環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率:水平效應與增長效應

(遼寧大學 經(jīng)濟學院，遼寧 沈陽 110036)

黨的十九大指出“以供給側結構性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質量變革、效率變革和動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。不言而喻，突出強調了全要素生產(chǎn)率在促進習近平新時代經(jīng)濟向高質量發(fā)展中的重要性，以完成“十三五”規(guī)劃的政策目標。自改革開放以來，我國所創(chuàng)造的經(jīng)濟“增長奇跡”是世界人民有目共睹的，但這種過度依賴要素投入的粗放型經(jīng)濟增長方式是以犧牲環(huán)境為代價的，并且隨著我國環(huán)境規(guī)制強度的不斷增加，這種經(jīng)濟增長方式是十分不可取的，也是不可持續(xù)的，新常態(tài)下的經(jīng)濟增長乏力也著實印證了這一點。因此，有必要深入挖掘環(huán)境規(guī)制對我國全要素生產(chǎn)率提升的重要影響，以此來促進我國經(jīng)濟向高質量發(fā)展方式轉變。

一、 文獻述評

環(huán)境規(guī)制的目的就是通過對企業(yè)污染環(huán)境的有效治理來實現(xiàn)經(jīng)濟健康、可持續(xù)性的發(fā)展。企業(yè)在參與環(huán)境治理過程中，其生產(chǎn)成本通常會增加，導致生產(chǎn)率會受到不同程度的影響。由此，專家和學者

們展開了激烈的爭論，基于對主流觀點的歸納與匯總，主要形成兩大對立陣營。反方觀點認為：環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率增長存在負面影響。遵循“成本說”理論認為企業(yè)在施加環(huán)境規(guī)制之前，其生產(chǎn)是有效的，效益也是最大化的，但在實施環(huán)境規(guī)制之后，隨著投入成本的增加，其生產(chǎn)率是有所下降的。同時，該結論在美國不同區(qū)間段的數(shù)據(jù)檢驗中也得到了進一步的實證支持，包括采用美國1972—1975年數(shù)據(jù)、1973—1979年數(shù)據(jù)、1958—1980年數(shù)據(jù)以及1973—1985年數(shù)據(jù)等等[1-4]。顯然，該觀點在研究早期是占有一席之地的，但隨著全球化環(huán)境治理的大勢所趨，其認同感也在不斷備受挑戰(zhàn)。正方觀點認為：環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率增長存在正面影響。遵循“創(chuàng)新補償說”理論認為環(huán)境規(guī)制在增加企業(yè)生產(chǎn)成本的同時也促進企業(yè)的技術革新，并且這種因創(chuàng)新帶來的效益會大大抵消掉增加的成本，以此來提高企業(yè)的生產(chǎn)率和競爭力[5]，即“波特假說”。同時，該結論在不同國家的相關行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗中也得到了有效的論證，包括美國石油業(yè)數(shù)據(jù)[6]、墨西哥食品加工業(yè)數(shù)據(jù)[7]、日本制造行業(yè)數(shù)據(jù)[8]以及意大利服務業(yè)數(shù)據(jù)[9]等等。該觀點在現(xiàn)階段研究中居于主流地位，并深受各國的高度認同。綜上所述，環(huán)境規(guī)制會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要的影響。

隨著這一探討的不斷深入，中國部分學者對本國的環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率的影響狀況也給予了相應的初判。祁毓等(2016)[10]采用PSM-DID方法，通過自然實驗也驗證了環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率提升的重要性，并提出良好的制度環(huán)境可以放大環(huán)境規(guī)制的正向效應和減弱扭曲效應。張成等(2010)[11]認為環(huán)境規(guī)制對TFP的作用在短期內表現(xiàn)為負效應，而在長期內表現(xiàn)為正效應。王彥皓(2017)[12]利用2003—2007年的短面板數(shù)據(jù)，得出如下結論：環(huán)境規(guī)制強度每上升1%，企業(yè)當期的生產(chǎn)率就會下降約1%，即短期內環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率存在負效應。鑒于長期的變化是較為復雜的，故學者們得出的結論也是存在爭議的。李玲和陶鋒(2012)[13]利用1999—2009年制造產(chǎn)業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)檢驗環(huán)境規(guī)制強度對產(chǎn)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，結果發(fā)現(xiàn)：重度污染產(chǎn)業(yè)中，環(huán)境規(guī)制強度對其綠色全要素生產(chǎn)率提升是較為合理的；而中度和輕度污染產(chǎn)業(yè)中，環(huán)境規(guī)制強度與其綠色全要素生產(chǎn)率呈“U”型關系。同樣，陳菁泉等(2016)[14]在采用中國2001—2012年的工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗中發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率也是呈“U型”關系的。然而，劉和旺等(2016)[15]采用中國2001—2007年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，結果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈“倒U型”關系，即隨著環(huán)境規(guī)制強度的提高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率先升后降。這與陳超凡等(2018)[16]采用2000—2014年中國工業(yè)36個行業(yè)數(shù)據(jù)的研究結論不謀而合。此外，王杰和劉斌(2014)[17]在采用中國工業(yè)企業(yè)1998—2011年數(shù)據(jù)檢驗中發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率是呈“倒N型”關系的。由此可見，環(huán)境規(guī)制對中國全要素生產(chǎn)率的影響是至關重要的。

