覃瓊霞，王曉蓬，郭媛媛，江濤

（1.浙江理工大學經(jīng)濟管理學院，浙江杭州 310018；2.中國計量大學經(jīng)濟與管理學院，浙江杭州 310018）

引言

長江經(jīng)濟帶的工業(yè)綠色轉型是生態(tài)文明建設國家戰(zhàn)略的重要內容。但是，長江經(jīng)濟帶依然存在著產業(yè)結構“偏重偏化”、產業(yè)布局不合理以及工業(yè)企業(yè)治污投入不足等問題[1]。為此，中央政府明確要求長江經(jīng)濟帶加快產業(yè)轉型升級，發(fā)展新型生態(tài)產業(yè)、淘汰落后產能、實行環(huán)保技術改造、優(yōu)化行業(yè)企業(yè)結構。故此，提升長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型效率，加快工業(yè)綠色轉型進程，既是短期內應對長江經(jīng)濟帶環(huán)境污染，扭轉長江流域生態(tài)環(huán)境退化的關鍵內容，也是響應中央號召、加快長江經(jīng)濟帶產業(yè)結構優(yōu)化、引領中國經(jīng)濟高質量發(fā)展、踐行生態(tài)文明國家戰(zhàn)略的必由之路，具有重要的理論價值和實踐意義。

推動長江經(jīng)濟帶產業(yè)綠色發(fā)展的重要舉措之一就是優(yōu)化制度供給，包括采取最嚴厲的環(huán)境規(guī)制來推進供給側改革[2]。近年來，長江經(jīng)濟帶沿線各省市分別采取了直接管制、經(jīng)濟管制和公眾參與等手段來推進經(jīng)濟帶的環(huán)境治理和綠色轉型。直接管制包括行政命令和行政處罰，如浙江省政府推行的重污染企業(yè)關停并轉措施[3]；經(jīng)濟管制主要有排污費、排污許可證、排污權交易、排污技術改造補貼等；公眾參與包括公眾和媒體監(jiān)督等。上述諸類環(huán)境規(guī)制措施是否促進了長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型，如何促進的？學術界針對環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型問題展開了諸多研究，但是關于長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型影響的專門研究卻鮮有涉及。鑒于此，本文利用2002—2017 年長江經(jīng)濟帶11 個省市的面板數(shù)據(jù)研究環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響與作用機理，進而為加快推進長江經(jīng)濟帶綠色轉型提供新的思路。

1 文獻述評

自Porter 和Linde[4]提出了創(chuàng)新性的波特假說以來，環(huán)境規(guī)制問題逐漸成為學術界關注的焦點。既有文獻主要圍繞環(huán)境規(guī)制選擇與評價以及環(huán)境規(guī)制效應等問題展開研究。

環(huán)境規(guī)制的選擇與評價是研究的首要問題。理論上環(huán)境規(guī)制可以分為正式規(guī)制和非正式規(guī)制。正式規(guī)制進一步分為命令—控制型、市場激勵型和自愿型，而非正式規(guī)制則是一種自下而上自發(fā)的公眾參與型規(guī)制，對企業(yè)行為產生軟約束[5,6]。以“督政”為特征的中央環(huán)保督察制度是中國命令—控制型規(guī)制的重要內容[7-9]。另外，環(huán)境司法也是典型的命令—控制型規(guī)制[10]。Shapiro 在對1970 年代以來美國環(huán)境治理效果進行評價后認為，命令與控制型規(guī)制的治理效果要明顯好于市場激勵型規(guī)制[11]。但是，命令—控制型規(guī)制通過嚴格問責以及對違規(guī)企業(yè)實施叫停或處罰會增加生產者的服從管制成本，繼而可能阻礙企業(yè)技術進步，最終會損害經(jīng)濟發(fā)展[12]。與此相比，市場激勵型規(guī)制可以在治理環(huán)境的同時促進企業(yè)技術進步和產業(yè)結構優(yōu)化。市場激勵型規(guī)制事實上是通過“利用市場”和“建立市場”的兩大政策工具促進工業(yè)生產并實現(xiàn)綠色轉型[13]。既有文獻對市場激勵型規(guī)制在技術進步和產業(yè)結構優(yōu)化中的作用進行了研究：一部分文獻從微觀視角研究市場激勵型規(guī)制的企業(yè)TFP 效應[14]；另一部分文獻則借助城市和省份數(shù)據(jù)從宏觀層面上研究激勵型規(guī)制措施對產業(yè)結構優(yōu)化和經(jīng)濟增長的影響[15]。上述諸類研究表明，命令—控制型規(guī)制對環(huán)境治理有效，但對技術進步和經(jīng)濟增長不利；自愿型規(guī)制雖有助于環(huán)境治理，但可控性不強，在實踐中很難全面快速推進，只能作為一種補充機制；市場激勵型規(guī)制不僅在環(huán)境治理方面有效，還有助于技術進步和綠色轉型。

