環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟績效影響的實證檢驗

黃清煌，高明

（福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，福州350100）

1 問題的提出

當(dāng)前能源短缺和環(huán)境污染已成為各國面臨的突出問題，如何實現(xiàn)能源、環(huán)境與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展，已成為世界各國政府和學(xué)界需要著手解決的焦點問題。傳統(tǒng)觀點指出，環(huán)境規(guī)制的初衷是政府為消除環(huán)境污染的負外部性，從而給企業(yè)施加的額外負擔(dān)，進而降低企業(yè)產(chǎn)出水平、利潤率和企業(yè)競爭力。該觀點的理論基礎(chǔ)為“遵循成本假說”。然而，Porter（1991）[1]首先對上述觀點提出質(zhì)疑，他認為政府的環(huán)境規(guī)制雖在短期內(nèi)可能會導(dǎo)致企業(yè)的生產(chǎn)成本提高，但從長期來看，適度強度的環(huán)境規(guī)制反而有助于企業(yè)加大污染治理項目的建設(shè)以滿足污染排放的要求，甚至有利于激發(fā)企業(yè)加大綠色創(chuàng)新投入的積極性，推動企業(yè)加快發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，從而最終提升產(chǎn)業(yè)競爭力。該觀點的理論基礎(chǔ)為“創(chuàng)新補償假說”。但是“雙贏論”假設(shè)企業(yè)本身的“無效率”與傳統(tǒng)企業(yè)追求利潤最大化的假設(shè)相沖突，致使該假說仍存在一定的局限性[2]。

上述研究結(jié)論的不一致使得學(xué)者們開始重新審視兩者之間的關(guān)系，部分學(xué)者認為，環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長效應(yīng)主要取決于“遵循成本效應(yīng)”和“創(chuàng)新補償效應(yīng)”孰優(yōu)孰劣[3]。另外，也有部分學(xué)者得出環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長存在有別于以往的非線性關(guān)系[4,5]。盡管如此，以往研究在衡量經(jīng)濟效應(yīng)上主要集中在人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均工業(yè)產(chǎn)值和利潤率等短期經(jīng)濟數(shù)量的維度[6，7]，長期產(chǎn)業(yè)質(zhì)量角度出發(fā)的文獻相對較少[3,8]，現(xiàn)有文獻并未將兩者置于同一框架，使得估計結(jié)果無法為環(huán)境規(guī)制的制定和實施提供科學(xué)、準確的指導(dǎo)。事實上，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟績效存在經(jīng)濟數(shù)量和產(chǎn)業(yè)質(zhì)量的雙重影響，忽略任一維度的考慮，都會使得環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟績效關(guān)系的結(jié)論存在一定的偏差。基于此，環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟數(shù)量、產(chǎn)業(yè)升級的影響呈現(xiàn)什么特征，以及這種特征是否在不同地區(qū)和不同階段存在差異？考慮到環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟數(shù)量、產(chǎn)業(yè)升級模型中聯(lián)立內(nèi)生性的存在，本文將采用聯(lián)立方程組模型對環(huán)境規(guī)制的長短期經(jīng)濟績效進行檢驗。

2 研究設(shè)計

2.1 計量模型

遵循原毅軍和劉柳（2013）[9]的研究思路，構(gòu)造模型（1）用于研究環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響，模型的基本形態(tài)如下：

其中，eqit代表第i省在第t年的經(jīng)濟數(shù)量，er表示環(huán)境規(guī)制，ti表示技術(shù)創(chuàng)新、cs表示資本存量、to表示貿(mào)易開放度，d0表示常數(shù)項，d1-d4分別表示相應(yīng)解釋變量的彈性系數(shù)，vit表示隨機擾動項。為了反映經(jīng)濟質(zhì)量維度，需對模型（1）做進一步改動。本文在參考Barla和Perelman（2005）[10]關(guān)于環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)質(zhì)量關(guān)系模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下模型：

