地方政府競爭下環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的非線性影響
——基于門檻特征與空間溢出視角

李珊珊，羅良文

(中南財經(jīng)政法大學 經(jīng)濟學院，武漢 430074)

內容提要：立足于中介效應視角，本文從技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權三個方面探討環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率影響的理論機制，并以此為基礎，進一步運用2008-2015年中國30個省市區(qū)面板數(shù)據(jù)考察環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的門檻效應及空間溢出效應。實證結果顯示：地方政府競爭背景下，環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的影響會隨技術創(chuàng)新、產業(yè)結構以及環(huán)境分權變化而發(fā)生根本性轉變。換言之，在不同技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權水平條件下，環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的凈效應分別呈現(xiàn)V型、倒V型、倒V型門檻特征；鄰近地區(qū)間環(huán)境規(guī)制與區(qū)域碳生產率均存在局部聚集的空間特征，表現(xiàn)為明顯的正向溢出效應。為實現(xiàn)2030年減排承諾的目標，除選擇適宜的環(huán)境規(guī)制方式、力度以外，還需要從技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權及區(qū)域協(xié)調等多個方面，優(yōu)化環(huán)境規(guī)制的區(qū)域碳生產率效應的實施效果。

2015-2016年期間，中國碳生產率呈現(xiàn)新的變化趨勢，即自1998年以來首次能源碳排放量與經(jīng)濟增長的脫鉤。但根據(jù)《全球碳預算報告》預測，2017年能源消費碳排放量將逆勢反彈3.5%，這一反彈與煤炭、石油、天然氣的消費增長密切相關，反映了高碳“鎖定效應”背景下經(jīng)濟增長對化石能源的依賴。為實現(xiàn)中國在《巴黎協(xié)定》中承諾2030年單位GDP碳強度下降60%-65%的目標，考慮到環(huán)境的雙重負外部性，單純依靠市場力量推動低碳經(jīng)濟轉型遠遠不夠，需要來自環(huán)境規(guī)制的激勵與約束。本文通過考察環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率影響的中介效應，試圖改善現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制的減排效應，為尋求擺脫高碳排放的路徑依賴，更好地服務于低碳經(jīng)濟轉型提供參考。

一、文獻綜述

國內外學者關于環(huán)境規(guī)制影響的研究成果頗豐，主要集中于環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響，或者主要考慮環(huán)境規(guī)制對生態(tài)環(huán)境質量的影響，然而，在經(jīng)濟增長和生態(tài)環(huán)境改善的兩難困境中，單純從某一方面探討環(huán)境規(guī)制的影響無助于困境的根本解決。

環(huán)境規(guī)制與低碳經(jīng)濟關系的國內外文獻主要包括“綠色悖論效應”、“倒逼效應”以及動態(tài)關系等三種觀點。其中，“綠色悖論效應”的觀點最早由Sinn(2008)提出，指明環(huán)境規(guī)制促進碳排放水平增長的可能性路徑，包括環(huán)境規(guī)制設計失效、高碳能源供給的短期反彈以及時間滯后等路徑。隨后一些文獻立足于高碳能源供給反彈機制的路徑支持“綠色悖論效應”觀點(Gerlagh, 2010; Michielsen, 2014)，并按碳排放增長的時效區(qū)分為“強綠色悖論效應”與“弱綠色悖論效應”兩種(Van der Werf and Di Maria，2012)；支持“倒逼效應”的觀點認為高額碳稅不僅能降低長期碳排放總量，預期的改變還能減少短期碳排放(Hoel，2010)，表現(xiàn)為當清潔能源成本相對于化石能源更低時，環(huán)境規(guī)制會倒逼高能耗、高排放企業(yè)運用成本更低廉的清潔能源(Van der Ploeg and Withagen，2012)。早期國內的文獻認為環(huán)境規(guī)制與低碳經(jīng)濟之間無明顯關系(何小鋼等，2011；張先鋒等，2014)，近年來文獻大多支持兩者關系動態(tài)變化的觀點，對環(huán)境規(guī)制的碳減排路徑及效應關注較多，認為環(huán)境規(guī)制與低碳經(jīng)濟之間呈現(xiàn)倒U型變化趨勢，而這一拐點的跨越與環(huán)境規(guī)制水平(張華，2014)、產業(yè)結構(徐盈之等，2015)以及技術創(chuàng)新(李巍等，2017)密切相關。

