王玉爽

（南開大學經(jīng)濟學院，天津市 300071）

推動綠色發(fā)展、促進人與自然和諧共生是我國長久的價值追求，黨的二十大報告更明確指出：“中國式現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化”，要“站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展”。也就是說，隨著我國經(jīng)濟逐漸步入高質(zhì)量發(fā)展階段，以往以破壞生態(tài)環(huán)境為代價的經(jīng)濟社會發(fā)展模式很明顯已經(jīng)行不通。讓環(huán)境保護成為經(jīng)濟發(fā)展的前置約束是我國踐行綠色發(fā)展并實現(xiàn)人與自然和諧共生的必然之路。其中，提高綠色全要素生產(chǎn)率成為兼顧環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展的關鍵。推動綠色發(fā)展、提高綠色全要素生產(chǎn)率，離不開合理高效的實施路徑，離不開環(huán)境規(guī)制的推動與支持。中央政府、各地方政府、生態(tài)環(huán)境保護部門等相繼出臺并實施了系列環(huán)境保護與治理政策，環(huán)境規(guī)制的類型不斷豐富，環(huán)境政策的體系不斷完善。然而，現(xiàn)實生活中，依然有部分地區(qū)污水治理不達標、環(huán)保專項資金利用不合理。環(huán)境規(guī)制尤其是不同類型環(huán)境規(guī)制是否對綠色全要素生產(chǎn)率起促進作用是一個重要議題，需深入考察。

環(huán)境保護方面存在的現(xiàn)實問題與環(huán)境類公共品的提供由政府主導[1]并據(jù)此形成中國式環(huán)境分權治理體系密不可分。中國式環(huán)境分權治理體系是在環(huán)境治理方面劃分中央和地方兩級政府權責的基本參考依據(jù)。環(huán)境分權是中央和各地方政府進行環(huán)境治理的基礎制度安排，決定了地方政府所擁有的環(huán)境事權大小和自主性強弱。我國地域廣闊，各地社會經(jīng)濟發(fā)展水平差異大，基礎資源稟賦不盡相同，環(huán)境保護針對的對象涉及水、空氣和固體廢物等，在現(xiàn)有五級政府體制下，環(huán)境管理權力和責任的配置已成為環(huán)境規(guī)制推動綠色發(fā)展不可或缺的因素和難以忽略的現(xiàn)實背景。一方面，環(huán)境分權體制賦予地方政府因地制宜的權力，即可根據(jù)當?shù)鬲毺氐慕?jīng)濟社會條件制定行之有效的環(huán)境規(guī)制政策。另一方面，過度的分權會讓地方政府擁有更多權衡經(jīng)濟發(fā)展和污染治理的空間，即增強地方政府利用職權的便利與企業(yè)合謀的可能性，成為制約環(huán)境規(guī)制發(fā)揮應有作用的重要因素。在環(huán)境分權背景下考察不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更具理論和現(xiàn)實意義。同時，環(huán)境分權制度的建立和環(huán)境規(guī)制的實施，極易在各區(qū)域的企業(yè)、民眾、各級政府包括鄰地政府之間形成共同協(xié)商、平等合作的系統(tǒng)性治理模式，即環(huán)境分權的存在和環(huán)境規(guī)制的實施可能具有一定的地區(qū)溢出效應，對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不可忽視的空間效應。

有鑒于此，本文立足于環(huán)境分權這一現(xiàn)實背景，探究環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，尤其是分析環(huán)境分權在此過程中的作用。環(huán)境政策體系日益豐富，除了命令控制型環(huán)境規(guī)制以外，包括治理投資型和市場引導型規(guī)制工具在內(nèi)的市場激勵型環(huán)境規(guī)制正被不斷推陳出新。因此，本文除考察治理投資型環(huán)境規(guī)制外，還引入綠色金融作為代表性的市場引導型環(huán)境規(guī)制，以便更充分探究新型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，進而探索環(huán)境分權、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間是否存在空間溢出效應，為提高綠色全要素生產(chǎn)率提供更具現(xiàn)實意義的全新視角和合理依據(jù)。

一、文獻綜述

已有研究環(huán)境規(guī)制的文獻眾多，本文從環(huán)境規(guī)制的發(fā)展歷程、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率的關系、環(huán)境分權的發(fā)展和影響三個視角梳理相關文獻。

（一）環(huán)境規(guī)制的發(fā)展歷程

我國環(huán)境規(guī)制工具體系隨著國情的變化經(jīng)歷了從無到有、從單一到多元并行的過程[2]。自20世紀80 年代以來，我國各級政府逐步建立和制定了較完善的環(huán)境保護制度與政策，以降低污染排放、提升環(huán)境質(zhì)量[3]。經(jīng)過幾十年的實踐，我國已經(jīng)逐步構建了“四維一體”的環(huán)境規(guī)制體系[4]，環(huán)境規(guī)制工具種類眾多。如有學者將環(huán)境規(guī)制工具分為命令控制型、市場激勵型以及公眾自愿型環(huán)境規(guī)制[5]，費用型和投資型環(huán)境規(guī)制[6]，事前激勵型和事后懲罰型環(huán)境規(guī)制[7]等。隨著環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展進入新階段，綠色信貸[8]、綠色金融[9]等市場型環(huán)境規(guī)制工具也被納入環(huán)境政策體系中。由于環(huán)境保護存在不同的傾向和目的，不同類型的環(huán)境規(guī)制之間具有差異性，進而在執(zhí)行過程中也存在明顯差別[10]。因此，若忽略環(huán)境規(guī)制的異質(zhì)性，僅僅利用單一指標對環(huán)境規(guī)制進行總量層面的分析，容易產(chǎn)生所謂的“一刀切”錯誤，不能充分認識環(huán)境規(guī)制的作用[11]。

（二）環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率的關系

第一種觀點認為環(huán)境規(guī)制可以提升綠色全要素生產(chǎn)率。如在大氣污染防治計劃的實施地區(qū)，由于技術進步的作用，其綠色全要素生產(chǎn)率得到顯著提升[12]。第二種觀點認為環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率無預期作用。黃慶華等[13]提出，在長期內(nèi)環(huán)境規(guī)制不僅不能維持綠色全要素生產(chǎn)率持續(xù)提高，甚至還會增加污染型經(jīng)濟產(chǎn)出和污染排放。第三種觀點認為環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間存在非線性關系，且驗證此種觀點的文獻最多。何凌云等[14]提出，在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，綠色全要素生產(chǎn)率是我國實現(xiàn)綠色發(fā)展的微觀體現(xiàn)。通過對微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生倒U 形影響。楊書等[15]提煉出以政府為主導的投資型治污環(huán)境規(guī)制，引入空間效應和非線性模型研究發(fā)現(xiàn)，綠色全要素生產(chǎn)率存在不可忽視的空間相關性。在考慮空間效應后，投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率依然存在倒U 形關系。環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應不可忽視，二者之間為倒U 形關系，且具有明顯的財政分權門檻效應[16]。值得注意的是，不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響過程和結果并不一致。命令型和市場型兩類環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率均具有不可忽視的倒U形影響，且二者的正向作用更突出[17]。蔡烏趕等[18]將環(huán)境規(guī)制工具歸納為三類，認為市場型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的作用是先促進后抑制，即倒U 形關系，而命令控制型環(huán)境規(guī)制尚未產(chǎn)生直接作用。吳磊等[5]基于成本—收益角度分析三種環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率無顯著作用，市場激勵型和自愿參與型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率存在短期內(nèi)抑制、長期內(nèi)轉化為促進的作用。