市場激勵型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響是文獻研究的重點內容。一部分文獻分析了市場激勵型規(guī)制與工業(yè)綠色轉型之間的關系。申晨等發(fā)現(xiàn)市場激勵型規(guī)制存在著顯著的綠色技術促進效應[13]。景維民和張璐采用研發(fā)補貼和環(huán)境稅作為市場激勵型規(guī)制工具分析其對工業(yè)綠色進步的正向促進效應[16]。朱東波和任力則采用成本和績效型規(guī)制工具考察環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響，并揭示了市場激勵型規(guī)制與工業(yè)綠色競爭力之間的“U”形關系[17]。孫海波和劉忠璐采用治污費用比例作為市場激勵型規(guī)制的代理變量，研究了環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)綠色轉型的門檻效應[18]。Aditi 分析了投資型市場規(guī)制對產業(yè)綠色轉型的促進效應[19]。另有一部分文獻探尋環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)綠色轉型的作用渠道。杜龍政等分析投資型規(guī)制與工業(yè)綠色競爭力的關系，揭示了投資型規(guī)制通過成本節(jié)約、性能提升和心理價值三因素促進了工業(yè)綠色進步[20]。申晨等發(fā)現(xiàn)技術效應和結構效應是環(huán)境規(guī)制影響中國工業(yè)綠色轉型的兩類重要渠道[13]。Du 等認為市場激勵型規(guī)制促進工業(yè)綠色轉型主要通過綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)結構轉型升級兩個渠道，而經(jīng)濟發(fā)展水平則是重要的調節(jié)變量[21]。王書斌和徐盈之揭示了中小企業(yè)在市場規(guī)制下通過學習效應實現(xiàn)綠色轉型[22]。

市場激勵型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的分類效應是文獻研究的熱點。部分文獻分析了異質性市場激勵型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響。楊喆等通過對市場規(guī)制強度的工業(yè)結構綠色轉型效應研究，揭示了規(guī)制強度與綠色轉型之間的“U”形關系[23]。Maia 和Bernard分析了包括排放稅、排放配額和排放標準在內的市場規(guī)制對生態(tài)產業(yè)轉型的異質性影響[24]。Brolund 和Lundmark 以歐洲造紙行業(yè)為例，揭示了針對不同排放物的市場規(guī)制所產生的工業(yè)綠色轉型效應[25]。另有部分文獻分析了市場規(guī)制在不同環(huán)境下所產生的差異化工業(yè)綠色轉型效應。市場規(guī)制效應往往因區(qū)域生態(tài)環(huán)境等因素存在明顯差異性[26,27]。周桂榮和李曉慧發(fā)現(xiàn)市場激勵型規(guī)制的工業(yè)綠色轉型效應還存在著行業(yè)異質性，清潔行業(yè)比污染密集型行業(yè)對環(huán)境規(guī)制的容忍度更高，更易實現(xiàn)綠色轉型[28]。上述文獻研究表明，市場激勵型分類規(guī)制存在著多重工業(yè)綠色轉型效應。為此，本文進一步將市場激勵型的分類規(guī)制與多重異質性工業(yè)綠色轉型效應結合起來，更全面地考察市場激勵型規(guī)制作用下的多重工業(yè)綠色轉型效應。

