能源消耗、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

喬森 陳起霞

摘 要：產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型是實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，環(huán)境規(guī)制作為倒逼機制可有效推進各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。文章以2008—2017年我國31個省市的非平衡面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用勞動生產(chǎn)率來衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，系統(tǒng)考察了環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響及其傳導(dǎo)機制，并檢驗了能源消耗的中介效應(yīng)以及技術(shù)創(chuàng)新和投資規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)，同時使用固定效應(yīng)模型和系統(tǒng)GMM模型估計了能源消耗、環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在控制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)后，環(huán)境規(guī)制的加強會導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量下降;能源消耗是環(huán)境規(guī)制影響中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要傳導(dǎo)渠道，在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有完全中介效應(yīng);技術(shù)創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展之間均表現(xiàn)出顯著的負向調(diào)節(jié)作用。本文的政策啟示是，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的前提，環(huán)境規(guī)制有助于資源型省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和生態(tài)環(huán)境改善，助推中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量;能源消耗;產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型

中圖分類號：F124;X322;Tk01? ? 文獻標(biāo)識碼：A? ? 文章編號：1671-0037（2020）5-38-11

DOI：10.19345/j.cxkj.1671-0037.2020.05.005

1 引言

隨著我國環(huán)境規(guī)制政策的頒發(fā)和落實，節(jié)能減排的工作正在穩(wěn)步有序地推進中，如何協(xié)調(diào)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護是當(dāng)前眾多省市面臨的棘手問題。黨的十九大報告中進一步強調(diào)并明確了“五位一體”的總體布局，指出我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是改善生態(tài)環(huán)境的迫切要求和提升我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要途徑。其中，對生態(tài)建設(shè)提出了“推進綠色發(fā)展”“著力解決突出環(huán)境問題”和“改革生態(tài)環(huán)境監(jiān)管體制”三項具體要求。

企業(yè)在社會經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)著關(guān)鍵的地位，是社會經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵驅(qū)動力。環(huán)境規(guī)制強度的增加會在一定程度上提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，短期內(nèi)企業(yè)會因環(huán)境治理成本的上升而減少收入，但從長期來看，企業(yè)則會從環(huán)境規(guī)制中獲取收益，從而實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營利潤的增加[1]（李斌和曹萬林，2017）。所謂“巧婦難為無米之炊”，能源作為企業(yè)生產(chǎn)過程中不可或缺的生產(chǎn)要素，其儲量和消耗水平的差異會對各個地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策的制定和實施產(chǎn)生影響，進而作用于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量[2]（李虹和鄒慶，2018）。因此，對能源消耗、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的研究有著重要的理論與現(xiàn)實意義。

相較于以往學(xué)者的研究，本文的創(chuàng)新之處主要有以下三個方面：一是現(xiàn)階段學(xué)者們對環(huán)境規(guī)制與能源消耗的研究聚焦在以地區(qū)為代表的不同行業(yè)的績效研究，但是能源消耗具有集聚特性，呈現(xiàn)出地區(qū)分布的差異性，缺乏以區(qū)域劃分來考察其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的研究。二是以往學(xué)者常有研究能源消耗對經(jīng)濟增長的影響以及環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，卻鮮有學(xué)者將二者結(jié)合起來研究它們對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的共同作用。三是過往研究缺乏對能源消耗、技術(shù)創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間傳導(dǎo)機制的分析，即缺乏對其是否具有中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的考察。

2 文獻回顧及研究假設(shè)