其中，enit代表第i省在第t年的產(chǎn)業(yè)質(zhì)量，fdi表示外商直接投資，nr表示自然資源稟賦，is表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。上述兩個模型作為現(xiàn)有研究的主流，大都是基于預(yù)先設(shè)定的單方程模型或就經(jīng)濟數(shù)量、或就產(chǎn)業(yè)升級分別進行檢驗，忽略了同時雙向維度的考量。為此，本文將環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟數(shù)量和產(chǎn)業(yè)升級置于同一框架，同時借助聯(lián)立方程模型消除變量間可能存在的內(nèi)生性和雙向因果關(guān)系，緩解模型的異方差問題：

方程（3）和方程（4）沿用現(xiàn)有文獻關(guān)于環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟增長效應(yīng)檢驗的思路，考慮到環(huán)境規(guī)制可能同時內(nèi)生于經(jīng)濟數(shù)量和產(chǎn)業(yè)升級。因此，方程（5）構(gòu)建環(huán)境規(guī)制的決定方程，將環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展相聯(lián)系，同時考慮了不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)所有制結(jié)構(gòu)（os）的影響。α0、β0和χ0為截距項，εit、ηit和ξit為隨機擾動項。αi、βi和χi為地區(qū)個體效應(yīng)。

2.2 數(shù)據(jù)說明與變量選取

本文選取2001—2015年省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。為使得統(tǒng)計口徑保持一致，對數(shù)據(jù)作如下處理：凡涉及貨幣計量的變量，采用2001年的不變價進行平減；從2011年開始，將工業(yè)煙塵和工業(yè)粉塵合并為工業(yè)煙粉塵；從2012年起，無二氧化硫去除率這一數(shù)據(jù)，需借助（SO2產(chǎn)生量-SO2排放量）/SO2產(chǎn)生量計算得出；自2001起，《統(tǒng)計年鑒》將工業(yè)固體產(chǎn)生量和綜合利用量細分為一般工業(yè)固體和危險固體，因此需將兩者相加來反映。

（1）內(nèi)生變量。環(huán)境規(guī)制（er）：有別于大部分傳統(tǒng)文獻采用單一維度來作為環(huán)境規(guī)制的代理指標(biāo)，本文主要參考王文普（2013）[11]采用工業(yè)廢水排放達標(biāo)率、工業(yè)廢氣去除率（包括二氧化硫和工業(yè)煙（粉）塵）和工業(yè)固體廢物綜合利用率這四個維度來考量規(guī)制強度。計算方式如下：①根據(jù)公式ωit=(Eijk/∑Eijk)/(Gij/∑Gij)分別對不同污染物進行賦權(quán)，其中，Eijk表示不同地區(qū)在不同年份中某種污染物的相應(yīng)排放量，Gij表示某一地區(qū)在相應(yīng)年份的工業(yè)增加值；②按照標(biāo)準化處理方式，將不同污染物的調(diào)整系數(shù)ωijk相應(yīng)轉(zhuǎn)化為③利用公式計算出環(huán)境規(guī)制強度。經(jīng)濟數(shù)量（en）：參考多數(shù)文獻，利用人均地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟數(shù)量的代理變量。產(chǎn)業(yè)升級（eq）：常用的衡量方法包括第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)的比例。由于本文關(guān)注的主要方向在于環(huán)境規(guī)制如何影響產(chǎn)業(yè)升級，而環(huán)境政策制定和實施的初衷主要是針對第二產(chǎn)業(yè)中的污染密集型企業(yè)，對第三產(chǎn)業(yè)升級的作用有限。因此，采用非徑向、非導(dǎo)向基于松弛變量的方向性距離函數(shù)SBM-DDF計算出的全要素生產(chǎn)率來近似代替產(chǎn)業(yè)質(zhì)量顯然更符合實際。

具體計算方式如下：

第一步，在Fukuyama和Weber（2009）[12]模型的基礎(chǔ)上，定義SBM方向性距離函數(shù)：

通過公式（6），計算出節(jié)能減排的無效率值。

第二步，按照劉瑞翔和安同良（2012）[13]的思路，分解出投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的無效率值。

