環境規制對中國循環經濟績效的影響

王曉紅　馮嚴超

摘要

運用主成分分析法和功效系數法測算出2007—2016年中國省域循環經濟績效值，基于廣義空間模型，設置三種空間權重矩陣，分析了節能型與減排型環境規制對中國循環經濟績效的影響。研究表明：第一，循環經濟績效本身具有相對穩定的正向空間溢出效應；第二，節能型及減排型環境規制均與中國循環經濟績效之間存在倒“U”型非線性關系；第三，與中西部樣本相比，東部樣本的空間溢出效應較為顯著，不同區域之間存在明顯的空間異質性；第四，節能型與減排型環境規制在促進循環經濟績效提升方面存在互補效應，且水體污染指標比氣體污染指標的互補效應顯著；第五，產業結構對循環經濟績效有顯著的促進作用，要素稟賦對循環經濟績效有顯著的抑制作用，而城鎮化水平和投資開放度對循環經濟績效的影響具有不確定性。因此，政府應適當加強環境規制強度，發揮環境規制對經濟發展質量的凈化效應，從節能與減排兩個方面著手形成合力促使循環經濟績效提升；推進產業轉型升級，通過環境規制“質量門檻”建立產業甄別機制，避免中西部地區重蹈東部地區覆轍，使環境規制成為產業轉型升級的動力；建立自由流通的要素市場，將環境規制效果納入政績考核范圍之內，建立良好的循環經濟發展環境；堅持走新型城鎮化道路，推進公共服務的人口均等化，進而為環境規制促進循環經濟績效提升創造新的市場潛能，形成新型城鎮化建設與循環經濟績效提升的協調發展局面；提高對外開放水平，通過提高引進外資的“質量門檻”避免成為“污染避難所”，并加強外資與國內重大科技創新項目的結合，建立激勵與約束并重的環保技術市場，充分發揮環境規制對凈化經濟質量的倒逼作用。

關鍵詞環境規制；循環經濟績效；空間溢出效應；空間異質性

中圖分類號F124.5

文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）07-0136-11DOI：10.12062/cpre.20180302

改革開放近40年來，在實現經濟高速增長的同時，環境污染與資源枯竭造成的壓力日益成為制約中國經濟發展的瓶頸。由于環境的公共產品屬性和環境污染的負外部性屬性，市場機制很難有效解決環境污染問題，環境規制成為彌補市場失靈的重要突破口。中國經濟正處于經濟增速換擋期、產業結構調整期、前期刺激政策消化期“三期疊加”的關鍵歷史階段，如何轉變經濟發展方式，實現經濟、資源與環境的協調發展，已成為當務之急，這也正是探索環境規制對中國循環經濟績效影響的意義所在。

1文獻綜述

循環經濟發展的根源是對經濟、環境與資源之間關系的研究。聯合國環境與發展委員會在1987年的研究報告《我們共同的未來》中提出“可持續發展觀”的概念，為各國經濟發展提供了戰略指導。循環經濟作為可持續發展的實現途徑，逐漸引起學術界的重視。循環經濟是以資源的高效循環利用為核心，以“減量化、再利用、資源化”（Reduce、Reuse、Recycle，簡稱3R）為原則，實現經濟系統和自然生態系統和諧循環的一種新型閉環經濟模式[1]。西方理論界與實務界對循環經濟的研究是為了解決工業化引起的資源短缺、環境污染等生態問題。與國外研究相比，中國政府通過制定一系列法律法規和建設生態工業園區，從政策、制度和法律上有效推動了循環經濟的發展。自2003年將循環經濟納入科學發展觀以來，中央政府多次在政府工作報告中提到循環經濟發展理念，中共十九大報告更是提到要“建立健全綠色低碳循環發展的經濟體系”“推進資源全面節約和循環利用”“實現生產系統和生活系統循環鏈接”等。圍繞循環經濟發展理念，學術界基于不同視角和方法開展了廣泛的研究，并在概念與內涵界定、本質特征與原則、發展模式與經驗、研究方法與評價體系等方面取得了豐富的研究成果[1]。

