張澤義 韓東朕

（重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院，重慶 401331）

一、引言

我國制造業(yè)總體規(guī)模大幅提升，制造業(yè)增加值從2012 年的16.98 萬億元增至2021 年的31.4 萬億元，制造業(yè)產(chǎn)值占全球比重從20%提高到30%，并連續(xù)10年保持世界第一制造大國地位。但是我國制造業(yè)高能耗、高污染的特征依然突出，對生態(tài)環(huán)境造成較大影響。2020 年我國制造業(yè)能源消費總量為279651 萬噸標準煤，占全國能源消費總量的56.12%。加快制造業(yè)綠色轉型是實現(xiàn)制造強國和高質量發(fā)展的必然要求，《中國制造2025》強調把可持續(xù)發(fā)展作為制造業(yè)強國的重要著力點，構建綠色制造業(yè)體系。政府作為環(huán)境治理的重要力量，其環(huán)境規(guī)制是實現(xiàn)減排降污和綠色發(fā)展的重要工具[1]。我國已經(jīng)出臺了諸多環(huán)境法律法規(guī)，并逐步形成多樣化的規(guī)制方式和手段，那么在當前建設制造強國的背景下，現(xiàn)有的環(huán)境規(guī)制政策能否促進制造業(yè)綠色轉型，具體通過哪些機制實現(xiàn)？本文對這些問題的回答將為我國制造業(yè)走出一條提質增效、綠色轉型的發(fā)展道路提供有益參考。

國內外學者從不同角度對環(huán)境規(guī)制的作用和影響做了較為豐富的研究。一類是研究環(huán)境規(guī)制對環(huán)境質量的影響。環(huán)境規(guī)制能擴大市場規(guī)模、促進產(chǎn)業(yè)結構升級和提升技術水平，進而減少污染排放和提高環(huán)境質量[2-3]。但是有的研究提出了相反觀點，認為環(huán)境規(guī)制不能有效降低污染排放，甚至會使污染排放增加[4-5]。環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)的區(qū)位遷移，從而導致污染轉移，降低污染治理效率，使整體和局部環(huán)境質量難以改善[6]。一類是考察環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的影響。隨著政府規(guī)制強度的增加，會給企業(yè)的技術創(chuàng)新帶來兩方面截然不同的影響，一方面，政府環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生遵循成本效應，即增加企業(yè)環(huán)境治理成本，不利于研發(fā)創(chuàng)新活動的開展[7]；另一方面，政府環(huán)境規(guī)制會帶來創(chuàng)新補償效應，內外部壓力激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新，提高綠色生產(chǎn)能力和污染治理水平，從而抵消環(huán)境規(guī)制的遵循成本效應[8-9]。

部分研究探討了環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響。彭星和李斌（2016）[10]認為隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加，工業(yè)綠色轉型指數(shù)呈先下降后上升的變化趨勢，且環(huán)境規(guī)制通過影響技術創(chuàng)新作用于工業(yè)綠色轉型，影響方向取決于創(chuàng)新補償效應和污染治理技術進步效應的大小。朱東波和任力（2017）[11]認為環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型存在U 形關系，外商直接投資不利于工業(yè)綠色轉型，而環(huán)境規(guī)制能對外商直接投資起到篩選作用，引導高質量外資流入，助力工業(yè)綠色轉型。申晨和李勝蘭等（2018）[12]發(fā)現(xiàn)我國環(huán)境規(guī)制通過提高生產(chǎn)技術效率和促進產(chǎn)業(yè)結構清潔化兩個途徑優(yōu)化工業(yè)環(huán)境效率，且環(huán)境規(guī)制的生產(chǎn)技術效應和技術創(chuàng)新效應存在顯著的替代關系。這些文獻圍繞整體工業(yè)行業(yè)展開，聚焦制造業(yè)層面的研究有待拓展，且大多數(shù)文獻忽略了不同類型環(huán)境規(guī)制影響的異質性。

基于此，本文以除西藏、港澳臺外我國30 個?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)測算制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，刻畫我國制造業(yè)綠色轉型的現(xiàn)狀和趨勢，并實證檢驗環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色轉型的影響效應及機制路徑，同時考察不同環(huán)境規(guī)制類型的差異性。