（三）環(huán)境分權的發(fā)展和影響

因環(huán)境污染所產(chǎn)生的負外部性在美國等國家或地區(qū)已成為不可忽視的關鍵問題，同時，環(huán)境資源又是公共品。那么，推動政府承擔環(huán)境保護職能、有效配置各層級政府之間環(huán)境保護的權力和責任成為解決此問題的關鍵[19-20]。由此，形成了起源于美國并由財政分權理論衍生出的研究中央政府和地方政府環(huán)境權力劃分的基礎理論[21-22]，即環(huán)境聯(lián)邦主義理論。

環(huán)境分權由環(huán)境聯(lián)邦主義理論演化而來。從各國管理與實踐經(jīng)驗來看，環(huán)境分權主要通過行政科層制在各級政府之間完成環(huán)境保護權責的合理配置，是對環(huán)境事權的向下授權[22]，即可將環(huán)境分權理解為地方政府在設計、執(zhí)行環(huán)境政策和環(huán)境管理事務中所擁有的決策權和自主權[19]。國外學者對參與環(huán)境治理、推動環(huán)境保護采用分權還是集權進行了充分研究，環(huán)境污染的外溢程度和地區(qū)異質(zhì)性決定著中央政府政策與地方政府政策的效果，影響環(huán)境事權的劃分[23]。在我國經(jīng)濟快速發(fā)展的過程中，與之而來的環(huán)境污染促使國內(nèi)學者關注各級政府之間環(huán)境權責的劃分問題。然而，在上級政府對下級政府官員具有晉升權和在以經(jīng)濟發(fā)展水平為主要考核指標的財政分權背景下，我國形成了獨特的集權和分權相結合的政府治理模式[24]。也就是說，由西方演化而來的環(huán)境聯(lián)邦主義理論并不完全適用于中國語境下特定的制度背景。正如張華等[25]提出，中國式分權的特點賦予環(huán)境聯(lián)邦主義理論不同的含義，可將其稱為“中國式環(huán)境聯(lián)邦主義”。實際上，自20世紀90年代，我國政府開始進行相應的環(huán)境分權改革。隨著地方環(huán)保機構的不斷設立和完善，初期的環(huán)境事務權力往往意味著向地方政府傾斜即分權程度更高[24]。隨著環(huán)境保護問題的凸顯，一方面，在分權體制下中央政府對環(huán)境保護宏觀調(diào)控和監(jiān)管如環(huán)保約談和環(huán)保垂直管理等力度不斷加強，環(huán)境分權程度開始下降；另一方面，對地方政府有效環(huán)境治理的正向激勵也在不斷增強[20，26]。

由上可知，環(huán)境分權是中央政府和各地方政府之間對環(huán)境保護權責劃分程度的體現(xiàn)，也是影響環(huán)境治理效果和綠色發(fā)展的重要因素。國內(nèi)學者對參與環(huán)境保護、治理環(huán)境污染的過程應分權還是集權進行了研究。部分學者認為，環(huán)境分權對保護環(huán)境暫未起到預想中的作用。環(huán)境分權與環(huán)境質(zhì)量之間呈顯著負向關系，隨著政府各行政層級的增加，環(huán)境分權程度變高，其環(huán)境治理效果反而變差[27]。環(huán)境分權與市場分割對碳排放的影響是反向的[26]。冉啟英等[28]分析了財政分權、環(huán)境分權與綠色全要素生產(chǎn)率的直接關系與關聯(lián)作用，認為當前財政分權與環(huán)境分權不利于綠色發(fā)展，中央適當集權對綠色發(fā)展有積極影響。但也有學者支持環(huán)境分權制度，認為相對于完全由中央政府掌握環(huán)境權責，環(huán)境分權有利于地方政府針對實際情況提供更好的服務[29]。同時，環(huán)境分權對降低我國的環(huán)境污染即對我國實現(xiàn)節(jié)能減排、綠色發(fā)展的目標有效[30]。白俊紅等[31]提出中央政府可在環(huán)境政策制定權、“治霾”資金使用權兩方面給予地方政府更大自由度，允許其根據(jù)當?shù)鼐唧w情況設置人員崗位與環(huán)保機構。馬本等[32]提出環(huán)境權力在各層級政府間的合理配置是現(xiàn)代環(huán)境治理體系的基石，經(jīng)實證分析后認為，賦予縣級政府過多的環(huán)境管理權力不利于污染減排，但擴大“市級分權”有利于污染減排。

綜上，現(xiàn)有文獻雖然已對不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響進行了深入分析，但仍存在以下不足。首先，對市場激勵型環(huán)境規(guī)制的衡量仍集中于治理污染投資或者治污費用征收。事實情況是，隨著環(huán)境保護進程的推進和市場體系的完善，市場激勵型環(huán)境規(guī)制在不斷豐富創(chuàng)新。其次，在探究環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響時，鮮有文獻將其置于環(huán)境分權背景下。最后，鮮有文獻考慮環(huán)境分權背景下不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應。因此，本文以對環(huán)境規(guī)制的成本—收益分析和中國式環(huán)境聯(lián)邦主義理論為基礎，進一步實證分析環(huán)境分權、不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響和空間效應。第一，將環(huán)境規(guī)制劃分為命令控制型和市場激勵型。在市場激勵型環(huán)境規(guī)制中，除治理投資型環(huán)境規(guī)制外，引入綠色金融這一市場引導型環(huán)境規(guī)制。第二，將環(huán)境分權、環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率置于同一框架進行理論分析，以判斷環(huán)境分權對環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率關系產(chǎn)生的影響。第三，基于省級宏觀層面數(shù)據(jù)，在實證分析中循序漸進，除研究不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響外，進一步采用空間模型驗證空間溢出效應。通過厘清環(huán)境分權背景下不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，以期發(fā)揮環(huán)境分權和環(huán)境規(guī)制對提高綠色全要素生產(chǎn)率的協(xié)同作用，為推動綠色發(fā)展提供新路徑。