2.1 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系

“遵循成本說”認為造成環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展存在消極影響的原因主要有兩個：一是企業(yè)在為生產(chǎn)過程中造成的污染買單的時候，需要提升治污技術(shù)水平甚至是大規(guī)模的工藝轉(zhuǎn)型，這就需要投入大量的資金來運作，直接增加了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本;二是政府實施環(huán)境規(guī)制的同時會間接提高企業(yè)所需生產(chǎn)要素的價格，無形中增加了企業(yè)的投入成本，削弱企業(yè)的市場競爭力和經(jīng)濟收益，從而降低了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量?；诖?，Jorgenson & Wilcoxen[3]（1993）對美國污染密集型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率和經(jīng)濟績效進行了研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制政策的實施使得該產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量出現(xiàn)了下降的趨勢。Chong et al.[4]（2016）研究結(jié)果同樣表明環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有負面影響。在此基礎(chǔ)上，許長新和胡麗媛[5]（2019）借助系統(tǒng)GMM方法，進一步實證分析了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著的負向抑制作用。因而本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)一：環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著負向影響。

另外，還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈現(xiàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線。Lorente et al.[6]（2016）采用1990—2012年17個經(jīng)濟體的數(shù)據(jù)，證實了隨著經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升，環(huán)境污染會先增加后降低，即兩者之間呈現(xiàn)倒U形關(guān)系。然而，李斌和曹萬林[1]（2017）通過對我國不同地域的環(huán)境規(guī)制程度的調(diào)查研究，卻發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈U形關(guān)系。即在環(huán)境規(guī)制政策實施的初期，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量會降低，而在環(huán)境規(guī)制政策實施的中后期，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量則會提升。查建平[7]（2015）、宋德勇和趙菲菲[8]（2017）的研究結(jié)果與此相悖，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在倒U形關(guān)系。借助系統(tǒng)GMM估計方法，孫英杰和林春[9]（2018）的研究同樣發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，且目前我國環(huán)境規(guī)制強度處于拐點左側(cè)，適當(dāng)?shù)卦黾迎h(huán)境規(guī)制強度有助于提升我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。因而本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)二：環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間呈倒U形關(guān)系。

2.2 能源消耗的中介作用

能源消耗對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著性的影響[10]（陳運平等，2018）。一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不僅會受到制度政策、人力資本、生產(chǎn)勞動力等軟實力的影響，也會受到能源消耗程度的影響。目前，諸多文獻關(guān)于能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的研究是“詛咒”還是“福音”的解釋莫衷一是?！百Y源詛咒”是經(jīng)濟學(xué)中的一個經(jīng)典假說，該觀點認為豐富的自然資源會對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生不利的影響。Ploeg[11]（2011）和Manning&Dale（2013）的研究表明能源的增加會加劇能源租金上漲，對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。徐康寧和邵軍[12]（2006）以世界各國的經(jīng)濟增長差異為研究對象，在控制了多個相關(guān)因素后，研究發(fā)現(xiàn)能源的豐裕度與經(jīng)濟增長之間存在顯著的負相關(guān)性，證實了“資源詛咒”的現(xiàn)象確實存在。而“資源福音”派的學(xué)者則認為資源稟賦能夠?qū)?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生積極的影響。Leite&Weidmann[13]（1999）研究發(fā)現(xiàn)能源豐富為尋租行為創(chuàng)造了機會，是決定一個國家經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要因素。邵帥和楊莉莉[14]（2010）研究發(fā)現(xiàn)豐裕的能源有利于經(jīng)濟發(fā)展，但對能源產(chǎn)業(yè)的過度依賴則會制約區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

環(huán)境規(guī)制與能源消耗存在相互作用的關(guān)系。一個地區(qū)具有能源優(yōu)勢就會引導(dǎo)該地區(qū)發(fā)展能源密集型產(chǎn)業(yè)，如采礦業(yè)、金屬冶煉、化工生產(chǎn)等。伴隨這些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展便會產(chǎn)生環(huán)境污染，勢必會引起政府的關(guān)注進而出臺環(huán)境規(guī)制政策。二者緊密的聯(lián)系對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了不可磨滅的影響力。謝眾等[15]（2013）研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在顯著的負向影響，且環(huán)境規(guī)制能夠部分抵消能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的正向影響。張峰等[16]（2018）研究同樣發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升具有負向沖擊效應(yīng)，并對能源消耗在經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量中的積極影響產(chǎn)生了抑制作用。因而本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)三：能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有完全中介作用。