本文嘗試在現(xiàn)有文獻基礎上作出如下兩方面的邊際貢獻：一是揭示市場激勵型規(guī)制促進工業(yè)綠色轉型的內在機理；二是拓展既有市場激勵型規(guī)制效應的研究路徑，以長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型為背景，進一步揭示市場激勵型規(guī)制所產生的工業(yè)綠色轉型分類效應與邊際效應。

2 理論分析

申晨等[13]、鄧慧慧和楊露鑫[29]分別運用Copeland 和Taylor[30]的建模思想推演出環(huán)境治理與工業(yè)綠色轉型的分析框架?；诖耍疚倪M一步構建一個雙重市場激勵型規(guī)制與工業(yè)綠色轉型的結構框架，以考察市場激勵型規(guī)制促進工業(yè)綠色轉型的內在機理。

假設省份j的生產部門i，其生產函數(shù)由技術aij、勞動lij和排污量dij構成。省份j設定一個排污量上限λj，當排污量dij＞λj時，該部門被限制生產；當排污量dij＞λj時，該部門被允許生產。具體的生產函數(shù)如式（1）所示：

約束條件為：

其中，rij為技術投入強度；wj工資水平；τj為排污費，rij＞0，τj＞0，0＜αij＜1。

鑒于成本函數(shù)比利潤函數(shù)有著更好的性質，本文接著將該部門的生產決策轉化為式（3）所示的成本最小化問題。

由此得到條件要素需求函數(shù)分別為：

進一步得到最優(yōu)的成本函數(shù)：

由謝潑德引理得到：

由式（10）進一步得到：

由于0＜αij＜1，容易得到：

式（12）說明，隨著排污費的增加，部門i的排污量將減少。式（13）說明，隨著技術投入強度的增強，生產技術水平將上升，進而會減少污染性部門的排污量。式（14）意味著式（12）的排污費與排污量之間存在著二次函數(shù)關系，且隨著排污費的提升，減排效應存在著遞減趨勢。結合Bhringer 等[31]、原毅軍和劉柳[32]和申晨等[13]關于費用型和投資型市場規(guī)制的兩分法，本文將排污費作為費用型規(guī)制的代理變量，將技術投入強度作為投資型規(guī)制的代理變量，進而構建雙重市場激勵型規(guī)制變量。由此，結合式（12）、式（13）和式（14）的分析結果，本文提出H1 假設：

H1：費用型和投資型規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型產生促進效應，但費用型規(guī)制的促進效應呈現(xiàn)遞減特征。

另外，既有文獻對分類環(huán)境規(guī)制的異質性效應和單一環(huán)境規(guī)制的多重異質性效應展開了實證研究[13,29,33]，本文進一步結合分類環(huán)境規(guī)制以及多重效應特征，提出了雙重市場激勵型規(guī)制的多重異質性工業(yè)綠色轉型效應假設H2：

H2：費用型和投資型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的促進效應存在顯著的多重異質性特征。

最后，既有研究顯示，末端治理技術創(chuàng)新不僅對末端污染治理和廢物回收利用起著至關重要的作用，還與產品生命周期密切相關[34]。因此，末端治理技術也可能是實現(xiàn)工業(yè)綠色轉型的重要因素[33]。據(jù)此，結合雙重市場激勵型規(guī)制推進工業(yè)綠色轉型的作用機理，本文提出H3 假設：