二、理論分析

（一）環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率

從微觀視角看，環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的理論機制主要以成本效應和創(chuàng)新補償效應為主。一方面，在企業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的污染物可視為相伴而生的非期望產(chǎn)出。環(huán)境規(guī)制的作用就是將生產(chǎn)中對環(huán)境要素的使用和破壞成本內(nèi)化于生產(chǎn)過程[14]，即體現(xiàn)為企業(yè)生產(chǎn)成本的直接上升，這會擠占綠色創(chuàng)新和技術研發(fā)等方面的投入[15]。另一方面，波特假說認為，成本效應是從靜態(tài)角度出發(fā)的，若基于動態(tài)競爭視角，一定程度的環(huán)境規(guī)制會促進企業(yè)自發(fā)進行技術創(chuàng)新活動，將注意力更多地集中于減少污染排放。此過程中技術創(chuàng)新會帶動環(huán)境規(guī)制成本下降，甚至還會產(chǎn)生收益，即創(chuàng)新補償效應[14，33]。成本效應和創(chuàng)新補償效應互相作用，最終體現(xiàn)到環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響中。

但從宏觀視角看，各地環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機制可能與微觀層面略有差異。各地政府在發(fā)展過程中須以綠色發(fā)展為導向，兼顧經(jīng)濟、生態(tài)、民生三方面，考慮環(huán)境分權等環(huán)境事權方面的權責劃分問題。因此，應基于政府部門在制定環(huán)境政策時所依據(jù)的主要衡量標準即成本—收益分析，判斷環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。在成本方面，執(zhí)行環(huán)境規(guī)制需要投入大量的人力資本和設備資本[5]，并可能對就業(yè)崗位等方面產(chǎn)生不利影響，增加民生成本。在收益方面，環(huán)境規(guī)制能夠有效治理區(qū)域內(nèi)環(huán)境污染問題，有利于可持續(xù)性發(fā)展，對整體居民均具有正向收益。另外，環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的推動作用可能會引致技術進步，進而推動經(jīng)濟增長。若實施環(huán)境規(guī)制的成本小于收益，那么，環(huán)境規(guī)制可推動綠色發(fā)展，反之，則無益于綠色發(fā)展。

不同類型的環(huán)境規(guī)制在實施形式、實施內(nèi)容和運行機理等方面均不同，對綠色全要素生產(chǎn)率的影響也存在差異。命令控制型環(huán)境規(guī)制首要著力點為短期內(nèi)對環(huán)境改善的即刻性以及強制性。但若使其長期有效執(zhí)行，需要投入較大的人力成本和政策執(zhí)行成本以完善監(jiān)督工作。因此，當命令控制型環(huán)境規(guī)制成本過高或者出臺時間過長時，就不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提高。市場激勵型環(huán)境規(guī)制包括治理投資型和市場引導型環(huán)境規(guī)制。治理投資型環(huán)境規(guī)制在短期可能會擠占生產(chǎn)性投資，其對環(huán)境污染的治理作用和治理能力只能在長期體現(xiàn)出來。治理投資型環(huán)境規(guī)制作為以“污染者付費”為原則的政策工具，長期會促進企業(yè)提高污染治理投資的資金效率，提升綠色全要素生產(chǎn)率。以綠色金融為代表的市場引導型環(huán)境規(guī)制給予各經(jīng)濟主體更自由的環(huán)境治理權，在污染產(chǎn)生的源頭即生產(chǎn)端促使資金發(fā)揮應有作用，兼顧環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展，促進綠色全要素生產(chǎn)率提高。但若無日漸成熟的監(jiān)督體系，容易導致單純追逐經(jīng)濟增長的情況，不利于綠色發(fā)展。

（二）環(huán)境分權、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率

基于中國式環(huán)境聯(lián)邦主義理論，以環(huán)境分權的優(yōu)勢和劣勢論證環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。

環(huán)境分權屬于行政管理的向下授權，相較于中央政府，各地方政府在環(huán)境監(jiān)管上擁有降低搜索信息成本和政策執(zhí)行成本的管理優(yōu)勢[22]。第一，地方政府對本地的環(huán)境資源及企業(yè)排污治污的情況比較了解，掌握相關信息的成本更低。第二，地方政府環(huán)境執(zhí)法針對性和有效性容易得到保障，若中央政府對各區(qū)域進行環(huán)境執(zhí)法，會加大政府在人員投入和信息傳遞方面的中間成本。第三，隨著各地方政府環(huán)保系統(tǒng)的完善，可將環(huán)境管理工作深入基層。在此基礎上形成的環(huán)境監(jiān)管網(wǎng)絡除可監(jiān)督當?shù)丨h(huán)境政策實施效果外，還可根據(jù)當?shù)厣鷳B(tài)資源稟賦，制定并實施更適合本地真實發(fā)展情況的環(huán)境政策[34]。第四，環(huán)境分權會導致地方政府“爭上游”的合作競爭，更高程度的分權會帶來更高的環(huán)境標準，這有利于環(huán)境質(zhì)量改善[35]，也有利于地方政府因地制宜實現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的自我創(chuàng)新，為豐富國家環(huán)境政策體系提供支撐[36]。

另外，環(huán)境分權也存在一定的局限。第一，地方政府在制定政策時，很少考慮對相鄰地區(qū)的影響，不同地方政府之間存在著“搭便車”、權責不清[1]等問題。第二，在晉升激勵的作用下，各地方政府極易將“社會福利多任務委托”簡化為“經(jīng)濟增長的單任務委托”[24]。短期內(nèi)，各地方政府會抓住環(huán)境管理權下放的空間和時間，忽視環(huán)境保護，放寬環(huán)境治理標準，放松對環(huán)境規(guī)制實施過程的監(jiān)管，出現(xiàn)“為增長而競爭”的局面。第三，中央政府對環(huán)境權責下放的程度越大，就意味著地方政府在環(huán)境治理和環(huán)境保護中所受的約束越少，提高各地方政府與當?shù)仄髽I(yè)“合謀”的可能性。這種激勵機制的扭曲和中央政府約束力的不足會造成地方政府環(huán)境規(guī)制污染防治績效下降[20，25]。生態(tài)環(huán)境是一種公共品，當?shù)胤秸畵碛协h(huán)境事務自主權時，為促進本地經(jīng)濟發(fā)展，各地區(qū)可能會打破生態(tài)紅線，隱瞞環(huán)境污染以及治理的真實情況，導致環(huán)境規(guī)制失效[37]。

（三）事實分析

通過圖1、圖2可看出，中國式環(huán)境分權這一現(xiàn)實背景在中央政府和省級政府間確實存在，環(huán)境分權以降低地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模影響后的省級政府環(huán)保機構人員數(shù)量占比測量。環(huán)境分權程度在2017年出現(xiàn)下降態(tài)勢但始終保持在相對穩(wěn)定區(qū)間。綠色全要素生產(chǎn)率雖偶有波動、整體處于較低水平，但基本保持上升態(tài)勢。命令控制型環(huán)境規(guī)制在2009年之前基本處于下降態(tài)勢，可能的原因是過于重視經(jīng)濟發(fā)展而輕視環(huán)境保護，經(jīng)短暫下降后開始上升，并在2017 年之后不斷升高。治理投資型環(huán)境規(guī)制在2013年之前呈現(xiàn)類U形變化并在2013年達到頂點，經(jīng)兩年下降調(diào)整后保持相對穩(wěn)定趨勢。市場引導型環(huán)境規(guī)制始終保持溫和上升態(tài)勢。整體上看，將環(huán)境分權作為現(xiàn)實背景有據(jù)可依，而且各環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關系存在一定的時間交疊性和趨同性。因此，在環(huán)境分權背景下研究不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響是有必要的。

