規(guī)制，也可以是事后規(guī)制。具體來說，政府可以實施源頭預(yù)防性的環(huán)保規(guī)制手段，比如在事前頒布嚴(yán)格的法律法規(guī)，規(guī)定好碳排放標(biāo)準(zhǔn)以及生產(chǎn)技術(shù)要求，對可能發(fā)生的違法排放問題打好預(yù)防針。由于工業(yè)污染治理總額可以反映地方政府對于本地環(huán)境的關(guān)注度以及治理力度，因此，本文采用工業(yè)污染治理完成投資同工業(yè)增加值占比來衡量環(huán)境規(guī)制。

（3）控制變量。

①科學(xué)技術(shù)支出（SCI）?？茖W(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，是環(huán)保型創(chuàng)新動力的根本來源。科學(xué)技術(shù)支出對于地區(qū)碳排放強度具有舉足輕重的地位，本文采用政府的科技支出占財政支出的比重來表示。

②貿(mào)易開放度（OPEN）。對外開放有利于吸引外商直接投資，改變區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，影響地區(qū)碳排放水平，本文采用“進(jìn)出口總額占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重”來表示貿(mào)易開放度。

③人力資本水平（HR）。人才興國，人才強國，人才是民族復(fù)興的基石。本文采用“勞動力平均受教育年限”來衡量人力資本水平，具體計算公式為：(小學(xué)學(xué)歷×6+初中×9+高中×12+大學(xué)以上×16)/六歲以上人口。

④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STR）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是降低碳排放的重要渠道，本文采用“第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重”來表示。

2.4 空間權(quán)重矩陣的設(shè)定

（1）鄰接權(quán)重矩陣（W1）。鄰接權(quán)重矩陣基于省際是否相鄰來進(jìn)行設(shè)定，只考慮區(qū)域之間相鄰的空間關(guān)系，矩陣定義如下：

（2）地理距離權(quán)重矩陣（W2）。地理距離權(quán)重矩陣基于省際距離來進(jìn)行設(shè)定，假設(shè)各地區(qū)之間隨著距離增多而聯(lián)系減弱，采用兩個地區(qū)之間距離（dij）的倒數(shù)來表示，矩陣定義如下：

（3）經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣（W3）。經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣基于省際經(jīng)濟發(fā)展水平來進(jìn)行設(shè)定，主要是利用兩個地區(qū)之間的人均GDP 來進(jìn)行構(gòu)造，矩陣定義如下：

式中：GDPi和GDPj分別表示i和j地區(qū)的人均GDP。

2.5 描述性分析

本文數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒、各省份統(tǒng)計年鑒及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。鑒于數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取中國大陸地區(qū)30 個省份（不包括西藏）作為樣本，研究時間段為1996—2017 年。利用Stata16 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)可視化處理，描述性分析如表1 所示。

表1 描述性分析

3 環(huán)境規(guī)制對碳排放強度的空間計量分析

3.1 探索性空間數(shù)據(jù)分析結(jié)果

碳排放強度的全局Moran’s I 指數(shù)如表2 所示，所求全局Moran’s I 指數(shù)全部為正，1995—2018 年全局Moran’s I 指數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，并且數(shù)值在0.2 ～0.25 之間，說明各省份碳排放強度存在明顯的空間正關(guān)聯(lián)性及依賴性。Moran’s I 指數(shù)浮動比較小，呈現(xiàn)穩(wěn)中稍降的趨勢，表明各省份碳排放強度存在明顯集聚特征，鄰近省份的碳排放強度具有一定的相似性，Moran’s I 指數(shù)減小說明鄰近省份的碳排放強度逐漸向區(qū)域均衡發(fā)展的態(tài)勢轉(zhuǎn)變。

表2 碳排放強度的全局Moran’s I指數(shù)結(jié)果

3.2 環(huán)境規(guī)制對碳排放強度的當(dāng)期（靜態(tài)模型）實證結(jié)果

考慮到碳排放強度之間存在空間相關(guān)性，本文首先采用靜態(tài)空間滯后模型考察環(huán)境規(guī)制對于本地碳排放強度的當(dāng)期影響，實證結(jié)果如表3 所示?；诓煌臋?quán)重矩陣估計結(jié)果基本一致，系數(shù)在大小方面略有差別?？梢钥闯觯瑹o論是使用鄰接權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣還是經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，環(huán)境規(guī)制系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，即環(huán)境規(guī)制對于當(dāng)期碳排放強度的影響為正。這表明在存在空間外溢性的情況下，如果周邊地區(qū)的環(huán)境規(guī)制加強，那么本地為了吸引到更多的要素資源來達(dá)到政績考核標(biāo)準(zhǔn)，就會實施與鄰地相反的規(guī)制策略，即選擇放松規(guī)制，出現(xiàn)“逐底競爭”態(tài)勢，于是大量高碳型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到此，進(jìn)而加重了碳排放強度?？刂谱兞糠矫妫茖W(xué)技術(shù)支出系數(shù)顯著為負(fù)，表明科學(xué)技術(shù)支出越多，越有利于碳減排。對外開放系數(shù)顯著為正，人力資本系數(shù)顯著為正，這表明我國的對外開放和人力資本結(jié)構(gòu)是不利于碳減排的。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)顯著為正，這可能是第二產(chǎn)業(yè)主要是高碳排放型產(chǎn)業(yè)，不利于碳減排目標(biāo)的實現(xiàn)。值得注意的是，模型的R2擬合度不高，這可能是由于靜態(tài)空間滯后模型的整體適配度較低，變量時間滯后項在模型中起到重要的角色，而靜態(tài)模型未將其納入進(jìn)行分析，故本文采用動態(tài)空間滯后模型進(jìn)行再次分析，具體研究結(jié)果見下文。

