異質性環境規制對中國工業綠色轉型的影響機理研究
——基于中介效應的實證分析

申 晨 李勝蘭 黃亮雄

一、引 言

伴隨著工業化和城市化的快速推進，高投入、高能耗、高污染、高排放的粗放型發展模式，讓中國成為全球最大的能源生產國和消費國，以及溫室氣體和大氣污染物排放大國。在國際環境外交和國內環保訴求的雙重壓力下，中國政府開始深刻反思長期以來傳統工業經濟的發展方式，對外承擔環境責任，對內力促節能減排，“生態文明”導向型的發展政策逐漸上升為國家戰略，利用環境規制強化加快工業綠色轉型的步伐已成為必然趨勢。中國工業的綠色轉型既要在供給側提高全要素生產率的貢獻度，又需減少經濟活動對環境的損害度(吳軍，2009)，其本質為優化綠色全要素生產率(也稱環境效率)。現行的規制工具中，何種方式能夠更好地引導工業企業綠色轉型？不同的規制手段通過何種機制“黑箱”促進綠色全要素生產率的提高？如何優化規制工具組合實現經濟發展與環境保護的“雙贏”？據此，以工業環境效率考察工業經濟發展和環境保護的協調融合度，基于此探討我國當前的主要兩類環境工具的影響效應以及內在機制是當前學界值得深究的問題。

近幾十年來，環境規制的作用效應是國內外政策制定者和學術研究者持續關注的熱點話題之一。圍繞環境污染狀況、經濟績效、技術創新、產業結構、出口貿易、資本流動、企業選址、勞動力就業、公共健康等視角展開，研究成果豐富。亦有一類文獻通過運用效率測算的方法，納入污染排放、能源投入等指標評價地區或行業經濟與環境的綜合發展狀況，并以此為基礎評估環境規制對環境效率(或生態效率、碳效率、能源效率等)的影響力度。環境規制可分為正式和非正式(或稱顯性和非顯性)環境規制，正式的規制工具又分為“命令-控制型(Command and Control，簡稱 CAC)規制”、“市場激勵型(Market-based Incentive，簡稱 MBI)規制”和“自愿性環境規制”，學者設計的衡量方法主要遵循單一指標(基于企業或政府的污染治理投入、污染物的排放等)(Morgenstern 等，2002；Brunnermeier和 Cohen，2003；傅京燕和李麗莎，2010)、綜合賦值或復合指標(Dasgupta等，2001)、替代指標( 旸陸 ，2009)和自然實驗(Greenstone和 Hanna，2014)四種思路。效率測算基于前沿函數的估計方法主要有參數和非參數兩種思路，我國部分學者采用的隨機前沿分析法(Stochastic Frontier Analysis，SFA)對中國省級水平的環境效率進行測算是參數分析方法體系的重要體現(匡遠鳳和彭代彥，2012)，而大多數學者使用的數據包絡分析法(Data Envelopment Analysis，DEA)則是非參數思路下的代表方法。有學者比較了有關非期望產出處理的DEA模型優缺點，認為非徑向、非角度的SBM模型(Slack Based Measure)在處理非期望產出時優于Charnes-Cooper-Rhodes(CCR)和 Banker-Charnes-Cooper(BCC)模型(王兵等，2010)。大部分文獻的經驗回歸結論揭示，環境規制能夠促進環境效率的提升(Jin和 Lin，2014；張各興和夏大慰，2011)，也有研究通過加入二次項(李玲和陶鋒，2012)或運用非線性門檻面板模型(李斌等，2013)發現二者存在非線性關系。

