環境規制對城市可持續發展效率的非線性影響

何 芳，胡意翕

（同濟大學經濟與管理學院，上海 200092）

2020年，中共中央提出要堅持“更高質量、更有效率、更加公平、更可持續、更為安全”的發展，并將取得高水平的經濟發展、民生福祉和生態文明建設成果納入“十四五”時期國家發展的主要目標。然而，當前人類社會已從自然資本相對富裕的“空的世界”過渡到了生態環境約束的“滿的世界”，絕對稀缺的自然資本逐漸成為制約發展的關鍵［1］，如何在自然資本制約下提升綜合福利水平也就成了實現可持續發展的關鍵核心［2］。環境規制是政府實施可持續發展的重要措施之一。大量研究表明，環境規制不僅會影響城市的生態環境［3-4］，還會影響城市的經濟增長［5-6］和社會發展［7-8］，且差異化強度下的環境規制影響效果也不盡相同。故不同強度水平的環境規制必然對綜合城市經濟、社會和環境三大系統的可持續發展效率具有不確定影響。因此，該研究擬通過深入探究環境規制對城市經濟、社會和生態環境等各系統的主導影響效應，揭示環境規制與城市可持續發展效率間的影響關系。研究結果對優化國家環境政策體系，提升城市可持續發展水平，以及實現中國新發展階段的更高質量、更可持續的新發展目標具有重要的現實意義。

1 文獻綜述

國內外學者針對環境規制的經濟、社會和環境影響效應已經取得了大量研究成果。一致認可環境規制對經濟發展具有“合規成本”和“創新補償”兩種主要效應。其中，“合規成本”效應源自企業在環境規制約束下，需要支付資源消耗及污染排放費用使得生產成本增加，導致生產率和利潤率的下降［9］，且相關污染治理投資也會擠占企業生產經營性投資，導致企業產生潛在利潤損失［10］；“創新補償”效應則源于，規制刺激企業投資環境技術改造與環境管理創新，催生產品及其生產過程的“創新補償”以提高生產率，從而對城市經濟發展產生積極影響［11］。同時，學者們對于兩種經濟效應的主從關系進行了大量實證探索。Rassier 等［12］基于企業層面數據發現，規制顯著降低了企業利潤率或生產率，相對于創新補償而言，合規成本效應更為明顯；李平等［13］基于地區面板數據發現，規制的創新補償效應具有滯后性，只有在適度強度下才能發揮出積極影響效果；部分學者則進一步聚焦兩大效應關系即對經濟的影響研究，認為創新補償效應滯后于合規成本效應，故規制對經濟發展具有先抑制后促進的影響效果［5，14］。

相比之下，學界對于環境規制的社會發展影響研究較少，主要集中在對社會就業及收入影響，認為環境規制會通過干預企業成本和創新引發地區產業升級或轉移，進而帶動城市勞動力市場需求結構變動［7-8］，進而對社會發展存在先“錯位”和后“補償”效應［15］。“錯位”效應產生的原因在于勞動力市場結構調整具有時間滯后性，使得勞動力市場出現短期的供需錯位，引發嚴重的結構性失業，大大降低工人工資，導致社會效益下降［16］。但勞動力市場“錯位”會隨著勞動力的市場結構優化逐漸消失，失業會得到緩解，整體收入水平也會提升，最終對社會整體效益形成“補償”［17］。

對于環境系統而言，學界普遍認為環境規制具有“節能減排”“綠色悖論”“污染天堂”以及“反彈”等幾種典型效應。通常情況下，環境規制政策迫使企業將生產造成的環境負外部性內部化，使得企業生產成本提高，并引發資源均衡價格上漲，從而實現“節能減排”的效應［18］。但也會幾種特殊情況出現。一是，在環境規制政策出臺初期，企業因可預見未來生產成本提升、利潤下降，短期內加速資源開發，并試圖在新規制標準出臺前生產更多產品用于銷售，使得能源消耗在短期內急劇上升，便會出現“綠色悖論”現象［19］。二是，當本區域規制強度較弱時，環境規制較強地區的污染型產業會向本區域進行轉移，導致當地污染排放加劇，成為“污染天堂”［20］。三是，環境規制催生技術創新提高資源利用效率后，在帶來經濟社會效益快速增長的同時，還可能會引發更大規模的消耗和排污需求，導致技術效率改進被新增需求抵消，資源消耗和污染排放形成“反彈”［21］。但是，目前僅有少數學者聚焦規制的環境效應主導規律，實證發現在政策實施初期，低強度規制水平會加劇能源消耗出現“綠色悖論”，隨著時間推移，規制的“節能減排”效應才能得以凸顯［18］。

