異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系

趙立祥，馮凱麗，趙 蓉

(北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100124)

1 文獻(xiàn)綜述和問題提出

改革開放40 年來，伴隨著工業(yè)化和城市化進(jìn)程的快速推進(jìn)，中國經(jīng)濟(jì)總量實(shí)現(xiàn)迅速累積，成為世界范圍內(nèi)地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）增速排名第一的發(fā)展中國家，然而傳統(tǒng)發(fā)展模式的外延式和粗放式特征引致全國范圍內(nèi)的環(huán)境問題日益凸顯。面對資源、環(huán)境、可持續(xù)發(fā)展動(dòng)力等要素的多重約束，如何通過綠色發(fā)展和轉(zhuǎn)型提升中國全要素生產(chǎn)率是亟待解決的現(xiàn)實(shí)問題。環(huán)境質(zhì)量作為一種公共產(chǎn)品，且環(huán)境問題具有外部性特征，單純依靠企業(yè)等微觀主體的自主減排、主動(dòng)進(jìn)行綠色生產(chǎn)效率提升的可操作性和有效性并不強(qiáng)。那么，環(huán)境規(guī)制作為中國環(huán)境政策體系中的重要一環(huán)，是否能真正推動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率（green total factor productivity，GTFP）的提升成為學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)。同時(shí)中國正處于新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換、接續(xù)的重要時(shí)期，傳統(tǒng)的要素驅(qū)動(dòng)方式難以維系，亟需依托完善的制度質(zhì)量、政策扶持促進(jìn)綠色創(chuàng)新發(fā)展。在此背景下，探究環(huán)境規(guī)制、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，明確不同規(guī)制方式的不同效果以及作用路徑，解析制度質(zhì)量對綠色全要素生產(chǎn)率提升的作用機(jī)制和可行路徑對于維持經(jīng)濟(jì)可持續(xù)、健康發(fā)展具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

目前對環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究并未形成統(tǒng)一結(jié)論。Schou［1］認(rèn)為環(huán)境政策長期來看是無效的，隨著化石能源的枯竭，對于自然資源利用必然趨于減少，倒逼能源使用效率的提升，那么環(huán)境改善和生產(chǎn)效率的提升具有歷史必然性，這是資源約束效應(yīng)而并非環(huán)境政策的作用結(jié)果。Sinn［2］也提出了“綠色悖論”理論來質(zhì)疑環(huán)境規(guī)制手段的有效性，認(rèn)為旨在改善氣候問題的行政措施會(huì)帶來化石能源的加速開采，會(huì)抵消環(huán)境政策、能源結(jié)構(gòu)改革以及技術(shù)進(jìn)步的積極效應(yīng)，所謂“好意圖并不總會(huì)帶來好結(jié)果” 。陶長琪等［3］通過PSTR 面板平滑轉(zhuǎn)移模型證明了環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)效率的作用與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變存在顯著適配關(guān)系，脫離能源結(jié)構(gòu)升級的環(huán)境規(guī)制效率是低下的。李斌等［4］、周肖肖等［5］、原毅軍等［6］證明環(huán)境規(guī)制作用效果的非線性特征，環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度會(huì)影響工業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變和綠色經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但發(fā)揮作用的前提條件是跨過門檻值，由于現(xiàn)階段中國大部分地區(qū)的環(huán)保投資增速遠(yuǎn)低于工業(yè)化發(fā)展速度，同時(shí)存在執(zhí)行力不足、技術(shù)改善效率低下的頑疾，仍處于門檻值突破階段，總體處在環(huán)境規(guī)制的“綠色悖論”時(shí)期。彭星等［7］、劉祎等［8］從工業(yè)行業(yè)層面證明了環(huán)境規(guī)制能夠有效促進(jìn)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和全要素生產(chǎn)率的提升 。李鵬升等［9］從企業(yè)層面得出了環(huán)境規(guī)制動(dòng)態(tài)視角的生產(chǎn)率改進(jìn)效應(yīng)。已有學(xué)者的研究通常從政府行為或者偏市場管制等單一角度展開，對于作用機(jī)理的分析比較欠缺，本文將同時(shí)引入政府、市場、消費(fèi)者3 類行為主體的規(guī)制手段進(jìn)行定量分析，結(jié)果更加完整且貼近現(xiàn)實(shí)。