進一步梳理國內外學者關于碳生產率的文獻發(fā)現(xiàn)，研究主要集中在碳生產率測度方法的構建及其影響因素方面。從研究方法的角度對碳生產率影響因素的文獻進行梳理，將相關研究分為兩類。一是以指數(shù)分解技術為基礎的碳生產率因素分解研究。相關文獻研究因指數(shù)分解技術的差異而存在分解因素的差別，如何建坤、蘇明山(2009)將碳生產率增長分解為經(jīng)濟結構、能源技術效率和能源結構變動因素，Meng and Niu(2012)則運用LMDI因素分解技術將碳生產率分解為技術創(chuàng)新和產業(yè)結構調整因素。二是探討碳生產率與特定因素相關關系的研究。包含碳生產率與某些特定因素相關關系的研究，如分別針對碳生產率與碳排放總量(諶偉等，2010)、人均GDP(張成等，2013)、能源效率(吳曉華、李磊，2014)之間動態(tài)關系的研究，而結合環(huán)境規(guī)制因素進行考察的文獻結論存在較大差異，分別得出環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的影響呈現(xiàn)先抑制后促進的效應(劉傳江等，2015)，環(huán)境規(guī)制會促進碳生產率增長(李小平等，2016)。

然而，對于環(huán)境規(guī)制促進碳生產率變動的誘導機制以及研究結論差異的內在原因，鮮有文獻涉及。此外，若在環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的影響研究中忽略空間特征，則會忽略各區(qū)域碳生產率的空間集聚、溢出特征等重要影響因素，解決這一問題還需構建空間計量模型。本文有如下研究貢獻：第一，從理論上探討技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權等中介變量的誘導機制，并在兩者相關關系的基礎上，運用非線性門檻面板模型考察環(huán)境規(guī)制對碳生產率影響的門檻特征；第二，結合地方政府競爭背景，在空間面板杜賓模型中納入環(huán)境規(guī)制、區(qū)域碳生產率的空間交互項，進一步考察門檻特征下環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的空間溢出效應。

二、環(huán)境規(guī)制影響區(qū)域碳生產率的中介效應機制

(一)環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的影響機制

本部分在Acemoglu (2012)分析框架的基礎上拓展，將環(huán)境規(guī)制內生化，構建污染品生產者通過低碳、非低碳技術產品相對生產規(guī)模改變以及區(qū)域碳生產率變化的理論模型。主要思路為，假定中間產品區(qū)分為低碳技術中間產品和非低碳技術中間產品兩種，其中低碳技術中間產品生產促進產量的增加而不產生碳排放，而非低碳技術中間產品生產在提高產量的同時同比例增加碳排放，則環(huán)境規(guī)制水平的提高會改變非低碳技術中間產品與低碳技術中間產品的相對利潤，進而通過中間產品相對生產規(guī)模變化影響區(qū)域碳生產率變動。

1.假設

(1)假設國家有三個生產部門，分別為中間產品物資資本供應部門、中間產品生產部門、最終產品生產部門，勞動、資本要素可以自由流動，其中，最終產品市場、中間產品市場是完全競爭市場，而中間產品物質資本供應商提供與技術創(chuàng)新融合的機器設備，具有市場壟斷勢力。

(2)假設整個生產過程分為兩階段，第一階段生產中間產品，其生產非低碳技術設備，也可引進低碳技術設備，其中，引進低碳技術設備進行生產的中間產品，用Xc表示，其生產過程不產生碳排放；另一種為運用非低碳技術設備生產的中間產品，用Xp表示，其生產過程產生與產量同比例的碳排放，并將中間產品生產函數(shù)形式設定為Cobb-Douglas函數(shù)以及資本增加型技術進步。第二階段運用中間產品生產最終產品，生產函數(shù)形式設定類似。

最終產品生產函數(shù)：

(1)

中間產品生產函數(shù)：

(2)