由于經濟、社會發展與環境改善存在沖突，為探索共贏發展路徑，學界亦開始關注環境規制對城市經濟、社會和環境三大系統的綜合影響。Guo 等［22］通過提出區域綠色增長績效概念，并構建能源消耗和污染物排放量與GDP 的比值指標，解析環境規制對經濟增長及環境發展的關系，并認為環境規制對區域綠色增長具有顯著的負向作用；李斌等［23］通過選取經濟和環境兩個方面多項指標，提出城市循環經濟發展績效概念，研究發現規制強度與循環經濟績效之間呈U 型關系；更多的學者則以勞動力、資本及能源等生產要素為投入，產出GDP和污染排放計算全要素生產率研究規制強度對城市發展的綜合影響，發現規制對城市綜合發展或具有顯著促進作用，或具有先抑制后促進的U型影響效果［24-26］。

不難發現，既有研究成果已經較為豐富，但仍存在以下兩點不足：①主要集中在闡釋環境規制對城市經濟、社會或環境單一子系統的各種影響效應及主從關系，缺少系統揭示城市三大系統的交互影響下，環境規制的主從效應規律；②環境規制對城市三大系統的綜合發展影響的研究視角很多，但罕見研究環境規制對城市可持續發展效率的影響作用。因此，該研究運用城市“兩個半球發展”理論及其效率評估思想，構建了環境規制對城市可持續發展效率影響的理論分析框架，探究了環境規制對城市經濟、社會、環境系統主導效應規律及影響效果，揭示了環境規制與城市可持續發展效率間的非線性影響關系，并在拓展部分對影響規制作用效果的關鍵城市特征要素加以識別。

2 理論分析

2.1 理論分析框架

所謂城市可持續發展效率，是指城市發展過程中自然資本消耗轉化為城市經濟、社會和環境綜合福利水平的效率。為了將自然資本、福利水平與城市可持續發展三者進行耦合，中國學者諸大建、韓傳峰和何芳等提出并構建了城市“兩個半球發展”理論模型［27-28］。該模型用生態文明發展半球代表城市綜合福利水平，具體包括GDP、醫療教育水平以及綠化程度等城市經濟、社會、環境系統產出；用生態投入半球代表城市為獲得福利提升所需的自然資本，包括資源消耗、污染排放等環境系統投入；并利用兩個半球的相對位置表征城市可持續發展狀態，即城市的生態文明發展水平越高、生態投入水平越低，基于投入產出視角下的城市可持續發展效率也就越高。

為了控制地區污染程度、改善生態環境，各級政府通過制定環境規制對企業環境污染行為進行直接或間接干預，因而對城市生態投入水平和生態文明發展水平產生正向或負向影響，引起兩個半球的相對位移，進而改變城市可持續發展效率，如圖1所示。若生態文明發展半球正向移動，生態投入半球負向移動，表明環境規制可促進城市可持續發展效率提升。反之，則說明環境規制抑制了城市可持續發展效率。

2.2 環境規制對城市系統的影響效應分析2.2.1 對經濟系統的影響效應

生態文明發展半球中的經濟產出代表了城市經濟系統。環境規制對城市經濟系統的影響效應具有“合規成本”和“創新補償”兩種，但實際上，“污染天堂”效應也同樣會對城市經濟系統產生影響。當環境規制較弱的時候，規制尚不足以引起區域內企業的成本變化，但該地區卻可以憑借低規制水平的比較優勢吸引產業轉入成為“污染天堂”，從而促進區域經濟發展。隨著規制強度增強，“合規成本”效應開始出現并占據主導地位，此時規制對城市經濟發展形成制約。當規制強度繼續上升，環境規制催生技術創新的動力逐漸增強，規制的影響效應由以“合規成本”為主逐漸轉為“創新補償”主導，再次對城市經濟形成促進。當然，由于技術的創新與進步受多種因素影響，且規制的促進作用也并非無限的，故隨著規制強度繼續升高“創新補償”效應會逐漸減弱，即環境規制并非越強越有利于經濟發展。綜上，提出假設1。

