中國工業環境規制強度的行業差異及收斂性研究

李小平+李小克

摘要 針對不同行業環境規制強度的差異性，本文運用收斂理論研究了行業環境規制強度的斂散性。傳統上利用單位成本或產出的污染治理費用表示的行業環境規制強度可能存在有偏性，本文基于單位污染排放的污染治理費用測算行業環境規制強度，利用Theil指數和收斂檢驗模型，分析了2001—2015年中國35個工業行業環境規制強度差異、收斂性質及收斂機制。研究發現：①一些行業的環境規制強度與其污染強度未表現出相應的強關聯性。②中國工業行業環境規制強度差異呈現“M”型變化趨勢，污染行業與清潔行業之間的環境規制強度差異呈現先發散后收斂的倒“U”型趨勢。③泰爾指數及其分解還表明，污染行業內部的子行業間環境規制強度差異很大，且是造成工業行業環境規制強度差異的最主要來源。④工業行業環境規制強度存在較長時段的σ收斂和較短時長的俱樂部收斂的同時，還存在絕對β收斂和條件β收斂，即低規制行業向高規制行業看齊，不同行業環境規制強度向各自的穩態水平靠近，此外，污染行業環境規制強度收斂速度慢于清潔行業。⑤企業規模成長和市場化水平提升有利于促進企業提高環境規制水平。⑥對收斂機制的進一步研究表明，出口學習效應和進口技術溢出對行業環境規制強度變化的提升效應隨著環境規制強度的提高而擴大，即兩者對行業環境規制強度變化具有提升效應，但無促進其收斂的作用。擴大企業規模、提升市場化和對外開放水平，有利于提升企業應對環境規制的能力，并為下一階段實施更為合理有效的環境規制政策提供支撐。

關鍵詞 行業環境規制強度；泰爾指數；σ收斂；β收斂

中圖分類號 F062.1文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2017）10-0001-09DOI：10.12062/cpre.20170507

“波特假說”和“污染避難所假說”提出以來，學術界著重關注環境規制政策和標準引致的經濟社會效應，包括技術進步效應[1-2]、全要素生產率效應[3-4]、貿易效應[5-7]、產業結構效應[8]、就業效應[9]，從各角度檢驗環境規制產生的正負影響及其機制。但隨著我國向工業化中后期階段深入推進，工業企業排污現象有所加劇、控污治污形勢依然嚴峻，作為應對控制污染物排放的重要工具，環境規制的重要性更加凸顯。然而，環境規制強度與公眾對于污染減排效果的主觀感受還存在差距。中國工業發展的資源稟賦、技術水平、能源利用效率等有很大的行業不平衡性，各行業污染物排放水平也存在較大差異，所實施的環境規制強度必然表現出一定的差異性。然而，迄今為止現有文獻對行業環境規制強度收斂性質的分析嚴重不足。鑒于此，本文對中國工業行業環境規制強度的差異性、收斂性進行定量研究，對驅動環境規制強度收斂的機制進行檢驗，對現有文獻進行了有益補充，也有利于科學研判工業行業環境規制強度演進規律，出臺針對性的環境政策，提升環境質量。

1 文獻綜述

現有文獻在研究環境規制政策及其指標變化時，主要沿著兩條邏輯展開，一條是研究環境規制約束對象的斂散性，包括對碳排放、污染物排放的收斂問題展開研究；另一條是全球化背景下分析環境規制政策變化的趨同性問題，并解釋環境規制行為的相似性。