式(1)、(2)中，t為時間，i為生產者數(shù)量，σ為兩種中間產品的替代彈性，σ>1，α為資本產出份額，0<α<1，Y為最終產品的產出，將勞動力總投入量標準化為1，則Lct+Lpt≤1，A為技術進步，K為中間產品物質資本投入。

(3)根據(jù)Acemoglu(2012)的模型設立中間產品的技術創(chuàng)新函數(shù)，生產者最初選擇非低碳技術創(chuàng)新模式，而未考慮環(huán)境規(guī)制的壓力實施低碳技術自主研發(fā)創(chuàng)新。

中間產品技術創(chuàng)新函數(shù)：

Ajt=(1+γηjSjt)Aj,t-1,j=c,p

(3)

初始狀態(tài)下兩種技術創(chuàng)新模式關系為：

(4)

式(3)、(4)中，γ為技術存量增加率，η為技術創(chuàng)新成功的概率，S為技術創(chuàng)新活動參與的技術人員數(shù)，r為中間產品的物質資本的投入成本，類似地，將技術人員總數(shù)標準為1，則Sct+Spt≤1。

(4)假設中間產品Xp的生產會產生環(huán)境負外部性，在產權界定明晰的前提下，中間產品Xp的生產需要支付碳排放的機會成本τ，對應現(xiàn)實中的環(huán)境規(guī)制成本。

2.模型構建

在上述假設基礎上，求解非低碳技術與低碳技術中間產品生產商、物質資本供應商利潤最大化條件，非低碳技術產品生產者減排通過引進低碳技術設備進行生產。若對非低碳技術產品以從價稅τ方式征收環(huán)境稅，同時對低碳技術產品的低碳技術設備成本以補貼率q進行補貼。其中，非低碳技術中間產品生產者利潤πpt的最大化條如下：

(5)

分別求對πpt求關于Kpt、Lpt的最優(yōu)化得到：

(6)

(7)

求解非低碳技術中間產品物質資本供應商的利潤最大化條件為：

maxπmt=mtKpt-α2rpKpt

(8)

將式(6)代入式(8)，并對πmt求關于非低碳技術中間產品價格mt的最優(yōu)化條件：

mt=αrp

總之，田子坊內挪移了國外多國和國內多地的民俗文化。這里以本地，包括吳越文化圈內的各種民俗(如油紙傘或絲綢，或舊時的化妝品)為底色，增添了一些突兀的外地如苗族和藏族文化元素，以及全國各地已經(jīng)旅游商品化了的特色小吃。而符合當下中國人心理，能夠代表時尚前沿和奇風異俗的外國民俗，也充斥其中。這種文化往往充當一種對異文化的體驗而被接受。如前述各國特色風味餐廳和小飾品或玩偶，對于國人，尤其是當下已經(jīng)廣泛接觸西方文化而具有開放包容心態(tài)的年輕人來說，會在產生新鮮感和好奇心之后進行消費。

(9)

將上述式(7)、式(8)、式(10)代入非低碳技術設備供應商利潤πmt：

(10)

而低碳技術中間產品生產者利潤πct的最大化條件為：

(11)

與πmt的推導過程類似，得出低碳技術設備供應商利潤πnt：

(12)

接下來，將低碳技術和非低碳技術供應商利潤πnt/πmt進行對比，得出環(huán)境規(guī)制水平、低碳與非低碳技術物質資本相對成本、中間產品相對價格、相對技術創(chuàng)新、勞動力相對投入等因素的影響，如下：

πnt/πmt=[(1-τt)(1-qt)]-1/(1-α)(rc/rp)-α/(1-α)(pct/ppt)1/(1-α)(Act/Apt)α/(1-α)(Lct/Lpt)

(13)

由式(13)可知，相對技術創(chuàng)新、低碳與非低碳技術中間產品投入比、環(huán)境規(guī)制水平是影響低碳技術和非低碳技術供應商利潤、相對生產規(guī)模及區(qū)域碳生產率的主要因素，因此，本文選擇低碳技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權作為中介變量，并分別考察其中介效應機制。