表3 靜態(tài)空間滯后模型檢驗結(jié)果

3.3 環(huán)境規(guī)制對碳排放強度的跨期（動態(tài)模型）實證結(jié)果

在靜態(tài)空間滯后模型的基礎(chǔ)上，將時間滯后和時空滯后項加入模型進(jìn)行實證，檢驗結(jié)果如表4 所示?？梢钥闯?，時間滯后系數(shù)θ在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這表明碳排放強度具有慣性，即地區(qū)前期碳排放強度會影響當(dāng)前碳排放強度。空間滯后系數(shù)ρ在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，時空滯后系數(shù)α在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，并且空間滯后系數(shù)ρ絕對值遠(yuǎn)小于時空滯后系數(shù)α。這表明周邊地區(qū)前期和當(dāng)期碳排放強度會對本地區(qū)產(chǎn)生異質(zhì)性影響，具體表現(xiàn)為前期促進(jìn)，當(dāng)期抑制。

表4 動態(tài)空間滯后模型檢驗結(jié)果

借鑒Elhorst[12]的做法，進(jìn)一步將自變量對于因變量的影響分解為直接影響和間接影響，在時間維度上分解為短期影響和長期影響。其中，直接影響表示自變量對本地因變量的總體影響，主要包括兩方面：一方面是自變量對于本地因變量的影響，另一方面是本地自變量影響相鄰地區(qū)因變量，產(chǎn)生“反饋效應(yīng)”，從而影響本地因變量。間接影響表示本地自變量對于相鄰地區(qū)因變量的影響?？傂?yīng)表示本地自變量對于各地區(qū)因變量的總影響。從直接影響來看，環(huán)境規(guī)制在短期內(nèi)對本地區(qū)碳排放強度的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這與靜態(tài)空間滯后模型的當(dāng)期影響不謀而合；長期在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，這可能是由于隨著碳排放治理壓力的逐漸增大，環(huán)境問題也得到政府部門的重視。當(dāng)鄰地加大碳排放治理力度時，那么本地會選擇跟隨與模仿，也相應(yīng)地強化環(huán)境規(guī)制，產(chǎn)生一種“競相向上”現(xiàn)象，從而有助于碳減排。以上結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制對于本地碳排放強度的作用大小及方向具有時間異質(zhì)性，短期為正，長期則為負(fù)。從間接影響來看，環(huán)境規(guī)制在短期內(nèi)對相鄰地區(qū)碳排放強度的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，長期顯著為正。但總體來看，環(huán)境規(guī)制對碳排放強度的影響在短期內(nèi)為正，長期則顯著為負(fù)。這表明隨著我國對碳排放治理力度和壓力的增加，環(huán)境規(guī)制最終是有利于碳減排的。

控制變量方面，從直接影響來看，科學(xué)技術(shù)支出在短期內(nèi)對碳排放強度的直接影響顯著為正，長期內(nèi)顯著為負(fù)，這可能是由于技術(shù)資金投入產(chǎn)生的成效具有時滯性，一開始投入收不到成效，隨著研發(fā)的推進(jìn)，長期內(nèi)技術(shù)得到創(chuàng)新，其對碳排放強度的影響會達(dá)到質(zhì)的變化。對外開放短期內(nèi)對碳排放強度的直接影響顯著為正，長期內(nèi)顯著為負(fù)，這可能是由于短期對外開放吸引的外商直接投資直接拉動了經(jīng)濟增長，但是由于對外開放水平較低，并且門檻不高，外商產(chǎn)業(yè)投資主要集中在高能耗、低附加值行業(yè)，導(dǎo)致其影響顯著為正，但是隨著對外開放水平和層次的提高，其對于碳排放強度的影響將顯著為負(fù)。人力資本水平在短期內(nèi)對本地碳排放強度的直接影響顯著為正，長期內(nèi)顯著為負(fù)，這也意味著隨著我國人力資本素質(zhì)和水平的提高，其也將有利于我國碳減排的順利推進(jìn)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)對碳排放強度的直接影響顯著為正，長期內(nèi)顯著為負(fù)，這也意味著我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)長期來看是有利于碳減排的。從間接影響來看，科學(xué)技術(shù)支出短期內(nèi)對相鄰地區(qū)碳排放強度的影響顯著為負(fù)，長期內(nèi)顯著為正。同樣的，對外開放、人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)短期內(nèi)對相鄰地區(qū)碳排放強度的影響顯著為負(fù)，長期內(nèi)顯著為正。但是從總效應(yīng)來看，無論是環(huán)境規(guī)制還是其他控制變量，其對于碳排放強度的影響短期內(nèi)為正，但是長期內(nèi)則顯著為負(fù)。