環境規制是通過制定預防和控制環境污染的各種引導性、規范性和約束性規則等方式，解決經濟主體行為過程中產生的負外部性等市場不完全問題[2]。關于環境規制強度的測算，目前學術界尚未達成廣泛的共識。目前國內外學者主要采取以下三種量化模式：以定性指標為基礎綜合得到定量指標；直接使用定量指標；將多個定量指標整合為一個定量指標[3]。其中，關于直接使用定量指標代理環境規制工具，目前常見的方法有“二分法”（命令控制型與市場激勵型[3]）、“三分法”（命令控制型、市場激勵型與公眾參與型[4]）以及“四分法”（命令控制型、市場激勵型、公眾參與型與自愿行動型[5]）等，但尚未發現有文獻從節能減排的視角研究環境規制對循環經濟績效的影響。事實上，環境規制的效果主要體現在前端的節能效應和末端的減排效應，而既有文獻選取單一代理指標來反映某種類型的環境規制難免存在偏差。因此，本文基于前端控制與末端治理的差別，分別設置節能型與減排型環境規制，且每種環境規制工具分別用氣體污染指標和水體污染指標代理，以對比分析不同環境規制工具對循環經濟績效影響的差異性。

關于環境規制效果，多數研究圍繞對“波特假說”和“污染天堂假說”的檢驗展開，主要集中于對經濟發展、政策評價和產業轉移等的影響[6]。鐘茂初等[7]基于面板門檻模型對環境規制能否倒逼產業結構調整進行了研究，發現環境規制與地區產業轉移、結構升級均呈現“U”型關系，只有跨過“門檻值”，環境規制才能促進產業結構調整。張江雪等[8]基于松弛測度的方向距離函數（SBM-DDF）對環境規制對中國工業綠色增長指數的影響進行了研究，發現不同類型的環境規制在不同綠化程度地區的作用差異明顯，另外工業結構和技術創新也是影響工業綠色增長的重要因素。Cai等[9]以中國政府在1998年兩個控制區實施差異化環境規制策略為界點，研究了環境規制對外國直接投資的影響，發現環境規制強化能有效阻礙環境保護較差國家的投資，而環境保護較好國家的投資對環境規制強化的反應并不敏感。姜珂等[10]基于央地分權視角對環境規制策略的演化博弈進行了研究，發現央地兩級政府在環境規制策略執行過程中的動態演化，很大程度上取決地方政府環境規制執行力度、成本、收益與損失以及中央政府監管力度、成本和處罰力度等因素的大小。羅良文等[11]基于一般均衡分析框架對環境規制下污染密集型生產轉移的內在機制進行了研究，發現環境成本差異決定了非友好產品生產轉移的意愿，而合理的區際環境政策差異能在產業有序轉移中發揮積極作用。Zhao等[12]基于空間杜賓模型分析了環境規制下的中國省域兩級水資源利用效率與空間溢出效應，發現水資源總體利用效率取決于二期效率，且具有明顯的空間溢出效應。劉傳江等[13]基于產業碳密集程度細分的視角對環境規制強度對綠色全要素生產率的影響進行了研究，發現不同碳密集程度產業的環境規制強度存在明顯差別，強“波特假說”在工業部門內存在產業異質性。范玉波等[14]基于空間替代的視角對環境規制的產業結構空間效應進行了研究，發現區域差別性的環境規制促進了污染密集型制造業的向西遷移，實現了污染產業從中國東部向西部的空間替代。Chen等[15]通過對環境規制下中國水污染治理效果的研究發現，下游城市的環境規制強化將迫使污染企業向環境規制較弱的上游地區遷移，從而對上游脆弱的生態環境造成高度污染，使上游地區成為“國內污染避難所”。Yang等[16]基于擴展的數據包絡分析模型分析了環境規制下的中國生態效率，發現中國生態效率呈上升趨勢，且不同區域之間的異質性造成了中國生態效率差距逐步拉大。