圖1 綠色全要素生產(chǎn)率等變量變化趨勢

圖2 命令控制型環(huán)境規(guī)制變化趨勢

（四）空間溢出效應

各地方政府在推行環(huán)境規(guī)制的過程中，初期會呈現(xiàn)明顯的模仿特征，形成“逐底競爭”。隨著對各地方政府官員考核體系的變化，各地對環(huán)境保護和環(huán)境治理的行為由“逐底競爭”轉為“逐頂競爭”[38]，使各地區(qū)之間的環(huán)境規(guī)制互相影響。同時，本地實施的環(huán)境規(guī)制可能會導致污染產(chǎn)業(yè)或污染物排放轉移到鄰近地區(qū)，對鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。但本地環(huán)境規(guī)制也可能會通過對環(huán)境質(zhì)量的改善作用，促進清潔型企業(yè)發(fā)展和綠色技術創(chuàng)新的循環(huán)流動，即基于環(huán)境質(zhì)量的正外部性、清潔產(chǎn)業(yè)和技術知識的溢出效應對鄰近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響[15]。另外，環(huán)境分權的局限可能會導致各地政府以“我污染、你治理”為發(fā)展導向[24]。這將加劇政府之間的博弈，導致“以鄰為壑”式的污染排放。而環(huán)境分權的優(yōu)勢基礎給各地方政府實施環(huán)境規(guī)制帶來更寬松的環(huán)境，促進各地方政府就環(huán)境治理的溝通協(xié)同，提升區(qū)域之間治理合作的積極性，形成區(qū)域間平臺式治理模式，產(chǎn)生正向空間溢出效應。

基于此，本文提出如下假設：

H1：環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率具有非線性影響，且不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的作用方向不同。

H2：環(huán)境分權對環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程存在調(diào)節(jié)作用。

H3：環(huán)境分權、環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在空間溢出效應。

三、變量說明與模型構建

（一）變量選取與測算

1.綠色全要素生產(chǎn)率（gtee）

測算綠色全要素生產(chǎn)率包括單一指標和綜合指標等方法，其中利用模型測算綜合指標較為常見，常用GML 指數(shù)方法[5]、超效率SBM-DEA 方法[16]等。本文采用基于非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型測算綠色全要素生產(chǎn)率，以資本存量（K）、勞動力（L）、能源消耗（E）、土地（F）為投入指標。其中，資本存量借鑒單豪杰[39]的研究，以永續(xù)盤存法計算，Kt=It+(1-δ)Kt-1，其中，Kt代表t時期資本存量，It代表t時期內(nèi)的固定資本形成總額，Kt-1代表t-1 時期資本存量，δ代表實物資本的折舊率，以2003 年各省份的固定資本形成總額除以10.96%作為各省份的起始資本存量；勞動力投入指標選取當年年末的就業(yè)人數(shù)與上年年末的就業(yè)人數(shù)的均值為本年就業(yè)人數(shù)；能源消耗包括各地區(qū)工業(yè)用水總量和折算為標準煤單位的能源消耗量[38]；土地投入以各地區(qū)建成區(qū)面積表示。期望產(chǎn)出為各省份實際GDP。非期望產(chǎn)出為工業(yè)廢水排放量（EF）、二氧化硫排放量（EX）和工業(yè)固體廢物排放量（ES），并使用軟件MaxDEA7Ultra 測算綠色全要素生產(chǎn)率。

2.環(huán)境分權程度（ed）

國內(nèi)學者對環(huán)境分權的衡量采用單一指標[40]、多重指標[24]為主。本文參考陸鳳芝等[40]構建和衡量環(huán)境分權指標體系的方法，對環(huán)境分權進行如下測算，并在測算公式中乘以經(jīng)濟規(guī)?？s放因子[1-(GDPit/GDPt)]，對環(huán)境分權指標進行平減。

其中，edit表示第i省第t年環(huán)境分權程度；LEit表示第i省第t年各地環(huán)保系統(tǒng)人員數(shù)；LPit表示第i省第t年人口數(shù)；NEt表示第t年全國環(huán)保系統(tǒng)人員總數(shù)；NPt表示第t年全國人口總數(shù)；GDPit為第i省第t年地區(qū)生產(chǎn)總值；GDPt為第t年各省生產(chǎn)總值之和。

3.環(huán)境規(guī)制強度（lnoer、mer1、mer2）

本文主要研究命令控制型環(huán)境規(guī)制（lnoer）和市場激勵型環(huán)境規(guī)制（mer）。命令控制型環(huán)境規(guī)制往往通過政府出臺強制性的政策、法規(guī)、命令以管控各主體，最終達到治理環(huán)境的目的[41]?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，采用各省份當年頒布的環(huán)境法規(guī)、地方性規(guī)章以及實施行政處罰案件數(shù)之和衡量命令控制型環(huán)境規(guī)制，并取對數(shù)（lnoer）。市場激勵型環(huán)境規(guī)制（mer）主要以排污收費、適當補貼和治理投資等為信號影響排污者的環(huán)保決策。實際上，地方政府會將所獲得的排污費等收入投入到環(huán)境治理中，而以重工業(yè)為主的工業(yè)污染是引致環(huán)境污染的主要原因，因此工業(yè)污染治理投資完成額可較好地體現(xiàn)為解決環(huán)境污染所投入的資金，本文選用工業(yè)污染治理投資完成額占第二產(chǎn)業(yè)增加值比重代表治理投資型環(huán)境規(guī)制（mer1）。綠色金融作為對已有環(huán)境政策體系的全新補充[42]，主要集中于對能源消耗低、排放污染少的綠色發(fā)展領域，如對綠色發(fā)展和綠色技術創(chuàng)新項目提供優(yōu)惠和補貼[43]，因此選取綠色金融代表市場引導型環(huán)境規(guī)制（mer2）。治理投資型環(huán)境規(guī)制（mer1）和市場引導型環(huán)境規(guī)制（mer2）二者共同代表市場激勵型環(huán)境規(guī)制（mer）。綠色金融的衡量方法尚未統(tǒng)一[9，44]，考慮到綠色金融在區(qū)域層面的資金用途和已有研究成果[44-45]，本文從綠色信貸、綠色投資、政府支持、綠色保險四方面構建衡量綠色金融的指標并采用熵權法計算其發(fā)展水平，具體如表1所示。