H3：末端治理技術是費用型和投資型規(guī)制產生工業(yè)綠色轉型促進效應的傳導渠道。

3 研究設計與研究數(shù)據(jù)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2002—2017 年長江經(jīng)濟帶11 個省市的年度面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。相關數(shù)據(jù)分別來自《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》、省級統(tǒng)計年鑒以及EPS 全球統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

3.2 計量模型設定

為檢驗費用型和投資型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響，本文構建如下面板數(shù)據(jù)計量模型：

其中，j表示省份，t表示年份；IGT 表示工業(yè)綠色轉型程度；charge 是以排污費為代表的費用型規(guī)制強度，charge2為費用型規(guī)制強度的二次項；invest 表示以治污投資為代表的投資型規(guī)制強度；X是一組控制變量；u為個體效應；λ為時間效應；ε表示隨機擾動項。本文關注市場激勵型規(guī)制影響工業(yè)綠色轉型的估計系數(shù)β1、β2和β3。根據(jù)理論分析結果判斷，系數(shù)的預期符號分別為β1＞0、β2＜0 和β3＞0。

3.3 變量選取與說明

3.3.1 關鍵變量選取

（1）工業(yè)綠色轉型（IGT）。采用長江經(jīng)濟帶11個省市的工業(yè)綠色轉型綜合指數(shù)作為被解釋變量。基于彭星和李斌[27]的綜合指標體系構建方法，本文建立了包含16 個分類指標的綜合指標。在確定綜合評價指標權重時，本文采用了適用于面板數(shù)據(jù)的面板熵值法。

（2）環(huán)境規(guī)制。參考申晨等[12]的方法，選擇排污費收入與污染排放之比的對數(shù)作為費用型規(guī)制的代理變量；采用工業(yè)污染治理投資額與工業(yè)增加值之比作為投資型規(guī)制的代理變量。

（3）末端治理技術創(chuàng)新（G3）。本文采用工業(yè)固體廢棄物綜合利用率、工業(yè)廢水治理能力和廢水治理設施數(shù)共同衡量末端治理技術創(chuàng)新程度。工業(yè)固體廢棄物綜合利用率越高、廢水治理能力越強和廢水治理設施數(shù)越多意味著末端治理技術創(chuàng)新程度越強。

3.3.2 控制變量選擇

控制變量包括了企業(yè)層面和省級層面兩類控制變量。企業(yè)層面的控制變量有企業(yè)規(guī)模、研發(fā)水平、人力資本、資源稟賦和工業(yè)結構高級化。省級層面的控制變量有外商直接投資、經(jīng)濟發(fā)展水平和工業(yè)增加值占GDP比重。其中，企業(yè)規(guī)模采用規(guī)模以上工業(yè)主營業(yè)務收入與企業(yè)個數(shù)比值衡量；研發(fā)水平采用單位研發(fā)投入技術市場成交額衡量；人力資本采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)人員與從業(yè)人員數(shù)比值衡量；資源稟賦采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資本投入量與從業(yè)人員數(shù)的比值衡量；工業(yè)結構高級化采用高新技術產業(yè)主營業(yè)務收入與工業(yè)總產值比值衡量；外商直接投資采用實際使用外商投資額與地區(qū)生產總值比重衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平采用人均GDP 的對數(shù)衡量。

4 經(jīng)驗結果及分析

4.1 基準回歸結果

考慮到可能存在組間異方差、組內自相關和組間同期相關等因素的干擾，本文采用全面FGLS 進行基準回歸分析。表1 報告了基準回歸結果：其中，第（1）列為費用型規(guī)制和企業(yè)層面控制變量的回歸結果；第（2）列加入了省級層面的控制變量；第（3）列為投資型規(guī)制和企業(yè)類別控制變量的回歸結果；第（4）列在第（3）列基礎上加入了省級層面的控制變量；第（5）列為兩類規(guī)制和企業(yè)類別控制變量的回歸結果；第（6）列在第（5）列基礎上進一步加入了省級層面控制變量?；鶞驶貧w模型的結果均顯示：charge 的系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)顯著為負，而invest 系數(shù)顯著為正。這意味著費用型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型存在先增后減的倒“U”形特征，而投資型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型促進效應呈現(xiàn)單調遞增特征。據(jù)此，基準回歸結果驗證了假說H1。