不難發(fā)現(xiàn)，國內關于環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的研究結論并不十分明晰，既有正面影響也有負面影響。筆者認為，造成這一現(xiàn)象的主要原因是：學者們沒有從本質上認識到環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響存在兩個方面，即水平效應和增長效應。水平效應意味著環(huán)境規(guī)制會帶來全要素生產(chǎn)率的增加或減少；增長效應意味著環(huán)境規(guī)制會帶來全要素生產(chǎn)率增長率的增加或減少。這兩種效應共同決定了環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響，因此，單從一個方面進行分析所得到的結論是不準確的。鑒于此，筆者嘗試以水平效應和增長效應為切入點，通過明確分析環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率作用的兩種路徑以及存在的環(huán)境異質性，探討環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響。同時，鑒于現(xiàn)有文獻研究環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響主要集中在對工業(yè)企業(yè)的探討上，存在數(shù)據(jù)選擇的局限性，以此獲得的結論來制定相應地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策也難免會造成偏誤。綜上，選擇2000—2016年中國29個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，深入系統(tǒng)地探討環(huán)境規(guī)制對我國全要素生產(chǎn)率的影響，以期得到有價值的結論，為中國實現(xiàn)高質量經(jīng)濟發(fā)展目標建言獻策。

二、理論分析

環(huán)境規(guī)制的實施，一方面會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，擠占企業(yè)的生產(chǎn)性資金的投入，具有“遵循成本”效應；另一方面有助于企業(yè)進行產(chǎn)品技術的創(chuàng)新，促進企業(yè)的技術進步，具有“創(chuàng)新補償”效應。“波特假說”認為，合理的環(huán)境規(guī)制會帶來部分甚至全部的能抵消遵循成本的“創(chuàng)新補償”效應，從而有利于全要素生產(chǎn)率的提高。筆者認為，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響存在水平效應和增長效應。水平效應意味著環(huán)境規(guī)制會帶來全要素生產(chǎn)率的增加或減少；增長效應意味著環(huán)境規(guī)制會帶來全要素生產(chǎn)率增長率的增加或減少。下面筆者先從企業(yè)生產(chǎn)決策層面深入分析。

環(huán)境規(guī)制的實施會影響企業(yè)的技術效率。在實施環(huán)境規(guī)制之后，雖然企業(yè)的污染物排放量得到有效的降低，但企業(yè)的生產(chǎn)成本增加，在企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)不變的條件下，成本的增加會導致要素投入的減少，進而降低產(chǎn)量，壓縮企業(yè)的利潤空間?？梢?，環(huán)境規(guī)制的實施能夠擠占企業(yè)的生產(chǎn)性投資，削弱企業(yè)的利潤，降低企業(yè)的投入產(chǎn)出效率，進而影響企業(yè)效率的改善。但另一方面，在不考慮技術進步的條件下，環(huán)境規(guī)制的實施可以使企業(yè)意識到其生產(chǎn)的低效率性，企業(yè)為了彌補因環(huán)境規(guī)制所帶來的效益損失和生產(chǎn)低效率，就會對其要素投入組合、生產(chǎn)方式以及內部管理結構做出相應的調整，從“效率通道”層面來改善生產(chǎn)要素的配置效率，以此來提升企業(yè)的生產(chǎn)能力。

同時，環(huán)境規(guī)制的實施也會影響企業(yè)的技術進步。環(huán)境規(guī)制的實施有助于企業(yè)進行產(chǎn)品技術的創(chuàng)新，促進企業(yè)技術進步，具有創(chuàng)新補償效應。在環(huán)境規(guī)制實施的初期，企業(yè)必然會為滿足環(huán)境規(guī)制的要求而進行生產(chǎn)管理，使企業(yè)的生產(chǎn)成本增加，這勢必會導致企業(yè)減少用于技術研發(fā)的資金，此時的環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的技術進步存在負向作用。而隨著環(huán)境規(guī)制實施強度的增加，企業(yè)會逐漸意識到綠色生產(chǎn)的重要性，并通過“技術通道”層面采取引入先進設備以及增加R&D投入強度等相關措施來對其原有技術和產(chǎn)品進行升級和創(chuàng)新，促進企業(yè)生產(chǎn)能力的提升和產(chǎn)品質量的提高，降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟效益的增加。當這種由環(huán)境規(guī)制引致的技術進步給企業(yè)帶來的補償效應超過其給企業(yè)帶來的成本增加時，企業(yè)就實現(xiàn)了利潤的增加和可持續(xù)性的生產(chǎn)。在環(huán)境規(guī)制的引致下，企業(yè)通過技術創(chuàng)新提升其總體技術水平，使企業(yè)的生產(chǎn)可能性邊界向外移動，會使企業(yè)在相同的要素投入下，獲得更高的產(chǎn)出，相應也會獲得更多的利潤。企業(yè)為了追求這種利潤的刺激，會繼續(xù)進行技術創(chuàng)新和研發(fā)支出，使企業(yè)整體的技術水平得到不斷的提高。