表1 綠色金融指標評價體系

4.其他控制變量

結合已有文獻研究成果，除與環(huán)境規(guī)制密切相關外，綠色全要素生產(chǎn)率還受地區(qū)收入水平、產(chǎn)業(yè)結構、外商直接投資、政府財政能力等因素的影響。本文選取以下控制變量：人均地區(qū)生產(chǎn)總值并取對數(shù)（lnrgdp）：以各省份實際人均產(chǎn)出衡量；產(chǎn)業(yè)結構（industry）：以各省份第二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值之比衡量；外商直接投資（fdi）：以外商企業(yè)投資總額與GDP 之比衡量；財政集中度（finance）：以地區(qū)財政支出與GDP 之比衡量；人口密度（pd）：以各地區(qū)年末總人口數(shù)與當?shù)匦姓^(qū)域面積之比衡量。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計分析

本文選取2003—2020 年我國30 個省級行政區(qū)（未包括西藏和港澳臺）的面板數(shù)據(jù)，相應數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒、中國保險年鑒、中國環(huán)境年鑒、中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒、各省份統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局、EPS（Economy Prediction System）數(shù)據(jù)庫等。其中，測算綠色全要素生產(chǎn)率的2018 年非期望產(chǎn)出即廢水、廢氣和固體廢物排放量以2017 年和2019 年的均值補齊；因中國環(huán)境年鑒對各地環(huán)保機構人員構成情況僅僅披露至2015 年，故2016年、2017 年的各地環(huán)保機構總人數(shù)以披露的各地區(qū)執(zhí)法人員總數(shù)替代，2019 年以各地區(qū)環(huán)保系統(tǒng)培訓總人數(shù)替代，2018年以插值法補齊，2020年以平均三年增長率的方法預測補齊；因2019年未披露各地區(qū)當年頒布的環(huán)境法規(guī)和地方性規(guī)章，僅公布下達的處罰決定書數(shù)，為此以2018 年各地區(qū)當年頒布的環(huán)境法規(guī)和地方性規(guī)章與2019 年處罰決定書之和衡量2019 年的命令控制型環(huán)境規(guī)制，2020 年以平均三年增長率的方法預測補齊。若仍有缺失數(shù)據(jù)則采用插值法補齊。為避免量綱問題，對非比值變量取對數(shù)處理，經(jīng)濟發(fā)展水平以2003 年為基期平減處理。變量描述性統(tǒng)計分析結果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計分析結果

（三）模型構建

不同類型環(huán)境規(guī)制和環(huán)境分權等是影響綠色全要素生產(chǎn)率的重要因素。環(huán)境分權對綠色發(fā)展等方面的影響大多是以線性關系呈現(xiàn)[22]，而環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關系多半呈現(xiàn)非線性關系[17]。綜上，建立如下模型：

為考察環(huán)境分權在環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率過程中的作用，在模型（2）的基礎上，分別加入環(huán)境分權與兩類型環(huán)境規(guī)制的交叉項，構建模型（3）：

其中，gteeit代表各地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率，erj.it為環(huán)境規(guī)制，當j=1、2 時，分別表示命令型環(huán)境規(guī)制（oer）和市場型環(huán)境規(guī)制（mer），市場型環(huán)境規(guī)制（mer）包括治理投資型環(huán)境規(guī)制（mer1）和市場引導型環(huán)境規(guī)制（mer2），i為地區(qū)維度，t為時間維度，λit表示個體固定效應，μit表示時間固定效應，εit表示誤差項，α0為常數(shù)項，α1～α8為各項回歸系數(shù)。

考慮到環(huán)境分權、環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率可能存在的空間溢出效應，構建空間計量模型。因空間誤差相關系數(shù)等因素的存在，有多種形式的空間計量模型。本文構建空間杜賓模型（SDM）如下：

其中，ρ代表綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出系數(shù)，W代表空間矩陣，分別選擇鄰近矩陣（W1）、地理距離矩陣（W2）和經(jīng)濟距離矩陣（W3）。β1～β4代表各變量的空間溢出系數(shù)。Xit為系列控制變量。

四、實證分析

（一）基準回歸

首先，對模型（2）回歸，以判斷不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，尤其是以綠色金融為代表的市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。因數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，所以利用豪斯曼（Hausman）檢驗判斷使用固定效應模型還是隨機效應模型。Hausman 檢驗的p值等于0.000，說明固定效應模型更合理。如表3所示，無論使用何種回歸方法，命令控制型環(huán)境規(guī)制、治理投資型環(huán)境規(guī)制和市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響和顯著性未發(fā)生改變，驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。

表3 環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響

其次，命令控制型環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間，一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負，且均顯著，說明二者之間呈倒U形關系。即當命令控制型環(huán)境規(guī)制的使用強度超過某一拐點后，不僅對綠色全要素生產(chǎn)率毫無益處，反而會抑制綠色發(fā)展?？赡艿慕忉屖?，短期內(nèi)，當某一環(huán)保法規(guī)或者強制性環(huán)境保護政策出臺后，地方政府或者企業(yè)會關停部分污染生產(chǎn)或者開發(fā)活動。此時，最明顯的變化就是環(huán)境污染得到明顯改善，而對經(jīng)濟活動的沖擊短期內(nèi)并不明顯。然而，當命令控制型環(huán)境規(guī)制的強度超過地方政府、當?shù)仄髽I(yè)或者某一行業(yè)能夠承受的合理程度時，就容易產(chǎn)生道德風險。而且，當環(huán)保法規(guī)強制性過強過多時，會導致企業(yè)退出行業(yè)或直接關停，對經(jīng)濟增長帶來沖擊，進而不利于綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

最后，治理投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率影響的一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正。這說明短期內(nèi)治理投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響，但長期內(nèi)會產(chǎn)生正向影響，二者呈U 形關系。短期內(nèi)，工業(yè)污染治理投資增加了企業(yè)的成本壓力，且對污染排放的效果不能即刻凸顯，導致綠色全要素生產(chǎn)率不升反降，但工業(yè)污染治理投資的主要目的在于治理重工業(yè)的污染排放，隨著投資力度的加大，環(huán)境保護與經(jīng)濟效益之間逐漸平衡，環(huán)境污染得到有效治理，進而有益于綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

值得注意的是，以綠色金融為代表的市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率影響的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負，呈倒U 形關系。這說明市場引導型環(huán)境規(guī)制在短期內(nèi)確實發(fā)揮著提升綠色全要素生產(chǎn)率、推動綠色發(fā)展的預期作用，但隨著市場引導型環(huán)境規(guī)制力度的加強，對綠色全要素生產(chǎn)率反而產(chǎn)生不利影響?？赡艿慕忉屖牵允袌鰹閷虻木G色金融將資金更多地投入或者補貼于綠色生產(chǎn)、綠色技術創(chuàng)新等生產(chǎn)活動中，在生產(chǎn)端既可促進經(jīng)濟增長又可實現(xiàn)污染物減排，直接提高綠色全要素生產(chǎn)率，但隨著力度加大、時間延長和監(jiān)管體系的缺失，市場引導型環(huán)境規(guī)制出現(xiàn)不規(guī)則發(fā)展并流入非綠色生產(chǎn)項目中的情況，不利于綠色全要素生產(chǎn)率提高。