上述文獻在考察環境規制對效率的影響時，大多僅以某一指標間接代理環境規制變量，測度方法單一，政策指導性不強；目前雖已有部分文獻結合環境規制體系考察規制工具的運用(彭星和李斌，2016；Ren等，2018)，但都僅限于二者實證關系的考察，鮮有文獻從理論上剖析環境規制對區域工業環境效率的影響機制，再以此為基礎找尋中國的經驗證據。遵循前人的研究思路，本文的貢獻之處在于：①彌補現有研究機制探討的不足，通過構建環境規制影響工業環境效率的理論模型，挖掘中介機制路徑，并在此基礎上結合定性分析闡述不同類型環境規制影響工業環境效率的差異性；②以理論分析為基礎，運用修正的中介效應方法，重點考察中國現今最主要的兩種規制工具——命令-控制型和市場激勵型規制的作用效應以及影響機理，采用Wild Bootstrap方法進行抽樣，并結合穩健性檢驗，確保研究結論的可靠性。本文以 1997—2013年中國省際工業面板數據為樣本，運用 Super-SBM 模型測算包含非期望產出、能源投入、污染治理投入的綠色全要素生產率(即環境效率)，結合理論分析基于中介效應檢驗方法采用面板數據模型探索不同環境規制工具對工業環境效率的作用效應和影響機制，以期得出更為具體化的研究結論。

二、環境規制影響工業環境效率的理論分析

本文借鑒Copeland和Taylor(2004)的基準模型思路，再將數理化后的工業環境效率納入分析框架，考察環境規制影響下的工業環境效率的變化以及作用機理。

（一）理論模型

1.基本假定

假設國家有兩個生產部門：X部門生產產品x，生產過程中會同時產生污染z(非合意產出)；Y部門生產產品y，其生產過程中不產生污染。設定產品y為計價物(即py＝1)；而產品 x的價格為 px＝p。兩個部門均使用兩種要素投入：資本 K和勞動 L，其市場報酬分別為r和w，國內要素稟賦為和。Y部門產品y的生產技術為：

X部門聯合生產兩種產品x和z，在沒有任何減排措施時，合意產品x與污染z的產量是完全成比例的，其聯合生產技術為：

F表示x的“潛在產出”。技術均滿足以下性質：①規模報酬不變；②H和F對要素投入是單調遞增、嚴格凹的函數；③稻田條件。

消除污染的辦法是將比例為θ∈[0 ,1](θ為內生變量)的要素投入到減排活動中。因此，產品x和污染z的聯合生產技術為：

?(θ)為減排活動的效果，且有為方便起見，本文假設減排效果的具體函數形式為：

其中，0＜α＜1。因而，式(5)可表達如下：

由式(4)和(7)，可將凈產出的函數寫為：

2.成本最小化

競爭市場局部均衡中，各個企業面對既定的要素價格，在生產技術約束下，選擇要素投入量，實現成本最小化。對于Y部門的企業來說，其單位產量成本最小化問題為：

由一階條件可知“單位產量成本函數”為：

同理可知，“單位產量成本函數”為：

由式(13)一階條件可得：

由市場自由進出的零利潤條件可得：

結合式(14)和(15)，可以得出污染部門單位凈產出的污染排放(污染密度e)：

結論 1：當污染產品 x的價格 p提高時，排污更有利可圖，企業將減少減排努力、提高污染密度以獲取更多收益；當環境規制約束水平τ提高時，單位污染成本提高，企業將增加減排努力程度、降低污染密度以減少排污成本。