最近的研究將收斂理論應用到環境領域，開始對環境規制政策所約束的碳排放和污染排放的斂散性問題進行研究。Strazicich和List[10]首次利用收斂理論研究了碳排放收斂問題，Ezcurra[11]研究了87個國家1996—1999年的碳排放數據發現，多數國家的人均碳排放存在收斂，并從人均收入、貿易開放度等解釋了碳排放水平差異。隨后Yavuz 和Yilanci[12]利用G7國家1996—2005年的面板數據發現人均碳排放存在條件收斂。在碳排放收斂基礎上[13]，對污染物排放強度的斂散性也進行了研究。Massimiliano等[14]對1999—2006年意大利103個省份固體廢棄物填埋數據分析發現，南部省份縮小了與北部省份在垃圾填埋方面的差距，產生了地區間的收斂。Gouldson等[15]研究了8個OECD國家和15個歐盟國家的石油煉油廠苯排放量數據發現，污染排放水平在不同國家間表現出了顯著的收斂，但不同國家污染排放水平差異顯著。具體到中國情境下，孫耀華和仲偉周[16]發現中國省際碳排放強度存在顯著的空間相關性且呈現“俱樂部”收斂和條件β收斂特征。張可[17]利用中國2002—2012 年285個地級及以上城市的數據表明，污染排放增長存在絕對收斂。劉亦文等[18]的研究表明中國各地區污染物排放強度差異顯著，各地區污染強度不存在絕對趨同，但均表現出條件收斂。一個自然而然的問題是對碳排放、污染排放施加約束的環境規制政策的特征，如其水平或強度是否也同時表現出相應的斂散性？

環境規制政策是一國或地區在經濟社會領域采取與環境保護和污染治理有關的法律、法規、政策和制度的反映，因而成為觀測環境規制強度變化的風向標。因此，最近有關環境規制收斂的研究轉向環境規制政策本身，且研究主要集中于分析國家層面環境規制政策的趨同性。Rybolt[19]基于單邊規制的經濟影響和污染排放的影響，探討了美國和加拿大在船舶污染排放方面管理上環境規制趨同的可能性。Holzinger等[20]對24個工業化國家1970—2000年環境政策收斂性的研究發現，觀察期間內不同國家的環境政策變得更為嚴格，而且強制性和貿易相關的政策要比自愿性和非貿易相關的政策收斂程度更為明顯。Jonas和Steffen[21]對歐盟和美國的環境政策的分析表明，在氣候變化情況下，兩者采取的環境政策在價格和數量工具的選擇上逐漸趨同。隨著時間的推移，各國環保政策逐漸趨同，可能在更高的水平上收斂，也可能因環境規制政策競爭引發“逐底效應”，從而收斂于較低水平。這是因為低規制國家執行有效而嚴格的環境規制政策的意愿和能力不同，普遍存在執行不足的現象[22]；有證據表明低規制國家的環境規制政策很難落到實處[23]，因此其環境規制政策可能收斂于低水平。endprint

最近一些學者還注意到在環境規制非完全執行的傳染性情況下[24]，地區環境規制強度也會一定的趨同性特征，Zhang等[25]針對我國地區層面工業環境規制強度的收斂研究發現，東中西地區環境規制強度存在著典型的俱樂部收斂特征。如果不同地區均對一些產業實施相似的環境規制政策，那么不同行業的環境規制強度也將表現出相應的斂散性。事實上，一些產業實施優先發展戰略和重點突破，一定程度上掩蓋其實際環境規制強度的脆弱性，而一些落后產業受制于經濟增長考慮和就業利益的慣性驅使，不同行業的環境規制政策執行的嚴格程度必然不盡相同。不同行業的環境規制強度的差異是否繼續擴大，產生了發散還是仍處于收斂狀態，值得進一步研究。

總體而言，現有文獻對國家和區域層面環境規制政策及其指標的趨同性研究比較豐富，對于行業環境規制強度的趨同性研究相當匱乏。由于一國或地區在經濟領域的環境規制政策最終要落實到不同的產業中，行業環境規制強度的斂散性研究顯得十分必要。本研究采用了以單位污染排放為基準的方法測度行業環境規制強度，采用更為靈活的收斂檢驗模型，對環境規制強度變量可能存在的內生性進行控制，根據σ收斂、俱樂部收斂、絕對β收斂、條件β收斂的完整類型進行研究。以2001—2015年中國工業35個分行業為研究樣本，利用Theil指數及其分解技術，研究加入WTO以來中國工業行業環境規制強度的差異及其變動特征，并對是否存在σ收斂、β收斂及收斂的影響機制進行分析。