（二）基準回歸——考慮環(huán)境分權現(xiàn)實背景

中央政府對地方政府向下授權，是否會影響不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的作用？為體現(xiàn)對環(huán)境分權這一現(xiàn)實背景的考慮，在實證模型中引入環(huán)境分權與環(huán)境規(guī)制的交叉項，構建模型（4）并進行實證分析，結果如表4所示。首先，環(huán)境分權與命令控制型環(huán)境規(guī)制交叉項的系數(shù)在5%的水平上顯著為負。這說明環(huán)境分權整體上對命令控制型環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程存在削弱作用。環(huán)境分權一方面會影響各地方政府對強制性環(huán)保政策的出臺和實施速度，另一方面也可能導致各地方政府出現(xiàn)懶政、怠政和地方保護主義等現(xiàn)象，放松本地環(huán)保法規(guī)的執(zhí)行力度。因此，如果命令控制型環(huán)境規(guī)制的實施強度處于促進綠色全要素生產(chǎn)率的階段，環(huán)境分權會削弱同等強度環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用。當然，當命令控制型環(huán)境規(guī)制強度越過拐點，處于不利于綠色全要素生產(chǎn)率的階段時，環(huán)境分權會減緩命令控制型環(huán)境規(guī)制的不利影響。

表4 環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響——考慮環(huán)境分權

其次，環(huán)境分權與治理投資型環(huán)境規(guī)制交叉項的系數(shù)不顯著，表明環(huán)境分權對工業(yè)污染治理投資影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程無作用。工業(yè)污染治理投資包含對工業(yè)污染物和噪聲等方面的投資[15]，資金大多源于各地方政府補助和企業(yè)自籌，是各地方政府和企業(yè)對實現(xiàn)綠色發(fā)展的自發(fā)性投入，與環(huán)境分權程度無關。同時，環(huán)境分權與市場引導型環(huán)境規(guī)制交叉項的系數(shù)顯著為正，說明環(huán)境分權對綠色金融影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程起促進作用。具體體現(xiàn)為，環(huán)境分權使綠色金融對綠色全要素生產(chǎn)率影響的拐點值變大，延緩不利進程的到來。環(huán)境分權程度的提高給予地方政府更多的環(huán)境治理自由度，地方政府可依據(jù)綠色金融等市場引導型環(huán)境規(guī)制的特征給予更切實際的發(fā)展引導和更自由的市場環(huán)境，以使綠色金融充分發(fā)揮對綠色全要素生產(chǎn)率的有利作用。但當市場引導型環(huán)境規(guī)制強度越過拐點，環(huán)境分權會加重市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的不利作用。

（三）拐點分析

在未考慮環(huán)境分權前，命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率影響的拐點為6.500，目前強度均值為7.078（>6.500），已過倒U 形曲線拐點。這說明命令控制型環(huán)境規(guī)制已經(jīng)不能發(fā)揮預期效果，對綠色全要素生產(chǎn)率無提升作用，反而掣肘綠色發(fā)展。其中，僅有廣西、貴州、海南、河南、湖南、江西、寧夏、青海、天津的命令控制型環(huán)境規(guī)制強度依然小于6.500，處于提高綠色全要素生產(chǎn)率階段，其他省份的強度均已過高。治理投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率影響的拐點為0.633，目前強度均值為0.731（>0.633），已過U 形曲線拐點。這說明治理投資型環(huán)境規(guī)制可提高綠色全要素生產(chǎn)率，發(fā)揮其對綠色發(fā)展的積極作用。其中，福建、河南、湖南、吉林、海南、黑龍江、遼寧的治理投資型環(huán)境規(guī)制強度尚未越過拐點，不利于提高綠色全要素生產(chǎn)率。市場引導型環(huán)境規(guī)制即綠色金融對綠色全要素生產(chǎn)率影響的拐點為0.658，目前強度均值為0.173（小于0.658），未過倒U形曲線拐點。這說明市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率具有促進作用，發(fā)揮了其對綠色發(fā)展的應有效果。另外，當前市場引導型環(huán)境規(guī)制的強度依然較低，還有進一步提高和完善空間，以便更好發(fā)揮對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用。

在考慮環(huán)境分權后，命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響拐點為5.000，小于未考慮環(huán)境分權之前的拐點6.500。廣西、寧夏、貴州、河南和天津的命令控制型環(huán)境規(guī)制強度不再利于綠色發(fā)展。這說明環(huán)境分權有負向調(diào)節(jié)作用。在已存在的環(huán)境分權現(xiàn)實背景下，環(huán)境分權削弱了命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的提升作用，加速拐點的到來。此外，因命令控制型環(huán)境規(guī)制的實際強度均值為7.078，已過雙拐點，所以環(huán)境分權的松綁效應開始顯現(xiàn)。市場引導型環(huán)境規(guī)制即綠色金融對綠色全要素生產(chǎn)率影響的拐點為0.668，大于未考慮環(huán)境分權之前的拐點0.658。這說明環(huán)境分權這一現(xiàn)實背景延緩了市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展不利作用的到來，有利于其發(fā)揮對綠色全要素生產(chǎn)率的正向作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量

采用SBM 模型測算綠色全要素生產(chǎn)率，將結果限制在[0，1]。結果如表5中列（1）、列（2）、列（3）所示，在更換綠色全要素生產(chǎn)率的衡量方法后，其結果與前述一致。

表5 環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響——替換被解釋變量、更換實證檢驗方法

2.更換實證檢驗方法

因為更換估計方法后的綠色全要素生產(chǎn)率（gtee1）范圍為[0，1]，為非負截斷數(shù)據(jù)，屬于受限因變量[5]，殘差項不滿足正態(tài)分布。因此，采用Tobit模型實證分析更有效。利用Tobit模型做實證回歸，由Tobit模型得到的回歸系數(shù)與一般線性模型回歸系數(shù)的解釋不同，為便于分析，對回歸系數(shù)轉換以求得邊際效應[35]。結果如表5 中列（4）、列（5）、列（6）所示，主要解釋變量對綠色全要素生產(chǎn)率的影響方向未發(fā)生改變。

3.控制變量滯后一期

因在模型設定過程中選取的控制變量可能存在反向因果關系，所以將控制變量做滯后一期處理[32]，并再次對基準模型實證回歸?；貧w結果如表6列（1）、列（2）、列（3）所示，主要結論依然穩(wěn)健。

表6 環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響——控制變量滯后一期、剔除直轄市

4.剔除直轄市

因直轄市的經(jīng)濟規(guī)模、發(fā)展模式和實施環(huán)境規(guī)制的特殊性和差異性，在總樣本中剔除直轄市后對基準模型實證回歸。回歸結果如表6 列（4）、列（5）、列（6）所示，核心解釋變量對綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)依然顯著，證實了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