雖然上述成果為研究環境規制下的循環經濟績效提供了很好的借鑒，但至今尚未發現有文獻對空間視角下不同類型環境規制對循環經濟績效的空間溢出效應與空間異質性進行分析。不同類型環境規制如何影響循環經濟績效的空間溢出效應？空間異質性下不同類型環境規制對循環經濟績效的空間溢出效應存在明顯差別嗎？不同類型環境規制下的其它因素如何影響循環經濟績效？為此，本文認為有必要將不同類型環境規制工具對循環經濟績效的影響納入同一框架去研究；另外，循環經濟績效追求的是經濟、資源與環境的協調發展，而不是“以污染換發展”，因此，本文通過構建循環經濟績效評價指標體系，綜合采用主成分分析法與功效系數法測度循環經濟績效值，在考慮空間溢出效應與空間異質性的基礎上探討不同類型環境規制工具對循環經濟績效的影響機制及區域差異，期望為提升循環經濟績效提供可供參考的政策建議。

2環境規制對中國循環經濟績效的影響機制

由于工業企業是環境規制的主要作用對象[17]，所以本文以工業企業為研究對象分析環境規制對循環經濟績效的影響。假設工業企業為經濟人，在環境規制的約束下從事生產經營活動并追求自身利潤的最大化。

2.1環境規制對中國循環經濟績效提升的“抵消效應”和“約束效應”

基于新古典經濟學派完美市場競爭假設下的靜態分析框架，嚴格的環境規制將會降低企業的利潤率，進而從整體上拉低循環經濟績效。面對政府的環境規制要求，工業企業為獲得正常生產許可，需要控制污染排放量或改進生產工藝的節能環保水平，將不可避免地抬高生產成本。而生產成本的提高將迫使企業重新調整資源配置、減少或控制技術創新支出，從而阻礙技術進步和生產率提升，進而對循環經濟績效提升產生“抵消效應”。此外，環境規制標準將對企業機器設備更新、建廠選址等生產決策形成新的約束條件，從而壓縮工業企業的生產決策集，導致工業企業的現有資源不能實現有效利用，進而對循環經濟績效提升產生“約束效應”。因此，從靜態上來看，環境規制將通過“抵消效應”和“約束效應”對循環經濟績效提升產生抑制作用。

2.2環境規制對中國循環經濟績效提升的“倒逼效應”和“補償效應”

環境規制在抬高工業企業的生產成本的同時，也將形成外在壓力倒逼工業企業進行技術創新和生產工藝改進，從而提高循環生產率和產品質量，以適應市場越來越高的“質量門檻”，即環境規制的“倒逼效應”。此外，通過技術創新和生產工藝改進，工業企業生產的產品將在市場中更具有競爭優勢，從而獲得更多的利潤，以部分或全部抵消生產成本的上升以及技術創新和生產工藝改進額外投入，從而激勵工業企業繼續提高生產環保水平和產品質量，即環境規制的“補償效應”。因此，從動態上看，環境規制將通過“倒逼效應”和“補償效應”對循環經濟績效提升產生促進作用。

綜合上述分析，抵消效應、約束效應、倒逼效應和補償效應的綜合作用使得環境規制對循環經濟績效的影響難以確定，因此環境規制與循環經濟績效之間可能存在非線性關系，相關研究有待繼續深入和考證。另外，從作用路徑來看，不同類型環境規制對循環經濟績效的作用效果也未必一致。為此，本文假設環境規制與循環經濟績效之間存在非線性關系，并基于中國省域面板數據，采用空間計量模型探索不同類型的環境規制對循環經濟績效的影響。