制度質(zhì)量的界定通常包括政府對企業(yè)干預(yù)的減少程度、法治化水平、市場化水平、財(cái)政分權(quán)程度等多個(gè)角度，反映地區(qū)社會(huì)發(fā)展的整體軟約束程度。石桂峰［10］、王鋒正等［11］認(rèn)為制度質(zhì)量在政策制定、執(zhí)行與資源配置方面扮演著關(guān)鍵角色，對綠色創(chuàng)新技術(shù)具有正向調(diào)節(jié)作用。陳詩一等［12］認(rèn)為，地方政府通過深化市場改革、強(qiáng)化知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等制度質(zhì)量的提升，可以有效推動(dòng)工業(yè)綠色生產(chǎn)率的提升。劉英基［13］實(shí)證檢驗(yàn)了制度質(zhì)量及其調(diào)節(jié)作用下的知識資本對工業(yè)綠色生產(chǎn)效率的影響機(jī)制，其中市場化程度、契約執(zhí)行度對工業(yè)綠色生產(chǎn)效率增長具有促進(jìn)作用以及長效機(jī)制，制度質(zhì)量調(diào)節(jié)下知識資本對工業(yè)綠色生產(chǎn)效率也具有正向提升效應(yīng)。王冬理［14］認(rèn)為合理的制度安排能夠有效促進(jìn)區(qū)域內(nèi)部資源配置的合理化和高效化，能夠?qū)Νh(huán)境效率的提升產(chǎn)生積極影響。馮偉［15］認(rèn)為制度質(zhì)量是影響當(dāng)前中國產(chǎn)能過剩、污染嚴(yán)重的主要誘因。制度質(zhì)量會(huì)對能源利用率的提升產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，不同維度的制度質(zhì)量會(huì)對勞動(dòng)、資本和技術(shù)等密集型行業(yè)產(chǎn)生不同的作用效果。

通過對已有文獻(xiàn)的梳理可知，各類環(huán)境規(guī)制手段的側(cè)重點(diǎn)各不相同，對于實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)的效果差異在一定程度上取決于地區(qū)制度質(zhì)量異質(zhì)性，因此結(jié)合制度質(zhì)量探討環(huán)境規(guī)制對于GTFP 的直接影響、作用機(jī)制和貢獻(xiàn)程度具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。通過上述分析，本文認(rèn)為可從以下幾個(gè)方面進(jìn)行突破：（1）將異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制手段（命令控制型、市場激勵(lì)型和群眾參與型）、制度質(zhì)量納入統(tǒng)一研究框架，從理論和實(shí)證角度考究二者對綠色生產(chǎn)效率有無空間溢出效應(yīng)，采用靜態(tài)和動(dòng)態(tài)空間杜賓模型對影響因素進(jìn)行時(shí)間、空間更加系統(tǒng)全面的分析，厘清不同因素作用效果的差異性。（2）考慮到變量間可能存在的非線性關(guān)系并保證實(shí)證結(jié)果的可靠性，采用門限回歸法以驗(yàn)證環(huán)境規(guī)制與制度質(zhì)量對于綠色生產(chǎn)率的門限效應(yīng)，尋求不同規(guī)制手段的適用邊界。（3）在上述研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，運(yùn)用中介效應(yīng)模型對制度質(zhì)量的中介效應(yīng)進(jìn)行剖析，探明3 種規(guī)制手段對于全要素生產(chǎn)率的作用路徑和作用方式的異同點(diǎn)。

2 計(jì)量模型設(shè)定和變量說明

2.1 模型設(shè)定

本文基于STIRPAT（stochastic impacts by regression on population,affluence,and technology）可拓展的隨機(jī)性的環(huán)境影響評估模型［16］，參考韓峰等［17］、蔡海亞等［18］的研究，并結(jié)合本文研究重點(diǎn)，構(gòu)建如下影響GTFP 的基礎(chǔ)模型：

式（1）中：下標(biāo)i和t分別為不同省份和年份；被解釋變量GTFP 為綠色全要素生產(chǎn)率；ER 代表環(huán)境規(guī)制；IQ 為制度質(zhì)量；其余控制變量詳見下文變量說明；α為常數(shù)項(xiàng)；β、λ為相關(guān)變量所對應(yīng)的系數(shù)；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

隨著信息通信技術(shù)、交通設(shè)施等條件的發(fā)展，各類生產(chǎn)要素能夠?qū)崿F(xiàn)空間上的轉(zhuǎn)移。綠色全要素生產(chǎn)率作為體現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和綜合競爭能力的核心指標(biāo)會(huì)受到時(shí)空雙向影響，各類非期望產(chǎn)出也會(huì)伴隨生產(chǎn)過程進(jìn)行地域間的擴(kuò)散，因此本文將運(yùn)用可以將時(shí)空雙重效應(yīng)包含在內(nèi)的空間計(jì)量模型（靜態(tài)以及動(dòng)態(tài)）進(jìn)行實(shí)證分析。模型設(shè)定如下：