可見，環(huán)境規(guī)制影響企業(yè)的技術效率和技術進步，而技術效率和技術進步正是全要素生產(chǎn)率的構成要素，因此，環(huán)境規(guī)制的實施會影響全要素生產(chǎn)率，即環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的作用存在水平效應。那么，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響是否存在增長效應呢？即其對全要素生產(chǎn)率增長率的影響又是怎樣的？這里很難直觀地看出。因此，筆者從生產(chǎn)函數(shù)入手，進行簡單的論斷。

假設企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：Y=AKαLβRγ

(1)

其中，Y為產(chǎn)出，A為全要素生產(chǎn)率，K、L、R分別為資本、勞動和自然資源的投入。

(2)

(3)

對式(1)進行兩邊取對數(shù)并對t求導可得gγ=gA+αgK+βn+γφ(ev)

(4)

又因為均衡時，gγ=gK

(5)

則可求得：gγ=(gA+βn+γφ(ev))/(1-α)

(6)

所以，gy=gγ-gL=(gA+γφ(ev)+(α+β-1)n)/(1-α)

(7)

因為gy=gA=g，所以求得g=((1-α-β)n-γφ(ev))/α

(8)

由式(8)可知，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的增長率存在影響，即存在增長效應，但具體影響的大小以及正負與所選的生產(chǎn)模型和具體的研究假設有關，這里不做具體展開。

三、 研究設計

(一)模型設定

本文擬建立環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的基本回歸模型如下

TFPit=γ0+αEVit+βCVit+εit

(9)

考慮到環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響是一個動態(tài)過程，即環(huán)境規(guī)制寬松與否會影響企業(yè)的環(huán)境投資成本，進而影響地區(qū)的技術效率和技術進步，以此來影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率。同時，當期全要素生產(chǎn)率水平還會受到上一期全要素生產(chǎn)率水平的影響。因此，筆者在模型中引入全要素生產(chǎn)率的滯后一期，建立動態(tài)回歸模型如下

TFPit=γ0+γ1TFPit-1+α1EVit+βCVit+εit

(10)

CTFPit=θ0+θ1GTFPit-1+φ1EVit+λCVit+εit

(11)

從環(huán)境庫茲涅茨曲線倒U型假說及相關文獻可以推斷，環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率之間并非簡單的線性關系。因此，筆者在模型中引入解釋變量的平方項，最終模型建立如下

TFPit=γ0+γ1TFPit-1+α1EVit+α2(EVit)2+βCVit+εit

(12)

GTFPit=θ0+θ1GTFPit-1+φ1EVit+φ2(EVit)2+λCVit+εit

(13)

其中，TFP表示全要素生產(chǎn)率，GTFP表示全要素生產(chǎn)率的增長率，EV表示環(huán)境規(guī)制，CV表示控制變量，ε表示隨機擾動項。

針對模型(12)和(13)估計存在的內生性和短面板數(shù)據(jù)限制等問題，采用傳統(tǒng)FE、RE、OLS和2OLS等估計方法都會產(chǎn)生一定的偏差，此時的廣義矩估計成為了最佳選擇。廣義矩估計又分為差分矩估計和系統(tǒng)矩估計。其中，一階差分矩估計就是將變量的滯后項作為工具變量引入差分方程，且通過差分消除固定效應，以此獲得對內生性問題的有效解決[18]，在引入差分變量的滯后項作為水平方程的工具變量[19-20]后，由差分方程和水平方程相結合的矩條件便構成了系統(tǒng)矩估計。鑒于此，系統(tǒng)矩估計的準確性要優(yōu)于差分矩估計，故本文擬采用系統(tǒng)矩估計(GMM)方法對模型(12)和(13)進行估計。

(二) 指標選取

1.被解釋變量—全要素生產(chǎn)率

關于全要素生產(chǎn)率測算，常見有以下幾種方法：一是采用索羅余值法進行測算[21]；二是采用隨機前沿法進行測算[22]；三是采用SBM方向性距離函數(shù)進行測算[23]；四是采用包絡分析法進行測算[24-25]。鑒于包絡分析法是非參數(shù)方法，不需要事前已知生產(chǎn)函數(shù)的形式，不需要設定復雜的假設，能夠有效地避免因生產(chǎn)函數(shù)設定偏差而產(chǎn)生的偏誤，具有較強的穩(wěn)健性。因此，本文擬采用DEA-Malmquist指數(shù)法對2001—2016年的全要素生產(chǎn)率進行測算。具體的投入產(chǎn)出指標借鑒余泳澤和張先軫(2015)[26]、張少華和蔣偉杰(2014)[27]的做法，其投入指標包括物質資本投入和勞動投入。物質資本投入采用資本存量衡量，其計算方法參照張軍等(2004)[28]計算思路，以1952年為基期。勞動投入采用各地區(qū)就業(yè)人口數(shù)衡量。其產(chǎn)出指標采用實際GDP衡量，使用GDP平減指數(shù)折算名義GDP處理得到的(基期為1952)。