(二)中介效應

1.低碳技術創(chuàng)新

當?shù)吞技夹g存量較低時，非低碳技術物質資本供應商利潤大于低碳技術物質資本供應商利潤，中間產品為非低碳技術中間產品；當?shù)吞技夹g存量累積到某一階段時，低碳技術物質資本供應商利潤與非低碳技術物質資本供應商利潤相等時，低碳技術中間產品和非低碳技術中間產品并存；當?shù)吞技夹g存量累積到某一門檻值時，低碳技術中間產品生產規(guī)模相對擴大。由此可預期，較低的低碳技術存量難以促進低碳技術中間產品生產，此時環(huán)境規(guī)制約束下低碳技術創(chuàng)新投入對區(qū)域碳生產率的貢獻不明顯，主要表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制的“成本遵循效應”(Jaffe and Stavins, 1995)，只有當?shù)吞技夹g突破某一門檻值，環(huán)境規(guī)制約束才能發(fā)揮低碳技術創(chuàng)新的正向促進作用，可能部分削弱或完全抵消“成本遵循效應”，表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制的“波特效應”(Porter and Van der Linde，1995)。

適度的環(huán)境規(guī)制成本能倒逼污染密集型企業(yè)的低碳化轉型(Porter and Van der Linde，1995)，或促使企業(yè)遷至環(huán)境規(guī)制較為寬松的地區(qū)。對污染密集型企業(yè)依賴程度較低的地區(qū)，內化的環(huán)境規(guī)制成本較低，無法扭轉低碳技術與非低碳技術中間產品的相對利潤及生產規(guī)模，進而對區(qū)域碳生產率變動的影響不顯著；對污染密集型企業(yè)依賴程度較高的地區(qū)，內化的環(huán)境規(guī)制成本較高，會明顯改變低碳技術與非低碳技術中間產品相對利潤及生產規(guī)模，有利于強化環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的正面效應；對于少數(shù)過度依賴污染密集型產業(yè)的地區(qū)，產業(yè)低碳化轉型也可能導致該地區(qū)經(jīng)濟增速大幅放緩，為滿足地方經(jīng)濟、就業(yè)的發(fā)展需求，地方政府可能運用財政補貼、稅收減免等方式部分抵消“環(huán)境遵循成本”壓力，導致環(huán)境規(guī)制的區(qū)域碳生產率效應弱化。因此，環(huán)境規(guī)制的區(qū)域碳生產率效應會隨產業(yè)結構調整而動態(tài)變化。

3.環(huán)境分權

環(huán)境分權本質上通過中央與地方之間環(huán)境相關財權、事權分配，促進對地方政府環(huán)境治理努力程度的激勵與約束。環(huán)境集權下由中央統(tǒng)一供給環(huán)境公共物品，能有效約束地方政府環(huán)境治理的“搭便車”行為，并實現(xiàn)環(huán)境公共物品生產的規(guī)模經(jīng)濟(Gray and Shadbegian，2004)，當環(huán)境集權水平持續(xù)下降，較高的環(huán)境分權水平會適度弱化中央對地方政府環(huán)境治理努力程度的約束，但所給予的地方政府環(huán)境管理方式的自由，有利于地方政府通盤考慮本地區(qū)經(jīng)濟基礎、環(huán)境質量，靈活選擇相對高效的碳減排治理方案(Magnani，2000；Millimet，2003)，此時環(huán)境分權水平適度提高可能會強化地方政府環(huán)境治理努力程度的激勵；過高的環(huán)境分權則意味著地方政府環(huán)境管理自主權與管控能力，容易形成地方環(huán)境管理部門與污染企業(yè)之間的合謀，導致為隱瞞真實的污染排放而篡改數(shù)據(jù)的行為(聶輝華等，2007；梁平漢等，2014)，對于短期危害小且空間外溢性強的碳排放而言，更容易導致對地方政府環(huán)境治理努力程度的軟化。因此，環(huán)境規(guī)制的區(qū)域碳生產率效應與環(huán)境分權水平密切相關。