投入無效率：

期望產(chǎn)出無效率：

非期望產(chǎn)出無效率：

第三步，對投入、期望和非期望產(chǎn)出的無效率值再作分解。

其中，投入無效率分解為：

而產(chǎn)出無效率則可以分解為期望產(chǎn)出無效率和非期望產(chǎn)出無效率，即

（2）控制變量。資本存量（cs）：采用永續(xù)存盤法來估算2001—2015年省級資本存量數(shù)據(jù)：Kit=Iit/Pit+(1-σit)×Ki,t-1。從公式可以看出，計算資本存量主要在于三個變量：一是當(dāng)年新增固定資產(chǎn)投資，本文采用經(jīng)過當(dāng)年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減后的固定資產(chǎn)形成額來表示；二是折舊率，有別于眾多傳統(tǒng)文獻采用統(tǒng)一數(shù)值的做法，本文參考吳延瑞（2008）[14]研究中采用的不同省份擁有不同折舊率；三是基年資本存量，以2001年不變價的資本存量來作為衡量標(biāo)準。技術(shù)創(chuàng)新（ti）：利用單位地區(qū)生產(chǎn)總值的R&D內(nèi)部支出總額來近視代替。由于要素的流動、市場中的競爭與互補、國際分工可能對本地區(qū)經(jīng)濟增長造成影響，因此，貿(mào)易開放度（to）是經(jīng)濟數(shù)量方程組的重要控制變量，采用單位地區(qū)生產(chǎn)總值的貨物進出口總額來作為代理指標(biāo)。由于外商直接投資（fdi）可能借助于資本效應(yīng)、知識效應(yīng)和貿(mào)易效應(yīng)渠道作用于本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，故將其視為產(chǎn)業(yè)升級的重要決定因素，利用外商及港澳臺商投資占全部國有及規(guī)上非國有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)品銷售收入的比重計算得出。自然資源稟賦（nr）既可能通過加快資金積累以擴大生產(chǎn)性邊界，也可能體現(xiàn)資源詛咒，因此，自然資源稟賦對經(jīng)濟增長的作用方向待定。本文通過計算采礦業(yè)與農(nóng)林牧漁業(yè)占固定資產(chǎn)投資總額的比重得出。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）是一個經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新的吸收以及主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟部門依次更替的過程，本文采用單位地區(qū)生產(chǎn)總值的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來度量。所有制結(jié)構(gòu)（os）：采用國有經(jīng)濟占地區(qū)經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額的比重計算得出。

3 實證結(jié)果及分析

從聯(lián)立方程組的秩條件和階條件出發(fā)，可以看出方程（3）、方程（4）和方程（5）存在過度識別問題，這就要求采用兩階段（2SLS）、三階段（3SLS）或迭代三階段（迭代3SLS）最小二乘法的估計方法。值得注意的是，兩種方法雖都可以做出有效估計，但考慮不同方程誤差項間可能存在的相關(guān)性問題，使得3SLS在有效性方面優(yōu)于2SLS，這也得到估計結(jié)果的支持。從表1的估計結(jié)果來看，2SLS的系數(shù)顯著性稍微遜于3SLS，意味著誤差項間的相關(guān)性將會對2SLS估計產(chǎn)生影響。基于此，本文擬采用迭代3SLS估計方法對聯(lián)立方程組進行檢驗。

表1 環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟數(shù)量、產(chǎn)業(yè)升級的聯(lián)立方程估計結(jié)果