式（2）中：ρ為空間自相關(guān)回歸系數(shù)；為相應(yīng)的系數(shù)向量；分別為區(qū)域和時(shí)間效應(yīng)；為誤差項(xiàng)；W為空間權(quán)重矩陣；X為核心解釋變量和控制變量。

2.2 相關(guān)變量說明

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。本文采用符合全要素生產(chǎn)率的有效定義Hicks-Moorsteen TFP 指數(shù)，且適用于所有規(guī)模報(bào)酬情形下的精確分解。

（1）投入要素。1）勞動(dòng)力采用各地區(qū)的從業(yè)人數(shù)表征。2）資本存量利用社會(huì)固定資產(chǎn)投資表示，并采用永續(xù)盤存法估計(jì)：其中，k、i分別為資本存量和新增社會(huì)固定資產(chǎn)投資，δ為固定資產(chǎn)折舊率。3）能源消耗。鑒于我國能源投入的數(shù)據(jù)存在被低估的情形，通常電力消耗數(shù)據(jù)相對更加準(zhǔn)確，因此參照秦炳濤［19］的做法，利用各地區(qū)全年用電量表征能源消耗水平。

（2）產(chǎn)出要素，包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。期望產(chǎn)出為實(shí)際GDP，用各地區(qū)的名義GDP 消除通貨膨脹因素后的數(shù)據(jù)表征。非期望產(chǎn)出用碳排放量、工業(yè)SO2排放量以及PM2.5 排放量三部分表征。其中，碳排放量的測算方法參考聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(huì)（IPCC）在2016 年提出的方法；SO2數(shù)據(jù)使用各地區(qū)的排放量表征，取自歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)；霧霾污染使用各地區(qū)PM2.5 的年均濃度表征，數(shù)據(jù)取自由哥倫比亞大學(xué)、耶魯大學(xué)以及巴特爾研究所相關(guān)研究人員利用衛(wèi)星搭載設(shè)備對全球氣溶膠光學(xué)厚度(AOD)進(jìn)行測定得到的2007—2018 年的PM2.5 均值，用以表示霧霾污染程度，該數(shù)據(jù)具有較高的可信度，由于2018 年的數(shù)據(jù)仍未發(fā)布，在已有數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上估算了2018 年樣本值。

2.2.2 核心解釋變量

（1）環(huán)境規(guī)制行為（ER）。參照已有研究，將規(guī)制行為分為命令控制型（ER1）、市場激勵(lì)型（ER2）、群眾參與型（ER3）［20］。命令型方式參考黃壽峰［21］的研究方法，選用各地區(qū)工業(yè)污染治理投資額與該地區(qū)工業(yè)增加值的比值作為衡量政府環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的指標(biāo)。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，“搭便車”、環(huán)境污染成本不一致等在內(nèi)的環(huán)境外部性問題的存在使得市場機(jī)制相對失靈，為政府規(guī)制提供了空間；同時(shí)，各級地方政府為保證當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，可能會(huì)保護(hù)產(chǎn)能落后、資源耗費(fèi)高的產(chǎn)業(yè)免受淘汰，尋求逐底競爭，可能會(huì)不利于要素生產(chǎn)率的提升?？梢钥闯?，地方政府并不必然是實(shí)現(xiàn)社會(huì)福利最大化的，其行為取決于政府所面臨的激勵(lì)。市場型方式參照張博等［22］的研究方法，選取排污費(fèi)用與地區(qū)工業(yè)增加值的比值表征。作為一種經(jīng)濟(jì)激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制手段，排污費(fèi)的征收會(huì)增加企業(yè)生產(chǎn)成本，對技術(shù)創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生一定負(fù)面的擠出效應(yīng)，同時(shí)也會(huì)倒逼能源結(jié)構(gòu)的改善和能源效率的提高，從而帶來綠色全要素生產(chǎn)率的提升。群眾參與型方式使用各地區(qū)群眾就環(huán)保問題上訪次數(shù)表征，以對數(shù)形式納入模型。

（2）制度質(zhì)量（IQ）：指地區(qū)各項(xiàng)制度的完善程度，是涉及政府偏好、市場環(huán)境等多方面的綜合衡量指標(biāo)，本文參照陶長琪［23］的做法根據(jù)中國地區(qū)市場化進(jìn)程報(bào)告，將中國市場化指數(shù)這一指標(biāo)作為制度質(zhì)量的代理變量。

2.2.3 控制變量。

（1）實(shí)際人均收入(PGDP)。用各地區(qū)人均收入水平來測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。本文引入PGDP 的平方項(xiàng)用以測度經(jīng)濟(jì)增長對于綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否具有倒“U”型特征，以檢驗(yàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線假說。

（2）科技投入水平（RD）。用R&D 投資額與GDP 比值代表。節(jié)能減排技術(shù)的運(yùn)用是減少碳排放、霧霾等的重要手段，研發(fā)投入越多，越能帶來技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，最終提升綠色生產(chǎn)效率。

