我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度研究

王麗霞，陳新國，姚西龍，李曉瑜，張晨濤

(1.太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 太原 030024; 2.山西醫(yī)科大學(xué) 法醫(yī)學(xué)院，山西 太原 030001)

我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度研究

王麗霞1, 2，陳新國1，姚西龍1，李曉瑜1，張晨濤1

(1.太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 太原 030024; 2.山西醫(yī)科大學(xué) 法醫(yī)學(xué)院，山西 太原 030001)

本文以異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型為基礎(chǔ)，建立了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度模型，定量測度了我國總體及各省份工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)程度，并分析了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的重要影響因素。研究結(jié)果表明：我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)程度低，但總體呈上升趨勢；各個省份的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度也非常低，且差別不明顯；基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、人力資本等因素能夠提升我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度，而技術(shù)進(jìn)步不會顯著影響我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度。

環(huán)境規(guī)制；隨機(jī)前沿模型；響應(yīng)度

一、引言

近年來，我國環(huán)境污染的問題已經(jīng)嚴(yán)重威脅到人們的健康，京津冀晉等地區(qū)的大氣污染物問題尤為嚴(yán)重[1]，已經(jīng)引起了各方的普遍關(guān)注，我國政府也將污染物的治理列為“十三五”規(guī)劃的約束性指標(biāo)。工業(yè)污染排放是污染物的主要來源之一[2]，也是污染物治理的重點(diǎn)。為了解決這一問題，政府通過制定相應(yīng)政策促進(jìn)工業(yè)企業(yè)節(jié)能減排，以達(dá)到環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)的目標(biāo)，這些政策被稱之為環(huán)境規(guī)制政策[3]，具體包含罰款及停產(chǎn)等強(qiáng)制性減排措施和污染治理補(bǔ)貼及排污費(fèi)等市場化措施[4-5]。

但是，這些環(huán)境規(guī)制政策的效果受到了理論界及實(shí)務(wù)界的廣泛質(zhì)疑，因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加并沒有導(dǎo)致環(huán)境污染狀況的有效改善，相反，有些地區(qū)的環(huán)境污染還在持續(xù)惡化，這種現(xiàn)象被稱為環(huán)境規(guī)制政策的失靈[6]，而導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制政策失靈的原因可能是地方政府過度注重經(jīng)濟(jì)利益，而降低了環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行力度，我國東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策失靈問題較輕，中西部地區(qū)則存在非常嚴(yán)重的環(huán)境規(guī)制失靈問題[7]。當(dāng)然，也有一些研究表明環(huán)境規(guī)制政策并沒有失靈，只是通過一種潛在的方式緩慢地發(fā)揮著作用，比如環(huán)境規(guī)制會促進(jìn)綠色全要素效率的提升，綠色全要素效率的提升在短時期內(nèi)不能立刻抑制污染總量或二氧化碳排放總量，可能是因?yàn)椤盎貜椥?yīng)”的影響[8]，即環(huán)境規(guī)制政策所引起的綠色生產(chǎn)技術(shù)水平的提升促進(jìn)了單位GDP的環(huán)境污染量的下降，但是由于總產(chǎn)出水平的大幅增加，抵消了由于單位GDP的環(huán)境污染量下降產(chǎn)生的減排量。需要說明的是，這兩種觀點(diǎn)的分析角度存在差異，環(huán)境規(guī)制政策失靈論的觀點(diǎn)是基于環(huán)境規(guī)制政策與污染排放總量的關(guān)系提出的，而環(huán)境規(guī)制政策有效論的觀點(diǎn)是基于環(huán)境規(guī)制政策與污染物排放強(qiáng)度的關(guān)系提出的。