從表1的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：一方面，環(huán)境規(guī)制顯著促進了產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，環(huán)境規(guī)制強度每加強1%，將會引致產(chǎn)業(yè)升級加快0.2294%，這也體現(xiàn)出“波特假說”的創(chuàng)新補償效應(yīng)，即適度的環(huán)境規(guī)制能通過提升產(chǎn)品價值和企業(yè)形象來刺激企業(yè)進行創(chuàng)新的積極性，那么企業(yè)也會從規(guī)制效果中獲益，最終實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級；另一方面，環(huán)境規(guī)制也存在經(jīng)濟數(shù)量抑制效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制強度每加強1%，將會引致經(jīng)濟數(shù)量下滑0.4253%，這也從側(cè)面印證趙紅（2008）[15]的研究結(jié)論。可能的原因主要有兩個方面：一是“遵循成本假說”，該假說認為，環(huán)境規(guī)制短期內(nèi)將不可避免增加企業(yè)生產(chǎn)成本負擔(dān)，使得那些生產(chǎn)成本過高的企業(yè)主動退出市場，從而造成地區(qū)總體經(jīng)濟數(shù)量的下滑；二是“逐底競爭假說”，該假說認為，在“環(huán)境分權(quán)”和“為增長而競爭”的環(huán)境下，地方政府為吸引其他地區(qū)企業(yè)進駐而競現(xiàn)提供環(huán)境優(yōu)惠政策，規(guī)制強度的下降將增加本地區(qū)而降低其他地區(qū)的產(chǎn)出、利潤和福利水平，因此嚴格的環(huán)境規(guī)制反而成為地區(qū)經(jīng)濟數(shù)量增長的瓶頸。這顯然是不符合可持續(xù)發(fā)展理念的，如果任其發(fā)展，必將導(dǎo)致地方政府環(huán)境規(guī)制的逐底競爭，那么環(huán)境規(guī)制作為處理環(huán)境負外部性的作用將喪失。值得注意的是，估計結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制具有產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級和經(jīng)濟數(shù)量下滑的雙重效應(yīng)。然而，Iraldo等（2009）[16]就曾提出，環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟效應(yīng)并不僅僅取決于這兩種作用的簡單相加，更應(yīng)關(guān)注其發(fā)展的階段或?qū)哟巍?/p>

考慮到各省在經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)水平、制度安排和污染情況存在的較大差異，表2通過細分東、中、西部來進一步檢驗環(huán)境規(guī)制長期產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)和短期經(jīng)濟數(shù)量效應(yīng)的地區(qū)差異性。

表2 分地區(qū)的聯(lián)立方程估計結(jié)果

由表2可以看出，分區(qū)域環(huán)境規(guī)制短期經(jīng)濟數(shù)量效應(yīng)并未表現(xiàn)出明顯的差異，其估計結(jié)果呈現(xiàn)出與整體樣本類似的負向效應(yīng)，只在顯著性方面有所偏差，進一步反映出環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟抑制效應(yīng)在短期內(nèi)是不可避免的。分區(qū)域的環(huán)境規(guī)制長期產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)則在不同地區(qū)中表現(xiàn)出顯著的差異性。其中，東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制顯著有利于產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，這顯然也與現(xiàn)實情況相符合。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)好、創(chuàng)新環(huán)境優(yōu)，企業(yè)能夠通過綠色創(chuàng)新、污染處置來滿足環(huán)境政策的污染排放標(biāo)準，同時，環(huán)境政策法規(guī)、規(guī)章等體系的日益完善也為企業(yè)提供良好的制度環(huán)境和發(fā)展環(huán)境，在這一背景下，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制更能促進企業(yè)加快綠色技術(shù)改造的積極性，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級與節(jié)能減排的雙贏。在中西部，環(huán)境規(guī)制對長期產(chǎn)業(yè)升級也產(chǎn)生正向作用，其作用在中部地區(qū)達到統(tǒng)計意義上的顯著。中部地區(qū)雖在中部崛起等一系列政策傾斜下加快發(fā)展，環(huán)境規(guī)制的長期產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)開始呈現(xiàn)，但軟硬件條件的薄弱仍是其主要發(fā)展堵點，這也使得其效應(yīng)存在局限。表2結(jié)果顯示，中部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制雖促進了該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級，但只在10%統(tǒng)計水平上顯著。此外，國家為順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律而制定了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策，西部地區(qū)往往通過放松環(huán)境規(guī)制以承接?xùn)|部轉(zhuǎn)移的污染性產(chǎn)業(yè)，這也使得西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)鎖定在產(chǎn)業(yè)鏈的低端環(huán)境，加之西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和創(chuàng)新環(huán)境處于劣勢，環(huán)境規(guī)制的長期產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)無法體現(xiàn)。