2.3 技術(shù)創(chuàng)新、投資規(guī)模的調(diào)節(jié)作用

“波特假說”中的“創(chuàng)新補償說”認為，企業(yè)在環(huán)境規(guī)制的驅(qū)使下存在“創(chuàng)新補償”效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制政策的實施不僅會提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，還會促進企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，而技術(shù)創(chuàng)新帶來的經(jīng)濟效益遠遠超過了企業(yè)增加的生產(chǎn)成本，進而提高了企業(yè)的生產(chǎn)率和競爭力[17]（Porter & Van，1995），由此證實了環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的重要性（Fordetal，2014）。Murty & Kumar[18]（2003）對“波特假說”的可靠性進行了實證檢驗，結(jié)果顯示：隨著環(huán)境規(guī)制政策化程度的加深、資源保護力度的加大，企業(yè)的技術(shù)效率呈現(xiàn)一個上升的趨勢，同時企業(yè)的經(jīng)濟績效也出現(xiàn)了增長的趨勢。Arimura[19]（2007）對不同國家的環(huán)?？冃Ш徒?jīng)濟績效進行了研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制程度和技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的正相關(guān)。宋馬林和王舒鴻[20]（2013）通過對我國各省份環(huán)境效率值的計算，認為需要加大對中西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度，以促進中西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新，推動中國環(huán)境效率整體提升和實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。張娟[21]（2017）研究發(fā)現(xiàn)在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量正向關(guān)系中，存在顯著的創(chuàng)新補償效應(yīng)。許長新和胡麗媛[5]（2019）借助系統(tǒng)GMM方法，進一步驗證了技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量關(guān)系中的正向調(diào)節(jié)作用。因而本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)四：技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間有正向調(diào)節(jié)作用。

從支出的角度來看，投資、消費、出口的需求之和反映了一國或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，這三者常常被視為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。然而為了促進經(jīng)濟增長，提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，盲目擴大投資規(guī)模的結(jié)果肯定是事倍功半甚至?xí)m得其反。環(huán)境規(guī)制會通過減少外商直接投資和推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。劉平和向昌勇[22]（2018）實證檢驗了將生態(tài)文明建設(shè)納入“五位一體”總體布局這一政策產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制會降低高污染地級市外商投資規(guī)模和推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，在短期對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量會有抑制作用。基于投資對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要影響，本文加入投資規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量來探究環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響是很有必要的。因而本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)五：投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間有負向調(diào)節(jié)作用。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國大陸31個?。▍^(qū)市）作為研究對象，并將其劃分為三個子樣本。東部地區(qū)：北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省;中部地區(qū)：山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省;西部地區(qū)：內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。樣本區(qū)間為2008—2017年，共計310個觀測值。數(shù)據(jù)均來自于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒、各市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報等。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量。經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量：本文在衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量時，借鑒陳詩一和陳登科[23]（2018）對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的評估方法，采用勞動生產(chǎn)率（人均實際GDP）來衡量。以2004年為基期，并對GDP進行平減處理。

3.2.2 解釋變量。環(huán)境規(guī)制：借鑒張成等[24]（2011）對環(huán)境規(guī)制的評估方法，用各省份治理工業(yè)污染的總投資額占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營成本的比重作為度量環(huán)境規(guī)制強度的指標(biāo)，該指標(biāo)無論在執(zhí)行的力度還是規(guī)制的效果上都能較好地體現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的強度。

3.2.3 中介變量和調(diào)節(jié)變量。能源消耗：由于能源種類繁多，包括石油、煤炭、天然氣、太陽能、風(fēng)能、水能、生物能等各種能源，考慮到數(shù)據(jù)的完整性和可得性，本文借鑒李虹和鄒慶[2]（2018）對資源利用的衡量方法來評估能源消耗，即采用各地區(qū)采掘業(yè)從業(yè)人員數(shù)與該地區(qū)年末總?cè)丝跀?shù)之比，來衡量各地區(qū)的能源消耗水平。