（3）能源效率（EE）。用GDP 與能源使用量的比值代表。能源效率值越大，表明能源使用效率越高，越有利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升，預(yù)期系數(shù)為正值。

（4）外商直接投資（FDI）。用外商直接投資與GDP 比值代表。外商投資對于GTFP 影響是雙向的，國外環(huán)境友好型技術(shù)的引進(jìn)會(huì)提升生產(chǎn)效率，而資源密集和勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移會(huì)加劇污染，即存在“污染光環(huán)”和“污染避難所”兩類對立假說，預(yù)期系數(shù)為正。

本文以中國30 個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（未含西藏和港澳臺地區(qū)）2007—2018 年的數(shù)據(jù)為研究樣本。所用數(shù)據(jù)主要取自2008—2019 年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》及國家統(tǒng)計(jì)局、中國人民銀行和中國證券監(jiān)督管理委員會(huì)官方網(wǎng)站的數(shù)據(jù)。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 全局及局部空間相關(guān)性分析

關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性全局性的檢驗(yàn)分析，運(yùn)用莫蘭指數(shù)Moran'sI指數(shù)，公式如下：

Moran'sI指數(shù)測度區(qū)域內(nèi)綠色全要素生產(chǎn)率總體相關(guān)程度，取值范圍為-1～1，當(dāng)該指數(shù)大于0時(shí)，表明區(qū)域間具有正相關(guān)性；小于0 為負(fù)相關(guān)，則是負(fù)相關(guān)；若指數(shù)接近0，則表明不存在相關(guān)性。W為空間權(quán)重矩陣，本文選擇的空間權(quán)重為0～1地理鄰接矩陣W1、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣W2。

受篇幅所限，表1 列示了在相鄰矩陣條件下2007—2018 年空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，30個(gè)地區(qū)的Moran'sI指數(shù)均通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，表明各地區(qū)之間的綠色全要素生產(chǎn)率具有正向空間相關(guān)性。

表1 中國30 省份綠色全要素生產(chǎn)率Moran's I 指數(shù)

3.2 空間杜賓模型計(jì)量分析

首先對所有變量進(jìn)行共線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明所有變量的方差膨脹因子（VIF）均小于10，認(rèn)為所選取變量之間不存在多重共線性。Elhorst［24］認(rèn)為相對于隨機(jī)效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型結(jié)果更為穩(wěn)健，計(jì)算過程更為簡單，故本文所得出的結(jié)論均依托于固定效應(yīng)模型。表2 匯報(bào)了空間計(jì)量模型的回歸結(jié)果，其中模型1～模型4、模型5～模型8 分別展示了在地理相鄰矩陣（W1）和經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣(W2)條件下空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果，根據(jù)LOG-L 值判斷地理相鄰矩陣的回歸結(jié)果優(yōu)于經(jīng)濟(jì)矩陣，因此下文分析主要依據(jù)模型1～模型4。從時(shí)空滯后效應(yīng)來看，綠色全要素生產(chǎn)率滯后1 期變量的回歸系數(shù)顯著為正，表明當(dāng)期生產(chǎn)效率確實(shí)會(huì)受到上1 期的影響，具有一定時(shí)間慣性。ρ值在10%水平下均顯著為正，表明中國綠色全要素生產(chǎn)率確實(shí)具有明顯的空間溢出效應(yīng)。整體上，地理鄰接矩陣下的估計(jì)系數(shù)大于經(jīng)濟(jì)距離矩陣下的估計(jì)系數(shù)，說明綠色全要素生產(chǎn)率的擴(kuò)散效應(yīng)更傾向于地理鄰近地區(qū)，具有蔓延式發(fā)展的時(shí)空格局。

表2 2007—2018 中國30 省份綠色全要素生產(chǎn)率影響模型空間計(jì)量結(jié)果

表2 （續(xù)）

（1）命令控制型（ER1）環(huán)境規(guī)制對于綠色全要素生產(chǎn)率的影響在靜態(tài)和動(dòng)態(tài)條件下均為負(fù)值，表明政府干預(yù)環(huán)境管制行為并不利于GTFP 水平的提升。此類規(guī)制行為多由行政部門實(shí)施管理，直接、強(qiáng)制性特征明顯，靈活度不足，各級政府會(huì)陷入經(jīng)濟(jì)效益和環(huán)境改善的選擇困境中，易于形成逐底競爭的現(xiàn)象，不利于本地生產(chǎn)率的提升。W×ER1估計(jì)系數(shù)為負(fù)也證明這一點(diǎn)，鄰近地區(qū)行政環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升1%，本地區(qū)生產(chǎn)效率下降-0.001%，環(huán)境治理缺乏協(xié)同減排效應(yīng)。