表1 基準回歸

4.2 內生性問題的處理

基準模型依然可能存在反向因果或遺漏變量帶來的內生性問題。故此，本文將投資型規(guī)制變量滯后一期作為工具變量實施面板2SLS 回歸。表2 的回歸結果顯示，三個核心解釋變量的系數(shù)符號、估計值大小和顯著性水平與基準模型回歸結果保持一致。這說明核心解釋變量的內生性問題并不嚴重。

表2 工具變量回歸

4.3 穩(wěn)健性分析

4.3.1 “OLS+面板校正標準誤差”法

針對可能存在的異方差、截面數(shù)據(jù)相關性和自回歸等問題，本文采用OLS+面板校正標準誤差的方法進行穩(wěn)健性檢驗。表3 第（1）列的結果表明基準回歸的穩(wěn)健性。

4.3.2 環(huán)境規(guī)制的其他界定方法

考慮環(huán)境規(guī)制的測度偏誤干擾，本文采用申晨等[12]的做法，將省級政府工作報告中有關環(huán)境的詞頻（frequency）作為投資型規(guī)制的代理變量進行穩(wěn)健性檢驗，表3 第（2）列的回歸結果再次驗證了基準模型估計的穩(wěn)健性。

4.3.3 剔除2008 年金融危機期間的樣本

為確保樣本選取具有隨機性和代表性，本文剔除了2008 年金融危機期間的樣本進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果顯示，在排除了2008 年金融危機樣本后市場激勵型規(guī)制的系數(shù)仍然顯著。具體檢驗結果如表3 第（3）列所示。

表3 穩(wěn)健性分析

5 異質性分析與渠道檢驗

5.1 異質性分析

考慮到流域上下游地區(qū)在地理區(qū)位、經(jīng)濟發(fā)展水平、產業(yè)結構上的差異性，雙重市場激勵型規(guī)制的工業(yè)綠色轉型效應可能呈現(xiàn)出多重異質性特征。為此，本文分別從區(qū)位異質性、人均GDP 異質性、第二產業(yè)占比異質性三個角度去考察雙重環(huán)境規(guī)制所產生的多重異質性工業(yè)綠色轉型效應。

5.1.1 區(qū)位異質性

鑒于省級環(huán)境分權治理中存在的污染流域轉移和逆轉移等問題，不同區(qū)位的環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響可能存在顯著差異性。為此，本文借鑒傳統(tǒng)做法將湖北段以上的長江經(jīng)濟帶地區(qū)界定為上游地區(qū)，湖北段以下的長江經(jīng)濟帶界定為中下游地區(qū)，以此進行分樣本回歸。表4 的回歸結果顯示，在上游地區(qū)，投資型規(guī)制效應顯著為正，而費用型規(guī)制效應不顯著。在中下游地區(qū)，兩類規(guī)制的影響都僅在10%的顯著性水平上拒絕原假設。上述結果說明，雙重市場激勵型規(guī)制效應存在顯著的區(qū)位異質性。

表4 區(qū)位異質性的回歸結果

5.1.2 人均GDP 異質性

本文將人均GDP 較高的江浙滬分為第一組，其他省份為第二組，以此考察人均GDP 異質性對環(huán)境規(guī)制效應的影響。表5 的第（1）列說明了在第一組中，費用型規(guī)制效應在5%的水平上顯著為正，二次項的檢驗結果也符合預期，但是投資型規(guī)制效應不顯著。第（2）列說明了在第二組中，僅投資型規(guī)制效應顯著為正。這意味著在人均GDP 較高的地區(qū)，費用型規(guī)制具有較好的工業(yè)綠色轉型促進效應；而在人均GDP 較低的地區(qū)，投資型規(guī)制具有較好的工業(yè)綠色轉型促進效應。