三、面板模型、變量與數(shù)據(jù)來源

(一)門檻面板模型

門檻效應是指環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的促進并不是自動進行的，其正面促進作用需要突破一個或幾個關鍵因素，否則環(huán)境規(guī)制效應難以得到發(fā)揮。根據(jù)第三部分推導，本文選取的關鍵因素為低碳技術存量、產業(yè)結構、環(huán)境分權，作為內生的門檻變量，運用Hansen(1999)提出的門檻面板模型考察環(huán)境規(guī)制驅動區(qū)域碳生產率提升的過程中是否存在門檻效應?？紤]到環(huán)境治理投資從投入到效果顯現(xiàn)存在一定的時滯，本文選用環(huán)境規(guī)制變量的滯后一期進行考察，構建模型如下：

lnCPit=α0+α1lnERi,t-1·I(M≤β1)+α2lnERi,t-1·I(β1βn)+Xit·γ+εit

(14)

式(14)中，β1、β2…βn為變量M的門檻值，變量M包括技術創(chuàng)新、產業(yè)結構以及環(huán)境分權，I(·)為示性函數(shù)，ER為環(huán)境規(guī)制，CP為碳生產率，X為控制變量的集合，ε為隨機干擾項，其余為相應變量的參數(shù)。其中，對于式(14)中控制變量X的選擇，根據(jù)kaya恒等式(15)及結構、技術創(chuàng)新等式(16)：

Cit=Yit×Sit×Tit

(15)

Sit=S(KSit,ISit)且Tit=T(ERit,PATit,HRit)

(16)

?CPit=Yit/Cit=1/[S(KSit,ISit)×T(ERit,PATit,HRit)]

(17)

式(15)-(17)中，Y為產出，S為結構變量，包括要素稟賦結構KS、產業(yè)結構IS，T為技術水平，由環(huán)境治理投資ER、技術創(chuàng)新PAT、人力資本HR，此外還與對外開放程度FDIS與TRS有關，上述變量為區(qū)域碳生產率影響模型控制變量X的集合。

(二)空間面板杜賓模型

結合中國式分權下地方政府競爭的背景，各地區(qū)環(huán)境規(guī)制可能存在相互模仿或策略性行為，或各地區(qū)碳生產率可能表現(xiàn)出空間聚集特征，實證研究中若忽略核心變量的空間相關性，則會導致估計結果的嚴重偏誤。為驗證環(huán)境規(guī)制、碳生產率的空間相關性，本文考察2008-2015年期間環(huán)境規(guī)制、碳生產率的moran’ I指數(shù)及其顯著性水平，結果顯示，環(huán)境規(guī)制、碳生產率的moran’ I指數(shù)分別為0.315、0.422，均達到1%的顯著性水平，這表明實證模型中需納入兩者的空間交互特征?？臻g面板杜賓模型能同時納入因變量與自變量的空間交互項，因此本文選用空間面板杜賓模型進行參數(shù)估計，模型如下所示：

(18)

式(18)中，空間權重矩陣wij分別為地理鄰接權重矩陣與地理距離權重矩陣，其中地理鄰接權重矩陣相鄰為1，不相鄰為0，而地理距離權重矩陣為區(qū)域之間質心距離平方的倒數(shù)表示。

(三)變量與數(shù)據(jù)來源

考慮到地方官員政績考核體系變化對環(huán)境規(guī)制實施的影響，如2007年底我國首次將單位GDP能耗降低的約束性目標納入地方官員考核體系，占考核總分的40%左右(齊曄，2013)，為推動碳強度目標下降的承諾，于2014年進一步將單位GDP碳排放指標納入地方官員考核體系。因此，本文以2008-2015年中國30個省市區(qū)面板數(shù)據(jù)為樣本，能更為準確地反映門檻變量對環(huán)境規(guī)制效應的影響方向與影響程度。各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

注：由Stata 14.0軟件整理得到，保留三位小數(shù)。

表2 門檻效應估計與檢驗結果

注：各統(tǒng)計值為bootstrap法反復抽樣1000次所得；***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