以上研究成果大多采用自上而下的研究思路，也有一些學(xué)者采用了自下而上的研究思路，他們認(rèn)為環(huán)境規(guī)制政策的目的在于激發(fā)企業(yè)的內(nèi)在減排動力，這種動力表現(xiàn)為企業(yè)積極地響應(yīng)環(huán)境規(guī)制政策，不斷提高綠色技術(shù)水平，主動減少污染物排放[9]，從而降低因環(huán)境規(guī)制帶來的額外成本[10]。但并不是所有的企業(yè)都會主動響應(yīng)環(huán)境規(guī)制政策，有些企業(yè)會根據(jù)自身的技術(shù)水平和盈利能力來決定是否減排[11]，也有一些企業(yè)會根據(jù)未來市場的發(fā)展?fàn)顩r來決定是否響應(yīng)政府的環(huán)境規(guī)制政策[12]。目前，我國工業(yè)減排治理工作舉步維艱，過多的依靠停產(chǎn)、限產(chǎn)及罰款等“應(yīng)急性”行政管制措施不僅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成巨大影響，而且難以有效地引起工業(yè)企業(yè)的主動減排響應(yīng)[4]。因此，探究工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制的響應(yīng)程度及其影響因素是一個具有現(xiàn)實(shí)需要和理論價值的研究課題。

綜上所述，自下而上的研究成果為本文的研究提供了方向，但是還有一些具體問題急需解決，如在研究視角方面，怎樣將企業(yè)行為與環(huán)境規(guī)制政策納入到一個框架內(nèi)進(jìn)行分析?在研究方法方面，已有的研究成果大多數(shù)采用的是普通回歸的方法，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)做出的估計，所得到的結(jié)果是一種較為模糊的總體評價，還不能有效地評估各個省份工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度。

針對上述問題，本文基于綠色發(fā)展的視角，借助隨機(jī)前沿模型，構(gòu)建了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的最優(yōu)邊界，該最優(yōu)邊界定義為工業(yè)企業(yè)響應(yīng)環(huán)境規(guī)制政策下的最大綠色產(chǎn)出水平，若在環(huán)境規(guī)制作用下企業(yè)的綠色產(chǎn)出水平越高，則表明工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度越高，反之，則表明工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度越低；在此基礎(chǔ)上，本文還分析了居民收入、工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、技術(shù)進(jìn)步、工業(yè)發(fā)展程度、對外開放水平、產(chǎn)業(yè)集聚、人力資本等因素對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的影響。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在兩個方面。一是，借助異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型，建立了兼顧經(jīng)濟(jì)效益與環(huán)境效益的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度評價模型，重點(diǎn)測度各個省份的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度；二是，識別了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的影響因素。

本文余下的部分安排如下：第二部分建立工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的模型及選擇變量；第三部分呈現(xiàn)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的測算結(jié)果；第四部分分析工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的影響因素；第五部分為結(jié)論與政策啟示。

二、模型設(shè)定與變量選取

(一)模型設(shè)定

本文將工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)定義為在環(huán)境規(guī)制政策的影響下工業(yè)企業(yè)在擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的同時盡可能減少污染物排放[13]，這是一種環(huán)境友好型的綠色生產(chǎn)技術(shù)減排思維[14]，而非先污染后治理的末端治理方式[15]。因此，工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度就是評價環(huán)境規(guī)制政策下的企業(yè)綠色產(chǎn)出水平；如果工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)程度達(dá)到了最大化，該企業(yè)的綠色產(chǎn)出水平應(yīng)該是最大化的，此時就構(gòu)成了環(huán)境規(guī)制政策下的工業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的最優(yōu)邊界。

參照異質(zhì)性隨機(jī)前沿分析的研究方法[16]，本文構(gòu)建了環(huán)境規(guī)制下的工業(yè)企業(yè)最優(yōu)綠色產(chǎn)出的函數(shù)：

(1)

然而，我國工業(yè)企業(yè)的綠色產(chǎn)出不但受環(huán)境規(guī)制政策的影響，也受到其他變量的影響，如很多企業(yè)因?yàn)榧夹g(shù)能力及其他內(nèi)外部環(huán)境因素的干擾而不能積極地響應(yīng)環(huán)境規(guī)制政策，主動減少污染物排放。因此，其他因素對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制響應(yīng)度會產(chǎn)生一定的不利影響，使得企業(yè)對環(huán)境政策的響應(yīng)度難以達(dá)到最大化，實(shí)際的綠色產(chǎn)出水平可以寫為：

(2)

其中，GOit表示環(huán)境規(guī)制下的實(shí)際綠色產(chǎn)出水平；F(zit)表示工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力，是企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境變量的函數(shù)。顯然，其他因素會顯著地影響綠色產(chǎn)出水平，也會對工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制的響應(yīng)度產(chǎn)生影響。因此，F(xiàn)(zit)≠0。