表5 人均GDP異質性的回歸結果

5.1.3 第二產業(yè)占比異質性

第二產業(yè)占比也是影響環(huán)境規(guī)制效應的重要因素。為此，本文以工業(yè)增加值占GDP 比重為分組指標，比重小于0.4 的時序樣本歸為低占比組，大于0.4的時序樣本歸為高占比組。表6 的回歸結果顯示，在第（1）列的低占比組中，費用型規(guī)制的系數(shù)僅在10%水平上顯著為正，二次項的系數(shù)在5%水平上顯著為負，而投資型規(guī)制效應不顯著。在第（2）列的高占比組中，費用型規(guī)制的系數(shù)在5%水平上顯著為正，二次項系數(shù)均在5%水平上顯著為負，投資型規(guī)制效應依然不顯著。這一結果說明雙重市場激勵型規(guī)制效應存在顯著的第二產業(yè)占比異質性。據(jù)此，驗證了H2。

表6 第二產業(yè)占比異質性的回歸結果

5.2 環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響渠道分析

根據(jù)理論部分的分析，市場激勵型規(guī)制可以通過末端治理技術創(chuàng)新的渠道實現(xiàn)工業(yè)綠色轉型。為驗證這一影響渠道存在性，本文采用中介效應模型進行驗證，其中G3 為末端治理技術。構建如下遞歸計量模型：

表7 報告了渠道分析的回歸結果。第（2）列顯示費用型和投資型規(guī)制的系數(shù)均顯著為正，這說明兩類規(guī)制對末端治理技術均具有顯著促進作用。第（3）列中兩類規(guī)制變量及G3 的系數(shù)均顯著為正，這表明末端治理技術在環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型中發(fā)揮了部分中介效應。從數(shù)值上看，中介效應大小約為0.237，在總效應中占較大比重。由此，驗證了H3。

表7 中介效應分析

6 進一步討論

6.1 環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型組成部分的影響

工業(yè)綠色轉型指標是一個由多種要素構成的綜合指數(shù)。故此，市場激勵型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型各組成部分的影響可能存在差異性。由于高能耗行業(yè)產值占比是綜合指數(shù)的重要構成，本文將高能耗行業(yè)的產值占比作為被解釋變量進行單獨回歸。此外，包括廢水、二氧化硫、煙粉塵和固體廢物在內的“四廢”排放量指標也是綜合指數(shù)的重要構成。為此，本文分別采用萬元工業(yè)增加值廢水排放量（liquid）、二氧化硫排放量（SO2）、煙粉塵排放量（dust）和固體廢物產生量（solid）作為“四廢”排放量分類指標考察市場激勵型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型各個部分的差異化影響。

表8 第（1）列為雙重市場激勵型規(guī)制對高能耗行業(yè)產值占比影響的回歸結果，第（2）至（5）列為雙重市場激勵型規(guī)制對“四廢”排放量分類指標影響的回歸結果。第（1）列顯示，費用型規(guī)制的系數(shù)顯著為負，二次項也顯著為負，而投資型規(guī)制的系數(shù)不顯著。在第（2）列中，費用型規(guī)制的影響不顯著，投資型規(guī)制的影響則顯著為負。這意味著投資型規(guī)制能顯著抑制廢水排放量。第（3）列結果顯示，費用型規(guī)制對二氧化硫排放量的影響顯著為負，且呈現(xiàn)逐步強化趨勢；投資型規(guī)制對二氧化硫排放量的影響僅在10%水平上顯著為正。第（4）列顯示，費用型規(guī)制對煙粉塵排放量的影響顯著為負，二次項顯著為正；投資型規(guī)制的影響僅在10%水平上顯著為負。第（5）列顯示，費用型規(guī)制對固體廢物排放的影響在5%水平上顯著為正，二次項影響不顯著；投資型規(guī)制的影響則顯著為負。上述回歸結果表明，市場激勵型規(guī)制的工業(yè)綠色轉型效應在分類結構上也存在著明顯的異質性特征。