3.一般均衡分析

對于Y部門的企業，其利潤為：

而對于X部門的企業，其還需要考慮排污成本，因而其利潤為：

(1)市場自由進出意味著每個部門的利潤為零，即單位成本等于生產者價格。對于潛在產出來說，該條件可表示為：

解得：

(2)要素充分使用要求對每種要素的需求都等于其供給。根據 Shepherd引理，要素需求可由成本函數對要素價格的偏導數得到，即單位產品的要素需求函數為：

總要素需求為單位產品的要素需求與產品產量的乘積，于是要素充分使用條件可表示為：

解方程組(27)和(28)，并結合式(21)和(22)得到：

4.比較靜態分析

因為本文主要考察環境規制的影響，因而表現為每單位污染排放收取的排污費τ的變化，在此我們僅探討和分析當τ發生變化時，均衡產出如何發生改變。

結論 2：當環境規制約束水平τ提高時，污染產品x的產量下降，非污染產品 y的產量上升；反之則反。

5.環境規制影響工業環境效率的模型推導

世界可持續發展委員會所提出來的環境效率概念和測度指標如下：

其中，yr為第r種產品或服務的價值，xh為第h種資源消耗或者污染排放的數量；μr和vh分別表示產出和投入的權重。將其抽象化為以下模型具體形式：

令μy=μx=1，則分子部分定義為國內總產出；定義ξ為產品x占總產出 G的比重，又由 z=e x=eξG，則可將環境效率改寫為：

命題1：工業環境效率的優化可源于技術效應和結構效應兩方面因素，技術效應為給定產業結構不變的條件下，生產技術效率或綠色技術效率的升級；結構效應為該地區的產業結構由“骯臟”向“清潔”行業的轉變。

由前文結論 1可知，? e /?τ＜ 0 ；由前文結論 2可知，?ξ/ ?τ＜ 0 ；而環境規制強度τ對于生產率的影響具有不確定性。

命題 2：當環境規制水平提高時，將促使排污企業降低污染密度，減少污染產業所占比重，但對生產效率的影響具有不確定性，故環境規制對地區工業環境效率的影響具有不確定性。

（二）不同類型環境規制對工業環境效率的作用

現行體制下，我國的環境政策仍表現出以“命令-控制型為主、市場激勵型為輔”的局面，政府在環境治理中扮演著重要角色。

1.命令-控制型環境規制

命令-控制型規制工具要求廠商承擔相同的污染控制責任，其對工業環境效率的影響渠道主要可歸結為以下兩方面：一是通過事前頒布預防性或懲治性法規以及事后實施行政處罰影響地區產業分布和規模，如環境法規規章中限制部分污染類行業的準入，鼓勵低碳環保類產業的發展，或施行行政手段關停并轉移污染重、產能落后的廠房，汰劣扶優，引導地區工業經濟向可持續的結構模式轉變；二是設定強制性的排放禁令和技術標準，由于不考慮異質性企業減排成本差異，短期內部分企業可能因“合規成本”負擔影響企業競爭力，但長期綠色生產工藝和治污技術廣泛應用于生產過程中可以提高生產質量，地區整體效率得以強化。

2.市場激勵型環境規制

市場激勵型環境規制主要可分為“利用市場”和“建立市場”的政策工具兩大類，前者以庇古稅理論為基礎，包括排污稅(費)、補貼、押金-返還制度等；后者借用科斯定理的思想，即通過界定環境資源產權建立排污許可證或排污權交易市場等。市場激勵型規制工具讓主體有選擇行為的權力，促使減排成本更低的排污主體多減排，可充分發揮異質性企業在協調經濟績效和污染治理二者均衡發展的能動性。一些資金力量強、資源要素充裕的大規模企業通常能發揮治污效應的先動優勢，在大規模企業進行綠色技術創新研發的帶動下，中小企業也可通過“學習效應”以較低成本的代價獲取綠色技術工藝，實現綠色生產轉型(王書斌和徐盈之，2015)。市場激勵型環境規制對工業環境效率的影響主要通過技術效應(即綠色技術效率或生產技術效率)的創新補償來彌補“排污成本”。據此，本文提出以下假說。

假說1：市場激勵型比命令-控制型規制工具更具減排靈活性和激勵長效性，更易實現對區域工業環境效率的正向效應。

假說2：不同的環境規制工具影響區域工業環境效率的機制渠道存在差異性。

三、基于中介效應的實證模型設計

（一）回歸模型的構建——中介效應模型

實證分析中，考察自變量X對因變量Y的影響時，如果自變量X通過變量M影響因變量Y，則M被稱為中介變量。其中，c為X對Y的總效應，ab為經過中介變量M傳輸的中介效應(mediating effect)，c′為直接效應。本文運用溫忠麟等(2014)提出的依次檢驗程序的方法進行中介效應檢驗，對文中提及的 Bootstrap方法，本文使用 Wild Bootstrap方法進行抽樣。由理論分析框架可知，在環境規制與區域工業環境效率的關系機理中，技術效應和結構效應實則為二者的中介變量 M，自變量 X為環境規制(ER)，因變量Y為工業環境效率(EE)，具體回歸方程如式(35)～式(37)所示。