H1：隨著強度的提升，規制對城市經濟系統影響將會出現兩個轉折點，一個是由“污染天堂”效應主導轉為“合規成本”效應主導的負向轉折點，另一個是由“合規成本”效應轉為“創新補償”效應主導的正向轉折點，規制與城市經濟系統之間呈“N”型影響關系，如圖2所示。

2.2.2 對社會系統的影響效應

生態文明發展半球中的社會產出代表了城市的社會系統。一方面，通過影響社會就業，環境規制對城市社會系統相繼產生“錯位”與“補償”的直接影響。另一方面，環境規制影響城市經濟發展，而經濟發展水平的高低又通過影響該地區科、教、文、衛、體等方面的設施及服務健全度，決定地區公共服務能力和社會發展水平［33］，故環境規制對城市社會系統還存在公共服務供給方面的間接影響。這種間接影響表現在，規制對經濟系統的影響效果會同向傳遞至社會系統。因此，提出假設2。

圖1 環境規制對城市可持續發展效率影響的兩半球分析框架

圖2 環境規制對城市經濟系統的影響

H2：隨著規制強度由弱變強，城市社會系統經歷了就業方面從“錯位”到“補償”的直接效應影響，同時接受來自經濟系統“污染天堂”“合規成本”與“創新補償”等間接效應影響，故城市社會系統也存在正、負向兩個轉折點，規制對城市社會系統影響作用同經濟系統也呈“N”型，如圖3所示。

2.2.3 對環境系統的影響效應

生態投入半球的資源消耗和污染排放以及生態文明發展半球中的環境產出（即城市綠化）共同表征城市環境系統。對于資源消耗和污染排放而言，當地區規制強度較弱時，環境規制以比較優勢發揮“污染天堂”效應，導致該區域資源消耗和污染排放加劇；當規制強度提升到一定程度后，規制逐漸發揮正向“節能減排”效應；但規制過強又會引發負向“反彈”效應。在環境產出（城市綠化）方面，環境規制則始終具有“綠化生態”效應，其通過引導政府制定具有環保導向的公共政策對城市綠化發揮積極影響。因此，提出假設3。

H3：隨著規制水平由弱到強，環境規制對城市環境系統的主導效應依次表現為“污染天堂”“節能減排+綠化生態”以及“反彈+綠化生態”，故環境系統也具有正、負兩個轉折點，規制對城市環境系統呈現為“倒N”型影響，如圖4所示。

2.3 環境規制與效率的影響關系分析

據前文環境規制對城市各系統影響效應的分析結果，不難發現，規制對城市經濟、社會和環境系統的影響密切關聯且交互影響。通過疊加規制對各系統的影響效果，運用兩個半球理論分析框架對城市發展各項投入產出變化加以探討，即可分析得到環境規制與城市可持續發展效率之間的影響關系。

圖3 環境規制對城市社會系統的影響

圖4 環境規制對城市環境系統的影響

鑒于城市的經濟和社會系統關聯緊密且規制影響規律基本一致，為簡化分析，將經濟和社會轉折點進行合并處理。并且，隨著“污染天堂”效應消失，經濟社會系統發生負向轉折，環境系統發生正向轉折，兩個轉折點幾乎相伴出現，為簡化分析文章將兩點對應的強度值重合。此外，據環境系統“反彈”效應內涵可知，資源消耗和污染排放出現反彈的前提是經濟社會效益的快速增長，故環境負向轉折點必然位于經濟社會正向轉折之后。由此，環境規制對城市綜合系統的影響可劃分為4個階段，如圖5所示。

2.3.1 效率下降階段

規制強度位于經濟社會負向轉折點和環境正向轉折點之前。環境規制正向影響城市經濟社會系統，增加經濟和社會產出，負向作用于城市環境系統，增加污染排放和資源消耗，但對環境產出（指城市綠化）影響相對不太明顯。另外，由于自然資本在“滿的世界”中是絕對稀缺的［1］，環境系統在現代城市發展中較經濟社會系統更加脆弱，因規制較弱而受到負向作用后惡化程度更大，故此時規制對環境系統的負向影響要大于其對經濟社會系統的正向影響。此時，環境規制推動圖1中的兩個半球向更高水平發生同向位移，但生態文明發展半球位移幅度小于生態投入半球，使得上半球低于下半球最終表現為城市可持續發展效率的下降。因此，該階段，環境規制對城市可持續發展效率提升表現為抑制。