（2）市場激勵(lì)型（ER2）環(huán)境規(guī)制對GTFP 的影響系數(shù)為正，能夠發(fā)揮積極的助推效應(yīng)。秉承“誰污染誰治理、向污染者收費(fèi)”原則的市場規(guī)制行為，旨在引導(dǎo)企業(yè)自主控制排污水平和治污成本，可以對行政工具進(jìn)行有效補(bǔ)充和完善，倒逼企業(yè)提升能源使用效率、改進(jìn)綠色生產(chǎn)技術(shù)，實(shí)現(xiàn)以創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)彌補(bǔ)治污遵循成本。

（3）群眾參與型（ER3）作為隱性規(guī)制手段，公眾自發(fā)參與對環(huán)境問題的解決，政府和企業(yè)迫于公眾輿論和監(jiān)管壓力，避免政府公信力以及企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的衰減，會(huì)間接加快環(huán)境改善舉措的施行。模型4 的動(dòng)態(tài)估計(jì)結(jié)果顯著性和系數(shù)大小均優(yōu)于靜態(tài)結(jié)果，反映了群眾監(jiān)督環(huán)境規(guī)制行為對綠色全要素生產(chǎn)率的提升效果具有一定時(shí)滯效應(yīng)；同時(shí)，周邊地區(qū)使用3 種方式（W×ER）改善環(huán)境問題均會(huì)對本地GTFP 產(chǎn)生負(fù)面影響，表明在環(huán)境治理的過程確實(shí)存在以鄰為壑等負(fù)外部性效應(yīng)。究其原因，一方面可能由于政績考核的壓力使得地方政府認(rèn)為“搭便車”式的環(huán)境治理行為成為最優(yōu)策略，造成環(huán)保公共品供給不足的趨底競爭現(xiàn)象；另一方面從微觀視角考察，不符合環(huán)境治理標(biāo)準(zhǔn)的官方經(jīng)濟(jì)主體為擺脫監(jiān)管，轉(zhuǎn)向非正規(guī)經(jīng)濟(jì)，積極效應(yīng)會(huì)被弱化和稀釋。非正規(guī)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)對技術(shù)生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生擠出效應(yīng)，那么政府層面可能對環(huán)境規(guī)制會(huì)提出更高的要求，因而環(huán)境治理便會(huì)陷入一種越治理越污染的怪圈，這也得到了張博等［22］學(xué)者的研究證明。

（4）考慮到中國東中西地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對外開放程度以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等方面存在著較大的差異，本文加入了反映地區(qū)異質(zhì)性的虛擬變量D，東部取1，中部和西部取0，結(jié)果D×ER 的系數(shù)均顯著為正，表明東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的作用效果要大于中西部地區(qū)。原因可以歸集為東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、技術(shù)成熟，對于綠色、低碳發(fā)展的重視程度要優(yōu)于中西部；同時(shí)，東部地區(qū)“騰籠換鳥”政策的推行，將高污染高能耗的落后產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到落后地區(qū)，中西部地區(qū)為吸引投資、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，存在環(huán)境規(guī)制的趨底競爭現(xiàn)象，不利于中西部地區(qū)實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)。

（5）制度質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說明制度質(zhì)量水平的提升會(huì)對地區(qū)的綠色生產(chǎn)發(fā)揮積極助推效應(yīng)。制度質(zhì)量涉及財(cái)政分權(quán)、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、要素市場發(fā)展成熟度、經(jīng)濟(jì)開放程度等多項(xiàng)指標(biāo)，作用機(jī)制較復(fù)雜。W×IQ 估計(jì)系數(shù)為正表明周圍地區(qū)制度質(zhì)量水平的提升帶動(dòng)本地生產(chǎn)率的提升，充分發(fā)揮在制度層面的協(xié)同帶動(dòng)優(yōu)勢。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，制度質(zhì)量水平較高的區(qū)域市場化和工業(yè)化程度都比較高，人口素質(zhì)以及產(chǎn)業(yè)布局的高級化有利于鞏固、擴(kuò)大綠色生產(chǎn)規(guī)模和創(chuàng)新技術(shù)。D×IQ 系數(shù)均為正，表明東部地區(qū)制度質(zhì)量對GTFP 的影響要大于中西部地區(qū)，因此東部發(fā)達(dá)地區(qū)要通過不斷提升制度質(zhì)量達(dá)成經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步和環(huán)境改善正向促進(jìn)的“波特效應(yīng)”。3 種環(huán)境規(guī)制行為與制度質(zhì)量交互項(xiàng)（ER×IQ）的回歸系數(shù)均為正，表明制度質(zhì)量的提升可以扭轉(zhuǎn)命令式環(huán)境規(guī)制行為對于綠色創(chuàng)新技術(shù)的消極影響。