圖1 中介變量路徑

其中，下標i和t分別表示地區(省份)和時期(年份)，control為控制變量，u表示個體效應，v表示時期效應，ε為隨機擾動項。

（二）變量與數據

1.被解釋變量

被解釋變量(因變量)為區域工業環境效率(EE)。本文在全局 DEA框架下考慮非合意產出的 TFP，基于規模報酬可變(VRS)的 Super-SBM 模型(Gómez-Calvet等，2014)測度中國各區域工業環境效率值，同時為確保全文相關結論的穩健性，以序列DEA的測算結果為基礎進行實證回歸分析的穩健性檢驗①限于篇幅，未在文中報告回歸結果，如有需要可掃描本文二維碼后點擊“附錄”獲取。。

投入、產出指標方面，除了選擇資本、勞動力和能源消耗作為投入變量之外，還新增工業污染治理投入指標代表企業生產行為過程中用于污染減排的資本投入，具體以工業固定資產凈值、工業全部從業人員均值、折算為標準煤單位的工業能源消耗量以及工業污染治理投入額①包括工業污染源治理投資、建設項目的“三同時”環保投資以及廢水和廢氣治理設施運行費用三部分的總和。分別代表上述四類投入指標；鑒于本文選用的能源消耗變量具有工業中間投入品特性，因而選擇工業總產值作為合意產出的指標；DEA測算方法對投入產出的指標數量有一定的限制性要求②投入和產出個數之和的三倍以及投入個數與產出個數的乘積都不應該大于DMU的個數。，在此僅采納我國長期以來重點控制的二氧化硫(SO2)、化學需氧量(COD)兩種代表性污染物和溫室氣體 CO2排放量③中國仍然缺乏 CO2排放量的統計數據，多數文獻主要基于能源消費量以及各能源的二氧化碳排放系數進行估算。本文亦采用IPCC（2006）的方法計算我國1997—2013年各省份工業二氧化碳排放量。作為非合意產出指標。選取 1997—2013年間，除西藏和中國港澳臺地區外中國 30個省、直轄市、自治區規模以上的工業企業④1998—2006年，規模以上工業企業為全部國有及規模以上非國有工業企業，2007年起，規模以上工業企業調整為年主營業務收入在 500 萬元以上的工業企業。的投入、合意產出以及非合意產出數據對區域工業環境效率進行測算。數據主要來源于 1998—2014年《中國工業經濟統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《中國環境年鑒》、經濟普查、各省區市統計年鑒，缺失數據以插值法補齊，價格變量均平減至1997年基期水平。

本文運用 Matlab編寫程序進行計算，經測算得到 1997—2013年各省區市的區域工業環境效率值，如圖2所示。由測算結果可見，中國工業環境效率水平整體偏低，時間上呈上升的動態變化趨勢；空間上呈“東高西低”的非均衡特征，東部工業環境效率穩步上升，中部緩慢上升，西部趨于分化。

圖2 1997—2013年中國及東中西三大地區工業環境效率變化趨勢

2.核心解釋變量

核心解釋變量(自變量)為環境規制，細化為命令-控制型和市場激勵型兩種規制工具。本文以法律規制作為命令-控制型規制工具的代理變量，基于現有文獻和數據的可得性，選取1982年來各省人大常委會、人民政府和環保機構頒布的限制污染排放的地方性累積有效的環保法規、行政規章和環境標準數的總量(cepolicy)反映地方環境法制情況(李勝蘭等，2013)；以排污費收入/污染排放①污染排放選用廢氣和廢水中的SO2和COD主要兩種污染物的指標，沒有納入固體廢棄物排放量的原因在于固體廢棄物的排污費征收占比很小，且固體廢棄物存在較多缺失值，數據有較大的不穩定性。的對數(lnpc)和試點城市開始設立實施排污權交易平臺的時間虛擬變量(etps)分別反映“利用市場”和“建立市場”兩種類型的市場激勵型環境政策工具。