（五）異質(zhì)性分析

1.經(jīng)濟發(fā)展階段差異性

結合對圖1、圖2的分析可以看出，無論是綠色全要素生產(chǎn)率還是各類型環(huán)境規(guī)制，均在2009—2013 年發(fā)生明顯波動，這可能與經(jīng)濟發(fā)展階段有關。因此，以2012年為節(jié)點，之前為經(jīng)濟高速發(fā)展階段，之后為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段[15]，將樣本分為2003—2011年和2012—2020年做異質(zhì)性分析。具體結果如表7 所示，在經(jīng)濟高速發(fā)展階段，命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)不顯著，但環(huán)境分權有負向影響。在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率呈倒U 形影響，同時環(huán)境分權有負向調(diào)節(jié)作用，這與基準回歸結果一致；在經(jīng)濟高速發(fā)展階段，治理投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率無顯著作用，在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段對綠色全要素生產(chǎn)率呈U形影響；市場引導型環(huán)境規(guī)制在高速發(fā)展階段和高質(zhì)量發(fā)展階段均對綠色全要素生產(chǎn)率呈倒U形影響，環(huán)境分權有正向調(diào)節(jié)作用，這與基準回歸結果一致。

表7 環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響——融入環(huán)境分權交叉項、分發(fā)展階段檢驗

在經(jīng)濟高速發(fā)展階段，各區(qū)域、各主體均將實現(xiàn)經(jīng)濟快速發(fā)展作為首要目標而忽略環(huán)境保護。各地方政府并不會強制實施環(huán)保法規(guī)，甚至會放松對企業(yè)、行業(yè)環(huán)境標準的管制，以謀取快速發(fā)展的機會。同時，各地方政府也不會將重心和資金投入在對工業(yè)污染的治理中。這與我國之前的粗放式發(fā)展不謀而合。隨著經(jīng)濟邁入高質(zhì)量發(fā)展階段以及對環(huán)境保護重視程度加深，各類型環(huán)境規(guī)制開始發(fā)揮政策效果。值得注意的是，市場引導型環(huán)境規(guī)制在不同階段對綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響始終存在，說明在實施環(huán)境規(guī)制提升綠色全要素生產(chǎn)率的過程中，充分發(fā)揮市場的作用至關重要。

2.區(qū)域異質(zhì)性

在環(huán)境分權這一背景下，探究各類型環(huán)境規(guī)制對不同區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率影響的文獻較少。對綠色全要素生產(chǎn)率測算后發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)的浙江、江蘇等是要素使用效率相對較高的地區(qū)，而其他地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率相對較低。那么在相應區(qū)域，各類型環(huán)境規(guī)制是如何影響綠色全要素生產(chǎn)率的，是否與環(huán)境分權這一現(xiàn)實背景有關？基于此，本文將整體樣本分為東部和中西部進行實證回歸分析，具體結果如表8所示。

表8 環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響——融入環(huán)境分權交叉項、分區(qū)域檢驗

由表8可知，在東部、中西部地區(qū)，命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響均呈倒U 形關系，同時環(huán)境分權有負向調(diào)節(jié)作用，這與基準回歸結果一致；在東部地區(qū)，治理投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，在中西部地區(qū)對綠色全要素生產(chǎn)率呈U形影響，環(huán)境分權依然無明顯作用；市場引導型環(huán)境規(guī)制在東部、中西部地區(qū)均對綠色全要素生產(chǎn)率呈倒U形影響，環(huán)境分權有正向調(diào)節(jié)作用，與基準回歸結果一致。這說明環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和發(fā)展特征密切相關。在經(jīng)濟發(fā)展活躍度相對較差的區(qū)域，命令控制型環(huán)境規(guī)制和治理投資型環(huán)境規(guī)制影響系數(shù)的顯著性更強，相應區(qū)域更凸顯環(huán)保法規(guī)的直接影響。但在經(jīng)濟發(fā)展活躍度較高和市場化程度比較完善的東部地區(qū)，市場引導型環(huán)境規(guī)制能更充分發(fā)揮對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用。

五、進一步分析——空間溢出效應

（一）空間相關性檢驗

對綠色全要素生產(chǎn)率進行空間相關性檢驗。分別利用鄰近矩陣（W1）、地理距離矩陣（W2）和經(jīng)濟距離矩陣（W3）對綠色全要素生產(chǎn)率做莫蘭（Moran）指數(shù)檢驗。在三種空間距離矩陣下，綠色全要素生產(chǎn)率大多年份的莫蘭指數(shù)均顯著為正，證明其存在不可忽視的空間相關性①。

（二）空間計量模型選擇

分別對命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵型環(huán)境規(guī)制所包含的工業(yè)污染治理投資額占比和綠色金融兩種規(guī)制工具影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程做LM、LR和Wald檢驗，以判斷是否可使用空間計量模型（4）。如表9 所示，三種檢驗的p值均顯著，說明模型（4）即空間杜賓模型（SDM）是合理的。

（三）回歸結果分析

首先，在三種空間距離矩陣下，實證分析環(huán)境分權背景下命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率是否存在空間影響，結果如表10 所示。系數(shù)ρ為正且顯著，說明各區(qū)域之間的綠色全要素生產(chǎn)率具有不可忽視的空間溢出效應。就命令控制型環(huán)境規(guī)制和環(huán)境分權的本地影響而言，依然與基準結論保持一致，也從側面證明了回歸結果的穩(wěn)健性。命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率無空間溢出效應。各地方政府在實施命令控制型環(huán)境規(guī)制時，所制定的環(huán)保法規(guī)主要依據(jù)當?shù)匕l(fā)展產(chǎn)生的環(huán)境污染問題和當?shù)厮媾R的特有環(huán)境保護問題。各地方政府因地制宜，集中于本地區(qū)關鍵環(huán)境問題，未推行適用性環(huán)保法規(guī)政策。

表10 命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響

其次，在三種空間距離矩陣下，實證分析在環(huán)境分權背景下市場激勵型環(huán)境規(guī)制包含的治理投資型環(huán)境規(guī)制、市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率是否存在空間影響，結果如表11所示。兩類市場激勵型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率本地影響的系數(shù)、方向未發(fā)生改變，系數(shù)ρ依然為正且顯著。就治理投資型環(huán)境規(guī)制而言，在三種距離矩陣下，其一次項空間滯后項系數(shù)顯著為正，二次項空間滯后項和與環(huán)境分權交叉項的系數(shù)均不顯著。這說明治理投資型環(huán)境規(guī)制對相鄰地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率具有促進作用。治理投資型環(huán)境規(guī)制整體上已過U 形曲線拐點，即資金投入已轉化成治污成果和治污能力。相鄰地區(qū)間會互相搭乘環(huán)境治理過程中的“便車”，促進本地和鄰近地區(qū)綠色發(fā)展。以綠色金融為代表的市場引導型環(huán)境規(guī)制，其一次項空間滯后項系數(shù)和與環(huán)境分權交叉項的空間滯后項系數(shù)均顯著為正，二次項空間溢出系數(shù)不顯著。此結果在鄰近矩陣（W1）、地理距離矩陣（W2）和經(jīng)濟距離矩陣（W3）下保持一致。這說明市場引導型環(huán)境規(guī)制對相鄰地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率具有促進作用，而且環(huán)境分權這一現(xiàn)實背景具有正向調(diào)節(jié)作用。以綠色金融為代表的市場型環(huán)境規(guī)制隨市場發(fā)揮作用，而與區(qū)位限制無關。環(huán)境分權的程度越大，給予市場引導型環(huán)境規(guī)制發(fā)揮作用的自由度就越大，越能促進本地和相鄰地區(qū)綠色發(fā)展。