（6）從控制變量的影響來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與GTFP 呈顯著正向促進(jìn)效應(yīng)。技術(shù)進(jìn)步對GTFP 的估計(jì)系數(shù)為正，表明研發(fā)支出的增加能夠通過生產(chǎn)技術(shù)的改善、工業(yè)技術(shù)生產(chǎn)率和能源生產(chǎn)效率的改進(jìn)來達(dá)到綠色發(fā)展的目標(biāo)，因此政府必須進(jìn)行合理引導(dǎo)，逐步推進(jìn)企業(yè)技術(shù)研發(fā)行為的綠色化進(jìn)程。能源效率表現(xiàn)為穩(wěn)定且顯著的負(fù)向影響，即能源效率的提升未能帶來綠色生產(chǎn)率的提升。中國近年倡導(dǎo)的能源結(jié)構(gòu)改革減少了對于傳統(tǒng)化石能源的使用，但對于技術(shù)改善的效果有限。因此政府在提倡能源結(jié)構(gòu)和能源效率改善的同時(shí)，有效引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行綠色生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)尤為關(guān)鍵。外商直接投資的系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，究其原因可能包括：外商投資的增加有利于企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的改善和生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，且跨國企業(yè)生產(chǎn)設(shè)備和技術(shù)對于環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的要求更加嚴(yán)苛，為綠色技術(shù)的改善提供可能性。隨著考核制度向“綠色GDP”的轉(zhuǎn)變，倒逼各級政府在招商引資時(shí)必須兼顧對環(huán)境的影響，提高技術(shù)準(zhǔn)入門檻，實(shí)現(xiàn)GTFP 提升。

3.3 門限回歸分析

為探究環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率是否具有非線性關(guān)系，進(jìn)一步運(yùn)用門限回歸法進(jìn)行分析?？紤]到環(huán)境規(guī)制行為的作用效果可能會(huì)受到制度質(zhì)量的約束，將制度質(zhì)量作為門檻變量、環(huán)境規(guī)制作為受影響變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。首先需要確定門限變量的門限值和門限個(gè)數(shù)，依次對雙重、單重門限等可能情況進(jìn)行分析，借助自舉法（100次）對其顯著性予以檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示，命令控制型和市場激勵(lì)型規(guī)制具有單重門限，門限值分別為5.18 和5.50,；群眾參與型規(guī)制方式具有雙重門限，門限值分別6.21.和9.42。

表3 2007—2018 中國30 省份環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率門限效應(yīng)檢驗(yàn)

門限回歸見表4 所示，結(jié)果顯示：（1）就命令控制型環(huán)境規(guī)制而言，當(dāng)制度質(zhì)量低于門檻值時(shí)，規(guī)制強(qiáng)度每提升1%，GTFP 水平降低0.013 個(gè)百分點(diǎn)。究其原因，低水平的制度質(zhì)量意味著市場成熟度、政策完善度和規(guī)范度均有待提升，規(guī)制效果大打折扣且不利于綠色創(chuàng)新、研發(fā)活動(dòng)的開展。在跨越門檻值后，系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)正，正外部性和溢出效應(yīng)得到強(qiáng)化，形成良性互動(dòng)。（2）市場激勵(lì)型規(guī)制效果隨著制度質(zhì)量的強(qiáng)化，系數(shù)由0.001 增至0.016，呈現(xiàn)出對綠色全要素生產(chǎn)率的加速助推效應(yīng)，表明制度質(zhì)量是提升市場化規(guī)制效果的重要保障。（3）群眾參與性規(guī)制效果隨著制度質(zhì)量的增長，對GTFP的促進(jìn)效應(yīng)為0.016，不斷弱化并逐漸收斂至較低的位置0.005，甚至轉(zhuǎn)為-0.010 的負(fù)向影響。相較前兩種方式，群眾參與型環(huán)境規(guī)制行為實(shí)施力度相對有限，可持續(xù)性較弱。制度質(zhì)量低于一重門檻值的樣本集中于西部經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，公眾的環(huán)保意識和企業(yè)的綠色生產(chǎn)效率均相對較弱，因此規(guī)制行為的正向邊際效應(yīng)顯著。隨著制度質(zhì)量門檻值的提升，規(guī)制強(qiáng)度和作用效果逐步下降，突破9.42 的第二重門檻值后，樣本集中在東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，群眾參與規(guī)制方式對綠色生產(chǎn)率的正向效應(yīng)顯著下降，并轉(zhuǎn)為消極的抑制效應(yīng)。