2.3.2 效率回升階段

規制強度位于經濟社會正向轉折點（亦即環境正向轉折點）和經濟社會負轉折點之間。環境規制對城市經濟社會系統發揮負向影響作用，經濟、社會產出下降，且據邊際效益遞減原理，產出的下降程度會呈由大到小的趨勢。對于城市環境系統而言，環境規制發揮正向影響，資源消耗和污染排放減少，環境產出增加，且因尚處在環境正向轉折初期，規制對環境系統的正向影響會穩定在一個較大程度。此時，環境規制推動兩個半球向更低水平發生同向位移，且隨著經濟社會產出下降程度由大到小，生態文明發展半球會“先低于、后高于”或“始終高于”生態投入半球，故該階段環境規制對城市可持續發展效率最終表現為促進。

2.3.3 效率上升階段

規制強度位于經濟社會正向轉折點和環境負向轉折點之間。環境規制對城市經濟、社會和環境系統均發揮正向影響作用，經濟、社會和環境產出增加，資源消耗和污染排放下降。此時，環境規制推動兩個半球發生反向位移，生態文明發展半球遠高于生態投入半球，故該階段環境規制繼續促進城市可持續發展效率提升。

2.3.4 效率回降階段

規制強度位于環境負向轉折點之后。環境規制對城市經濟社會系統依然發揮正向作用，但此時的促進效果已經趨于平緩，經濟產出和社會產出增幅較小。而規制對城市環境系統則開始出現負向“反彈”效應，資源消耗和污染排放再次加劇，且環境產出提升空間已經較小。此時，環境規制推動兩個半球向更高水平同向位移，但生態文明發展半球低于生態投入半球，故該階段環境規制對城市可持續發展效率的影響作用再次轉為抑制。

綜上提出假設4。

H4：隨著規制水平由弱到強，環境規制對綜合經濟、社會和環境三個系統的城市可持續效率的影響也具有兩個拐點（分別出現在Ⅱ和Ⅳ兩個階段），且二者之間呈“倒N”型非線性影響關系，如圖5所示。

3 數據、變量與模型

3.1 變量選取、數據說明及描述性統計

3.1.1 變量選取及測度

圖5 環境規制與城市可持續發展效率的非線性影響關系

（1）被解釋變量。城市可持續發展效率（USDE）。據前文理論分析，采用以自然資本作為投入和以城市綜合福利作為產出的投入產出效率來衡量城市可持續發展效率。效率評價指標選擇及測算方法具體參考韓傳峰等［28］和方時姣等［29］學者的做法。

首先，將表征自然資源、環境投入和城市綜合福利產出的資源消耗、污染排放、經濟產出、社會產出、環境產出列為一級指標，并根據指標體系構建的科學性、系統性和可操作性等原則選取二級指標和底層指標，見表1。

隨后，采用Tone［30］提出基于松弛變量測度的非徑向非角度的DEA 分析方法，即SBM 模型，基于以上指標計算各城市可持續發展效率值。計算模型如下：

其中：s-、sg、sb分別是投入、期望產出、非期望產出的松弛變量。目標函數ρ*（0≤ρ*≤1）表示效率值，關于s-、sg、sb嚴格遞減。當s-=sg=sb=0，函數存在最優解，ρ*=1，表示決策單元充分有效。如果0≤ρ*＜1 時，說明決策單元存在效率損失，需要在投入和產出上進行相應的改進。

城市經濟系統發展水平（U_eco）。用表1中經濟產出指標度量經濟系統發展水平。

城市社會系統發展水平（U_soc）。用表1 中社會產出指標衡量社會系統發展水平，參考韓傳峰等［28］做法，先測得綜合教育、醫療、就業和城鄉收入差距指標，后采用熵值法計算權重，用加權平均值表示。

城市環境系統發展水平（U_env）。用表1 中資源消耗、污染排放和環境產出指標綜合衡量環境系統發展水平，同樣先測算得到各一級指標，后采用熵值法計算權重對各一級指標加權得到。