技術(shù)創(chuàng)新：采用各地區(qū)年末專利申請數(shù)量，來衡量各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力。投資規(guī)模：采用各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資額進行衡量。投資規(guī)模在一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中起著舉足輕重的作用。

3.2.4 控制變量。結(jié)合已有學(xué)者的研究成果，選取的相關(guān)控制變量包括企業(yè)平均規(guī)模、政府政策干預(yù)程度、對外開放、金融發(fā)展、二氧化硫、二產(chǎn)比重、重工業(yè)占比，同時還控制了地區(qū)與時間的固定效應(yīng)。具體變量定義參見表1。

3.3 模型設(shè)計

3.3.1 基準(zhǔn)模型。為考察環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型：

其中，lnGDPPit表示省份i在t年的人均實際GDP（以2004年為基期），用以衡量各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量;ERit為省份i在t年的環(huán)境規(guī)制，用以度量各省份環(huán)境規(guī)制水平，其系數(shù)α1度量了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。此外，本文還通過控制地區(qū)與時間固定效應(yīng)來緩解遺漏變量偏誤，εit是誤差項。

3.3.2 調(diào)節(jié)作用和中介作用檢驗。

式（2）檢驗了技術(shù)創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，式（3）檢驗了能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量關(guān)系中的中介效應(yīng)。其中，下標(biāo)i代表省份，t代表年份，lnEC代表資源消耗的自然對數(shù)，lnPN代表技術(shù)創(chuàng)新的自然對數(shù)，lnIL代表投資規(guī)模的自然對數(shù)，εit是誤差項。

3.3.3 廣義矩估計（GMM）。本文收集的全國31個?。▍^(qū)市）能源消耗、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的數(shù)據(jù)是一個非平衡面板數(shù)據(jù)。為了改善模型回歸分析過程中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，提高模型回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文選用廣義矩估計（GMM）方法進行回歸分析，模型如下：

4 實證結(jié)果分析

本文采用Stata15.0軟件對主要研究變量（包括被解釋變量、解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量）進行了描述性統(tǒng)計。由表2可知，我國近十年來經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的最大值為11.768，最小值為9.196，均值為10.559，說明各省份間的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量差異較小，反映了全國經(jīng)濟整體上處于平穩(wěn)較快增長的趨勢。環(huán)境規(guī)制的最大值為0.012，最小值為0，均值為0.002，說明各省份之間的環(huán)境規(guī)制程度不均衡。能源消耗最大值為0.028，最小值為0，均值為0.005，說明各省份之間的能源消耗差異較大。總體上看，技術(shù)創(chuàng)新在各省份間存在較大差異，最大值為12.203，最小值為2.197，標(biāo)準(zhǔn)差為1.814。另外，投資規(guī)模同樣表現(xiàn)出較大差異，標(biāo)準(zhǔn)差為0.970。