控制變量方面。外商直接投資在東部地區(qū)均有利于長期產(chǎn)業(yè)升級的提升，而在中西部地區(qū)卻表現(xiàn)出負向效果。意味著外商直接投資的技術(shù)溢出和競爭示范效應(yīng)當(dāng)前只反映在東部地區(qū)，而中西部地區(qū)鑒于自身要素水平薄弱的現(xiàn)實，其吸引的往往是那些為規(guī)避其他地區(qū)嚴格環(huán)境規(guī)制的投資，這在一定程度上支撐了中西部高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，更固化了中西部低水平的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。自然資源稟賦在三大地區(qū)均抑制長期產(chǎn)業(yè)升級，但只在西部地區(qū)通過顯著性檢驗，表明自然資源稟賦并未在長期產(chǎn)業(yè)升級中發(fā)揮有效的作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長期升級促進效應(yīng)只在西部地區(qū)中呈現(xiàn)，但并未表現(xiàn)在東中部地區(qū)。技術(shù)創(chuàng)新對短期經(jīng)濟數(shù)量在東中部地區(qū)具有顯著正向作用，但這一關(guān)系在西部地區(qū)不顯著。資本存量雖在中部地區(qū)表現(xiàn)出負向作用，但仍可視為中西部地區(qū)短期經(jīng)濟數(shù)量的主要因素之一。貿(mào)易開放度對經(jīng)濟數(shù)量均表現(xiàn)出正向促進作用，反映出貿(mào)易的發(fā)展有助于促進地區(qū)先進技術(shù)的引進及產(chǎn)品要素的流動，從而帶動地區(qū)經(jīng)濟數(shù)量的增長。

為考察環(huán)境規(guī)制效果是否存在階段性特征，以期更好地制定和實施環(huán)境政策，考慮到國家在2006年強制實施節(jié)能減排政策，本文將以2006年為間斷點，將樣本分成2001—2006年和2007—2015年兩個區(qū)間，具體結(jié)果見表3。

表3 分階段的聯(lián)立方程估計結(jié)果

由表3的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制的雙向效應(yīng)在不同階段存在差異。在第一階段中，環(huán)境規(guī)制對長期產(chǎn)業(yè)升級有顯著正向效果，回歸系數(shù)為0.1960；環(huán)境規(guī)制對短期經(jīng)濟數(shù)量的回歸系數(shù)為-0.0797，但不滿足統(tǒng)計意義上的顯著。在第二階段中，環(huán)境規(guī)制對長期產(chǎn)業(yè)升級具有更明顯的正向顯著影響，回歸系數(shù)達到0.6453；環(huán)境規(guī)制對短期經(jīng)濟數(shù)量的系數(shù)為0.5071，同樣不顯著。對比兩階段環(huán)境規(guī)制的效果，伴隨2006年節(jié)能減排政策的落實，環(huán)境規(guī)制不僅在產(chǎn)業(yè)升級促進效應(yīng)上有很大幅度的提升，而且環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟數(shù)量效應(yīng)由負向轉(zhuǎn)為正向，即環(huán)境規(guī)制的短期經(jīng)濟數(shù)量抑制效應(yīng)開始消失。可以發(fā)現(xiàn)，到第二階段，環(huán)境規(guī)制作為處理環(huán)境負外部性的同時，也有利于倒逼產(chǎn)業(yè)升級和促進經(jīng)濟增長，從而實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟雙贏的局面。造成這一現(xiàn)象的主要原因可能在于，節(jié)能減排政策的實施，使政府考核機制實現(xiàn)從“唯GDP論”到“綠色GDP”的轉(zhuǎn)變，即由“為增長而競爭”過渡為“為發(fā)展而競爭”。考核機制的轉(zhuǎn)變?yōu)檎畬嵤┎呗曰討?zhàn)略提出了新的要求，即由“逐底競爭”過渡為“競相向上”，促進地方政府落實環(huán)境政策的積極性。