2 研究方法

2.1 行業環境規制強度的測算

與國家或地區層面環境規制強度的測算相比，行業環境規制強度受限于數據質量和響應主體行為的復雜性，衡量起來尤其困難。由于行業環境規制強度大小依賴于經濟主體對政府環境規制政策的響應行為和效果，因而利用行業治污投資或費用、污染排放量來衡量行業環境規制強度在現有文獻中得到了應用，通常以單位產出或成本為基準進行測算。一類是利用污染物減排衡量環境規制強弱[4，26-27]，并使用某一行業單位產值的每種污染物排放與全部行業該污染物單位產值排放水平之比作為該類污染物排放的權重。但2011年后，《中國環境統計年鑒》、《中國環境年鑒》、《中國環境統計年報》均不再報告工業分行業污染物去除量、達標量的相關數據，并不適用于后續的研究。另一類是利用單位成本或產出的污染治理費用表示行業環境規制強度[2-3]，側重于污染主體為降低污染排放所發生的物質投入，該法雖保證了不同行業間環境規制的可比性，但也因治污費用占比極小，產出和成本的變動使得單位產出或成本的治污費用低估行業環境規制強度。王勇和李建民[28]從理論和實證檢驗兩方面說明基于單位產值的污染設施運行費用會高度低估行業環境規制強度，且導致行業環境規制可能呈現相反的變化趨勢。

環境規制的目標在于減排，污染排放量的多少與污染控制與治理投入同向變動。因此，以污染支出衡量行業環境規制程度以污染排放量為基準時，單位污染排放的污染治理投入越多，代表的行業環境規制越強。與單位產值或成本為基礎測度的污染治理投入相對指標相比，以單位污染排放的治理投入衡量環境規制強度更加準確[28]。然而，國內很少有以污染排放量為基準衡量環境規制進行的研究，閆文娟等[29]在研究地區環境規制強度時，利用污染治理投資與工業廢水排放量之比作為其代理變量，王勇和李建民[28]對環境規制的多維性和可比性進行了深入探討，并且基于單位污染物的治理投入思想，分別構建了地區環境規制強度和行業環境規制強度，發現多維性和可比性問題會對地區和行業環境規制強度的個體差異和時間趨勢產生很大甚至顛覆性的影響。

本文將污染排放、污染支出同時引入到環境規制方程，以單位污染排放的治理支出衡量行業環境規制強度，可表示為：

式（2）中，取t時期h行業j污染物的環境規制強度相對于同期全部行業同類污染物的環境規制強度的相對水平，ERijt/ERjt本身是一個無量綱化的變量，其加總是有意義的，從而得到該行業不同類型污染物的綜合環境規制強度，而且不同行業的環境規制強度也能夠進行比較。由于年鑒未報告工業分行業固體廢物設施運行費用，文中使用分行業廢水、廢氣設施運行費用表示污染治理支出。

2.2 行業環境規制強度收斂測度

按照收斂理論劃分辦法，本文將環境規制強度差異收斂區分為σ收斂、俱樂部收斂、絕對β收斂和條件β收斂。行業環境規制強度的σ收斂是指隨著時間的推移，不同行業環境規制水平的離散程度呈現縮小趨勢，即主要關注行業間環境規制強度差異程度大小。測度σ收斂的方法主要有變異系數、基尼系數、洛倫茲曲線等方法。泰爾指數（Theil Index）原是收入分配領域中測度不平等的指標，張成等[30]利用該指數對人均GDP和碳生產率的σ收斂進行了分析。本文應用該指數測度行業環境規制強度差異和σ收斂，其具有3個優勢：一是其可分解性能夠反映總差異與行業間差異、行業內差異的聯系；二是它是一種具有良好性質的無量綱化方法，能有效解決污染物異質性造成的不可相加問題；三是利用泰爾指數還能夠考察行業環境規制強度是否存在俱樂部收斂[31]。

2.2.1 行業環境規制強度的泰爾指數構建及其分解

參考文獻[31]的思路，污染行業與清潔行業之間環境強度差異的泰爾指數是以每類行業每種污染物排放的治污支出占全部行業該污染物排放的治理支出比例作為權重：

其中，m表示行業類型（污染行業和清潔行業），i∈m，Costmjt、Costjt分別表示m類行業和全部行業j污染物的治理支出；Dsichargemjt、Dsichargejt分別代表第m類行業和全部行業污染物j的排放量；Tmjt表示第m類行業各子行業間的環境規制強度差異，它是以該類行業內各子行業的環境規制強度相對比率為權重表示。因此，t時期工業行業環境規制強度的總差異等于各類行業間的差異TBt與各類行業內差異TIt之和。endprint