3指標選取與模型構建

3.1指標選取及數據來源

（1）被解釋變量。基于整體科學性、系統層次性及數據可得性的設計思路，遵循循環經濟“減量化、再利用、資源化”的原則，參考國家發改委、環保總局和統計局聯合編制發布的“循環經濟評價指標體系”及借鑒李寧等[18]、郗永勤等[19]、李斌等[1]的做法，構建包括社會發展績效、市場運營績效、資源減量績效、循環利用績效和生態環境績效的中國循環經濟績效指標體系，具體構成如表1所示。

其中，廢水、廢氣和工業總產值的核算口徑在2012年出現了調整，本文參考李斌等[1]的做法，采用增長率法得到2012年及以后年份的相關數據；能源消耗總量在統計年鑒中沒有直接可用的數據，本文采用張倩[2]的做法，根

據《綜合能耗計算通則》（GB/T2589-2008）中提供的參數將煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣8種主要能源消費類型換算成標準煤。另外，本文對第三產業增加值、第二產業增加值、當地GDP、城鎮居民人均可支配收入以及農村居民人均可支配收入以2006年居民消費價格指數為基期進行了平減化處理，對工業總產值和新產品銷售收入等工業經濟指標以2006年工業生產者出廠價格指數為基期進行了平減化處理。在經過上述數據準備之后，本文采用SPSS 22.0中的主成分分析法，提取特征值大于1的主成分，分別為投資收益率、萬元GDP電耗、投資產出率和工業固體廢物綜合利用率，然后將提取的主成分合并成綜合主成分，并對綜合主成分采用功效系數法進行處理，最終得到循環經濟績效值[1]。

（2）核心解釋變量。根據大多數學者對節能減排的研究，同時借鑒周肖肖等[20]的觀點，本文借用“節能”與“減排”這兩個概念，基于前端控制與末端治理的差別，設置節能型環境規制和減排型環境規制，以分析不同類型環境規制對循環經濟績效的影響。其中，節能型環境規制用碳排放強度和工業廢水排放強度表示，減排型環境規制用二氧化硫去除率和化學需氧量去除率表示，以對比氣體污染指標和水體污染指標的兩種不同類型環境規制作用的空間異質性。碳排放強度為二氧化碳排放量與平減化處理后的各省域GDP的比值，在統計年鑒中沒有直接可用的二氧化碳排放量數據，本文分析采用張倩[2]的做法，根據《綜合能耗計算通則》（GB/T2589-2008）中提供的參數將煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣8種主要能源消費類型換算而來；工業廢水排放強度為工業廢水排放量與平減化處理后的各省域GDP的比值；工業二氧化硫去除率為工業二氧化硫去除量與工業二氧化硫產生量的比值，工業化學需氧量去除率為工業化學需氧量去除量與工業化學需氧量產生量的比值，鑒于2012年之后的統計年鑒中無工業二氧化硫去除量和工業化學需氧量去除量這兩種指標，本文借鑒李斌等[1]的做法，分別采用工業二氧化硫產生量與工業二氧化硫排放量之差以及工業化學需氧量產生量與工業化學需氧量排放量之差進行了替代。

（3）控制變量。本文選取以下指標為控制變量：①產業結構（IS），以第三產業增加值占當地GDP的比重表示；②要素稟賦（FE），以資本與勞動的比值表示，其中資本為當地固定資產存量[21]，勞動則用各省份歷年從業人員數據表示；③城鎮化水平（UL），以城鎮人口占當地總人口的比重表示；④投資開放度（FDI），以外商直接投資與當地GDP的比重表示，其中外商直接投資利用人民幣兌美元的年度平均匯率進行了換算。

本文采用2007—2016年中國30個省域面板數據為研究樣本（西藏因數據缺失嚴重而刪去，港澳臺不在本文考察范圍之內），循環經濟各項指標數據來自歷年的《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》。