表4 2007—2018 中國30 省份環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率門限回歸結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述核心結(jié)果的穩(wěn)定性，針對傳統(tǒng)固定效應(yīng)模型采用條件均值回歸只關(guān)注均值變化，不能反映條件分布的全面信息，且易受異常值影響的問題，本文采用分位數(shù)回歸方法考察不同全要素生產(chǎn)率條件下環(huán)境規(guī)制行為和制度質(zhì)量的影響差異。在分位數(shù)模型估計(jì)中，本文選擇五分位法，相關(guān)分析結(jié)果見表5 所示。高于25%分位樣本回歸結(jié)果與前文核心結(jié)論保持一致，得出以下兩點(diǎn)結(jié)論：一是分位數(shù)回歸更能體現(xiàn)不同污染水平下異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量的作用效果。在均值回歸中，高污染和低污染兩種極端情形被平均化以及權(quán)重等問題的制約，顯著性和系數(shù)符號會(huì)受到影響；二是就政策適用性而言，命令型環(huán)境規(guī)制行為適用于技術(shù)生產(chǎn)率較高的區(qū)域，在低水平地區(qū)容易產(chǎn)生擠出效應(yīng)。市場激勵(lì)型適用范圍最廣，通過激發(fā)綠色發(fā)展理念，以技術(shù)集聚以及創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)保證綠色生產(chǎn)效率的提升以及環(huán)境污染的改善，對于GTFP 提升作用較為穩(wěn)定。群眾參與型適用于發(fā)展相對滯后、綠色生產(chǎn)率低的區(qū)域，可以對前兩類政策形成有效補(bǔ)充。上述結(jié)論進(jìn)一步印證門限回歸結(jié)果。

表5 2007—2018 中國30 省份環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率分位數(shù)回歸結(jié)果

3.5 中介效應(yīng)分析

通過上述門限效應(yīng)回歸結(jié)果可知，異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制行為會(huì)受制度質(zhì)量的影響對綠色全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出不同的作用效果，而制度質(zhì)量作為比較抽象的概念，通常在政策制定、執(zhí)行與資源配置方面扮演著關(guān)鍵角色，本文欲對可能存在的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。已有研究證明制度質(zhì)量能夠通過要素配置驅(qū)動(dòng)以及技術(shù)驅(qū)動(dòng)兩方面來實(shí)現(xiàn)［25］，因此本文選取資源配置效率和能源效率作為制度質(zhì)量的替代變量進(jìn)行中介分析1），就制度質(zhì)量的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行剖析。其中，資源配置效率使用Hsieh 等［26］提出的以全要素生產(chǎn)率離散度來刻畫，全要素生產(chǎn)率的測算使用上文測算的H-M 綠色全要素生產(chǎn)指數(shù)；技術(shù)效率使用上述HM-TFP 指數(shù)分解的TE 指數(shù)表征。模型設(shè)定如下(以ER1 為例)：

綠色生產(chǎn)技術(shù)效率的中介效應(yīng)結(jié)果見表6所示，其中模型1～模型3、模型4～模型6、模型7～模型9 分別檢驗(yàn)了3 種環(huán)境規(guī)制方式經(jīng)由技術(shù)效率這一中介變量對GTFP 的傳導(dǎo)作用機(jī)制。結(jié)果顯示，市場型規(guī)制和群眾型規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率以及技術(shù)效率的影響均為正值。在模型6 和模型9 中在加入中介變量后，兩種規(guī)制手段的估計(jì)系數(shù)大小均有所下降，表明資源配置效率中介效應(yīng)的合理性，即市場型規(guī)制和群眾型規(guī)制手段可以倒逼市場主體維持自由開放的市場秩序、提供相對優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)，引導(dǎo)微觀主體開展合理的節(jié)能減排、提質(zhì)增效的綠色生產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)逐頂競爭，最終實(shí)現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升；而政府命令型手段由于各級政府逐底競爭效應(yīng)顯著，不利于激發(fā)企業(yè)的主觀能動(dòng)性，對于生產(chǎn)效率提升收效甚微。

表6 2007—2018 中國30 省份環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率間綠色生產(chǎn)技術(shù)效率的中介效應(yīng)

表7 展示了資源配置效率這一中介變量的作用結(jié)果，表明命令型和市場型規(guī)制手段能夠通過資源配置效率的改善以提升綠色全要素生產(chǎn)率，群眾型規(guī)制手段未通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)。政府型規(guī)制通常會(huì)以強(qiáng)制性的行政手段對微觀主體的排污以及綠色生產(chǎn)行為加以干預(yù)，各級政府通過經(jīng)濟(jì)資源、要素的高效配置和流動(dòng)，能夠產(chǎn)生“短頻快”的治理效果。市場型規(guī)制則能夠通過靈活、多樣性的考核機(jī)制實(shí)現(xiàn)要素結(jié)構(gòu)的優(yōu)化以及各類環(huán)保資源在不同區(qū)域、主體的合理規(guī)劃，同時(shí)隨著中國市場化水平的提升，可以形成對行政手段的補(bǔ)充和對市場化手段的有效推廣。而群眾型規(guī)制手段這種完全基于個(gè)人自發(fā)行為的執(zhí)行效果存在一定時(shí)滯，未來有較大的提升空間。