2.2.2 行業環境規制強度的β收斂檢驗模型

行業環境規制強度的絕對β收斂指不考慮其它條件，不同行業環境規制強度增長率與其初始環境規制強度負相關。環境規制強度的條件β收斂是指各行業的穩態水平不同，但隨時間的演進，環境規制強度趨向各自的穩態水平。

根據收斂理論的研究方法，本文設置的行業環境規制強度絕對β收斂檢驗模型為：

式（6）中，T表示時間跨度；giT=1Tln（ERit+T/ERit）表示行業環境規制強度的年均增長率；β1為收斂參數，若β1<0，則行業環境規制強度存在β收斂，否則，則發散。在早期研究中，t和T分別取樣本的初始時間和樣本時間長度[31]，但由于僅使用樣本初期和樣本末期的特征，其檢驗結果依賴于樣本始末端的端點選擇，此外也不利用研究模型可能存在的內生性問題，因此遵循Barro和SalaiMartin[32]，張成等[30]的研究方法，令T=1，且t表示時間。

對于面板數據條件收斂β檢驗，通常加入一些反映不同個體或截面特征的控制變量，則有：

式（7）中，控制變量Xit主要有：企業規模（Sca）：從規模經濟的角度來看，企業生產規模擴大在污染排放控制和治理過程中具有特定優勢，但可能還與行業屬性有關。用行業單位企業的實際工業增加值表示企業規模。值得注意的是2008年后，《中國工業經濟統計年鑒》（現為《中國工業統計年鑒》）不再報告工業分行業工業增加值，根據“按可比價格計算的規模以上工業企業分行業工業增加值累計增長速度”進行推算，然后再以分行業工業生產者價格指數（換算為2001年的不變價格）進行平減，相關數據根據國家統計局網站的公布整理而成。市場化水平（Pri）：市場化水平提高為企業采購第三方環境服務以促進污染物減排提供了更多選擇，推動由污染者治理向污染者付費轉變，促進環境污染治理的專業分工，提升污染治理效率，這可能也有利于提高企業應對環境規制的積極性。鑒于數據的可得性，用私營工業企業銷售產值占規模以上工業企業銷售產值比重表示市場化水平。從理論上看，環境規制政策收斂或趨同在貿易領域中更容易發生，Bechtel和Tosun[22]的分析表明高規制國家與低規制國家在環境條款上達成雙邊自由貿易協定，則環境規制政策的國別差異將減少。貿易協議旨在改變產品的關稅、非關稅壁壘、市場準入限制或開放投資，促進商品、服務和資本、技術等要素的流動，貿易協議與進出口貿易高度關聯，而企業對環境規制政策的響應也體現在本文構建的環境規制強度指標上，故國際貿易也會影響環境規制強度，在式（7）中還引入出口學習效應（Exp）和進口技術溢出（Imp），其中：出口學習效應用行業出口額占行業工業銷售產值的比重表示，進口技術溢出用行業進口額占行業工業總產值的比重表示。中國工業行業產品進出口原始數據來自UN Comtrade統計數據庫，參考李小平等[6]的方法，按照國際貿易標準分類（STIC3.0）與《國民經濟行業分類》（GB/T4754—2002）工業行業分類進行匹配，最終將235種三位數產品進出口額集結得到兩位數行業進出口額。

2.2.3 樣本選擇與行業劃分

本文的研究區間是2001—2015年，期間國民經濟行業分類歷經3次調整，本文使用最新版的行業名稱統一表述。考慮數據的完整性，刪除開采輔助活動、其他采礦業、機械和設備修理業、工藝品及其他制造業、廢棄資源和廢舊材料回收加工業等數據缺失較多的5個行業，將木材及竹材采運業并入農副食品制造業，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業與汽車制造業合并為交通運輸設備制造業，橡膠制品業、塑料制品業合并為橡膠和塑料制品業，經過上述處理，共計35個分行業。

行業劃分是一個相對概念，參考童健等[8]的研究，通過對廢氣、廢水和固體廢物排放的污染強度進行轉換，并以污染強度的中位數將全部行業劃分為相對清潔行業和相對污染行業。首先，計算單位工業總產值的每種污染物排放量；其次，使用MaxMin標準化處理方法，并將三種污染物強度的標準化值等權加和平均，從高到底進行排序。