4.1 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量：基準(zhǔn)回歸

本文首先采用基準(zhǔn)回歸對解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系進行初步探索。表3是對基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果?？紤]到環(huán)境規(guī)制政策的實施到發(fā)揮作用需要一定的時間，為了緩解反向因果關(guān)系，采用滯后期進行回歸分析。從第1列結(jié)果來看，在控制了一系列相關(guān)變量和固定效應(yīng)后，第1列的結(jié)果顯示了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)負相關(guān)。當(dāng)前中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理與重工業(yè)的不健康發(fā)展是同時造成環(huán)境污染和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不高的關(guān)鍵原因，為了避免關(guān)鍵變量遺漏而產(chǎn)生的誤差，影響該研究的準(zhǔn)確性，因而決定對這兩個因素進行控制后做進一步研究探討。第2列通過加入二產(chǎn)比重控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)負相關(guān)但不顯著。第3列繼續(xù)加入重工業(yè)占比控制經(jīng)濟發(fā)展方式的影響，結(jié)果與第2列相似，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量呈負相關(guān)但不顯著。從第1列到第3列，顯示調(diào)整后的R2越來越高，說明模型的擬合效果越來越好。第4～6列采用L2.ER作為核心解釋變量，從表中結(jié)果可以看出，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的負面影響依然存在，且都表現(xiàn)出了顯著的相關(guān)性。這與Chong et al.[4]（2016）的研究結(jié)果一致，表明環(huán)境規(guī)制帶來的是經(jīng)濟的負增長。接受假設(shè)一，即認為環(huán)境規(guī)制政策的實施會導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本和經(jīng)營成本增加，降低了企業(yè)績效，從而抑制了經(jīng)濟的發(fā)展。

從基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果可以看出，環(huán)境規(guī)制總體上降低了中國經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量。那么環(huán)境規(guī)制的實施是否不利于中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升呢？大量研究[25-28]（Rupasingha et al。，2004;Egli & Steger， 2007;白小瀅，2010;韓君，2012）表明，環(huán)境污染對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在庫茲涅茨曲線效應(yīng)。基于此，本文對基準(zhǔn)回歸模型的結(jié)果做進一步的實證檢驗。圖1繪制了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的線性關(guān)系，從圖中發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的曲線大致符合U形關(guān)系。這是因為當(dāng)政府制定的環(huán)境規(guī)制強度較弱時，大部分第二產(chǎn)業(yè)的企業(yè)在短期為了避免大幅調(diào)整而降低利潤，會先挪出部分利潤或生產(chǎn)成本去治理污染。因此，會降低企業(yè)短期績效預(yù)期水平，進而會降低整體經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。從長期來看，工業(yè)企業(yè)發(fā)現(xiàn)調(diào)用生產(chǎn)成本或利潤這種被動治理污染的方法不但成本高且效果不理想，便會嘗試通過企業(yè)轉(zhuǎn)型采用清潔能源或提高治理污染技術(shù)的創(chuàng)新性等方式來增強企業(yè)治理環(huán)境污染的效果，而轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新的資金往往來源于生產(chǎn)成本或利潤，從而使企業(yè)的長期績效低于預(yù)期水平。當(dāng)政府的環(huán)境規(guī)制強度不斷提高，達到一個“轉(zhuǎn)折點”水平后，被規(guī)制污染性工業(yè)企業(yè)逐步被淘汰，數(shù)量逐漸減少，市場集中度在一定程度上有所提高，存活下來的優(yōu)勢企業(yè)往往是企業(yè)績效良好且具備市場競爭力的。長期以此發(fā)展，整個國家的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量得以提升。在不同的環(huán)境規(guī)制強度約束下，企業(yè)對短期采取措施的不佳效果與長期產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型改進取得的良好效果比較，導(dǎo)致了環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在維度上呈現(xiàn)U形關(guān)系。因而拒絕假設(shè)二。

4.2 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量：傳導(dǎo)機制分析

上述基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著的負向影響。接下來將進一步探索環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的傳導(dǎo)機制。本文將從能源消耗的角度來實證研究環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的傳導(dǎo)機制。鑒于環(huán)境規(guī)制在地區(qū)和時間上具有不同的特征，將進一步通過子樣本回歸的形式對影響傳導(dǎo)機制展開異質(zhì)性分析。分別按照區(qū)域?qū)颖緞澐譃闁|部、中部和西部，按照時間將樣本劃分為2008—2012年和2013—2017年，再對環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的能源消耗機制進行討論。