(3)

模型(3)是典型的隨機(jī)前沿模型?？紤]到面板數(shù)據(jù)的特征以及不同地區(qū)所面臨的環(huán)境規(guī)制的差異性[16]，本文對模型(3)作了如下的設(shè)定：

(4)

其中，Χit=(1，ERit，Di，Dt)′，β為相應(yīng)的系數(shù)向量，Di和Dt分別為反映個體效應(yīng)和時間效應(yīng)的虛擬變量?；旌细蓴_項εit包含以下兩個部分：νit和uit。其中，υit表示隨機(jī)干擾項，并假設(shè)其服從正態(tài)分布且相互獨(dú)立，即υit～i.i.d.Ν(0，σν2)；uit則表示其他環(huán)境變量對綠色產(chǎn)出的影響程度，其具有單邊分布的特點(diǎn)，并假設(shè)uit是服從非負(fù)的截斷型半正態(tài)分布的，即uit～Ν+(ωit，σit2)。uit的異質(zhì)性設(shè)定如下：

(5)

式(5)中，b0和b1表示為常數(shù)項。本文所構(gòu)建的異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型的優(yōu)點(diǎn)在于可以同時分析其他環(huán)境變量對響應(yīng)度阻礙力(ωit)及其不確定性(σit2)的影響[16]。

基于異質(zhì)性隨機(jī)前沿分析模型，本文構(gòu)建了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度指數(shù)(Enterprise’ response degree Index of Environmental Regulation, EERGEPI)。它表示環(huán)境規(guī)制下工業(yè)企業(yè)實(shí)際綠色產(chǎn)出水平與最優(yōu)綠色產(chǎn)出水平的偏離程度，定義如下：

(6)

顯然，EERGEPIit介于0和1之間，當(dāng)uit趨近于無窮大時，外部環(huán)境因素對工業(yè)企業(yè)響應(yīng)度的抑制程度達(dá)到了最大化，此時的EERGEPIit=0；當(dāng)uit趨近于0時，外部環(huán)境因素對工業(yè)企業(yè)響應(yīng)度水平抑制程度達(dá)到最小，此時的EERGEPIit=1，工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度達(dá)到了最大，這是非常理想的一種狀態(tài)，現(xiàn)實(shí)中是無法實(shí)現(xiàn)的。響應(yīng)度指數(shù)表明了綠色產(chǎn)出和環(huán)境規(guī)制之間的因果關(guān)系會受到其他變量的影響的程度，如果響應(yīng)度指數(shù)較高，則意味著其他變量對環(huán)境規(guī)制和綠色產(chǎn)出之間關(guān)系產(chǎn)生的不利影響較小；反之，則意味著其他變量對環(huán)境規(guī)制和綠色產(chǎn)出之間關(guān)系產(chǎn)生的不利影響較大。

(二)變量選擇

1.綠色產(chǎn)出水平

本文選擇了工業(yè)的綠色產(chǎn)出(GOit)水平來衡量我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)水平，這是因?yàn)槿绻髽I(yè)積極響應(yīng)環(huán)境規(guī)制政策，那么該企業(yè)就會提高綠色生產(chǎn)技術(shù)水平，在減少排放的同時擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，而不是采取抵制或者減產(chǎn)等消極的應(yīng)對行為[9]。本文的綠色產(chǎn)出水平以平減后的工業(yè)總產(chǎn)值與處理后的污染指數(shù)的比值來衡量。

2.環(huán)境規(guī)制(ERit)

本文借鑒了王書斌和徐盈之等學(xué)者的研究成果[2]，從環(huán)境行政管制、環(huán)境污染監(jiān)管和環(huán)境經(jīng)濟(jì)規(guī)制等方面來衡量環(huán)境規(guī)制程度。其中，環(huán)境行政管制以地方頒布的環(huán)境類行政規(guī)章數(shù)量來表示，環(huán)境污染監(jiān)管以各地區(qū)當(dāng)年受理的環(huán)境行政處罰案件數(shù)來衡量，環(huán)境經(jīng)濟(jì)規(guī)制以各地區(qū)排污費(fèi)與工業(yè)總產(chǎn)值的比值來衡量。