3 結果分析

3.1 中國工業環境規制強度的行業差異與σ收斂結果

首先，根據式（2）的計算方法，本文發現2001—2015年環境規制強度均值排名靠前的行業分別是石油，天然氣，電力、熱力，金屬制造，石油加工，紡織，金屬冶煉等污染強度高的行業，還包含電子設備等少數相對清潔行業。排名靠后的行業中，不僅包含木材加工制造，專用設備，橡膠和塑料，交通運輸設備等清潔行業，還包括非金屬礦采選，農副食品，水的生產和供應，非金屬礦物，造紙，煤炭開采等一些污染行業。由此可見，一些污染行業的環境規制強度還比較低，而少數清潔行業的真實環境規制強度較高，而且更為重要的是一些污染強度高（低）的行業，其環境規制強度未表現出相應的強關聯性，這也印證了王勇和李建民[28]的理論發現。

為進一步分析行業環境規制強度差異及其貢獻來源，根據式（3）—（5）的計算方法，圖1報告了2001—2015年中國工業行業環境規制強度的泰爾指數及其分解結果，包含中國35個工業行業、18個污染行業與17個清潔行業各自內部及其兩類行業間環境規制強度的總差異。

從圖1可以看出，中國工業行業環境規制強度的總差異、污染行業與清潔行業內部的總差異均呈現出“M”型的σ收斂趨勢，拐點分別是2002年、2008年和2011年，這可能與2001年加入中國WTO的沖擊，2008—2009金融危機的影響，以及2011年工業行業統計標準調整帶來的變化有關，而在2002—2008年和2011—2015年保持了較長時期的σ收斂；從行業間差異來看，2001—2007年，污染行業與清潔行業工業行業之間環境規制強度的總差異有所擴大，這種差異在2008年后整體上保持縮小態勢，因此行業間環境規制強度差異表現出先發散后收斂的倒“U”型趨勢。endprint

從行業內差異來看，18個污染行業內部子行業間環境規制強度變化也表現出“M”型趨勢，其σ收斂狀態與工業行業的收斂趨勢一致。17個清潔行業內部子行業間環境規制強度差異在2001—2010年間持續下降，2011年后呈現線性上升，因此行業內部環境規制強度變化存在先σ收斂而后發散，且收斂時間長度大于發散時間長度。

從差異的貢獻率來看，污染行業與清潔行業各自內部的環境規制強度差異占主導地位，2002—2007年行業內差異與行業間差異之間的距離縮小，2008—2011年有所擴大，而后再度縮小。清潔行業內部環境規制強度差異對行業內差異貢獻率在10%—30%之間，而污染行業內部環境規制強度差異的貢獻率在70%以上，因此污染行業內各子行業環境規制強度具有典型的差異。

此外，由行業內差異和行業間差異的變化趨勢還可以得到，2002—2007年在行業內部差異收斂的同時，行業間差異持續擴大，因此不同污染密集度的行業環境規制強度還存在“俱樂部”收斂，而該收斂在其余時間段并不存在。

3.2 行業環境規制強度的β收斂檢驗結果

Levinson和Taylor[33]的研究表明，環境規制政策及其指標存在內生性問題。一方面，環境規制強度變化會受到行業異質性因素和外部沖擊的影響，另一方面行業環境規制強度變化與行業特征、對外貿易可能存在雙向因果關系，引致模型的內生性，OLS、固定效應、隨機效應估計有偏。

在行業環境規制強度的β收斂檢驗中，本文使用IV法和GMM法消除模型存在的內生性，選擇滯后2階及以上的lnER作為工具變量。表1和表2的結果均顯示，在IV（2SLS）估計中，Anderson LM、CraggDonald Wald F和Sargan統計量均通過了檢驗，不存在工具變量識別不足、弱工具變量和過度識別問題；在GMM（SYS）估計中，ArellanoBond AR（2）、Sargan統計量也都滿足相關檢驗，擾動項不存在自相關，且工具變量有效。

3.2.1 行業環境規制強度的絕對β收斂檢驗結果

首先對式（6）根據傳統方法進行回歸，表1中 F檢驗和Hausman檢驗的結果表明，固定效應的估計結果更為可靠，該結果顯示工業全行業環境規制強度（lnER）的回歸參數均顯著為負，這說明全行業環境規制強度存在絕對β收斂，即行業環境規制強度的趨同性現象普遍存在。考慮到模型可能存在的內生性問題，本文同時報告了IV（2SLS）和GMM（SYS）的估計結果，回歸參數的符號依然顯著為負，這進一步驗證了絕對β收斂的結論是穩健的，而且GMM估計下，lnER的參數估計值顯著變小，這表明GMM估計的結果更有效率。