表8 環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型組成部分的影響

6.2 環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型影響的邊際效應演化分析

在實踐中，我們更關注在不同的工業(yè)綠色轉型水平上，市場激勵型規(guī)制的邊際效應是否存在顯著的結構性變化？為此，本文利用面板分位數(shù)回歸模型探究不同工業(yè)綠色轉型水平上市場激勵型規(guī)制邊際效應的演化軌跡。構建如下面板分位數(shù)回歸模型：

其 中，Qτ(IGTjt|chargejt,charge2jt,investjt) 為 給定雙重市場激勵型規(guī)制的前提下，工業(yè)綠色轉型在第τ分位數(shù)上的值；δτi為核心解釋變量在第τ分位數(shù)上的回歸系數(shù)。參考已有文獻的做法，本文選取五個代表性的分位點（0.2，0.25，0.5，0.75，0.9）展開分析。表9 報告了相應的面板分位數(shù)回歸結果。對比不同分位點上的回歸系數(shù)及其顯著性水平，可以發(fā)現(xiàn)從0.2 分位點開始，回歸系數(shù)基本保持穩(wěn)定，但是在0.75和0.9 分位點上，雙重市場激勵型規(guī)制的回歸系數(shù)均不顯著，即無法拒絕零假設。

表9 環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型的分位數(shù)回歸結果

為進一步揭示環(huán)境規(guī)制促進效應的邊際變化趨勢，本文從0.2 到0.9 分位點間構建步長為0.01 的多重分位數(shù)回歸模型。雙重市場激勵型規(guī)制的回歸系數(shù)變化趨勢如圖1 所示，在分位數(shù)較小時，費用型規(guī)制的邊際效應隨著分位數(shù)的增加而減小，投資型規(guī)制的邊際效應隨著分位數(shù)的增加而增加。費用型規(guī)制的邊際效應遞減現(xiàn)象源自排污費的持續(xù)增加所產生的污染治理效果邊際遞減效應①《國務院關于2018 年度環(huán)境狀況和環(huán)境保護目標完成情況的報告》，中國人大網(wǎng)，2019 年4 月20 日。。投資型規(guī)制是以工業(yè)污染治理中的投資額與工業(yè)增加值之比為指標，以工業(yè)治污技術投入為核心的治理模式。投資型規(guī)制的推進過程存在著由技術引進或技術創(chuàng)新帶來的邊際報酬遞增效應[34]。但是這兩類變化趨勢在分位數(shù)較大時存在“L”形的驟降現(xiàn)象。驟減的原因在于隨著工業(yè)綠色轉型水平的提升，樣本方差顯著變大，也即樣本分布更加分散，轉型效應更加分化，從而導致樣本回歸系數(shù)不顯著。這意味著，工業(yè)綠色轉型初期，兩類市場激勵性規(guī)制的治理效果較明顯，而隨著工業(yè)綠色轉型的推進，不同地區(qū)的治理效果出現(xiàn)持續(xù)分化，當分化到達一定程度后，即在10%顯著性水平上無法拒絕零假設時，這兩類市場激勵型規(guī)制的邊際效應實質上降為零。另外，兩類市場激勵型規(guī)制出現(xiàn)“L”形驟降的拐點位置也是有差異的，投資型規(guī)制效應的拐點相比費用型規(guī)制效應的拐點出現(xiàn)的更早。原因在于，隨著工業(yè)綠色轉型水平的提升，費用型規(guī)制效應分化較緩慢，而投資型規(guī)制效應分化得更快更顯著。

圖1 環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型的分位數(shù)模型回歸系數(shù)