4 結(jié)論與建議

在“雙碳”目標(biāo)的約束之下，碳減排已經(jīng)成為一項重要的國家戰(zhàn)略，但是與其他污染不同，碳排放具有明顯的空間外溢性，這就導(dǎo)致傳統(tǒng)的計量方法難以科學(xué)識別出環(huán)境規(guī)制對于碳減排的真實影響。本文則采用探索性空間數(shù)據(jù)分析來研究地區(qū)碳排放強度的空間聚集特征，并構(gòu)建靜態(tài)和動態(tài)空間滯后模型，實證檢驗空間溢出效應(yīng)下環(huán)境規(guī)制對于碳排放強度的具體影響路徑。理論研究發(fā)現(xiàn)，在空間溢出效應(yīng)的影響下，環(huán)境規(guī)制對于碳排放強度的抑制路徑具有非線性特征，這種非線性表現(xiàn)為即期影響不顯著甚至為負(fù)（這是因為地方政府和企業(yè)預(yù)期環(huán)境規(guī)制會持續(xù)加強，因此會增加當(dāng)期的產(chǎn)出和污染排放），但是長期則顯著為正。經(jīng)驗研究則發(fā)現(xiàn)省際碳排放強度之間具有空間正相關(guān)性，且呈現(xiàn)穩(wěn)中有降的趨勢，這表明各省份碳排放強度存在明顯的空間集聚特征。與此同時，雖然靜態(tài)空間滯后模型結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制對于當(dāng)期碳排放強度呈現(xiàn)促進(jìn)作用，但動態(tài)空間滯后模型結(jié)果則表明環(huán)境規(guī)制在長期內(nèi)最終會抑制本地碳排放水平的提高。這說明進(jìn)一步強化碳減排的目標(biāo)約束、加強環(huán)境規(guī)制是有利于我國“雙碳”目標(biāo)順利實現(xiàn)的。

需要注意的是，環(huán)境規(guī)制作為一種工具，其最終的效果取決于一系列的外部條件。在不存在空間溢出效應(yīng)的情況下，中央政府可以通過污染治理結(jié)果來考核環(huán)境規(guī)制的實施情況，此時環(huán)境規(guī)制一般是有效的。但是在存在顯著的空間溢出效應(yīng)的情況下，污染治理的效果不僅受本地區(qū)環(huán)境規(guī)制的影響，還受鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制的影響，此時環(huán)境規(guī)制就可能是無效或者低效的。這就提示我們在實施環(huán)境規(guī)制時，必須要考慮其可能具有的空間外部性。此外，本文動態(tài)空間滯后模型的估計結(jié)果進(jìn)一步表明，即使存在空間外溢性，長期來看，只要強化目標(biāo)約束，將壓力切實傳導(dǎo)到基層政府，那么環(huán)境規(guī)制最終也會有利于碳減排。因此，在推進(jìn)碳減排、實現(xiàn)“碳達(dá)峰”和“碳中和”的過程中，應(yīng)該在切實加強對地方政府碳減排政績目標(biāo)考核的同時，賦予地方政府更多的環(huán)境規(guī)制手段和規(guī)制工具，最終發(fā)揮出環(huán)境規(guī)制對于碳減排的積極作用。

具體來說，為更好地發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對于碳減排的促進(jìn)作用，首先，要防止可能存在的短視行為，即地方政府可能會利用空間外溢性的“煙霧彈”在環(huán)境規(guī)制前期增大碳排放強度，因此，要加強對“規(guī)制者”的規(guī)制，建議成立“碳排放”督察組，以明察暗訪的形式監(jiān)督地方政府對環(huán)境規(guī)制尤其是碳減排的落實效果。其次，在考核地方政府碳減排完成效果的過程中，要切實考慮空間外溢的影響，建議以“考核區(qū)間”的形式對地方政府碳減排進(jìn)行激勵和約束，可以由專家組在綜合考量當(dāng)?shù)貙嶋H和空間外溢效應(yīng)的基礎(chǔ)上設(shè)立碳減排的下限，如果地方政府未達(dá)到下限，則實行一票否決制，由此提高地方政府推進(jìn)碳減排的積極性和責(zé)任感。最后，隨著環(huán)境規(guī)制實施強度的提高，各地方政府又會在空間溢出效應(yīng)的影響下加碼碳減排的力度，此時中央政府也應(yīng)該及時調(diào)整規(guī)制路徑，鼓勵地方政府將碳減排和區(qū)域經(jīng)濟增長有機結(jié)合，積極探索綠色低碳的高質(zhì)量發(fā)展模式。