二、理論分析與研究假說

（一）環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色轉型的影響

政府對企業(yè)采取嚴格的污染排放標準，從短期看，政府強制的環(huán)境規(guī)制措施使企業(yè)的生產(chǎn)成本因排污費、環(huán)境稅等相關費用的征收而增加，這會使企業(yè)短期內生產(chǎn)發(fā)展的積極性下降。但從長期看，企業(yè)為了合理規(guī)避環(huán)保稅費、獲得政府環(huán)保補貼和樹立清潔生產(chǎn)的綠色發(fā)展形象，選擇更環(huán)保的生產(chǎn)方式，形成剛性的綠色發(fā)展需求，實現(xiàn)污染的源頭防控，有助于制造業(yè)的綠色轉型[13-14]。另外，政府環(huán)保措施的嚴格有效執(zhí)行，一定程度上能減少企業(yè)的策略性減排投機行為，對企業(yè)產(chǎn)生“威懾效應”[15]，促使企業(yè)開展實質性節(jié)能減排措施，實現(xiàn)制造業(yè)的綠色生產(chǎn)。

（二）環(huán)境規(guī)制影響制造業(yè)綠色轉型的機制

1.技術創(chuàng)新效應

雖然政府環(huán)境規(guī)制短期內會增加企業(yè)用于污染治理的成本，從而擠占用于研發(fā)創(chuàng)新的資源，對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用，即遵循成本效應，但是波特假說認為，從長期看，源于利益相關者綠色訴求的外部壓力和技術創(chuàng)新帶來的競爭優(yōu)勢的內部刺激，環(huán)境規(guī)制會產(chǎn)生大于規(guī)制成本的補償性收益，從而對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響[16-17]。而且企業(yè)間技術創(chuàng)新的模仿和學習會產(chǎn)生技術溢出效應，技術創(chuàng)新有利于促進企業(yè)資源利用效率和配置效率的提升，以較少的能源投入產(chǎn)出更多經(jīng)濟收益的同時達到減排目標，進而實現(xiàn)制造業(yè)的清潔生產(chǎn)和綠色轉型。

2.產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應

環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用體現(xiàn)在兩個方面。一是政府嚴格的環(huán)境規(guī)制要求企業(yè)將污染負外部性內部化，導致各生產(chǎn)要素流向優(yōu)勢行業(yè)，生產(chǎn)要素的流動強化了企業(yè)間、行業(yè)間的分工協(xié)作，促進資源的優(yōu)化配置。二是環(huán)境規(guī)制能促進綠色消費需求的增加，從而推動企業(yè)生產(chǎn)的綠色化和綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[18]。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化包括產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化，產(chǎn)業(yè)結構高級化意味著產(chǎn)業(yè)的清潔化生產(chǎn)和高附加值，資本和技術密集型產(chǎn)業(yè)的比重不斷增加，產(chǎn)業(yè)結構合理化意味著緊密的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)和協(xié)作能力，二者都有利于制造業(yè)的綠色轉型。

3.外商直接投資效應

“污染天堂假說”認為，為了追求最大化利潤，污染密集型企業(yè)傾向于將其產(chǎn)業(yè)轉移到環(huán)境規(guī)制程度較低的國家，以尋求可持續(xù)發(fā)展[19]。隨著環(huán)境問題的不斷惡化，發(fā)達國家不得不考慮自身的環(huán)境問題，從而把本國現(xiàn)有的重污染型企業(yè)轉移到發(fā)展中國家。由于發(fā)展中國家的技術水平相對較低，所以具有從其中獲得技術從而推動自身技術進步和增強自身市場活力的動機。加大環(huán)境規(guī)制力度會使外商投資企業(yè)的成本上升，導致外商企業(yè)投資積極性降低，阻礙國外技術引進，不利于企業(yè)的綠色轉型。但環(huán)境規(guī)制對外商直接投資具有篩選功能，高質量外資帶來的先進技術將顯著提升企業(yè)綠色生產(chǎn)能力，同時給當?shù)仄髽I(yè)帶來競爭效應，從而加快制造業(yè)的綠色轉型進程[20]。

三、我國制造業(yè)綠色轉型測算

（一）測算方法

制造業(yè)綠色轉型是在經(jīng)濟效率提升的同時兼顧資源集約、污染減排的環(huán)境績效[21]?，F(xiàn)有文獻主要用兩種方法衡量綠色轉型，一是指標體系法[10]，二是綠色全要素生產(chǎn)率[22]。第一種方法的指標選取及權重確定主觀因素較多，第二種方法能將資源和環(huán)境因素納入測算的同時考慮經(jīng)濟和資源環(huán)境績效，受到多數(shù)學者的青睞。本文采用SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)測算制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，與傳統(tǒng)數(shù)據(jù)包絡方法相比能有效解決非期望產(chǎn)出、松弛、徑向和角度等問題。