進一步地，分行業檢驗表明污染行業和清潔行業環境規制強度（lnER）的系數均顯著為負，即初始環境規制強度高的行業其環境規制強度的增長慢。此外，根據收斂速

度與收斂系數反向變動關系規律，污染行業環境規制強度的系數-0.498大于清潔行業環境規制強度的系數-0.648，即污染行業環境規制強度的絕對β收斂速度較慢，這主要是因為污染密集型行業是環境規制實施的關鍵行業，其面臨的節能減排和治理投入的強度通常相對較

高，而環境規制強度高的行業，其收斂速度小。3.2.2 行業環境規制強度的條件β收斂檢驗結果

加入行業環境規制強度變化的影響因素后，3種估計方法下行業環境規制強度（lnER）的回歸參數都保持著負的顯著性（見表2），這表明中國工業環境規制強度存在條件β收斂特征，即不同行業向各自的穩態水平收斂。與條件β收斂的靜態模型相比，動態模型中IV法估計的全行業環境規制強度的統計值變大，而GMM的收斂參數變小，這說明GMM依然是最有效率的估計，因此該估計下的收斂速度更可信。

對全行業環境規制強度的條件β收斂檢驗還發現：①企業規模系數不考慮內生性問題時為正但不顯著，而經過IV、GMM對內生性問題處理后顯著為正，這表明企業規模成長有助于促進環境規制強度的提升。其可能的解釋是企業規制擴大有助于發揮其規模經濟優勢，不僅有利于提高技術水平，降低單位產出的污染排放，還有利于增加更多的污染治理投入，從而提升了企業應對環境規制政策的效果。②出口學習效應的系數在各模型中顯著為正，這表明企業在出口過程中學習國外生產管理經驗和相關技術來提高自身生產率的同時，隨著與國際接軌程度加深，尤其是在發達國家對進口產品實施更加嚴格的綠色標準背景下，倒逼企業采用先進技術和工藝，進行清潔生產，減少污染，以應對綠色壁壘，這將提高企業的環保標準，客觀上也促使企業減排，增強應對環境規制的能力。③進口技術溢出效應的系數也顯著為正，說明進口擴大有利于行業提高引進、學習和吸收能力，借助于國外技術的引進、使用，有利于提高我國企業生產技術水平和污染治理能力，加快節能減排也將應對環境規制的實效。④私營經濟比重提高使得市場化水平進一步提高，不僅意味著專業化分工會更加細化，資源配置更加有效率，而且市場競爭也更加激烈，對技術水平低、高耗能、高排放的企業來說是一場優勝劣汰的選擇，這也有助于降低整個行業的污染排放，增加技術投入，從而增強了應對環境規制的積極性和效果。⑤滯后一期的環境規制強度增長率顯著為正，即環境規制強度變化具有顯著的慣性效應。

進一步地，由于不同污染類型的行業環境規制強度不同，不同行業環境規制強度的收斂情況也不完全一致，且不同因素對環境規制強度變化的影響應該存在差異。表2還報告了污染行業和清潔行業的環境規制強度的條件β收斂檢驗的SYS-GMM估計結果。通過對比研究發現：①無論是污染行業還是清潔行業，行業環境規制強度都存在條件β收斂，但污染行業環境規制強度的條件β收斂速度慢于清潔行業，這與絕對β收斂的速度一致。②企業規模、出口學習效應、進口技術溢出和市場化水平的系數均為正，這與全行業的回歸結果符號一致，但清潔行業的企業規模系數顯著，而污染行業的出口學習效應不顯著，可能的共同原因是除分樣本容量變小、自由度損失較多外，也可能與清潔行業通常污染排放強度相對較低，面臨的環境規制少有關，因此清潔行業的企業平均規模擴大對環境規制強度提升的作用有限；而污染行業中的金屬采礦及其冶煉，非金屬制造，電力熱力，水的生產和供應，石油加工業等行業產值大，壟斷性質強，這些行業對國計民生關系重大，但屬于低出口行業，其出口學習效應不足以促進這些行業環境規制強度的提升。endprint