（2）解釋變量。環境規制強度（ER）的替代指標一般有污染治理投資或污染排放成本［5，31］、污染物排放量或污染去除率［17，32］，以及頒布環境行政規章數或受理環境行政處罰案件數［33-34］等幾種方式。鑒于中國地級市層面污染治理投資及排放費用等數據難以通過公開渠道獲得，且政府對環境治理效果的考察指標多為比例型指標，污染物去除率對于環境規制強度衡量效果相對更為直接且準確，故選擇用城市污染物去除率指標度量城市環境規制強度。

借鑒Peng［35］和Ge 等［17］做法，選擇工業二氧化硫去除率、工業煙（粉）塵去除率、工業固體廢物綜合利用率、污水集中處理率以及生活垃圾無害化處理率5個指標，綜合衡量環境規制的強度①由于官方數據統計口徑調整，2016年后大部分城市工業二氧化硫去除率和工業煙（粉）塵去除率的數據缺失，故該研究用采用2016年及以前數據的幾何平均值對2017年和2018年這兩項指標的缺失值進行補充。為排除由此造成的數據誤差對研究結果可靠性的影響，文章又分別用算數平均值和移動平均值進行缺失數據補充，發現原結果依然成立，表明該部分數據處理誤差不影響文章研究結果可靠性。，具體方法如下。

首先，對各單項指標作標準化處理。

其中：PRig表示i城市污染物g處理率的原始值，min（PRg）和max（PRg）分別代表污染物g處理率在所有城市所有年份的最小值和最大值，PRig

表1 城市可持續發展效率評估投入產出指標

s為i 城市污染物g處理率的標準化值。

其次，由于各種污染物自身的排放量差異也會對去除率指標的衡量效果產生影響，根據污染物排放量指標Pig的熵值計算權重Wg。

其中：Eg為污染物g處理率的熵值，Eg為污染物g排放量的熵值，K=lnm為調整系數，m為樣本量。隨后，計算5個指標的加權平均值，即環境規制指標為：

為保證估計結果的可靠性，該研究同時采用5個單項指標等權加和構建的環境規制指標ER*進行穩健性檢驗。

（3）控制變量。參考文獻［24］和［36］，選擇城市特征變量作為控制變量納入模型檢驗，包括城市經濟貢獻度、人口集聚度、科技水平、產業結構、公共交通規模、利用外資水平。其中，經濟貢獻度（ec）用城市全年GDP與當年全國GDP總量的比值表示；人口集聚度（uc）用市轄區建成區人口密度作代替指標；科技水平（tec）采用科研綜合技術服務業從業人員占單位從業人員比重表示；產業結構（is）用二產增量占GDP 比重表示；公共交通規模（traf）用每萬人擁有公共汽車數度量；利用外資水平（fdi）用實際利用外資總額占GDP比重表示，實際利用外資總額以當年平均匯率轉換成人民幣并折算成2011年不變價水平。

3.1.2 數據來源說明及變量描述性統計

該研究的計量分析利用中國35 個大中城市①選擇的35個大中城市包括：北京、上海、廣州、深圳、杭州、南京、天津、成都、武漢、青島、寧波、廈門、重慶、大連、沈陽、長沙、西安、鄭州、濟南、太原、長春、昆明、合肥、哈爾濱、福州、海口、南昌、石家莊、呼和浩特、烏魯木齊、南寧、蘭州、貴陽、銀川和西寧。2011—2018年數據。數據的主要來源包括：《中國城市統計年鑒》《中國城市建設統計年鑒》《國民經濟與社會發展統計公報》和《中國環境統計年鑒》。35個大中城市為直轄市、省會城市以及副省級城市，在環境政策制定與實施、城市可持續發展等方面均處于領先且核心地位，故具有代表性。

各變量的描述性統計見表2。從均值來看，35個大中城市可持續發展效率均值為0.660，整體來看還有較大提高空間。從標準差來看，城市特征變量中僅經濟貢獻度、科技水平和利用外資水平這3個變量的標準差較大，說明除這幾個方面以外，35 個大中城市在其他方面的發展均較為均衡，故具有可比性。

3.2 模型選擇及其設定

3.2.1 非參數估計

既有研究結果中，環境規制強度對城市可持續發展效率的影響關系尚不明確，無法對該研究計量模型形式設定起到預先約束或者參考作用。故先通過非參數估計方法初步探究二者的關系。