3.其他變量

本文選擇了居民收入、工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、技術(shù)進(jìn)步、工業(yè)發(fā)展程度、對外開放水平、產(chǎn)業(yè)集聚和人力資本等八個變量來度量企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的內(nèi)外部環(huán)境狀況。其中，選擇居民收入水平變量的原因是檢驗(yàn)收入水平提高后人們產(chǎn)生高環(huán)境質(zhì)量的需求對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的影響作用[17]，以經(jīng)過平減后的居民人均可支配收入來衡量；本文選擇工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、對外開放水平及人力資本等四個變量的原因是為了描述企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的外部環(huán)境狀況，其中工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以重工業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比值來衡量，基礎(chǔ)設(shè)施資本存量以永續(xù)盤存法來衡量[18]，對外開放水平以進(jìn)出口總額與生產(chǎn)總值的比重來衡量[19]，人力資本以教育年限累積法來度量[20]；本文選擇技術(shù)進(jìn)步、工業(yè)發(fā)展程度及產(chǎn)業(yè)集聚等三個變量是為了描述企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的內(nèi)部環(huán)境狀況，其中技術(shù)進(jìn)步是根據(jù)M指數(shù)分解而得到的[21]，工業(yè)發(fā)展程度以工業(yè)增加值與GDP的比值來衡量，產(chǎn)業(yè)集聚以區(qū)位熵指數(shù)來衡量[22]。

環(huán)境變量為Zit=(jsrit，jsr2it，gcjit，jzcit，jsjbit，gfcdit，kfit，cyjjit，rzit)′。其中，jsrit為居民收入水平；jsr2it為居民收入水平二次方；gcjit為工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；jzcit為基礎(chǔ)設(shè)施資本存量；jsjbit為技術(shù)進(jìn)步；gfcdit為工業(yè)發(fā)展程度；kfit為對外開放水平；cyjjit為產(chǎn)業(yè)集聚；rzit為人力資本。通過考察以上八個影響環(huán)境規(guī)制的環(huán)境因素，能夠進(jìn)一步考察工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制響應(yīng)度的外部環(huán)境，描述性統(tǒng)計分析的結(jié)果如表1所示。

(三)樣本篩選與數(shù)據(jù)說明

本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為2005年至2014年。在數(shù)據(jù)處理過程中，主要選取了30個省市的各指標(biāo)數(shù)據(jù)，共2970個觀察值，由于西藏的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，所以刪除西藏的數(shù)據(jù)。描述性統(tǒng)計分析的結(jié)果如表1所示。數(shù)據(jù)處理和估計均采用STATA 12完成。

表1 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

三、工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度測算

(一)我國總體及區(qū)域的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度分析

根據(jù)式(6)，本文測算了我國總體及不同地區(qū)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度指數(shù)，如圖1所示。

圖1 不同地區(qū)的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度指數(shù)趨勢圖

首先，我國總體的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度指數(shù)處于0.015至0.023之間，反映我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度非常低，但工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度指數(shù)呈上升趨勢，也說明了我國工業(yè)企業(yè)尚不能積極響應(yīng)環(huán)境規(guī)制政策，未能積極地進(jìn)行污染物減排，這可能是因?yàn)榄h(huán)境規(guī)制政策的制定與實(shí)施中的信息不對稱和外部環(huán)境因素的干擾導(dǎo)致的[23]。

其次，東部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度要高于其他地區(qū)，表明東部地區(qū)工業(yè)企業(yè)綠色發(fā)展水平要高于其他地區(qū)，出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因在于，東部地區(qū)工業(yè)企業(yè)已經(jīng)逐漸進(jìn)行了節(jié)能減排技術(shù)改造，產(chǎn)生了綠色創(chuàng)新的補(bǔ)償效應(yīng)[24]，彌補(bǔ)了工業(yè)企業(yè)因響應(yīng)環(huán)境規(guī)制政策而增加的成本，從而提升了該地區(qū)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度水平；中部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度指數(shù)值由上升轉(zhuǎn)變?yōu)橄陆?，這說明中部地區(qū)的發(fā)展模式與環(huán)境規(guī)制的目標(biāo)存在著嚴(yán)重的沖突[25]，尤其是2011年后該地區(qū)的工業(yè)企業(yè)不能適應(yīng)環(huán)境規(guī)制的要求，不能有效地提升綠色產(chǎn)出水平；西部地區(qū)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)程度最低，但2008年后呈現(xiàn)較快的上升趨勢。