3.3 行業環境規制強度收斂機制的進一步研究

經典收斂理論認為技術是經濟增長收斂的機制，技術途徑可以通過貿易或投資來實現。Holzinger等[20]的研究認為貿易是驅動國家間環境規制政策趨同的重要因素。那么對外開放是否也是行業環境規制強度收斂的影響機制呢？

針對這一問題，分別加入了出口學習效應（Exp）和進口技術溢出（Imp）與環境規制強度的交互項檢驗上述機制是否存在。表3報告了工業行業環境規制強度β收斂機制的System-GMM回歸結果，（1）—（3）列的檢驗結果表明，Exp*lnER和ImP*lnER的系數均顯著為正，即偏效應系數g/Exp（lmp）>0，這表明進一步說明出口學習效應（Exp）和進口技術溢出（Imp）對行業環境規制強度變化的提升效應隨著環境規制強度的提高而擴大，這主要是因為環境規制對技術進步效應的存在，放大了進出口效應對企業應對環境規制的能力提升的作用，此外該結果還意味著兩者并無促進環境規制強度收斂的作用。這一結論在不同的模型下均成立。該結論說明在中國工業化進程中，工業行業環境規制水平運動至各自的穩態水平單靠外部的力量是不夠的，需要進一步優化環境規制組合工具，提高環境規制的自主性和有效性。

4 結論與啟示

近年來，包括對碳排放、污染物排放的斂散性問題得到學術界的關注，對排放施加約束的環境規制的變化是否存在相應的斂散性研究也應運而生，尤其是在全球化背景下，學者們開始注意到國家間環境規制政策變化的趨同性。行業環境規制強度是一國環境政策在產業領域的映射，不同行業間的環境規制強度必定存在差異性，針對這種差異性，本文運用收斂理論研究了行業環境規制強度的斂散性問題。本研究利用單位污染排放的污染治理費用，測算了2001—2015年中國35個工業行業環境規制強度，在此基礎上，利用Theil指數及其分解技術、β收斂模型對工業行業的環境規制強度差異及其斂散性進行了研究，主要結論有：①中國工業行業環境規制強度差異呈現σ收斂-發散-σ收斂的“M”型變化趨勢，污染行業與清潔行業之間的環境規制強度差異呈現先發散后收斂的倒“U”型趨勢，即不同行業間環境規制強度差異趨于縮小；不同污染密集度的行業環境規制強度還存在短暫的“俱樂部”收斂。②污染行業內部子行業間環境規制強度差異是中國工業行業環境規制強度差異的最主要來源。③不同估計方法下和分行業檢驗表明，中國工業行業環境規制強度同時存在絕對β收斂和條件β收斂，即初期環境規制強度偏低的行業會向高規制行業看齊，且不同行業環境規制強度收斂于各自的穩態水平；此外，污染行業環境規制強度收斂速度慢于清潔行業。④企業規模成長和市場化水平提升均有利于促進企業提高環境規制水平。⑤出口學習效應和進口技術溢出對行業環境規制強度提升只有水平效應，無驅動其收斂的作用。

相關政策啟示如下：“十三五”期間，一是要準確把握不同時期不同類型行業環境規制強度演變特征，審時度勢、因勢利導采取有針對性、差異化的環境規制政策。對于相對污染型行業，要在不影響產業正常發展情況下應繼續保持高壓規制態勢，防止污染排放反彈和污染治理乏力現象的出現；二是要壯大企業規模，提升企業經營績效，發揮對增強污染治理的規模效應。三是要提高市場化水平，國家環境規制政策和市場化發展政策要注重相互協調，以達到最優的實施效果。尤其是在污染行業，加快實施環境污染第三方治理，鼓勵社會資本參與污染減排和排污權交易，提高整個行業污染減排與治理的支出和效率。四是要強化對外開放，廣泛深度參與全球分工，充分利用出口學習效應和進口技術溢出效應，降低污染排放，增加污染治理投入，提高因對環境規制能力。對于低開放高內需行業，應著力提高其進口技術溢出效應，通過技術引進、消化、吸收，降低污染排放，增加治理投入，提升環境規制的效果。

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