根據(jù)Fukuyama 和Weber（2009）[23]的研究，將SBM方向性距離函數(shù)定義如下：

參考Chambers 和Fare 等（1996）[24]的研究，將t 期到t+1 期的Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)定義為：

可將其分解為純效率變化（LPEC）、純技術進步（LPTP）、規(guī)模效率變化（LSEC） 和技術規(guī)模變化（LTPSC），即：

（二）指標選取

本文以除西藏、港澳臺外的中國30 個省（區(qū)、市）為研究對象，測算制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，以此衡量制造業(yè)綠色轉型情況。投入和產(chǎn)出指標選擇如下：

1.投入指標

選取勞動、資本和能源作為投入指標。勞動投入用各?。▍^(qū)、市）規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)從業(yè)人員平均人數(shù)衡量。資本投入用永續(xù)盤存法來測算，即Kit=（1-δ）Kit-1+Iit/Pit，其中，I 是各?。▍^(qū)、市）制造業(yè)固定資產(chǎn)投資額衡量，P 是固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)?；谫Y本存量K0=I0/（g+δ），g 是2012—2021 年固定資產(chǎn)投資增長率的幾何平均值，折舊率δ=9.6%。能源投入用各省份制造業(yè)能源消費總量表示。

2.產(chǎn)出指標

產(chǎn)出指標包括期望產(chǎn)出指標和非期望產(chǎn)出指標。期望產(chǎn)出指標用各?。▍^(qū)、市）規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)營業(yè)收入總和衡量。非期望產(chǎn)出因缺乏各省（區(qū)、市）制造業(yè)污染物排放量數(shù)據(jù)，本文用各?。▍^(qū)、市）工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢棄物的排放量衡量，并利用熵值法將其合并為污染排放綜合指標。

（三）測算結果

2012—2021 年我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及其分解的測算結果見表1。2012—2021 年我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為4.79%，說明整體上我國制造業(yè)綠色轉型水平呈上升趨勢。從分解結果看，制造業(yè)綠色轉型主要源于純技術進步的大幅提高，技術進步帶來產(chǎn)量增加、資源要素集約利用和節(jié)能減排，提升了制造業(yè)綠色轉型的水平。純效率變化和規(guī)模效率變化的影響較小。分區(qū)域看，我國三大區(qū)域的制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均得到提高，其中東部地區(qū)制造業(yè)綠色轉型進程較快，西部地區(qū)相對較慢。

表1 2012—2021 年我國制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均值及其分解

四、實證研究設計

（一）計量模型構建

為了檢驗環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色轉型的影響，建立如下面板數(shù)據(jù)模型：

其中，i 代表?。▍^(qū)、市），t 代表年份，Green 表示各?。▍^(qū)、市）制造業(yè)綠色轉型程度，Er 表示環(huán)境規(guī)制程度，X 為一系列控制變量，μ 和λ 分別是個體固定效應和時間效應，ε 表示隨機誤差項。

為檢驗環(huán)境規(guī)制影響制造業(yè)綠色轉型的機制路徑，將環(huán)境規(guī)制與機制變量的交叉項引入基準模型：

其中，M表示機制變量，即分別代表技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和外商直接投資。

（二）變量說明及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量（Green）

用測算得到的制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率衡量，借鑒王兵和吳延瑞等（2010）[25]的做法，采用累積生產(chǎn)率指標，同時考慮到負數(shù)情況，將生產(chǎn)率指數(shù)轉化為ln（1+LTEP）。

2.解釋變量（Er）

根據(jù)徐佳和崔靜波（2020）[26]的做法，將環(huán)境規(guī)制分為命令控制型、市場激勵型和自愿型三種類型。命令控制型環(huán)境規(guī)制（Er1）用地區(qū)環(huán)境法規(guī)數(shù)量衡量，市場激勵型環(huán)境規(guī)制（Er2）用地區(qū)排污費總額衡量，自愿型環(huán)境規(guī)制（Er3）用地區(qū)環(huán)境問題上訪數(shù)量衡量。三個變量均取自然對數(shù)進入回歸方程。