四、模型估計與結論分析

(一)門檻效應檢驗

本文運用Stata 14.0 軟件進行分析，首先根據(jù)bootstrap方法的F統(tǒng)計值和P值確定技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權的門檻數(shù)量，然后運用門檻面板模型估計其門檻值，以及該門檻值下環(huán)境規(guī)制變量的顯著性水平。表2中技術創(chuàng)新的單一門檻均達到1%的顯著性水平，門檻值為1.749，而雙重門檻、三重門檻效應在統(tǒng)計上不顯著；產業(yè)結構的單一門檻達到1%的顯著性水平，門檻值為3.723，而雙重門檻、三重門檻效應在統(tǒng)計上不顯著；環(huán)境分權的單一門檻、雙重門檻均達到1%的顯著性水平，門檻值分別為-0.176、0.482，而三重門檻效應在統(tǒng)計上不顯著。這一結論與技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權中介效應的理論分析一致。

以技術創(chuàng)新、產業(yè)結構以及環(huán)境分權的單一門檻值為界，根據(jù)門檻變量均值對樣本進行分組：低技術創(chuàng)新水平區(qū)域[-0.194, 2.414]，高技術創(chuàng)新水平區(qū)域(2.414, 3.210]；低產業(yè)結構偏向區(qū)域[3.498, 3.592]，高產業(yè)結構偏向區(qū)域(3.592, 4.339]；低度環(huán)境分權水平區(qū)域[-0.630, -0.196]，中度環(huán)境分權水平區(qū)域(-0.196, 0.482]，高環(huán)境分權水平區(qū)域(0.482, 0.744]。不同的樣本分組具體對應的省市區(qū)如表3所示。

表3 按門檻變量門檻值的樣本分組結果

(二)空間面板杜賓模型估計結果

根據(jù)技術創(chuàng)新、產業(yè)結構以及環(huán)境分權水平，對樣本進行分組，分別考察不同區(qū)域環(huán)境規(guī)制對碳生產率影響的異質性，其中按環(huán)境分權門檻分類的三組樣本，高度環(huán)境分權水平組僅山西省，對此，本文將高度與中度環(huán)境分權水平組合并為中高度環(huán)境分權水平組，如表4、表5所示。對比基于地理鄰接權重與地理距離權重的估計結果，不同技術創(chuàng)新、產業(yè)結構以及環(huán)境分權水平的區(qū)域，核心變量的估計結果基本一致，僅在估計系數(shù)大小及顯著性方面存在差異，保證了估計結果的穩(wěn)健性。

對于表4、表5的模型AI、AII估計結果而言，技術創(chuàng)新水平的差異會明顯影響環(huán)境規(guī)制的碳生產率效應，呈現(xiàn)“V型”的單一門檻特征，具體來看，在技術創(chuàng)新水平較低的區(qū)域，即每萬人擁有的專利授權數(shù)小于e2.414(約11項)時，環(huán)境規(guī)制變量的估計系數(shù)分別為-0.019、-0.024，對應5%、15%的顯著性水平，表明環(huán)境規(guī)制強化會抑制區(qū)域碳生產率增長，此時環(huán)境規(guī)制成本無法刺激企業(yè)創(chuàng)新或引進節(jié)能減排技術，反而因擠占企業(yè)生產成本而導致技術創(chuàng)新投入以及能源利用效率的降低；在技術創(chuàng)新水平較高的區(qū)域，即每萬人擁有的專利授權數(shù)大于e2.414(約11項)時，環(huán)境規(guī)制變量的估計系數(shù)均為正，但不顯著，說明環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的凈效應不明顯，這是由于隨著技術創(chuàng)新能力的積累，環(huán)境規(guī)制的“波特效應”開始凸顯，逐步抵消環(huán)境規(guī)制“成本遵循效應”的負面影響，前文所述技術創(chuàng)新的中介效應機制得以印證。從分組對應的區(qū)域來看，高技術創(chuàng)新水平區(qū)域僅占樣本總量的1/5，包括北京、天津、上海、江蘇、浙江、廣東等6個地區(qū)，技術創(chuàng)新的整體水平較低，限制了技術創(chuàng)新對環(huán)境規(guī)制“波特效應”的正面激勵，存在較大的提升潛力。