7 研究結論與政策啟示

本文首先系統(tǒng)梳理了費用型和投資型兩類市場激勵型規(guī)制推進工業(yè)綠色轉型的內在機理，并提出了一系列待檢驗的理論假說。在此基礎上，本文基于2002—2017 年長江經(jīng)濟帶11 個省市的面板數(shù)據(jù)，對環(huán)境規(guī)制的工業(yè)綠色轉型效應展開實證研究。經(jīng)驗結果顯示：雙重市場激勵型規(guī)制顯著促進了工業(yè)綠色轉型，在考慮了潛在內生性問題和進行一系列穩(wěn)健性檢驗后，該結論依然成立。投資型規(guī)制對長江經(jīng)濟帶上游地區(qū)的工業(yè)綠色轉型具有顯著的促進效應，而費用型規(guī)制作用不明顯；兩類規(guī)制對長江經(jīng)濟帶中下游地區(qū)的工業(yè)綠色轉型在10%水平上具有顯著的促進效應。從人均GDP 異質性角度看，費用型規(guī)制對江浙滬地區(qū)的工業(yè)綠色轉型具有顯著的促進效應，投資型規(guī)制的作用卻不明顯。對于其他地區(qū)，投資型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型具有顯著的促進效應，費用型規(guī)制作用則不明顯。第二產業(yè)占比高的地區(qū)，費用型規(guī)制的影響更大，而投資性規(guī)制的影響均不明顯。渠道檢驗發(fā)現(xiàn)，末端治理技術是環(huán)境規(guī)制促進工業(yè)綠色轉型重要渠道。在雙重市場激勵型規(guī)制對工業(yè)綠色轉型組成部分的影響分析上，費用型規(guī)制對高能耗占比、二氧化硫排放量、煙粉塵排放量均有著顯著的抑制效應，且在高能耗占比上的影響呈現(xiàn)遞減特征，在二氧化硫排放量、煙粉塵排放量上的影響呈現(xiàn)遞增特征。投資型規(guī)制對廢水排放量、煙粉塵排放量和固體廢物產生量均具有顯著抑制效應。隨著工業(yè)綠色轉型水平的提升，雙重市場激勵型規(guī)制的邊際效應呈現(xiàn)“L”形驟降特征。

本文的研究結論蘊含著豐富的政策啟示。首先，政府應針對不同地區(qū)、不同產業(yè)以及工業(yè)綠色轉型的不同時期實施差異化的環(huán)境規(guī)制政策。通過環(huán)境規(guī)制類型和實施強度的有效切換，確保環(huán)境規(guī)制在不同狀態(tài)下均能發(fā)揮最佳的工業(yè)綠色轉型促進效應。其次，從實踐經(jīng)驗看，為人所詬病的環(huán)境分權制度事實上具有一定的科學性，雙重市場激勵型規(guī)制所表現(xiàn)出來的多重異質性特征恰好佐證了環(huán)境分權制度在實施差異化環(huán)境規(guī)制上有著天然的優(yōu)勢。再次，從傳導渠道來看，目前的雙重市場激勵型規(guī)制在影響工業(yè)綠色轉型過程中主要是通過末端治理技術實現(xiàn)的。研究尚未發(fā)現(xiàn)在生產率與研發(fā)能力等重要的內生技術創(chuàng)新上表現(xiàn)出顯著的工業(yè)綠色轉型渠道效應。這也恰好是未來深入推進長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的可能突破領域。最后，從雙重市場激勵型規(guī)制的邊際效應考察，兩類規(guī)制的邊際效應隨著分位數(shù)的增加出現(xiàn)一增一降趨勢，并且先后出現(xiàn)“L”形驟降特征。上述變化特征意味著相關政府和企業(yè)均應當高度重視兩類環(huán)境規(guī)制所產生的差異化邊際效應，特別關注兩類效應的“L”形驟降節(jié)點，及時創(chuàng)新環(huán)境規(guī)制手段，以確保雙重市場激勵型規(guī)制在工業(yè)綠色轉型進程中始終發(fā)揮著顯著的正向促進效應。