(二)省域工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度分析

如表2所示，從橫向來看，我國各省份工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度均處于非常低的水平，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于最優(yōu)水平，表明我國的環(huán)境規(guī)制政策失靈現(xiàn)象是普遍存在的[26]。各個省份的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度水平的差距不大，其中山東、廣東、浙江和江蘇領(lǐng)先于其他省份，但領(lǐng)先的優(yōu)勢較小。從縱向來看，我國各個地區(qū)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度變化幅度較小，表明了我國各省份的大部分工業(yè)企業(yè)還處于被動減排階段，這可能與我國各個省份環(huán)境因素的抑制作用有關(guān)，本文將在第四部分著重分析這些因素的作用。

四、工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的影響因素分析

(一)總體分析

表3列示了多種模型設(shè)定下的估計結(jié)果，這些模型是為了驗(yàn)證工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力F(zit)是一個常量還是一個隨機(jī)變量，即所有省份的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力是否是不變的，還是會受到環(huán)境因素的影響；而這種影響體現(xiàn)在兩個方面，一是環(huán)境因素對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力F(zit)均值的影響是否存在；二是環(huán)境因素對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力F(zit)方差的影響是否存在。模型1是建立在存在這兩個方面的假設(shè)上的；模型2是建立在環(huán)境因素對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力F(zit)方差的影響不存在的假設(shè)基礎(chǔ)上的；模型3建立在環(huán)境變量對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力F(zit)均值的影響不存在的假設(shè)基礎(chǔ)上的；模型4的假設(shè)為不存在環(huán)境因素對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力F(zit)的影響。整體而言，在模型1、模型2、模型3和模型4的設(shè)定下，環(huán)境規(guī)制(ER)都在1%的水平上顯著。將檢驗(yàn)的原假設(shè)設(shè)定為“不存在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力”(對應(yīng)于LR1)，以及將假設(shè)設(shè)定為“存在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力”(對應(yīng)于LR2)的條件下，從表3中最后四行的似然比檢驗(yàn)(LR test)結(jié)果來看，模型1均優(yōu)于其余模型。因此，其余的研究分析主要以模型1為主。

表2 我國各省份的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度指數(shù)(2005-2014)

從表3中模型1列示的結(jié)果來看，各環(huán)境規(guī)制變量對工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)出的影響顯著為負(fù)，即隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加，工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)出就會減少。政府環(huán)境規(guī)制政策越強(qiáng)，企業(yè)的治污和綠色技術(shù)開發(fā)的資金就越多，導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本的增加，從而影響企業(yè)的綠色生產(chǎn)積極性，最終導(dǎo)致企業(yè)綠色產(chǎn)出的下降[27]。

環(huán)境規(guī)制政策下企業(yè)綠色產(chǎn)出還會受環(huán)境因素的影響?；A(chǔ)設(shè)施資本存量在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策阻礙力的均值和方差的方程中的系數(shù)分別為-0.816和1.316，兩者都在1%水平上顯著，表明基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的增加抑制了環(huán)境規(guī)制政策的企業(yè)響應(yīng)度的阻礙力，但會加劇環(huán)境規(guī)制政策的企業(yè)響應(yīng)的阻礙力的不確定性，對環(huán)境規(guī)制下的企業(yè)綠色產(chǎn)出起到促進(jìn)作用[28]。而居民收入水平對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策阻礙力呈現(xiàn)倒“U型”影響關(guān)系，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)的假說[17]。即隨著居民收入的增加，工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力也隨之提升，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制政策的企業(yè)響應(yīng)度呈現(xiàn)減小趨勢，當(dāng)居民收入水平達(dá)到一定程度后，工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度會隨居民收入水平的提升而增大。出現(xiàn)這種情況的原因是隨著居民收入水平的提升，人們對環(huán)境質(zhì)量的要求會提高[29]，對企業(yè)的綠色生產(chǎn)水平形成了外在壓力，會降低工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力，使得工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度增加。