3.2空間自相關檢驗

在選用空間計量模型之前，需要對主要變量的空間相關性進行檢驗，其中Morans I指數是被廣泛使用的檢驗空間全局相關性的分析工具。基于此，本文采用地理距離矩陣（Wd）、地理鄰接矩陣（Wc）和經濟距離矩陣（We）分別對循環經濟績效（CEP）、節能型環境規制（ER_ES）和減排型環境規制（ER_RE）進行了空間相關性檢驗。結果顯示，上述主要變量的Morans I均大于零，全部通過了10%的顯著性水平且大部分通過了1%的顯著性水平，因而中國省域循環經濟績效（CEP）具有較強的空間溢出效應，節能型環境規制（ER_ES）和減排型環境規制（ER_RE）也存在較為顯著的空間正相關性，且空間變動趨勢具有較好的穩健性。

3.3空間計量模型

空間計量模型通過空間權重矩陣將空間因素納入研究框架，借助模型中的空間滯后項或空間誤差項測度變量的空間溢出效應。目前應用較為廣泛的空間計量模型主要有空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和廣義空間模型（SAC）。其中，空間滯后模型（SLM）通過加入被解釋變量的空間滯后項，用以解釋周邊位置的被解釋變量對單一被解釋變量的空間溢出效應；空間誤差模型（SEM）通過誤差項的空間滯后項，用以解釋因測量誤差而造成的冗余空間溢出效應；廣義空間模型（SAC）則同時加入了被解釋變量和誤差項的空間滯后項，以綜合考量兩者的空間溢出效應。基于此，本文選用更一般化的廣義空間模型（SAC），著重考察環境規制對循環經濟績效的空間溢出效應和空間異質性。鑒于環境規制對循環經濟績效的非線性影響仍需實證檢驗，本文在模型中加入了環境規制的平方項。通過Hausman檢驗，上述空間計量模型均拒絕了隨機效應的原假設，即采用固定效應模型。

模型1：

CEPit=β1ER_ESit+β2ER_ESit2+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，

μi=λW·μi+εit（1）

模型2：

CEPit=β3ER_REit+β4ER_REit2+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，μi=λW·μi+εit（2）

進一步地，為了檢驗節能型環境規制與減排型環境規制之間存在替代效應還是互補效應，本文引入兩者之間的交互項，即ER_ESit·ER_REit。如果交互項的估計系數小于零，則表明在影響循環經濟績效方面，節能型環境規制與減排型環境規制是相互替代的，反之則存在互補關系。通過Hausman檢驗，加入交互項后的空間計量模型也拒絕了隨機效應的原假設，即采用固定效應模型。

模型3：

CEPit=β1ER_ESit+β2ER_ESit2+β3ER_REit+

β4ER_REit2+β5ER_ESitER_REit+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，

μi=λW·μi+εit（3）

其中，CEP代表循環經濟績效，W代表空間權重矩陣，i和t分別表示省份和時間，ER_ES代表節能型環境規制，ER_RE代表減排型環境規制，ε為空間誤差項，μ為空間固定效應，ρ為空間自回歸系數，λ為空間自相關系數，β1-β9為對應變量的系數。

3.4空間權重矩陣

為了全面客觀地綜合測度環境規制對中國循環經濟績效的空間溢出效應，空間權重矩陣W的設置分別以地理特征、經濟特征和社會特征三個角度建立地理距離空間權重矩陣、經濟距離空間權重矩陣和人力資本空間權重矩陣。

（1）地理距離空間權重矩陣（Wd）。常用的地理特征空間權重包括鄰接標準和地理距離標準，本文選用能測度更遠空間單元之間關系的地理距離空間權重矩陣，其形式如式（4）所示。

Wdij=eadij；

W′dij=Wdij∑jWdij，i≠j

0，i=j（4）

其中，Wij為第i行、j列的矩陣元素；dij為空間單元i和空間單元j之間的地理距離，在本文則為各個省份省會城市（首府）之間的直線歐氏距離。為了簡化模型和便于解釋結果，本文將地理距離空間權重矩陣進行標準化處理，使每行元素之和為1，并記標準化后的權重為W′dij。同理，本文也對經濟距離空間權重矩陣和人力資本空間權重矩陣進行了標準化處理。