3.中介變量

技術效應分為生產技術和綠色技術，利用傳統 Super-DEA模型的思想，進一步測算傳統的工業生產率以及污染治理效率作為生產技術效率(tfp)和綠色技術效率(green)的衡量指標。生產技術效率的投入為工業年平均從業人員數(萬人)和固定資產凈值(億元)，由于不涉及中間投入，產出指標更換為工業增加值(億元)。綠色技術效率的投入指標選用污染治理投入(萬元)、企業專職環保人員數(人)、工業廢氣和廢水治理設施數(套)、工業廢氣中的二氧化硫(SO2)和工業廢水中的化學需氧量(COD)產生量(萬噸)，將工業SO2和COD的去除量(萬噸)視為產出指標②《中國環境年鑒》公布的企業專職環保人員數(人)的數據最長只到 2010年，故我們只可以計算出 1997—2010年的工業污染治理效率。。

結構效應用污染行業工業總產值占地區工業總產值的比重(dirty)衡量。目前，學界尚未有污染和清潔產業的統一劃分標準，本文對污染產業的界定采取趙細康(2003)以污染排放強度為依據的劃分方法。選取工業廢水、廢氣和固體廢棄物以及工業廢水中的化學需氧量(COD)、氨氮和工業廢氣中的二氧化硫(SO2)、煙塵、粉塵的排放量作為各產業主要污染物的指標，且以2005—2010年③由于《國民經濟行業分類與代碼》分別于 1994年、2002年以及 2011年進行了三次調整，并且為確保不同來源的數據庫各年份行業統計口徑一致，本文在測算過程中選定 2005—2010年為觀察年份。污染行業具有一定的穩定性，有學者選擇某一年為觀察年份對行業污染度進行劃分，本文為更準確地反映一段時期內的行業污染特性，因而選取2005—2010年連續6年的時間進行觀察。為觀察年份對39個工業行業(兩位數代碼 GB/T 4754—2002)進行劃分(表1)。需說明，在本文的樣本觀測期內(1997—2013年)，《中國工業經濟統計年鑒》公布的各省區兩位數行業連續的經濟數據只覆蓋25個行業，故本文實證最終僅以25個行業數據加以計算。

表1 依據行業污染密集度的工業行業(39個)分類

4.控制變量

考慮經濟增長和資源消耗、環境污染的因素，根據已有文獻(如李樹和翁衛國，2014；陳紅蕾和覃偉芳，2014；聶普焱和黃利，2013)，控制變量包括經濟發展水平、投入要素價格、研發投入、對外開放度和結構變量五大類，如表2所示。

表2 變量計算方法和平減指數

本文選取 1997—2013年間采用除西藏和中國港澳臺地區外的中國 30個省區市的面板數據進行實證檢驗。地方人大常委、地方政府和環保機構頒布的環境法規、行政規章和環境標準數據來源于中國法律法規信息系統①本文手工搜集了部分地方環境法規、行政規章和環境標準的數據，在搜集過程中，主要統計了地方人大常委會、地方政府和環保機構頒布通過的限制污染物排放的法規、行政規章和環境標準。，其它數據分別取自于 1998—2014年各省區市統計年鑒、《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》、《中國環境年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國能源年鑒》。對現價統計的變量均平減至1997年基期水平，缺失數據以插值法填補，表3報告了主要變量的描述性統計特征。本文還考察了所選用解釋變量的相關系數和方差膨脹因子，發現解釋變量間不存在多重共線性。

表3 變量的描述性統計

續表3

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

表4為普通面板數據模型下的雙維固定效應估計結果。鑒于本文采用了典型的“大T小N”的短面板數據，運用Driscoll-Kraay方法對模型進行估計更為科學，并借助Wooldridge提出的“穩健Hausman檢驗”選擇固定效應或隨機效應模型。