4 結(jié)論

現(xiàn)有關(guān)于環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟效應(yīng)的研究主要基于單方程進行，而衡量經(jīng)濟的指標(biāo)主要包括經(jīng)濟數(shù)量、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級等。本文從經(jīng)濟的雙向維度展開，利用聯(lián)立方程模型就環(huán)境規(guī)制的短期經(jīng)濟數(shù)量效應(yīng)和長期產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)進行檢驗。研究結(jié)論如下：環(huán)境規(guī)制雖抑制了短期經(jīng)濟數(shù)量，但卻有效驅(qū)動了長期產(chǎn)業(yè)升級。進一步分地區(qū)檢驗結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制的短期經(jīng)濟數(shù)量效應(yīng)表現(xiàn)出與全樣本類似的效果，而環(huán)境規(guī)制的長期產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)則表現(xiàn)出顯著的差異。其中，東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對長期產(chǎn)業(yè)升級具有顯著正向作用，中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對長期產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)不明顯，西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制對長期產(chǎn)業(yè)升級表現(xiàn)出顯著的負向效果。此外，伴隨地方政府考核體系中引入節(jié)能減排政策，環(huán)境規(guī)制對長期產(chǎn)業(yè)升級的促進效應(yīng)雖有所減弱，但環(huán)境規(guī)制一改以往抑制短期經(jīng)濟數(shù)量的局面，開始呈現(xiàn)激勵短期經(jīng)濟數(shù)量的效果。

[1]Porter M.E.America's Green Strategy[J].Scientific American,1991,264(4).

[2]Palmer K，Gates W E.Portnev P R.Tightening Environmental Standards:The Benefit-Cost or the No-Cost Paradigm[J].The Journal of Economic Perspectives,2008,9(4).

[3]蔣伏心,王竹君,白俊紅.環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新影響的雙重效應(yīng)——基于江蘇制造業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2013,(7).

[4]張成，郭炳南，于同申.環(huán)境規(guī)制強度對行業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進步的非線性影響[J].中國科技論壇,2014,(1).

[5]原毅軍,謝榮輝.環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2014,(8).

[6]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,(3).

[7]Rexhauser S,Rammer C.Environmental Innovations and Firm Profitability:Unmasking the Porter Hypothesis[J].Environmental and Resource Economics,2014,57(1).

[8]Conrad K,Wastl D.The Impact of Environmental Regulation on Productivity in German Industries[J].Empirical Economics,1995,20(4).

[9]原毅軍,劉柳.環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟增長:基于經(jīng)濟型規(guī)制分類的研究[J].經(jīng)濟評論,2013,(1).

[10]Barla P,Perelman S.Sulphur Emissions and Productivity Growth in Industrialised Countries[J].Annals of Public Cooperative Economics,2005,76(2).

[11]王文普.環(huán)境規(guī)制、空間溢出與地區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭力[J].中國人口·資源與環(huán)境,2013,23(8).

[12]Fukuyama H F,Weber W L.A Directional Slacks-Based Measure of Technical Inefficiency[J].Socioeconomic Planning Sciences,2009,43(4).

[13]劉瑞翔,安同良.資源環(huán)境約束下中國經(jīng)濟增長績效變化趨勢與因素分析——基于一種新型生產(chǎn)率指數(shù)構(gòu)建與分解方法的研究[J].經(jīng)濟研究，2012，(12).

[14]吳延瑞.生產(chǎn)率對中國經(jīng)濟增長的貢獻:新的估計[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2008，(3).

[15]趙紅.環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的實證研究——以中國30個省份大型工業(yè)企業(yè)為例[J].軟科學(xué)，2008,22（6）.

[16]Iraldo F,Testa F,Frey.Is an Environmental Management System able to Influence Environmental and Competitive Performance?The Case of the Eco-management and Audit Scheme(EMAS)in the European Union[J].Journal of Cleaner Production,2009,17(16).