（2）經濟距離空間權重矩陣（We）。區域經濟績效的空間溢出效應除了具有地理距離屬性之外，還受到經濟發展水平差距的影響。若僅采用地理距離空間權重矩陣來測度區域經濟績效的空間溢出效應，難免會使測算結果出現偏差。為此，本文選用各個省份的人均GDP作為矩陣元素，構建經濟距離空間權重矩陣如式（5）所示。

Weij=Wdijdiag（Y1/Y，Y2/Y，……Yn/Y）；

W′eij=Weij∑jWeij，i≠j

0，i=j（5）

其中，Weij為經濟距離空間權重矩陣，Yj=1/（t1-t0+1）∑t1t0Yij為觀察期內第i省的人均GDP平均值，Y=1/（t1-t0+1）∑nt=1∑t1t0Yij為總觀察期內人均GDP的平均值。

（3）人力資本空間權重矩陣（Wh）。區域經濟績效的空間溢出效應除了具有地理特征和經濟特征之外，還受到人力資本要素集聚差異的影響。為此，本文選用各個省份的人力資本存量作為矩陣元素，構建人力資本空間權重矩陣如式（6）所示。

Whij=Wdijdiag（H1/H，H2/H，……Hn/H）；

W′hij=Whij∑jWhij，i≠j

0，i=j（6）

其中，Whij是人力資本空間權重矩陣，Hj=1/（t1-t0+1）∑t1t0Hij為觀察期內第i省的平均人力資本存量，H=1/（t1-t0+1）∑nt=1∑t1t0Hij為總觀察期內的平均人力資本存量，人力資本存量為平均受教育年限與各地區就業人數的乘積值[22]，并做了滯后一期處理。

4實證結果分析

4.1全國層面的實證結果

表2為選用氣體污染指標，即節能型環境規制為碳排放強度、減排型環境規制為二氧化硫去除率時，全國層面的估計結果。通過觀察可以發現：

（1）核心解釋變量對循環經濟績效的影響。兩種環境規制及其平方項的系數都通過了1%的顯著性檢驗，而環境規制的系數為正，環境規制平方項的系數為負，說明環境規制對循環經濟績效存在顯著的“門檻效應”，呈現倒“U”型變化特征，即環境規制對循環經濟績效存在非線性影響。

（2）控制變量對循環經濟績效的影響。產業結構的系數都為正且通過了1%的顯著性檢驗，說明產業結構對循環經濟績效存在正向影響，即中國的產業結構日趨合理化對循環經濟績效有明顯的提升作用，因此要深入推進產業結構轉型升級，通過大力發展第三產業提升循環經濟績效。要素稟賦的系數都為負且通過了1%的顯著性檢驗，說明要素稟賦對循環經濟績效存在負向影響，即近年來生產要素過度集中造成的要素扭曲和效率損失對對循環經濟績效有明顯的抑制作用，因此要引導生產要素在全國合理布局，通過資源配置的優化重組提升循環經濟績效。城鎮化水平的系數符號和顯著性存在明顯差異，說明從不同角度來看，城鎮化水平對循環經濟績效的影響具有不確定性，這與近年來城鎮化加速推進過程中偏重“速度”而忽視“質量”有關，因此要走新型城鎮化道路，通過有效利用城市資源提升循環經濟績效。投資開放度的系數符號和顯著性存在明顯差異，說明從不同角度來看，對外開放對循環經濟績效的影響具有不確定性，這與近年來FDI引進質量參差不齊有關，因此在提升FDI引進力度的同時要設置相應的“質量門檻”，從而避免成為外資的“污染避難所”。