2.解釋變量—環(huán)境規(guī)制

有關環(huán)境規(guī)制指標的衡量，專家和學者們有著各自的見解。主要觀點有：王文普(2011)[29]、原毅軍和劉柳(2013)[30]以某些指標的對數(shù)、絕對數(shù)來衡量環(huán)境規(guī)制，這些指標有環(huán)境污染投資額、排污費、SO2、工業(yè)COD排放量等等；鐘茂初等(2015)[31]、黃清煌和高明(2016)[32]采用綜合指數(shù)方法來構建環(huán)境規(guī)制指標；張文彬等(2010)[33]、廖涵和謝靖(2017)[34]以污染治理投資額和排污費與GDP或者工業(yè)增加值的比重來衡量環(huán)境規(guī)制指標。環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)轉移、產(chǎn)業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)競爭力等層面均存在著影響，而產(chǎn)業(yè)的集聚也影響著地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平，即地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平受產(chǎn)業(yè)集聚效應和要素分布情況影響。而區(qū)位熵在衡量某一區(qū)域要素的空間分布情況，反映某一產(chǎn)業(yè)部門的專業(yè)化程度等方面，是一個很有意義的指標。又考慮到它是比率的比率，可以很好的消除數(shù)據(jù)間的量綱和量級的差異，能夠保證結果的可靠性。因此，筆者采用區(qū)位熵進行環(huán)境規(guī)制指標的衡量，具體指標選擇參照孫英杰和林春(2018)[35]、劉和旺等(2016)[15]的方法，從投資和費用兩個角度構建環(huán)境規(guī)制指標。由于環(huán)境資源具有公共性和外部性，在使用過程中不具有競爭性和排他性，而企業(yè)因生產(chǎn)所導致的負面結果將由社會分擔，由此，企業(yè)會產(chǎn)生“搭便車”的現(xiàn)象。從投資角度構建環(huán)境規(guī)制指標，采用環(huán)境污染治理投資額計算得到，能有效地反映政府的環(huán)保意識和環(huán)境保護力度，有利于從政府角度考察環(huán)境規(guī)制的有效性，同時，環(huán)境治理投資額是政府在環(huán)境治理中的直接投入，可以快速有效地緩解環(huán)境污染問題，促進其環(huán)境質量的提高，為企業(yè)綠色生產(chǎn)提供一定的風向標作用。從費用角度構建環(huán)境規(guī)制指標，采用排污費計算得到，能夠有效地反映企業(yè)污染物排放強度，從污染者的角度考察環(huán)境規(guī)制的有效性。對企業(yè)征收一定的排污費，會在一定程度上增強企業(yè)的環(huán)保意識、刺激企業(yè)進行技術創(chuàng)新和改善管理，具有一定的創(chuàng)新補償效應，但是這種創(chuàng)新補償作用的發(fā)揮需要達到一定的程度才會滿足企業(yè)的利益最大化目標，以至于才能有效地發(fā)揮其促進作用。同時，排污費的征收會存在執(zhí)法剛性不足、政府干預等問題，使得征收效率低下，弱化了環(huán)境規(guī)制指標的準確性，而環(huán)境治理投資額則能很好地彌補排污費衡量的不足。因此，筆者從投資和費用兩個角度構建環(huán)境規(guī)制指標，投資角度的環(huán)境規(guī)制指標采用各省環(huán)境污染治理投資額占各省GDP的比重與全國環(huán)境污染投資額占全國GDP的比重之比來衡量，費用角度的環(huán)境規(guī)制指標采用各省排污費占各省GDP的比重與全國排污費占全國GDP的比重之比來衡量，具體計算方法如下

(14)

其中，EVit為第i省t時期的環(huán)境規(guī)制區(qū)位熵指數(shù)，分子為第i省t時期的環(huán)境污染治理投資額和排污費占該省t時期的GDP比重，分母為全國t時期的環(huán)境污染投資額和排污費占t時期全國GDP比重的比值。若EV>1，表明該省環(huán)境規(guī)制水平較高；若EV≤1，表明該省環(huán)境規(guī)制水平較低。

3.控制變量

對外開放程度(Open)：貿(mào)易開放可以通過貿(mào)易技術溢出效應、“出口中學習”效應等途徑影響本國的全要素生產(chǎn)率[36]，那么，對外開放程度的高低一定會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要的影響。本文擬采用各地區(qū)進出口總額(按當年匯率折算)與GDP的比值來衡量。

產(chǎn)業(yè)結構(Indus)：地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的變動對經(jīng)濟增長具有絕對貢獻和相對貢獻[37]，故優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構有利于區(qū)域內全要素生產(chǎn)率的提升[38]。由此可見，產(chǎn)業(yè)結構變動會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要的影響。本文擬采用各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值來衡量。