本文采用人均能源消耗量（標(biāo)準(zhǔn)煤）作為能源消耗的代理變量，以此來檢驗環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的能源消耗機制。從表4可以看出，能源消耗的影響機制得到了驗證，即能源消耗顯著提高了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，說明能源的豐裕度越高，經(jīng)濟發(fā)展水平越高。與此同時，除東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對能源消耗產(chǎn)生了正向弱相關(guān)，中西部地區(qū)均在不同程度上產(chǎn)生了消極效應(yīng)。這可能與東部地區(qū)社會監(jiān)督力度高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化有關(guān)，即在環(huán)境規(guī)制的約束下，能源密集型企業(yè)會選擇搬遷到人口稀少、監(jiān)督制度不完善的中西部地區(qū)去發(fā)展，以實現(xiàn)企業(yè)利益最大化;或是由于東部地區(qū)經(jīng)濟多元化程度高，企業(yè)容易實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、產(chǎn)業(yè)升級能源利用率低，能源儲備增加。從環(huán)境規(guī)制影響能源消耗的異質(zhì)性來看，環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響在中部地區(qū)大于西部地區(qū)。從時間的異質(zhì)性來看，近年來（2013—2017），環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響有所減弱，說明我國在逐步實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

4.3 中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

根據(jù)過往研究得知，環(huán)境規(guī)制會影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而能源消耗也會對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生影響。結(jié)合前文分析結(jié)果進一步探討能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間的中介作用。借鑒Baron & Kenny[29]（1986）提出的方法，本文對能源消耗的中介效應(yīng)檢驗步驟如下：如表5所示，模型（1）首先檢驗了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在10%水平下顯著負相關(guān)，即環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著的負向影響。模型（2）檢驗了環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響，結(jié)果顯示：環(huán)境規(guī)制與能源消耗在1%水平上顯著負相關(guān)。模型（3）在模型（1）的基礎(chǔ)上控制了能源消耗變量，進一步檢驗了環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。結(jié)果顯示：加入能源消耗變量后，環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的關(guān)系不再顯著（系數(shù)由-7.967變?yōu)?5.112），同時能源消耗在1%的水平上達到顯著，表明能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間起到完全中介作用。因此，接受假設(shè)五，認為能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間具有完全中介效應(yīng)。

表6對技術(shù)創(chuàng)新和投資規(guī)模的調(diào)節(jié)作用進行了考察，模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了調(diào)節(jié)變量技術(shù)創(chuàng)新，并加入了技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制的交叉項，R2從0.323提高到0.333，交叉項系數(shù)顯著為負，說明技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。因而拒絕假設(shè)三，本文認為，企業(yè)普遍存在創(chuàng)新補償效應(yīng)不足等劣勢，當(dāng)政府加強環(huán)境規(guī)制時，企業(yè)的生產(chǎn)成本也隨之增加，因此，技術(shù)創(chuàng)新的增加反而不利于推動地區(qū)經(jīng)濟增長。模型（4）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了投資規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量，同時加入了投資規(guī)模與環(huán)境規(guī)制的交叉項，R2從0.323提高到0.333，交叉項在1%水平下顯著為負，表明投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。因而接受假設(shè)四，本文認為，過多的投資規(guī)模與現(xiàn)有的環(huán)境規(guī)制不匹配的情況下，投資規(guī)模的擴大會增加環(huán)境污染，進而降低地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

4.4 內(nèi)生性檢驗

為了改善模型回歸分析過程中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，提高模型回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文選用廣義矩估計（GMM）方法進行回歸分析，結(jié)果如表7所示。模型（1）中F檢驗的P值為0.000，表明拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)（FE）模型。個體異質(zhì)性的存在可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因此，采用GMM模型進行修正。系統(tǒng)GMM模型（2）回歸結(jié)果表明，核心解釋變量環(huán)境規(guī)制（ER）的系數(shù)為-6.659，在1%的顯著性水平下與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量負相關(guān)，說明環(huán)境規(guī)制對于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有負向影響。為了進一步驗證能源消耗的中介效應(yīng)，模型（4）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了能源消耗變量，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響有所降低（顯著性水平由1%變?yōu)?%），且能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量表現(xiàn)出了顯著的相關(guān)性，即兩者在1%的顯著性水平上呈負相關(guān)，這說明能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間確實存在一定的中介效應(yīng)。同時AR（1）檢驗和Sargan檢驗的結(jié)果也表明GMM模型的回歸結(jié)果是可靠且有效的。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