表4第(1)列結果顯示，全國范圍內，命令-控制型的環境法制指標(cepolicy)與工業環境效率在 1%的統計意義上呈顯著的“U”型關系。中國環境法制數量的豐富既意味著地方環保立法范圍的擴大和條文規定的細化，也反映該地方政府對環境保護的重視度更高，有意愿投入立法成本完善法制建設，故可認為樣本期的法制數量與地方法制強度呈正比。市場激勵型規制指標——排污收費制度(lnpc)節能減排的效果較為顯著，回歸系數均顯著為正，該回歸系數意味著，其他因素不變的情況下中國單位污染排放上繳的排污費平均提高1%，工業環境效率約提高0.03%。與假說1一致，市場激勵型規制工具能充分發揮企業的主觀能動性，基于利潤最大化原則下決策最優投入-產出量和污染排放量，促使自身效率向最優值靠近。而命令-控制型規制工具具有強制性，“一刀切”的方式不考慮企業減排能力的異質性，所有企業只能被動接受。為應對法制約束、達到規定排放標準，需盡快購置污染處理設備，甚至調整關閉重污染的工業項目，短期內可能增加部分企業的預防成本負擔，造成效率的下滑，而長期可從綠色產業鏈中獲得轉型升級的創新補償，綁架負向效應逐步消除。但這種正向促進效應仍然較弱，原因在于我國環境保護中多為約束性法規，內容過于宏觀，大多為“要求”或“禁止”規定，鼓勵性企業技術創新的法律條文亟待豐富。第(1)列的回歸結果顯示，排污權交易試點(etps)系數雖為正，但結果不顯著，節能減排的促進效應不具有穩健性，這一估計結果與涂正革和諶仁俊(2015)等學者研究結論類似，說明我國排污權交易“試水”期間市場機制尚不健全。當前我國試行的排污權交易制度設計仍舊粗糙，可交易的污染物主要為氧化硫、氮氧化物、化學需氧量和氨氮，而這四種污染物亦是排污收費制度的重點繳費對象，由于我國仍舊缺乏兩種制度的銜接協調機制，且后者的減排手段運用更為成熟，因而企業參與市場交易的意愿低，導致排污權交易市場呈現行政色彩濃厚、運行效率低下、市場冷清的尷尬局面。

表4 環境規制與區域工業環境效率——考慮結構效應和技術效應的回歸結果

表4第(2)列與命題1結論一致，且結果顯示技術效應對工業環境效率的提高具有很強的促進作用。對比生產技術和綠色治污技術的貢獻度發現，在其他因素不變的情況下，全國的生產效率(tfp)和治污效率(green)平均增長1個單位，效率值分別增加0.58和0.22，生產效率貢獻度遠高于治污效率，這意味著當前中國工業環境綜合效率主要依靠生產效率提高拉動，綠色治污技術的運用有待進一步強化，這與王兵和羅佑軍(2015)的研究結論一致。結構效應變量(dirty)系數為-0.24，在10%的統計意義上顯著。

表5 環境規制與區域工業環境效率：基于技術效應和結構效應的中介效應檢驗結果

結合表4和表5中介效應檢驗結果可知，與命題 2一致，環境規制可通過技術效應或結構效應對區域工業環境效率產生作用，而不同類型的規制工具作用渠道也存在差異，與假說 2相吻合。環境政策對生產技術和綠色技術的影響存在“此消彼長”的替代效應特性，環境規制約束下，企業被迫增加污染治理投入，轉移物資、人力等投入要素推進綠色技術的研發應用以減少單位產出的污染排放，以達到規制要求，綠色清潔技術的研發投資會擠占生產技術的進步空間。命令-控制型規制(cepolicy)在技術效應中通過促進企業綠色技術進步的機制顯著，“利用市場”的經濟激勵型規制(lnpc)與生產技術和綠色技術分別存在顯著的抑制和促進效應，說明“利用市場”這一環境政策工具的技術效應機制最為有效，而“建立市場”的經濟激勵型規制(etps)依然失效。產業結構中介變量僅通過環境法制(cepolicy)發揮作用，意味著通過命令-控制型的行政方式限制污染產業市場準入對地區工業結構變遷影響顯著，而當前排污成本仍偏低，運用經濟手段通過施加環境成本仍不足以利用淘汰“三高”企業，無法起到促使工業結構清潔化的效果。