市場化程度(Market)：經(jīng)濟發(fā)展的目標是實現(xiàn)資源充分合理而有效的配制，這就需要市場以需求為導向，以競爭為手段。在市場化的背景下，政府對經(jīng)濟放松管制，這必然會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要的影響。本文擬采用樊綱等(2011)[39]測算的市場化指數(shù)來表示各地區(qū)市場的發(fā)展程度。限于已有數(shù)據(jù)2000-2009年，筆者對于缺失的部分數(shù)據(jù)采用外插值回歸方法將其補齊。

人力資本質量(Labor)：人力資本不僅是技術進步和TFP增長的重要決定因素，還具有“同化器”的作用，并且高級人力資本對區(qū)域經(jīng)濟增長作用是非常顯著的[40]。由此可見，人力資本質量的高低一定會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要的影響，本文擬采用平均受教育年限來衡量，其計算公式為Labor=X1×6 +X2×9 +X3×12 +X4×16，其中X1、X2、X3和X4分別為小學、初中、高中中專和大專以上教育程度居民占地區(qū)6歲及以上人口的比重。

城鎮(zhèn)化水平(Urbanization)：城鎮(zhèn)化可以通過要素集聚效應對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生良好的傳導效果[41]，進而會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生一定的影響。本文擬采用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口與各地區(qū)總人口的比率來衡量。

創(chuàng)新投入(Create)：科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，并通過自主創(chuàng)新投入和技術引進等途徑實現(xiàn)的，以此對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要的影響。本文擬采用各地區(qū)R&D經(jīng)費投入強度來衡量。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文所獲得中國29個省(市、自治區(qū))(剔除西藏，將重慶并入四川)的面板數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站等等。鑒于面板數(shù)據(jù)的時間維度小于截面維度，故可以直接使用面板數(shù)據(jù)進行建模。據(jù)此，將展開對所構建的模型進行有效估計。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

本文采用系統(tǒng)GMM估計法對設定模型進行估計，具體結果見表2至表5。結果表明，AR(1)均小于0.05，AR(2) 均大于0.05，回歸方程的誤差項不存在二階序列相關的假設；Hansen test均大于0.1，說明工具變量是有效的。因此，判定該模型設定是較為合理科學的。

(一)環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的水平效應分析

鑒于全要素生產(chǎn)率能夠被分解為技術效率和技術進步兩部分，這樣能夠更好地通過內部路徑來分析環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率水平效應的影響。于此，本文首先從路徑分析展開。

1.路徑分析

由表2可知，從投資角度衡量的環(huán)境規(guī)制來看，方程(1)-(3)的一次項回歸系數(shù)分別為0.064 3、0.623 2和0.770 5，且在1%、5%和1%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為-0.012 0、-0.109 3和-0.098 4，且在1%、5%和1%的水平上顯著，這說明環(huán)境規(guī)制(投資角度)對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的作用均存在倒U形式。經(jīng)計算方程式(1)-(3)的拐點值分別為2.679 2、2.850 9和3.915 1，而當前投資角度衡量的環(huán)境規(guī)制指標的平均水平為0.971 8，顯然環(huán)境規(guī)制強度是處于拐點左側，表明環(huán)境規(guī)制(投資角度)促進了全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的提高。在控制了其他變量的條件下，將當前投資角度的環(huán)境規(guī)制平均水平代入方程(2)-(3)可知，環(huán)境規(guī)制(投資角度)對技術進步的促進作用大于對技術效率的促進作用，即環(huán)境規(guī)制(投資角度)對全要素生產(chǎn)率的促進作用主要依賴于技術進步。這可能是因為，環(huán)境污染治理投資額的增加可以減少政府生產(chǎn)性資本的投入，增加私人投資，進而刺激企業(yè)進行技術改進和創(chuàng)新，促進企業(yè)進行綠色生產(chǎn)。從費用角度衡量的環(huán)境規(guī)制來看，方程(4)-(6)的一次回歸系數(shù)分別為0.153 6、0.188 0和0.470 2，且在1%、10%和1%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為-0.016 1、-0.064 1和-0.055 7，且在10%、5%和1%的水平上顯著，這說明環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的作用均存在倒U形式。經(jīng)計算方程(4)-(6)的拐點值分別為4.770 1、1.466 4和4.220 8，而當前費用角度衡量的環(huán)境規(guī)制指標的平均水平為1.106 9，顯然環(huán)境規(guī)制強度是處于拐點左側，表明環(huán)境規(guī)制(費用角度)促進了全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的提高。在控制了其他變量的條件下，將當前費用角度的環(huán)境規(guī)制平均水平代入方程(5)-(6)可知，環(huán)境規(guī)制(費用角度)對技術進步的促進作用大于對技術效率的促進作用，即環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率的促進作用主要依賴于技術進步。這可能是因為排污費的征收會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，擠占企業(yè)的生產(chǎn)性投資，降低企業(yè)利潤空間。一方面促使企業(yè)提升綠色生產(chǎn)和生產(chǎn)轉型意識，另一方面激發(fā)企業(yè)節(jié)約成本行為，促使企業(yè)通過技術引進、自主研發(fā)、購買新型設備等方法帶來的創(chuàng)新補償效應提升企業(yè)的生產(chǎn)能力?？梢?，環(huán)境規(guī)制有利于全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的提高，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向水平效應，這種正向水平效應主要依賴于其對技術進步的促進作用，這同劉偉明和唐東波(2012)[42]、崔立志和許玲(2016)[43]的結論不謀而合。