表11 市場激勵型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間影響

六、結論與啟示

（一）結論

在推動綠色發(fā)展和“中國式現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化”的背景下，結合中國環(huán)境分權這一重要事實體制，探究不同類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響十分必要。本文將環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究置于環(huán)境分權現(xiàn)實背景下，在總結已有環(huán)境規(guī)制分類的基礎上，引入綠色金融作為市場激勵型環(huán)境規(guī)制工具之一。同時，基于實施環(huán)境規(guī)制面臨的成本—收益分析和中國式環(huán)境聯(lián)邦主義理論，構建基本模型和空間計量模型，利用2003—2020 年我國省級宏觀層面數(shù)據(jù)進行實證分析，結論如下：

第一，命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率具有倒U 形影響，且目前規(guī)制強度已過拐點?？紤]到環(huán)境分權這一現(xiàn)實背景，發(fā)現(xiàn)環(huán)境分權具有負向調(diào)節(jié)作用，加速拐點到來；以工業(yè)污染治理投資為代表的治理投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率具有U 形影響，且目前規(guī)制強度已過拐點，環(huán)境分權對此過程無影響；以綠色金融為代表的市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率具有倒U 形影響，目前規(guī)制強度未過拐點且仍有一段距離。環(huán)境分權在此過程中具有正向調(diào)節(jié)作用，利于綠色金融發(fā)揮對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用。

第二，在環(huán)境分權現(xiàn)實背景下，環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在時空異質(zhì)性。在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，各類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響與基準回歸結果一致；而在經(jīng)濟高速發(fā)展階段，命令控制型環(huán)境規(guī)制和治理投資型環(huán)境規(guī)制未能發(fā)揮作用。在東部地區(qū)，市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)更顯著，環(huán)境分權的影響也更強；而在中西部地區(qū)，命令控制型環(huán)境規(guī)制影響系數(shù)的顯著性明顯強于東部地區(qū)。

第三，就空間溢出效應而言，各區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率具有不可忽視的空間正相關性。命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響無空間溢出性。治理投資型環(huán)境規(guī)制和市場引導型環(huán)境規(guī)制的一次項空間溢出系數(shù)均為正，二者均促進本地和相鄰地區(qū)綠色發(fā)展。環(huán)境分權對市場引導型環(huán)境規(guī)制的空間溢出性也具有正向調(diào)節(jié)作用。

以上結論經(jīng)過更換被解釋變量、更換實證方法和更換空間距離矩陣等檢驗后依然成立，證實了研究結論的穩(wěn)健性。

（二）啟示

第一，科學把握各類型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的非線性特征。就命令控制型環(huán)境規(guī)制而言，因其現(xiàn)在規(guī)制強度已過拐點，即處于不利于綠色全要素生產(chǎn)率的階段，所以各區(qū)域應適當減少環(huán)保法規(guī)出臺或為完成短期綠色發(fā)展考核指標而盲目規(guī)定的環(huán)保標準，著力于盤活已有環(huán)保法規(guī)或針對實際存在問題再出臺法規(guī)，對癥下藥，適當松綁，以發(fā)揮命令控制型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響。對于市場激勵型環(huán)境規(guī)制包含的治理投資型環(huán)境規(guī)制和市場引導型環(huán)境規(guī)制而言，可充分發(fā)揮治理投資型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的正向作用，但要注重區(qū)域異質(zhì)性，促進其在東部地區(qū)的積極作用。進一步發(fā)揮市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色發(fā)展的有利作用，不斷完善市場型環(huán)境規(guī)制的實施體系和實施方式，既可加強其強度，又可根據(jù)各區(qū)域發(fā)展情況動態(tài)調(diào)整政策，以規(guī)避對綠色發(fā)展的不利影響。

第二，充分發(fā)揮治理投資型和市場引導型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間作用。進一步探索各區(qū)域間就治理投資型環(huán)境規(guī)制的合作體系，形成跨區(qū)域的網(wǎng)絡發(fā)展，促進區(qū)域之間對環(huán)境治理和經(jīng)濟發(fā)展的提質(zhì)增效。同時，各區(qū)域之間應不斷完善市場運行體制，避免市場分割，促進市場引導型環(huán)境規(guī)制在區(qū)域間更好運行，切實提升市場引導型環(huán)境規(guī)制的治理效益。

第三，可適當提高省級層面的環(huán)境分權程度，匹配實施中央政府對省級政府的環(huán)境治理督察工作。整體上，在省級層面，環(huán)境分權有利于市場引導型環(huán)境規(guī)制發(fā)揮對綠色全要素生產(chǎn)率的正向影響。雖然環(huán)境分權對命令控制型環(huán)境規(guī)制影響綠色全要素生產(chǎn)率的過程有負向調(diào)節(jié)作用，但由于命令控制型環(huán)境規(guī)制已過利于綠色發(fā)展的階段，所以適當?shù)沫h(huán)境管理權自由度會沖銷命令控制型環(huán)境規(guī)制的不利影響。此外，在下放環(huán)境管理權時，中央政府可做好環(huán)保監(jiān)測和督察工作，既能讓各地方政府合理制定環(huán)境政策，又可在縱向上對地方政府起到約束作用，以防范各地出現(xiàn)不利于綠色發(fā)展的現(xiàn)象。

第四，進一步發(fā)揮新型市場激勵型環(huán)境規(guī)制的作用，充分意識到市場機制引導環(huán)保工作的重要性，不斷完善以綠色金融等為代表的市場引導型環(huán)境規(guī)制體系。市場引導型環(huán)境規(guī)制在不同時間和不同區(qū)域均對綠色全要素生產(chǎn)率具有正向作用，并與環(huán)境分權緊密契合，互相適應，是提高綠色全要素生產(chǎn)率的關鍵，應結合全國統(tǒng)籌和地區(qū)特色，促使市場激勵型環(huán)境規(guī)制成為推動綠色發(fā)展的主要路徑。

注釋：

①限于篇幅，此處未披露莫蘭指數(shù)具體值，結果備索。