局部加權散點平滑法（LOWESS）是一種常用于研究二維變量關系的非參數估計方法，相比于整體擬合，該方法可以獲得兩個變量之間更細致局部的變化趨勢。采用默認帶寬0.8的LOWESS估計結果如圖6所示。可發現，環境規制強度（ER）與城市可持續發展效率（USDE）兩個變量之間為非線性關系，先下降再上升，短暫趨于平緩后再次上升。

3.2.2 動態面板模型及參數估計方法

據非參數估計結果可知，該研究的標準參數估計模型中須在基礎模型之上加入環境規制的平方項、三次項等低階高次項。同時，考慮到城市可持續效率具有延續性，還需要在模型中引入動態項，即加入可持續效率的滯后一期項，構建動態面板模型。具體模型設定如下：

表2 城市特征變量的描述性統計

其中：i表示具體的城市，t表示年份；USDEit表示某市某一年的可持續發展效率。USDEi，t-1表示某市滯后一期的可持續發展效率；ERit表示i 市在t 年的環境規制強度，（ERit）n為環境規制強度的低階高次項（n，m=2、3、4）；Xi表示控制變量；εi為個體固定效應；uit為隨機擾動項。

圖6 局部加權散點平滑法（LOWESS）估計

考慮到模型存在以下內生性問題：①模型形式上包含動態項這一內生性誘因；②環境規制與城市可持續效率之間也可能存在雙向因果關系，因為城市可持續效率水平很可能會從政府政策制定與監管、企業執行和公眾監督等方面對地區環境規制的實際強度產生影響；③鑒于數據的可獲得性，模型中還可能忽視了諸如城市的自然條件、資源稟賦等難以量化的控制變量，導致存在遺漏變量。為了處理這些問題，文章采用系統廣義矩估計（SYS-GMM）兩步法對動態面板模型進行參數估計，通過Hansen檢驗和Arellano-Bond 檢驗（AB 檢驗）對工具變量選取的有效性進行相關統計檢驗，并采用DIFF-GMM方法來進行穩健性檢驗。

4 實證檢驗結果

4.1 規制對城市三大系統的主導效應規律及影響效果

為驗證環境規制對城市經濟、社會和環境系統的影響效應是否與前文理論分析相符，該研究先將動態面板模型中的被解釋變量（USDE）分別替換為城市經濟系統發展水平（U_eco）、社會系統發展水平（U_soc）和環境系統發展水平（U_env），進行基準回歸與穩健性檢驗，結果見表3。

從估計結果來看，所有模型Hansen 檢驗對應P 值均在0.1 以上，接受了工具變量不存在過度識別的原假設，且AB 檢驗中AR（2）的P 值均大于0.1，表明不存在二階自相關，證明了模型所選工具變量整體上是合理有效的。且所有模型中，城市社會、經濟和環境系統發展水平滯后一期項的系數均顯著為正，說明城市各系統發展具有正向延續性。二次模型（M1、M3 和M5）中環境規制及其平方項的系數均不顯著，而三次模型（M2、M4和M6）中環境規制及其高次項的系數均顯著，說明環境規制強度與城市三大系統發展水平均呈三次影響關系。

表3 環境規制對城市三大系統的影響

具體地，M2 和M4 中的環境規制一次項、平方項和三次項的系數均分別顯著為正、顯著為負和顯著為正，表明規制對城市經濟系統和社會系統的影響均呈先促進、后抑制、再促進的“N”型非線性關系。而M6中，解釋變量一次項系數顯著為負，平方項系數顯著為正，三次項系數顯著為負，表明環境規制對城市環境系統的非線性影響表現為“倒N”型，即先抑制、后促進、再抑制。采用DIFFGMM 估計后以上結果依然成立，說明結果較為穩健。至此，該研究的假說1、2和3均已得到驗證。

4.2 規制與城市可持續發展效率間的非線性影響關系

前文已實證檢驗了環境規制對城市各系統的主導效應規律和影響效果，接下來對環境規制與城市可持續發展效率間的影響關系展開實證。以城市可持續發展效率為被解釋變量的基礎模型（一次模型M7），以及分別引入二次項、三次項和四次項之后的回歸結果（M8、M9 和M10）見表4。