2.環(huán)境異質性分析

鑒于各地區(qū)的資源稟賦、環(huán)境污染程度以及環(huán)境政策等均存在不同，故相應的環(huán)境規(guī)制強度也必然存在差異性，那么不同的環(huán)境規(guī)制強度對全要素生產(chǎn)率的作用是否也存在差異性呢？筆者以環(huán)境規(guī)制指標的均值作為分界線，考察環(huán)境規(guī)制水平高低地區(qū)對全要素生產(chǎn)率的影響。

表2 環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的水平效應分析(路徑分析)

從表3可知，方程(1)和方程(3)的一次回歸系數(shù)分別為0.903 3和8.574 9，并在10%和5%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為-0.208 9和-1.124 4，并在10%和5%的水平上顯著，這說明在環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的作用存在倒U形式。經(jīng)計算方程(1)和方程(3)的拐點值分別為2.162 0和3.813 1，而當前中國環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)環(huán)境規(guī)制平均值分別為1.346 1和1.784 0，顯然均處于拐點左側，表明在環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強度的增加有利于全要素生產(chǎn)率的提高。在控制了其他變量的條件下，將環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)環(huán)境規(guī)制(投資角度和費用角度)平均水平代入方程(1)和方程(3)，可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率的促進作用較大。方程(2)和方程(4)的一次回歸系數(shù)分別為3.718 7和0.972 8，并在10%和5%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為-1.622 8和-0.477 0，并均在10%的水平上顯著，這說明在環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的作用均存在倒U形式。經(jīng)計算方程(2)和方程(4)的拐點值分別為1.141 5和1.019 7，而當前中國環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)環(huán)境規(guī)制平均值分別為0.743 0和0.750 6，顯然均處于拐點左側，這表明在環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制強度的增加有利于全要素生產(chǎn)率的提高。在控制了其他變量的條件下，將環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)環(huán)境規(guī)制(投資角度和費用角度)平均水平代入方程(2)和方程(4)，可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制(投資角度)對全要素生產(chǎn)率的促進作用較大。綜上，不論環(huán)境規(guī)制水平的高低，其對全要素生產(chǎn)率均存在顯著的正向水平效應，且在環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，費用角度的環(huán)境規(guī)制作用較大，而在環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)，投資角度的環(huán)境規(guī)制作用較大?？梢?，環(huán)境規(guī)制政策的制定和實施，可以依據(jù)環(huán)境規(guī)制水平的不同入手，例如，環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)可以加大對企業(yè)排污費的征收，而環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)可以增加環(huán)境污染治理投資額。

表3 環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的水平效應分析(環(huán)境異質性分析)

(二)環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的增長效應分析

依據(jù)上面環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率水平效應探討的邏輯框架，本文繼續(xù)展開對兩者之間增長效應的深入分析。

1.路徑分析

由表4可知，從投資角度衡量的環(huán)境規(guī)制來看，方程(1)-(3)的一次回歸系數(shù)分別為-1.221 5、-0.114 7和-0.242 6，且均在1%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為0.307 4、0.040 2和0.075 3，且均在1%的水平上顯著，這說明環(huán)境規(guī)制(投資角度)對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率作用均存在U形式。經(jīng)計算方程(1)-(3)的拐點值分別為1.986 8、1.426 6和1.610 9，而當前投資角度衡量的環(huán)境規(guī)制平均水平為0.971 8，顯然環(huán)境規(guī)制強度是處于拐點左側，表明環(huán)境規(guī)制(投資角度)抑制全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步增長率的提高。從費用角度衡量的環(huán)境規(guī)制來看，方程(4)-(6)的一次回歸系數(shù)分別為0.292 0、0.027 5和0.067 4，且在1%、5%和1%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為-0.064 9、-0.004 0和-0.012 8，且在1%、5%和1%的水平上顯著，這說明環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步增長率的作用均存在倒U形式。經(jīng)計算方程(4)-(6)的拐點值分別為2.249 6、3.437 5和2.632 8，而當前中國環(huán)境規(guī)制(費用角度)平均水平為1.106 9，顯然環(huán)境規(guī)制強度是處于拐點左側，表明環(huán)境規(guī)制(費用角度)會促進了全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率的提高。在控制了其他變量的條件下，將當前費用角度的環(huán)境規(guī)制平均水平代入方程(5)-(6)可知，環(huán)境規(guī)制(費用角度)對技術進步增長率的促進作用大于對技術效率增長率的促進作用，即環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率增長率的促進作用主要依賴于其對技術進步增長率的促進作用。這可能是因為，排污費的征收一方面會造成相對要素價格的上升，要素價格的上升會引起激烈的“優(yōu)勝劣汰”效應，刺激企業(yè)改善生產(chǎn)工藝，加大研發(fā)投入和產(chǎn)品創(chuàng)新，進而推動地區(qū)的技術進步；另一方面，排污費的征收能夠有效地激發(fā)企業(yè)技術變革，發(fā)揮對企業(yè)的核心驅動作用，實現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，以此來打造地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升空間?？梢姡h(huán)境規(guī)制(投資角度)不利于全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率的提高，即環(huán)境規(guī)制(投資角度)對全要素生產(chǎn)率具有顯著的負向的增長效應；環(huán)境規(guī)制(費用角度)促進全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率的提高，且全要素生產(chǎn)率增長率的提高主要依靠技術進步，即環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向增長效應，并且主要依賴于技術進步。因此，政府在進行環(huán)境規(guī)制時，應將規(guī)制的重點由污染源治理投資以及環(huán)境基礎設施投資向引導企業(yè)自行進行環(huán)境投資轉變，進一步加大對企業(yè)排污費的征收，綜合運用污染排放權交易、環(huán)保補貼和行政監(jiān)管等各種環(huán)境規(guī)制工具，提高環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的約束力度，促使企業(yè)進行技術創(chuàng)新、技術擴散、技術轉移與引進，以此來實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率增長率的提高。