3.機制變量

機制變量包括技術創(chuàng)新（Tec）、產(chǎn)業(yè)結構升級（Ind）和外商直接投資（Fdi）。技術創(chuàng)新用地區(qū)R&D 經(jīng)費投入衡量。產(chǎn)業(yè)結構升級用產(chǎn)業(yè)結構高級化（Ind1）和產(chǎn)業(yè)結構合理化（Ind2）衡量，其中產(chǎn)業(yè)結構高級化用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值衡量，產(chǎn)業(yè)結構合理化用泰爾熵指數(shù)的倒數(shù)衡量。外商直接投資用地區(qū)實際利用外資額衡量。

4.控制變量

借鑒蔡烏趕和周小亮（2017）[18]、王兵和吳延瑞等（2010）[25]的研究，選取以下控制變量來減少遺漏變量造成的偏誤問題。（1）經(jīng)濟發(fā)展水平（Gdp），用地區(qū)人均GDP 并取對數(shù)衡量。（2）人力資本（Hum），用地區(qū)平均受教育年限衡量，即每種教育水平的年限與該教育水平的人數(shù)占比的加權和。（3）能源消耗（Econ），用地區(qū)能源消耗總量占地區(qū)GDP 的比重衡量。（4）政府干預（Gov），用地區(qū)財政支出占地區(qū)GDP 的比重衡量。

基于數(shù)據(jù)可得性，本文選用2012—2021 年除西藏、港澳臺外我國30 個?。▍^(qū)、市）作為研究對象，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》，以及各?。▍^(qū)、市）統(tǒng)計年鑒和Wind數(shù)據(jù)庫等。

五、實證結果及其分析

（一）基準模型回歸結果

基準模型（8）式的估計結果見表2。F 檢驗、Hausman 檢驗和LM檢驗結果表明應采用固定效應模型，表2 的第（1）—（3）列僅考慮了個體固定效應，（4）—（6）列同時考慮了個體和時間固定效應。結果顯示，三種類型的環(huán)境規(guī)制系數(shù)均大于0 且顯著，說明環(huán)境規(guī)制能促進制造業(yè)綠色轉型。從系數(shù)大小看，自愿型環(huán)境規(guī)制的系數(shù)相對較小，說明自愿型環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色轉型的促進作用較弱?？赡苁且驗樽鳛榉钦降沫h(huán)境規(guī)制方式，自愿型環(huán)境規(guī)制的強制性和約束力相對較弱，且其規(guī)制效果取決于地區(qū)公眾的環(huán)保意識、環(huán)保信息披露等，因此其對制造業(yè)綠色轉型的促進作用較弱。

表2 基準模型回歸結果

（二）穩(wěn)健性檢驗

從以下三個方面對上述基準模型的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。

一是更換環(huán)境規(guī)制指標。用行政處罰案件數(shù)量作為命令控制型環(huán)境規(guī)制的替代指標，用工業(yè)污染治理投資額作為市場激勵型環(huán)境規(guī)制的替代指標，用環(huán)保系統(tǒng)使用人數(shù)作為自愿型環(huán)境規(guī)制的替代指標。表3第（1）—（3）列分別匯報了估計結果。

表3 穩(wěn)健性檢驗估計結果

二是考慮內生性問題。在實際建模中，無法控制同時影響環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)綠色轉型的遺漏變量，導致因遺漏變量帶來內生性問題，從而不能正確識別兩者的關系。另外，環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)綠色轉型之間還可能存在雙向因果，因此本文選擇合適的工具變量來解決內生性問題，得到更加可靠的結果。工具變量的選擇要滿足兩個條件，一是與環(huán)境規(guī)制相關，二是嚴格外生性，與制造業(yè)綠色轉型不存在明顯的相關性。借鑒孫振清和成曉斐等（2021）[27]的做法，選取河流面積作為環(huán)境規(guī)制的工具變量，從與內生變量關系看，企業(yè)的污染排放會嚴重污染河流水質，地區(qū)的河流面積越大，出于河流污染治理的需要，政府采取嚴格環(huán)境規(guī)制的可能性越大。從外生性看，河流面積體現(xiàn)的是地區(qū)自然地理環(huán)境，具有客觀自然性，與制造業(yè)綠色轉型沒有直接相關性。表3 第（4）—（6）列分別匯報了估計結果。Kleibergen-Paap rk LM檢驗結果拒絕了工具變量識別不足的原假設；Kleibergen-Paap rk Wald F 檢驗結果拒絕了工具變量弱識別的原假設；Sargan-Hansen檢驗結果接受工具變量過度識別的原假設。以上統(tǒng)計檢驗均一致表明工具變量合理有效。