結果顯示，所有模型均通過了的Hansen檢驗和AB檢驗，但四次模型M10 可能存在自變量多重共線問題，所以作者認為一次、二次和三次模型設定均較為合理，估計結果可靠性較強。從M7—M9估計結果來看，可持續發展效率滯后一期項的系數基本上都顯著為正，說明城市可持續發展效率的確具有延續性，上一期發展效率會對當期效率值產生正向影響。其中，M7 和M8 中的環境規制及其高次項的系數均不顯著。M9 中，無論采用ER 還是ER*，其一次項、平方項和三次項的影響系數均分別顯著為負、顯著為正和顯著為負，結果顯著且較為穩健。另采用DIFF-GMM 估計對三次模型M9 再次進行穩健性檢驗，發現估計結果與基準回歸一致。同時，根據三次模型估計出的參數值計算出極值點均落在環境規制的取值范圍之內，且與LOWESS 擬合結果高度吻合。綜上，作者認為三次模型M9 設定合理，估計結果顯著且穩健，視為該研究的主回歸模型。

根據三次模型M9 估計結果可以判定，環境規制與城市可持續發展效率之間為“倒N”型非線性關系：當規制強度低于第一極值點時，環境規制抑制城市可持續發展效率提升；規制強度突破第一個極值點后，環境規制才開始發揮正向促進效果；當規制強度提升超過第二個極值點后，又會再次抑制城市可持續發展效率提升。至此，假設4也得到了驗證。該結果說明，環境規制的確可以成為促進城市可持續發展效率提升的有效手段之一，但規制提效作用得以發揮的前提是保持適度的規制強度，規制不足或規制過度均會對城市可持續發展產生不利影響。

表4 環境規制對城市可持續發展效率的影響

5 擴展研究

前文證實了環境規制對城市可持續發展效率具有非線性影響。但實際上，規制對效率的非線性影響還取決于經濟、人口、科技等城市特征要素發展變化的外部影響，即規制的效率影響效果會隨著部分城市特征要素的變化而變化。因此，該研究構建以下面板門檻模型，分別以城市經濟貢獻度、人口集聚度、科技水平、產業結構、公共交通規模、利用外資水平等城市特征要素為門檻變量，從城市特征要素外部影響視角，進一步探究規制對城市可持續發展效率的非線性影響，識別影響規制作用效果的關鍵城市特征要素并揭示其影響規律。

上式中，qit為門檻變量，λi為特定的門檻值，εi為個體固定效應，I（·）為示性函數，相應條件成立時取值為1，否則取值為0，其他變量含義不變。以上為單門檻情況，多重門檻模型的設定與之類似，不再贅述，僅在下文中對多重門檻進行檢驗。

門檻檢驗結果和門檻值估計結果見表5。結果表明，城市經濟貢獻度、人口集聚度、產業結構、公共交通規模和利用外資水平等都具有單一門檻效應，而科技水平不具有門檻效應。這說明，經濟、人口、產業、公共交通和外資利用等城市特征要素是影響規制作用效果的關鍵要素，其發展程度不同會使得規制效率影響效果也不同，而科技水平的影響并不顯著。

門檻估計結果見表6。模型M11、M12 和M14 的結果顯示，隨著城市經濟貢獻度、人口集聚度以及公共交通規模的變化，規制對城市可持續發展效率的影響始終保持為正，但具體的影響大小會隨著三個特征變量的增大而加強。具體地，當城市經濟占全國經濟的比超過1.03%（對應門檻值，下同），市轄區建成區人口密度超過14 794人/km2，每萬人擁有公共汽車數量大于13.67 臺時，環境規制對城市可持續發展效率的促進作用會變得更強。原因可能在于，經濟貢獻度（ec）高的城市，產業以資金技術密集型集聚為主，且規模更大、勞動力結構更加多元，能有效擴大環境政策的積極效應，削減負面影響，更有利于發揮環境政策對城市可持續發展的正向作用，而經濟相對落后的城市，產業以污染、勞動密集型居多，環境政策的實施雖然能對城市環境系統形成正向影響，但同時也對城市經濟和社會造成較大負向影響。人口集聚度（uc）的提高有助于發揮污染處理的規模效應和資源利用的集聚效應，且人口集聚為城市提供了充足的勞動力，并通過知識溢出與就業競爭提升個體人力資本水平［34］，更有利于實現技術創新和產業的快速轉型。公共交通規模（traf）的擴大，一方面能夠加速城市內部資本、信息、勞動力等要素流動，為技術創新和產業升級提供優質環境，進而促進規制正向作用效果，另一方面可有效控制私家車保有量增速，減緩交通擁堵、污染以及安全問題，擴大環境規制的積極影響。