2.環(huán)境異質性分析

從表5可知，方程(1)和方程(2)的一次回歸系數(shù)分別為-1.176 8和-5.734 6，且均在1%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為0.338 6和2.874 5，且在5%和1%的水平上顯著，這說明不論環(huán)境規(guī)制水平的高低，環(huán)境規(guī)制(投資角度)對全要素生產(chǎn)率增長率的作用存在U形式。經(jīng)計算方程(1)和方程(2)的拐點值分別為1.737 7和0.997 5，而當前投資角度的環(huán)境規(guī)制平均值分別為1.346 1和0.743 0，顯然均處于拐點左側，這說明不論環(huán)境規(guī)制水平的高低，環(huán)境規(guī)制(投資角度)強度的增加都會抑制全要素生產(chǎn)率增長率的提高，即環(huán)境規(guī)制(投資角度)對全要素生產(chǎn)率具有顯著的負向增長效應。方程(3)和方程(4)的一次回歸系數(shù)分別為1.058 9和3.831 6，且在5%和1%的水平上顯著，二次項系數(shù)分別為-0.145 2和-2.153 6，且在5%和1%的水平上顯著，這說明不論環(huán)境規(guī)制水平的高低，環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率增長率的作用均存在倒U形式。經(jīng)計算方程(3)和方程(4)的拐點值分別為3.646 3和0.889 6，而當前中國環(huán)境規(guī)制(費用角度)的平均值分別為1.783 9和0.750 6，顯然均處于拐點左側，表明環(huán)境規(guī)制(費用角度)強度的增加有利于全要素生產(chǎn)率增長率的提高，即環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向增長效應，與上述結論保持了高度一致。將當前費用角度的環(huán)境規(guī)制平均水平分別代入方程(3)和方程(4)可知，在環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制(費用角度)對全要素生產(chǎn)率增長率的促進作用大，即環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，擁有較高的全要素生產(chǎn)率增長率?？梢姡趯嵤┉h(huán)境規(guī)制的過程中，不僅要注重投資角度的環(huán)境規(guī)制，還應多注意費用角度的環(huán)境規(guī)制，加大費用角度環(huán)境規(guī)制力度，以刺激企業(yè)進行技術創(chuàng)新，并通過“創(chuàng)新補償效應”抵消“遵循成本”的損耗，實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率增長與環(huán)境績效提高的雙贏局面。

表4 環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的增長效應分析(路徑分析)

表5 環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的增長效應分析(環(huán)境異質性分析)

五、結論、建議與展望

本文選擇2000-2016年中國29個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，從投資和費用角度構建環(huán)境規(guī)制指標，采用系統(tǒng)GMM估計方法來探討環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的水平效應與增長效應的影響。結果發(fā)現(xiàn)：(1)在水平效應分析中，無論是投資角度還是費用角度，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步作用均存在倒U形式，且均處于拐點左側，說明環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步均具有顯著的促進作用，且對技術進步的促進作用大于其對技術效率的促進作用，即環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向水平效應，這種正向水平效應主要依賴于其對技術進步的促進作用。同時，在環(huán)境異質性分析中，無論環(huán)境規(guī)制水平的高低，其對全要素生產(chǎn)率的作用均存在倒U形式，且均處于拐點左側，即無論環(huán)境規(guī)制水平的高低，其對全要素生產(chǎn)率均存在顯著的正向水平效應，且在環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，費用角度的環(huán)境規(guī)制作用較大，而在環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)，投資角度的環(huán)境規(guī)制作用較大。(2)在增長效應分析中，投資角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率作用均存在U形式，且處于拐點左側，說明投資角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率均具有顯著抑制作用，即投資角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率具有顯著的負向增長效應。而費用角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率作用均存在倒U形式，且處于拐點左側，說明費用角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率及其技術效率和技術進步的增長率均具有顯著促進作用，即費用角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向增長效應，且這種增長效應主要依賴于技術進步增長率的提高。同時，在環(huán)境異質性分析中，無論環(huán)境規(guī)制水平的高低，投資角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率具有負向增長效應，而費用角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率具有正向的增長效應，且環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，擁有較高的全要素生產(chǎn)率增長率。因此，要實施和制定適度的環(huán)境規(guī)制政策對當前全要素生產(chǎn)率提升是至關重要的。