此外，表3中的回歸結(jié)果還顯示了工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策阻礙力的均值和方差的方程中的系數(shù)分別為0.510和2.863，且兩者分別在1%和5%的水平上顯著，即工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力及其不確定性；工業(yè)發(fā)展程度在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力均值和阻礙力方差的方程中的系數(shù)分別為-0.275和-1.865，且兩者分別在1%和5%的水平上顯著，即工業(yè)發(fā)展程度的增加會減小工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力及其不確定性，會顯著提升工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)程度；產(chǎn)業(yè)集聚和人力資本在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力均值方程中的影響系數(shù)分別為-1.090和-0.372，兩者均在1%的水平上顯著，即產(chǎn)業(yè)集聚和人力資本的增長會減小工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力及其不確定性，會顯著提升工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)程度。此外，對外開放水平在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力均值方程中的系數(shù)為-0.044，且在10%的水平上顯著，即隨著對外開放程度的增加，工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)程度會增加。而技術(shù)進(jìn)步并不會對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力產(chǎn)生顯著的影響，這可能是因?yàn)槲覈I(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的經(jīng)濟(jì)效益偏向性，即工業(yè)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步更多地是追求經(jīng)濟(jì)效益而非環(huán)境效益[30]。

表3 總體回歸模型估計及檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著，括號中為t值。

(二)區(qū)域分析

從表4的估計結(jié)果可知，環(huán)境規(guī)制對不同地區(qū)工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)出的影響顯著為負(fù)，即隨著環(huán)境規(guī)制程度的增強(qiáng)，不同地區(qū)的工業(yè)企業(yè)綠色產(chǎn)出就會減少，這可能是因?yàn)槿找鎻?qiáng)化的環(huán)境規(guī)制政策會增加企業(yè)的額外成本，擠占技術(shù)創(chuàng)新的投入資金，降低生產(chǎn)效率，抑制企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長，最終導(dǎo)致企業(yè)綠色產(chǎn)出的下降[31]。此外，不同地區(qū)的居民收入、工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、技術(shù)進(jìn)步、工業(yè)發(fā)展程度、對外開放水平、產(chǎn)業(yè)集聚、人力資本等因素也會影響工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的阻礙力。

就東、西部地區(qū)而言，居民收入水平與工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度阻礙力呈現(xiàn)倒“U型”關(guān)系[17]，即隨著居民收入的增加，環(huán)境規(guī)制政策的企業(yè)響應(yīng)的阻礙力也隨之提升，抑制了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度的提升。當(dāng)居民收入水平超過9157元(東部地區(qū))或9287元(西部地區(qū))時，工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的阻礙力會隨居民收入水平的提升而減小，從而促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制響應(yīng)度的提升；東部地區(qū)和西部地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制響應(yīng)度的影響系數(shù)分別為-0.168和-0.235且在5%的水平上顯著，說明工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動顯著抑制了東、西部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力；東部地區(qū)和西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量在工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制響應(yīng)的阻礙力的均值和方差的方程中在1%和5%的水平上顯著為負(fù)，表明基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的增加抑制了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力及其不確定性，促進(jìn)了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制響應(yīng)度的提高，造成這一現(xiàn)象的原因在于：完善的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠減少企業(yè)能源消費(fèi)[32]，從而抑制了污染物排放量的增加，提高了企業(yè)的綠色產(chǎn)出；東西部地區(qū)的人力資本則分別在10%和1%的水平上顯著抑制工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的阻礙力及其不確定性，最終提升了工業(yè)企業(yè)的綠色產(chǎn)出水平，這可能是因?yàn)榫G色創(chuàng)新的動力依賴于人力資本[33]；產(chǎn)業(yè)集聚則在1%的水平上顯著抑制了東西部地區(qū)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力，閆逢柱等[34]也得到了類似的研究結(jié)論，他們認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚可能在短期內(nèi)緩解經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)之間的矛盾，但在長期兩者并不存在明顯的影響關(guān)系。