（3）空間溢出效應。空間自回歸系數ρ在三種空間權重矩陣下都為正，且全部通過了1%水平的顯著性檢驗，這說明循環經濟績效相鄰（或相近）區域間的空間溢出效應比較明顯，在地理維度、經濟維度和人力資本維度上都具有很強的正相關性。

空間自相關系數λ在三種空間權重矩陣下都為負，且全部通過了1%水平的顯著性檢驗，這說明環境規制對循環經濟績效具有較強的負向溢出效應，即周圍（或相近）省域的環境規制強度越高，本地區的循環經濟績效越差。另外，考慮到地方政府寄希望于周圍（或相近）省域正向溢出的“搭便車”心理和“以鄰為壑”的零和博弈思維，地方政府缺乏主動凈化經濟增長質量的動力，以致循環經濟績效不斷惡化。

4.2區域層面的實證結果

中國幅員遼闊，東部地區與中西部地區在地理區位條件、資源環境稟賦、產業結構分布與經濟發展水平等方面存在著較大差距，即存在明顯的空間異質性。為此，本文將考察樣本按照國家地理區域劃分標準分為東部和中西部兩大區域，以對比分析氣體污染指標的節能型環境規制和減排型環境規制對循環經濟績效的影響及空間溢出效應的變化。通過對比表2、表3和表4可知，無論是核心解釋變量的系數，還是空間相關系數與空間自回歸系數，東部樣本、中西部樣本的符號正負整體上與全國樣本都具有一致性，但顯著性普遍降低，這也從側面說明本文結論的普適性。另外，與中西部樣本相比，東部樣本的空間溢出效應較為顯著，即區域之間具有明顯的空間異質性也得到驗證。

4.3穩健性檢驗

對全國性樣本進行穩健性檢驗（見表5），同時對不同類型環境規制之間關系的估計結果（見表6）進行對比分析，結果表明：

（1）環境規制變量的選取對本文的結果至關重要，上述實證分析中環境規制變量都為氣體污染指標，本小節將環境規制變量替換為水體污染指標，對環境規制與循環經濟績效關系的穩健性進行檢驗。其中，節能型環境規制變量替換為工業廢水排放強度，減排型環境規制變量替換為

化學需氧量去除率。表5為全國樣本的穩健性檢驗結果，核心解釋變量和空間溢出效應的正負和顯著性基本保持不變，即本文的實證檢驗結果是穩健的。

（2）為了檢驗在影響循環經濟績效方面，節能型與減排型環境規制之間存在替代關系還是互補關系，本文進一步對模型3采用廣義空間模型（SAC）進行空間回歸分析。由表6可知，氣體污染指標和水體污染指標的交互項系數在三種空間權重矩陣下都通過了10%的顯著性水平檢驗，即節能型與減排型環境規制在促進循環經濟績效提升方面存在互補關系。節能型和減排型環境規制分別作用于污染物排放的前端預防和末端治理，其中，前端預防主要指清潔生產技術的研發和創新，末端治理主要指減排設施的安裝和使用。兩種不同類型的環境規制各有所長，在提升循環經濟績效中扮演著不同的角色，即多樣化環境規制工具組合使用對凈化經濟增長質量，實現經濟效益和生態效益的“雙贏”具有重要意義。另外，與加入交互項前相比，分別基于氣體污染指標與水體污染指標的節能型環境規制與減排型環境規制對循環經濟績效同樣存在倒“U”型變化特征，空間溢出效應的系數正負與顯著性也具有一致性，從而再次驗證了本文實證結果的穩健性。再者，與基于氣體污染指標的估計結果對比，基于水體污染指標的交互項的顯著性更為明顯，說明基于水體污染指標的節能型環境規制與減排型環境規制之間的互補效應更為突出，即兩種不同環境規制工具在提升循環經濟績效的過程中組合作用，對水體污染的治理效果更為明顯。