由于國內(nèi)外學(xué)者對環(huán)境規(guī)制的衡量具有差異，本文在穩(wěn)健性檢驗中采用張成等[24]（2011）對環(huán)境規(guī)制的衡量方法，用各省份工業(yè)污染治理完成投資額與工業(yè)增加值的比值對上述結(jié)果進行檢驗。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果中各關(guān)鍵變量的符號和顯著性與前文基本一致，說明本文的研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

總體上看，環(huán)境規(guī)制對中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了負向影響，表明環(huán)境規(guī)制的加強會導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量下降;能源消耗在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間具有完全中介效應(yīng)，且環(huán)境規(guī)制對能源消耗的影響存在地區(qū)和時間上的異質(zhì)性。在環(huán)境規(guī)制的作用下，能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量表現(xiàn)出顯著的負相關(guān)，表明在能源豐裕的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強度越大，越不利于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。此外，技術(shù)創(chuàng)新和投資規(guī)模在環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間均表現(xiàn)出顯著的負向調(diào)節(jié)作用，表明我國企業(yè)普遍存在創(chuàng)新補償效應(yīng)不足等劣勢，以及投資規(guī)模與現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制的不匹配會進一步降低地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

5.2 政策建議

為了充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制政策的實施效果，促進各省市地區(qū)合理有效地開采和使用能源，助推中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，本文基于以上研究結(jié)果提出如下建議：一是政府部門應(yīng)充分利用環(huán)境規(guī)制政策在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級中的積極作用，將地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型成效歸入地方政府部門的考核體系中，充分調(diào)動各部門參與的主動性。二是政府在制定環(huán)境規(guī)制政策時，應(yīng)充分考慮各省市地區(qū)不同的能源儲備、產(chǎn)業(yè)傾向、污染程度、經(jīng)濟發(fā)展等情況，因地制宜對東、中、西部地區(qū)制定和實施差異化的環(huán)保政策。三是在推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型時，政府要適時適度給予企業(yè)一定的補助，降低企業(yè)改造升級的成本，提高其參與的積極性，幫助企業(yè)順利完成生產(chǎn)工藝升級和產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新。

參考文獻：

[1] 李斌，曹萬林.環(huán)境規(guī)制對我國循環(huán)經(jīng)濟績效的影響研究：基于生態(tài)創(chuàng)新的視角[J].中國軟科學(xué)，2017（6）：140-154.

[2] 李虹，鄒慶.環(huán)境規(guī)制、資源稟賦與城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型研究：基于資源型城市與非資源型城市的對比分析[J].經(jīng)濟研究，2018，53（11）：182-198.

[3] JORGENSON D， WILCOXEN P.Reducing US carbon emissions： an econometric general equilibrium assessment[J].Resource and Energy Economics，1993，15（1）：7-25.

[4] CHONG Z， QIN C，YE X.Environmental regulation， economic network and sustainable growth of urban agglomerations in china[J].Sustainability，2016， 8（5）：467-480.

[5] 許長新，胡麗媛.環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長：基于2008—2015年中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].資源開發(fā)與市場，2019，35（1）：1-6.

[6] LORENTE D B，LVAREZ-HERRANZ A.Economic growth and energy regulation in the environmental kuznets curve[J].Environmental Science and Pollution Research International，2016， 23（16）：16478-16494.

[7] 查建平.環(huán)境規(guī)制與工業(yè)經(jīng)濟增長模式：基于經(jīng)濟增長分解視角的實證研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2015（3）：92-101.

[8] 宋德勇，趙菲菲.環(huán)境規(guī)制、資本深化對勞動生產(chǎn)率的影響[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（7）：158-166.