三是更換估計方法?？紤]面板數(shù)據(jù)可能存在的序列相關，本文采用FGLS 進行參數(shù)估計。表3 第（7）—（9）列分別匯報了估計結果。

從表3 可知，三種類型的環(huán)境規(guī)制的系數(shù)依然顯著為正，即環(huán)境規(guī)制能顯著促進制造業(yè)綠色轉型，與前文結論一致。

（三）機制檢驗

利用（9）式進行機制檢驗的估計結果見表4。環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的交叉項顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新補償效應大于遵循成本效應，驗證了波特假說。環(huán)境規(guī)制通過激發(fā)企業(yè)技術創(chuàng)新促進制造業(yè)綠色轉型。環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構高級化、合理化的交叉項為正且顯著，表明環(huán)境規(guī)制具有產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應，推動制造業(yè)的綠色化發(fā)展。環(huán)境規(guī)制與外商直接投資的交叉項大于0 且顯著，表明嚴格的環(huán)境規(guī)制有助于吸引高質量外資的流入，更好發(fā)揮其技術溢出效應和競爭效應，以質促優(yōu)推動制造業(yè)綠色轉型。從不同類型的環(huán)境規(guī)制看，市場激勵型環(huán)境規(guī)制與機制變量的交叉項的系數(shù)較大，自愿型環(huán)境規(guī)制與機制變量交叉項的系數(shù)較小，表明市場型環(huán)境規(guī)制能更好地通過技術創(chuàng)新效應、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應和外商投資效應促進制造業(yè)綠色轉型。

表4 機制檢驗估計結果

六、結論與對策建議

本文采用SBM 方向性距離函數(shù)和Luenberger 生產(chǎn)率指數(shù)測算了我國30 個?。▍^(qū)、市）的制造業(yè)綠色轉型情況，從理論和實證的角度分析了環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色轉型的影響及其機制路徑，考察了不同環(huán)境規(guī)制類型的差異性。研究表明：第一，2012—2021 年我國制造業(yè)綠色轉型水平呈上升趨勢，且主要源于純技術進步的大幅提高。第二，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色轉型有顯著的促進作用，自愿型環(huán)境規(guī)制的促進作用相對較小。第三，環(huán)境規(guī)制能通過激發(fā)技術創(chuàng)新、加快結構轉型和吸引高質量外資推動制造業(yè)綠色轉型，其中市場激勵型環(huán)境規(guī)制的間接效應更顯著。

本文的研究結論對有效發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的正向效應，實現(xiàn)制造業(yè)的綠色發(fā)展具有重要的對策啟示。第一，強化以命令控制型、市場激勵為主的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)綠色轉型的促進作用。加大命令型環(huán)境規(guī)制力度，有效發(fā)揮市場激勵型環(huán)境規(guī)制的激勵作用，完善排污權交易制度、綠色補償機制以及環(huán)保信息披露制度等，提高環(huán)境監(jiān)管與執(zhí)法效率，進而激發(fā)企業(yè)進行環(huán)保類技術創(chuàng)新以達到綠色轉型目的。第二，引導公眾有序參與環(huán)境治理，提高相關法律法規(guī)的精細化和靈活性，增強環(huán)境信息公開、訴求表達渠道和反饋回應等程序的可操作性，保證公眾訴求的渠道多元、途徑暢通和有效銜接，更好發(fā)揮公眾環(huán)保訴求對綠色轉型的積極作用。第三，充分發(fā)揮各類環(huán)境規(guī)制的間接效應，加大實質性的高質量創(chuàng)新投入，為綠色創(chuàng)新的重點領域、薄弱環(huán)節(jié)提供有力支持，從政策引領、財政投入、人力引育、平臺搭建等方面給企業(yè)提供良好的創(chuàng)新環(huán)境。發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的外資引入門檻作用，嚴格控制部分污染型外資，發(fā)揮外資企業(yè)對制造業(yè)綠色轉型的正向作用。加快產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，引導企業(yè)以高質量發(fā)展為目標，向以技術、產(chǎn)品和服務質量為核心的方向發(fā)展，不斷提高自身生產(chǎn)效率，實現(xiàn)從“制造”到“智造”的轉型，同時重視新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加大對新能源、新材料等新興產(chǎn)業(yè)的扶持力度?！?/p>