對于表4、表5的模型BI、BII的估計結果而言，產業(yè)結構對環(huán)境規(guī)制碳生產率的影響效應是顯著的，呈現(xiàn)為“倒V型”的單一門檻特征，具體來看，在產業(yè)結構偏向較低的區(qū)域，即第三產業(yè)產值比重小于36.31%時，環(huán)境規(guī)制變量的估計系數(shù)分別為0.028、0.024，均達到1%的顯著性水平，說明環(huán)境規(guī)制強化有利于區(qū)域碳生產率增長，原因可能在于第三產業(yè)發(fā)展滯后，反映出該區(qū)域對高能耗產業(yè)的依賴程度較高，環(huán)境規(guī)制內化的高成本會促使高能耗產業(yè)的低碳轉型，或向環(huán)境規(guī)制較為寬松地區(qū)的遷移，進而改善該區(qū)域碳生產率；在產業(yè)結構偏向較高的區(qū)域，即第三產業(yè)產值比重大于36.31%時，環(huán)境規(guī)制變量的估計系數(shù)均為負值，但不顯著，此時該地區(qū)對高能耗產業(yè)的依賴程度較低，環(huán)境規(guī)制成本內化對產業(yè)結構低碳化轉型的動力很有限。從分組對應的區(qū)域來看，低產業(yè)結構偏向區(qū)域占樣本總量的1/5，包括河北、安徽、江西、河南、陜西、青海等6個地區(qū)，產業(yè)結構調整的中介效應存在一定程度的貢獻。

表4 空間面板杜賓模型估計結果(地理鄰接權重矩陣)

注：***、**、*、o分別代表1%、5%、10%及15%的顯著性水平，括號內為對應的p值。

對于表4、表5的模型CI、CII的估計結果而言，隨著環(huán)境分權水平的提高，環(huán)境規(guī)制對碳生產率的凈效應發(fā)生了根本性變化，呈現(xiàn)出“倒V型”的門檻特征，具體來看，在低度環(huán)境分權水平的區(qū)域，即環(huán)境分權水平低于e-0.196(0.822)時，環(huán)境規(guī)制變量的估計系數(shù)分別達到5%、10%的顯著性水平，表明環(huán)境規(guī)制強化有利于提升碳生產率，這是由于適度的環(huán)境分權給予地方政府立足于本地實際情況靈活選擇環(huán)境規(guī)制方式的權利，形成地方政府競爭背景下區(qū)域間環(huán)境規(guī)制的“逐頂競爭”，該區(qū)域僅占樣本總量的2/5，存在進一步拓展的空間；在中高度環(huán)境分權水平區(qū)域，即環(huán)境分權水平高于e-0.196(0.822)時，環(huán)境規(guī)制變量的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，此時環(huán)境規(guī)制的碳生產效應的根本轉變，是由于過高的環(huán)境分權會明顯削弱中央對地方環(huán)境治理的約束，進而導致地方政府與高能耗企業(yè)合謀下環(huán)境規(guī)制的軟化。因此，適度的環(huán)境規(guī)制水平有助于環(huán)境規(guī)制碳生產率的正面效應。

從表4、表5的控制變量來看，技術創(chuàng)新變量的估計系數(shù)均為正，表明本土技術創(chuàng)新能明顯改善能源利用效率，進而促進碳生產率提升；人力資本變量的估計系數(shù)除模型BI外，其余模型均為正，說明對成熟技術的吸收、運用或擴散的能力也是制約能源利用效率改進的關鍵；產業(yè)結構變量的估計系數(shù)僅在表4的模型AII、表5的模型BII達到10%的顯著性水平，其余模型均不顯著，這一估計結果與產業(yè)結構調整的方向有關，2008年后產業(yè)結構調整方向轉向淘汰高能耗、高排放的落后生產能力，因此環(huán)境規(guī)制約束下產業(yè)結構調整是促進碳生產率提升的驅動因素，正如模型BI中環(huán)境規(guī)制變量的估計結果，即產業(yè)結構調整的影響主要通過其中介效應機制得以體現(xiàn)；表4、表5中要素稟賦結構、對外開放變量的估計結果差異較大，結論不穩(wěn)健。關于空間滯后項，除表4的AII模型、表5的BI模型外，其余模型碳生產率的空間滯后項均顯著為正，表明地理鄰近地區(qū)的碳生產率具有較強的局部聚集空間特征，此外，環(huán)境規(guī)制空間滯后項估計系數(shù)在表3、表4的AII、CII模型中顯著為正，這意味著在高技術創(chuàng)新、中高環(huán)境分權水平區(qū)域，鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制強化表現(xiàn)出明顯的正向溢出效應，即鄰近地區(qū)碳生產率與環(huán)境規(guī)制均存在空間極化現(xiàn)象。