[9] 孫英杰，林春.試論環(huán)境規(guī)制與中國經(jīng)濟增長質(zhì)量提升：基于環(huán)境庫茲涅茨倒U型曲線[J].上海經(jīng)濟研究，2018（3）：84-94.

[10] 陳運平，何玨，鐘成林.“福音”還是“詛咒”：資源豐裕度對中國區(qū)域經(jīng)濟增長的非對稱影響研究[J].宏觀經(jīng)濟研究，2018（11）：139-152.

[11] RICK V D P.Natural resources： curse or blessing[J].Journal of Economic Literature， 2011， 49（2）：366-420.

[12] 徐康寧，邵軍.自然稟賦與經(jīng)濟增長：對“資源詛咒”命題的再檢驗[J].世界經(jīng)濟，2006（11）：38-47.

[13] LEITE C A，WEIDMANN J.Does Mother Nature Corrupt？Natural Resources， Corruption， and Economic Growth[R].IMF Working Papers，1999（99/85）.

[14] 邵帥，楊莉莉.自然資源豐裕、資源產(chǎn)業(yè)依賴與中國區(qū)域經(jīng)濟增長[J].管理世界，2010（9）：26-44.

[15] 謝眾，張先鋒，盧丹.自然資源稟賦、環(huán)境規(guī)制與區(qū)域經(jīng)濟增長[J].江淮論壇，2013（6）：61-67.

[16] 張峰，薛惠鋒，史志偉.資源稟賦、環(huán)境規(guī)制會促進制造業(yè)綠色發(fā)展[J].科學(xué)決策，2018，250（5）：65-83.

[17] PORTER M E，LINDE C V D.Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship[J].The Journal of Economic Perspectives，1995， 9（4）：97-118.

[18] MURTY M， KUMAR S.Win-win opportunities and environmental regulation： testing of porter hypothesis for Indian manufacturing industries[J].Journal of Environmental Management，2003，67（2）：139-144.

[19] ARIMURA T， HIBIKI A， JOHNSTONE N. An empirical study of environmental R&D： What encourages facilities to be environmentally innovative？ In Corporate behavior and environmental policy[R].UK：Edward Elgar in association with OECD，2007.

[20] 宋馬林，王舒鴻.環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進步與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2013，48（3）：122-134.

[21] 張娟.資源型城市環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長效應(yīng)及其傳導(dǎo)機制：基于創(chuàng)新補償與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的雙重視角[J].中國人口·資源與環(huán)境，2017，27（10）：39-46.

[22] 劉平，向昌勇.環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響：來自中國地級市層面的證據(jù)[J].當(dāng)代經(jīng)濟，2018（6）：10-13.

[23] 陳詩一，陳登科.霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[J].經(jīng)濟研究，2018，53（2）：20-34.

[24] 張成，陸旸，郭路，等.環(huán)境規(guī)制強度和生產(chǎn)技術(shù)進步[J].經(jīng)濟研究，2011，46（2）：113-124.

[25] ZHENG W，WALSH P.Economic growth， urbanization and energy consumption：A provincial level analysis of China[J].Energy Economics，2019，80（MAY）：153-162.

[26] RUPASINGHA A， GOETZ S， DEBERTIN D， et al.The environmental Kuznets curve for US counties： A spatial econometric analysis with extensions[J].Papers in Regional Science，2004， 83（2）：407-424.

[27] EGLI H， STEGER T.A Dynamic Model of the Environmental Kuznets Curve： Turning Point and Public Policy[J].Environmental and Resource Economics，2007，36（1）：15-34.

[28] 韓君.中國區(qū)域環(huán)境庫茲涅茨曲線的穩(wěn)定性檢驗：基于省際面板數(shù)據(jù)[J].統(tǒng)計與信息論壇，2012，27（8）：56-62.

[29] BARON R， KENNY D.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research： conceptual， strategic， and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.