模型M13 和M15 的結果顯示，隨著產業結構和利用外資水平的變化，規制始終正向作用于城市可持續發展效率，但其正向作用效果隨著二產比例和單位經濟實際利用外資總額的增大而減小。具體地，當二產增值占GDP 比重超過45.79%，實際利用外資總額占GDP 比重超過3.75%時，環境規制的效率促進作用便會開始放緩。原因可能在于，產業結構（is）中二產占比越高，城市產業轉型升級程度越低，產業結構水平較低時不利于規制對城市綜合發展正向作用的發揮。利用外資水平（fdi）方面，中國以“市場換技術”的引資策略導致外資在華技術和產品的綠色含量偏低，同時擠占了本土企業市場份額并阻礙其綠色創新，亦不利于環境規制積極影響的發揮。

表5 門檻效果顯著性檢驗和置信區間

6 結論與建議

該研究構建了環境規制對城市可持續發展效率影響的理論分析框架，探究了環境規制對城市各系統影響效應的主導規律及其影響效果，揭示了環境規制對城市可持續發展效率的非線性影響，并識別了影響規制作用效果的關鍵城市特征要素。研究以中國35個大中城市為樣本，運用動態系統GMM 估計和面板門檻模型展開實證。結果表明，環境規制在不同強度階段下，對城市經濟、社會和環境系統影響的主導效應不同，環境規制對城市經濟和社會系統的影響表現為近似“N”型，而對城市環境系統的影響則表現為“倒N”型。環境規制與城市可持續發展效率之間具有“倒N”型非線性關系，隨著規制水平由弱到強，環境規制的效率影響表現為先抑制、后促進、再抑制。研究還發現，城市的經濟貢獻度越高、人口集聚程度越大、公共交通規模越大，環境規制對城市可持續發展效率的積極影響效果也越強，產業結構中二產占比越大，利用外資程度越高，越不利于環境規制積極作用的發揮。鑒于上述研究結果，提出以下政策建議：

一是要進行適度規制。為了使環境規制政策發揮效率促進作用，須將規制強度控制在合理區間。首先，要基于對企業成本承受能力、產業技術創新能力以及勞動力市場供需情況的研判與評估，探索城市經濟社會正向轉折點，據此設定環境規制基準強度標準，引導城市跨越規制不足階段。其次，須加強對城市資源消耗、污染排放的總量指標與強度指標的監測與分析，據此建立城市環境系統臨界預警系統，謹防規制過度出現“反彈”效應。最后，考慮到基于政府行政命令的環境規制效果往往無法得到及時反饋并進行精準調整，故還應該盡快建立“政府引導、市場落實、公眾監督”的城市環境共治機制，發揮市場和公眾參與作用，擴大不同環境規制手段的組合設計并形成優劣互補，以實現環境規制強度的及時精準調控。

二是要優化關鍵要素。為了充分發揮規制效率促進作用，須加強城市經濟、人口、產業、交通和外資引進政策與環境政策的協同配合，優化城市特征要素，改善環境規制實施環境。一方面，通過政策導向持續推進城市經濟發展、人口集聚、產業結構升級和公共交通規模提升。經濟產業上，財稅、金融政策應與環境政策形成合力，共同引導企業技術創新和產業結構調整，促進城市經濟規模擴大和經濟高質量發展水平提升；人口上，須加快戶籍制度改革，有序放開城市戶籍限制，持續加強人才引進，逐步提高城市人口尤其是高素質人才集聚度，發揮人口規模與集聚優勢；城市交通上，進一步擴大公共交通規模，通過政策引導發展綠色公共交通，加快推進現代化綜合交通體系構建。另一方面，在中國“十四五”持續擴大對外開放的背景下，外資政策要注重從引資規模擴張向引資質量增長轉變的引導，推動外資競爭實現外資利用結構的持續優化，以弱化外資粗放利用對環境規制作用效果的負向影響。

表6 門檻模型參數估計結果