（二）穩健性檢驗一：指標更替

基準回歸中，分別表示生產技術和綠色技術這兩部分的技術效應中介變量——生產技術效率(tfp)和綠色技術效率(green)都是利用DEA模型的思想測算指標代替，然而其投入-產出變量的選擇與工業環境效率(EE)的投入-產出變量存在一定的重合度，因此可能導致計量回歸的內生性問題。故本文進一步以專利數作為技術創新產出的代理變量進行穩健性檢驗。本文選擇 2000—2013年工業企業專利申請數的對數(lnpatent)近似替代工業生產技術進步變量，以 2001—2010年環境授權專利數(greenpatent)代表工業綠色技術創新產出，該專利數的量偏少，故并未作對數處理，兩個指標的數據分別來源于《工業企業科技活動資料》和《中國環境年鑒》。

指標更替的穩健性檢驗的回歸結果見表6。表6與表4所關注變量的系數和顯著性結果基本一致，表明本文機制驗證的基本結論可信度較高。在其它變量保持不變的情況下，工業企業專利申請數每增長1%，效率值增加 0.06；環境授權專利數增加1個單位，效率提高0.0004。以專利數作為技術進步代理變量的穩健性檢驗中，環境政策對生產技術和綠色技術分別產生的“此消彼長”的作用效應更加顯著。

表6 穩健性檢驗一

（三）穩健性檢驗二：倍差法的估計

為確保排污權交易機制檢驗結論的準確性，本文進一步利用傾向得分匹配法(PSM)為開始設立實施排污權交易平臺的試點省份找到可供比較的對照組(本文采用臨近配比法找尋對照組)，運用倍差法(DID)實證考察環境規制與工業環境效率的關系，并進行中介效應檢驗。

表7中的虛擬變量dt和du分別表示是否實行排污權交易試點的時期和省份，du×dt為關注變量，若檢驗結果顯示 du×dt的系數顯著大于零，則說明了排污權交易制度能夠有效發揮正向促進作用。

表7 穩健性檢驗二

由回歸結果可以看出，表7第(1)列 du×dt的系數與前文表4第(1)列 etps的系數符號雖然相反，但結果都呈現不顯著特性，說明排污權交易機制在我國的失效性結論再一次得到論證。而表7第(2)列～第(5)列與表4第(2)列～第(5)列相比，系數符號和顯著性略有差異。表7第(2)列中，du×dt的系數顯著為負，側面反映了排污權交易制度在我國的實際運行過程中依然存在問題，不僅未能有效促進工業環境效率的提高，甚至有抑制效應。表7第(3)列雖然顯示排污權交易制度已在提升工業企業生產效率領域起到顯著的正向促進作用，但由中介效應檢驗結果可知，排污權交易制度通過技術效應和結構效應影響工業環境效率的機制都不顯著，表明本文的研究結論具有一定穩健性。

五、結論與政策建議

本文基于1997—2013年中國30個省區市的面板數據，運用Super-SBM模型測算了中國區域工業環境效率，以期考察工業和節能減排的雙贏發展狀況。結果發現：中國工業環境效率水平整體偏低，時間上呈上升的動態變化趨勢；空間上呈“東高西低”的非均衡特征，東部工業環境效率穩步上升，中部緩慢上升，西部趨于分化。結合理論分析，利用修正的中介效應檢驗方法實證探索了不同類型的環境規制對工業環境效率的作用效應以及產生影響的內在機制，結果揭示：(1)全國范圍的命令-控制型規制手段對區域工業環境效率的影響呈現“U”型關系；基于市場激勵機制下“利用市場”的規制工具——排污收費制度的回歸系數顯著為正，而“建立市場”的規制工具——排污權交易機制在我國并未找到能產生顯著效應的證據。(2)環境規制可通過技術效應和結構效應兩種渠道促進區域工業環境效率優化。(3)環境規制工具對生產技術和綠色技術的影響存在“此消彼長”的替代效應特性，“利用市場”的政策工具技術效應機制更強。(4)通過命令-控制型的環境立法限制污染產業市場準入對地區工業結構變遷影響顯著，而現階段利用經濟手段通過施加環境成本仍不足以淘汰“三高”企業，促進產業清潔化。本文的研究結論雖然表明我國的環境規制能在一定程度上促使工業節能減排，但環境規制績效明顯低于發達國家。據此，我們提出構建政府與市場分權而治的全方位環境規制體系，采用命令-控制型和市場激勵型相結合的復合型環境規制工具，具體政策建議如下。