5結論及政策建議

本文基于2007—2016年中國30個省域面板數據，采用廣義空間模型（SAC），通過設置地理距離空間權重矩陣、經濟距離空間權重矩陣和人力資本空間權重矩陣，著重分析了空間視角下節能型與減排型環境規制對循環經濟績效的空間溢出效應和空間異質性，研究顯示：其一，中國省域循環經濟績效對周圍（相近）省域存在顯著的正向溢出效應，且循環經濟效應的空間變動趨勢具有較好的穩健性；其二，環境規制與中國循環經濟績效之間存在倒“U”型曲線的動態關系，即環境規制對循環經濟績效呈現先促進后抑制的作用；其三，與中西部樣本相比，東部樣本的空間溢出效應較為顯著，不同區域之間存在明顯的空間異質性；其四，節能型與減排型環境規制在促進循環經濟績效提升方面存在互補效應，且水體污染指標比氣體污染指標的互補效應顯著，多樣化環境規制工具應該配套、組合使用；其五，產業結構對中國循環經濟績效有顯著的促進作用，要素稟賦對中國循環經濟績效有顯著的抑制作用，而城鎮化水平和投資開放度對中國循環經濟績效的影響具有不確定性。根據上述實證結果和研究結論，認為應從以下幾個方面著手提升循環經濟績效：

第一，適當加強環境規制強度，發揮環境規制對經濟發展質量的凈化效應，同時要注重多樣化環境規制工具的配套、組合使用，從節能與減排兩個方面著手形成合力促使循環經濟績效提升。各地在制定和實施環境規制時，在達到國家基本環境標準的基礎上，應建立在企業的承載力范圍之內，遵循地區經濟發展現實進行動態調整，從而避免進入盲目提高或放松環境規制強度的誤區，進而實現改善生態環境與凈化經濟質量的雙贏。

第二，大力發展第三產業，推進產業轉型升級。隨著“中部崛起”和“西部大開發”戰略的實施和改革開放在中西部地區的深入推進，國外和東部沿海省份的污染密集型產業“西遷”在快速拉動當地經濟增長的同時，也給當地的環境帶來了嚴重的污染。因此，中西部地區在承接產業轉移時應提高環境規制的“質量門檻”，避免重蹈東部地區“先污染后治理”的覆轍，發揮環境規制對產業轉型升級和循環經濟績效提升的空間聯動效應。

第三，打破市場分割壁壘，建立自由流通的要素市場，并鼓勵不同地區企業之間進行合作與交流，發揮人才、資金和技術的正向溢出效應，提高要素配置效率和技術進步水平，從而促進循環經濟績效的提升。將環境規制效果納入政績考核范圍之內，并積極引導公眾和媒體對環境問題的監督，壓縮地方政府在落實環境規制政策時的政治空間，推進要素市場建設和技術交流平臺搭建，從而建立良好的循環經濟發展環境。

第四，堅持走新型城鎮化道路，實現由偏向“速度”向注重“質量”的轉變。受戶籍制度和公共服務供給制度的影響，“大城市太擁擠、中等城市無法形成規模、小城市集聚不足”成為城鎮化建設的現實困境。因此，推進公共服務的人口均等化，從制度上保障進城農民的應得權益，才能徹底消除城鄉二元經濟結構的傳統壁壘，進而為環境規制促進循環經濟績效提升創造新的市場潛能，形成新型城鎮化建設與循環經濟績效提升協調發展的局面。

第五，提高對外開放水平，形成“陸海內外聯動、東西雙向互濟”的全面開放格局。通過提高引進外資的“質量門檻”避免成為“污染避難所”，并加強外資與國內重大科技創新項目的結合，建立約束與激勵并重的環保技術市場，通過提高環境規制強度倒逼企業進行清潔技術創新和生產工藝改良，并通過研發補貼、金融支持和知識產權保護為企業的環保研發創新提供有效的制度保障，形成對外開放水平提高和循環經濟績效提升的良性互動局面。

（編輯：李琪）

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