表7 2007—2018 中國30 省份環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量與綠色全要素生產(chǎn)率間資源配置效率的中介效應(yīng)

4 結(jié)論與啟示

環(huán)境規(guī)制能否激發(fā)綠色發(fā)展?jié)摿κ抢_中國環(huán)境治理的核心問題，制度質(zhì)量作為能夠綜合反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)治理等方面的指標(biāo)，會(huì)直接或者間接影響中國環(huán)境改善的情況。本文運(yùn)用空間杜賓計(jì)量模型、門限回歸等方法分析了3 種環(huán)境規(guī)制行為、制度質(zhì)量對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明：

（1）綠色全要素生產(chǎn)率的改進(jìn)和提升存在明顯的空間相關(guān)性和溢出蔓延效應(yīng)，市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制手段的動(dòng)態(tài)靈活性以及群眾參與型規(guī)制的主觀能動(dòng)性可以發(fā)揮改善GTFP 的積極作用，命令控制型手段受限于競次以及“搭便車”現(xiàn)象等外部性影響，不利于技術(shù)效率提升。制度質(zhì)量提升可以推動(dòng)綠色技術(shù)改進(jìn)。同時(shí)引入?yún)^(qū)域異質(zhì)性的虛擬變量進(jìn)一步證明了東部地區(qū)改進(jìn)GTFP 的效率更高。

（2）運(yùn)用門限回歸方法，將制度質(zhì)量作為門限變量，擬合了環(huán)境規(guī)制對GTFP 的非線性影響，命令型、市場型和群眾型規(guī)制行為對GTFP 的影響呈現(xiàn)為分化效應(yīng)、加速效應(yīng)以及收斂效應(yīng)。最后利用中介效應(yīng)分析方法解析了環(huán)境規(guī)制行為以及制度質(zhì)量影響GTFP 的內(nèi)在作用路徑。其中，命令控制型環(huán)境規(guī)制能夠通過資源配置效率的改善提升綠色生產(chǎn)率；群眾參與型手段經(jīng)由資源配置的間接改善效應(yīng)更顯著；市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制手段可以通過技術(shù)效率提升和資源配置效率改善雙管齊下，實(shí)現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。這種分化效應(yīng)表明政府在參與環(huán)境規(guī)制過程中易形成逐底競爭情形，而偏向于企業(yè)和消費(fèi)者的環(huán)境規(guī)制行為則更趨向逐頂競爭，觸發(fā)正向的淘汰、優(yōu)化機(jī)制，最終實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效率的提升。

上述結(jié)論給我們提示如下：（1）技術(shù)進(jìn)步和污染排放的時(shí)空異質(zhì)性要求制度質(zhì)量水平高、環(huán)境規(guī)制效率高的地區(qū)應(yīng)發(fā)揮示范效應(yīng)，通過環(huán)境治理、技術(shù)幫扶等方面的區(qū)域合作，建立長效的包含環(huán)保任務(wù)在內(nèi)的政績考核機(jī)制，推動(dòng)生態(tài)文明建設(shè)進(jìn)程；（2）由于綠色全要素生產(chǎn)率存在空間上的集聚和溢出效應(yīng)，環(huán)境管制受到經(jīng)濟(jì)、地理、文化等因素的制約，有必要在全局性規(guī)劃的前提下構(gòu)建區(qū)域性聯(lián)防機(jī)制，做到環(huán)境保護(hù)的因地制宜，同時(shí)形成控制污染排放的合力；（3）在強(qiáng)化政府規(guī)制手段的同時(shí)，要通過引入和加強(qiáng)諸如碳交易政策、征收碳稅和資源稅等市場化手段以及群眾參與的手段來倒逼能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，實(shí)現(xiàn)對于綠色生產(chǎn)效率的拉升；（4）持續(xù)提升制度質(zhì)量，深化市場機(jī)制改革，為綠色技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造良好的制度環(huán)境，實(shí)現(xiàn)制度質(zhì)量優(yōu)化與環(huán)境規(guī)制效率提升的正向互動(dòng)。

注釋：

1）通過相關(guān)性檢驗(yàn)證明，這兩個(gè)變量與制度質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)均大于85%，相關(guān)度較高。