由以上結論得出如下政策啟示：一是，總體上提高環(huán)境規(guī)制強度。無論是投資角度還是費用角度衡量的環(huán)境規(guī)制，其對全要素生產(chǎn)率均存在一定的正向水平效應和增長效應，可以說，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向的綜合效應，因此，提高環(huán)境規(guī)制強度對全要素生產(chǎn)率的提升是有利的。二是，在提升環(huán)境規(guī)制規(guī)模的同時，還應控制環(huán)境規(guī)制強度不高過拐點值，以防止“矯枉過正”情況的出現(xiàn)。應建立一系列的測評和預警機制，對環(huán)境規(guī)制強度進行實時監(jiān)控，并通過問卷調查、談話、大數(shù)據(jù)等方法深入企業(yè)內部進行綜合考評分析，以確保環(huán)境規(guī)制實施的有效性。同時，將企業(yè)意見和滿意度納入環(huán)境規(guī)制考評體系中，并作為環(huán)境規(guī)制強度調整的一項重要依據(jù)，以確保企業(yè)綠色生產(chǎn)積極性的提高。三是，實施差異化環(huán)境規(guī)制。在環(huán)境異質性分析中，可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響存在明顯的環(huán)境異質性，故國家在制定環(huán)境規(guī)制政策時，必須要因地制宜和量體裁衣，將各地區(qū)的環(huán)境要素、資源稟賦以及環(huán)境規(guī)制強度考慮在內。例如，在環(huán)境規(guī)制水平高的地區(qū)，從費用角度衡量的環(huán)境規(guī)制正向作用較大，可以加強對企業(yè)排污費的征收，綜合運用污染排放權交易、行政監(jiān)管等各種環(huán)境規(guī)制工具，提高環(huán)境規(guī)制對企業(yè)的約束力度，以此來激發(fā)地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升的新動能；在環(huán)境規(guī)制水平低的地區(qū)，投資角度衡量的環(huán)境規(guī)制正向作用較大，應進一步增加環(huán)境污染治理投資額的投入，通過政府治污的導向作用來引導企業(yè)進行清潔生產(chǎn)，刺激企業(yè)的生產(chǎn)轉型。四是，從長期來看，應重點加強費用角度的環(huán)境規(guī)制。從上述結論可知，費用角度的環(huán)境規(guī)制具有正向的增長效應和水平效應，而投資角度的環(huán)境規(guī)制卻是負向增長效應和正向水平效應，這說明費用角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的持續(xù)作用較強，且增幅較大，而投資角度的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的持續(xù)作用較弱，增幅較緩。因此，應重點從費用角度加強環(huán)境規(guī)制強度。例如加大對重污染企業(yè)的排污費征收強度、將家庭小作坊納入排污費的征收對象、對排污費征收范圍進行細化和分類征收等。

本文在前人研究的基礎上，以宏觀經(jīng)濟中的水平效應和增長效應為切入點，探討環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響，能夠有效反映環(huán)境規(guī)制的“量”和“質”，從本質上明晰了環(huán)境規(guī)制帶來的影響，解決了以往學者們研究結論模糊的問題。但是，本文還存在一定的研究不足：一是，本文雖然采用29個省的省際面板數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)具有一定的全面性，但樣本數(shù)據(jù)的選擇不全面，也忽視了微觀層面的樣本選擇，因此，可能會存在一些偏誤，有可能存在個別省份的環(huán)境規(guī)制水平高于拐點值，從而起到負向影響的可能性。二是，本文僅采用系統(tǒng)GMM作為研究工具，雖然解決了滯后因變量的內生性問題，但若解釋變量(非滯后內生變量)也有內生性，則得不到很好的處理，因此，可能會存在一些偏誤。三是，本文環(huán)境規(guī)制指標僅從投資和費用角度進行構建，可能存在考慮不全面的問題。針對這些不足，在之后的分析中，筆者認為可以考慮行業(yè)、企業(yè)層面的信息，以深化對這一問題的認識。同時，在環(huán)境規(guī)制指標選擇中，可以采用更多的子指標進行構建，例如工業(yè)COD排放量、二氧化硫排放量等。在研究工具的選擇上，可以采用多種方法進行估計分析，例如OLS、2SLS等，可提高對問題分析的準確性。