第一，對于命令-控制型的環境規制，防范資源環境管理中的政府失靈，健全事前環境立法內容、事后監督管理體制。出臺《生態文明建設績效考核實施辦法》，提高生態文明指標在地方官員晉升考核中的權重，通過制度有效激勵和倒逼地方政府轉變執政理念，遏制以犧牲資源環境換取高增長的短視行為，盡量避免地方政府為當地企業提供政治庇護、權利尋租致使政府失靈的行為。合理確定環境政策目標，積極修訂完善相關法律法規，細化項目許可、區域限批、污染物排放的濃度標準、企業技術標準、法律責任等條款內容，增強操作性，確保命令-控制型規制工具實施時有法律保障的參照系可依。監督懲罰環節提高環境監察機構級別和獨立性，實行環境執法責任制，堅決取締嚴重違規企業。地方政府依據產業基礎和資源環境保護目標出臺《產業發展指導目錄》，限制規模小、產能弱、效率低、污染重的傳統企業，規劃引導工業結構清潔化，在新興產業帶動下促進產業轉型升級。

第二，對于市場激勵型的環境規制，重點深化完善排污收費制度，使之逐漸向環保稅制度轉移，且盡快構建全國統一的排污權交易市場，并在未來建立環保稅與排污權交易制度的互動協調機制。排污收費制度對于防治環境污染、優化效率發揮了重要作用，但與稅收制度相比，排污費制度存在執法剛性不足、行政干預等問題，因此有必要進行排污費改稅，鼓勵企業減少排污，少排少付稅，形成一種正向激勵機制。區域性的排污權交易試點仍存在約束力低、市場容量小、規則不健全等問題，應盡快明確統一排污權交易市場的思路，有序推進頂層制度設計、市場培育、基礎設施建設等各項工作。建立一套統一的交易制度，包括市場準入規則、一級市場確定配額總量的方法體系、配額發放競爭機制(逐步從免費為主、有償發放為輔的模式向拍賣分配配額模式過渡)、二級市場的排污權交易主體的登記注冊和交易規則等，以法律規范的方式作為市場有序運行的基礎；強化基礎實施建設，充分發揮產權交易中心的信息中介功能加快市場流動性，加強國內外交易中心的合作交流，提高交易效率；對交易進行集中地監管監督，中國政府還應籌備建立企業能耗監測系統，引入獨立的第三方機構，對污染物排放量進行認證核查確保準確性，保證市場交易公平、公正和公開。此外，在總量控制的前提下，整合“利用市場”和“建立市場”兩種市場激勵型環境規制工具，逐步突出排污權交易制度的市場作用，發揮環境稅制度的保障功能。將兩種制度都納入總量控制的核算范圍之中，首先以購買排污許可證的方式對生產者排放的所有污染物統一收費管理，然后區別污染源，將其劃分為可交易和參與上繳環境稅兩種類型，環境危害性較大的污染物，僅限于交稅這類行政管制色彩濃烈的方式加以嚴控，禁止進入市場流通交易，同時建立環保資金收支信息公開披露制度。通過充分利用市場機制激發“波特假說”中的“技術創新補償”效應，豐富激勵綠色技術創新、工業技改“機器換人”等鼓勵性法律條文，完善綠色專利制度。