表5 空間面板杜賓模型估計結果(地理距離權重矩陣)

注：同表4。

五、主要結論與政策啟示

(一)主要結論

本文運用2008-2015年面板數(shù)據(jù)，以及非線性門檻面板模型、空間面板杜賓模型，結合地方政府競爭背景，從技術創(chuàng)新、產業(yè)結構及環(huán)境分權三個方面考察環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的中介效應，研究顯示，技術創(chuàng)新、產業(yè)結構及環(huán)境分權的變化，會促使環(huán)境規(guī)制的碳生產率凈效應發(fā)生根本轉變。具體包括：第一，隨著技術創(chuàng)新水平的提升，環(huán)境規(guī)制對碳生產率的影響呈現(xiàn)出“V型”的單一門檻特征，即每萬人擁有的專利授權數(shù)大于11項時，環(huán)境規(guī)制的“波特效應”能抵消“成本遵循效應”的負面影響，由于該區(qū)域僅占樣本總量的1/5，存在進一步提升的潛力；第二，隨著產業(yè)結構的綠色化調整，環(huán)境規(guī)制對碳生產率的影響表現(xiàn)為“倒V型”的單一門檻特征，即產業(yè)結構偏向度低于36.31%時，環(huán)境規(guī)制內化的高成本倒逼企業(yè)從事生產末端環(huán)境治理活動，或實施生產過程的清潔技術改造，該區(qū)域占樣本總量的1/5，可適度強化該區(qū)域環(huán)境規(guī)制力度；第三，隨著環(huán)境分權水平的提高，環(huán)境規(guī)制的碳生產率效應呈現(xiàn)為“倒V型”的門檻特征，即環(huán)境分權水平低于0.822，更有助于促進環(huán)境規(guī)制的實施力度及其正面激勵效應；第四，地理鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制、碳生產率存在局部聚集的空間特征，表現(xiàn)出明顯的正向溢出效應。

(二)政策啟示

地方政府競爭背景下環(huán)境規(guī)制的區(qū)域碳生產率凈效應存在不確定性，我國應結合技術創(chuàng)新、產業(yè)結構、環(huán)境分權以及環(huán)境規(guī)制區(qū)域協(xié)調等多方面力促環(huán)境規(guī)制對區(qū)域碳生產率的正面效應，具體如下：

1.地方政府構建、落實創(chuàng)新孵化平臺，拓寬風險資本來源以改善單一的投資結構，為企業(yè)節(jié)能減排技術創(chuàng)新提供充裕的風險資本支持，避免形成政府財力主導下孵化平臺的行政化、非理性的現(xiàn)象。除技術創(chuàng)新支持外，還需要結合產學研平臺聯(lián)合培養(yǎng)相關專業(yè)的技術服務型人才，推動已有節(jié)能減排技術的擴散，促進技術創(chuàng)新到企業(yè)產品創(chuàng)新的轉化，以更好地發(fā)揮技術創(chuàng)新或以技術創(chuàng)新為中介的環(huán)境規(guī)制碳生產率效應。

2.產業(yè)結構綠色化調整的中介效應影響有限，由于大部分地區(qū)已完成高能耗、高排放等產能過剩企業(yè)的轉型，以服務業(yè)主導的產業(yè)結構限制了產業(yè)結構調整的空間，需要特別關注少數(shù)地區(qū)如河北、安徽、江西、河南、陜西、青海等地產業(yè)結構綠色化調整。

3.適度壓縮地方政府環(huán)保事權、財權的自由裁量空間，規(guī)避地方政府與企業(yè)合謀導致的環(huán)境規(guī)制非完全執(zhí)行，引導區(qū)域之間環(huán)境規(guī)制的逐頂競爭行為，或聯(lián)合各地區(qū)共同減排，統(tǒng)一供給區(qū)域內環(huán)境公共物品的規(guī)模經(jīng)濟，以規(guī)?；a降低環(huán)境公共物品的供給成本。