表4 分區(qū)域回歸模型估計結(jié)果

注：***，**和*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著，括號中為t值

中部地區(qū)的環(huán)境因素對工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力所產(chǎn)生的影響與東部地區(qū)不同。這種差異體現(xiàn)在以下三個方面：第一，中部地區(qū)的居民收入水平與工業(yè)企業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力及不確定性呈現(xiàn)正“U型”關(guān)系，可能的原因是中部地區(qū)的居民收入增加更多地是依賴高耗能工業(yè)企業(yè)的發(fā)展，尤其是那些產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來的高污染企業(yè)[25]；第二，工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在1%的顯著水平上增加了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力；第三，工業(yè)發(fā)展程度在1%的水平上抑制了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的阻礙力及其不確定性，從而促進(jìn)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的提升。

五、結(jié)論與政策建議

借助異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型，本文構(gòu)建了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度模型，測度了2005年至2014年我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)程度，在此基礎(chǔ)上，分析了工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的影響因素。本文研究發(fā)現(xiàn)，我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)程度非常低，主要集中在0.015至0.023之間，但整體呈逐年上升趨勢，東部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)程度要略高于其他地區(qū)；隨著居民收入的增加，工業(yè)的綠色發(fā)展受到了更大的社會壓力；基礎(chǔ)設(shè)施資本存量、工業(yè)發(fā)展程度、對外開放水平等因素會降低工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的的阻礙力，但技術(shù)進(jìn)步不能有效改善企業(yè)的綠色產(chǎn)出水平，不能顯著影響工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度。

根據(jù)以上的研究結(jié)論，本文認(rèn)為提升我國工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策的響應(yīng)度應(yīng)該從以下幾個方面入手。

首先，從綠色創(chuàng)新能力入手，鼓勵企業(yè)發(fā)展綠色生產(chǎn)技術(shù)，通過稅收優(yōu)惠、財政補(bǔ)貼及政府購買等方式降低企業(yè)綠色技術(shù)研發(fā)的風(fēng)險及提高企業(yè)的預(yù)期收益，提升工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的能力。

其次，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高高污染行業(yè)的準(zhǔn)入門檻，實(shí)施高污染行業(yè)企業(yè)的退出機(jī)制，合理調(diào)控產(chǎn)業(yè)集聚的水平，促進(jìn)工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)的外部環(huán)境優(yōu)化。

最后，建立環(huán)境規(guī)制政策的區(qū)域協(xié)同體系，促進(jìn)區(qū)域工業(yè)污染物排放監(jiān)管的一體化與規(guī)范化，形成無差別的工業(yè)企業(yè)綠色發(fā)展外在的約束，促進(jìn)區(qū)域工業(yè)企業(yè)對環(huán)境規(guī)制政策響應(yīng)度的共同提升。

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(本文責(zé)編：海洋)

IndustrialEnterprises’ResponsetoEnvironmentalRegulationPolicyinChina

WANG Li-xia1, 2，CHEN Xin-guo1，YAO Xi-Long1，LI Xiao-yu1，ZHANG Chen-tao1

(1.SchoolofEconomicsandManagement,TaiyuanUniversityofTechnology,Taiyuan030024,China; 2.SchoolofForensicMedicine,ShanxiMedicalUniversity,Taiyuan030001,China)

Based on the heterogeneous stochastic frontier model, this paper establishes an industrial enterprise’s responsiveness model which aims at the environmental regulation policy, and quantitatively calculates the overall and different provinces’ indexes of responsiveness. The results show that the integral industrial enterprise has a small response to environmental regulation policy, however the responsiveness increases year by year; the responsiveness indexes of the provinces are low and have little difference; infrastructure capital stock, human capital and other factors could improve the industrial enterprise’s responsiveness to environmental regulation policy, but technical progress has no significant impact on the responsiveness of industrial enterprise.

environmental regulation; stochastic frontier model; responsiveness

2017-04-26

2017-09-10

國家自然科學(xué)基金項目“省域裝備制造業(yè)綠色創(chuàng)新效率評價、空間關(guān)聯(lián)與提升路徑研究”(41401655)；2016年度山西省高等學(xué)校人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地項目“煤炭產(chǎn)業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)效率評價及提升路徑研究”(2016311)及2016年山西省高等學(xué)校創(chuàng)新人才(優(yōu)秀青年學(xué)術(shù)帶頭人)支持計劃資助。

王麗霞(1975-)，女，山西太原人，博士研究生，研究方向：能源與環(huán)境管理、科技創(chuàng)新理論。

F205，X32

A

1002-9753(2017)10-0143-10