長江經濟帶環境規制對工業綠色轉型的影響研究

覃瓊霞，王曉蓬，郭媛媛，江濤

（1.浙江理工大學經濟管理學院，浙江杭州 310018；2.中國計量大學經濟與管理學院，浙江杭州 310018）

引言

長江經濟帶的工業綠色轉型是生態文明建設國家戰略的重要內容。但是，長江經濟帶依然存在著產業結構“偏重偏化”、產業布局不合理以及工業企業治污投入不足等問題[1]。為此，中央政府明確要求長江經濟帶加快產業轉型升級，發展新型生態產業、淘汰落后產能、實行環保技術改造、優化行業企業結構。故此，提升長江經濟帶工業綠色轉型效率，加快工業綠色轉型進程，既是短期內應對長江經濟帶環境污染，扭轉長江流域生態環境退化的關鍵內容，也是響應中央號召、加快長江經濟帶產業結構優化、引領中國經濟高質量發展、踐行生態文明國家戰略的必由之路，具有重要的理論價值和實踐意義。

推動長江經濟帶產業綠色發展的重要舉措之一就是優化制度供給，包括采取最嚴厲的環境規制來推進供給側改革[2]。近年來，長江經濟帶沿線各省市分別采取了直接管制、經濟管制和公眾參與等手段來推進經濟帶的環境治理和綠色轉型。直接管制包括行政命令和行政處罰，如浙江省政府推行的重污染企業關停并轉措施[3]；經濟管制主要有排污費、排污許可證、排污權交易、排污技術改造補貼等；公眾參與包括公眾和媒體監督等。上述諸類環境規制措施是否促進了長江經濟帶工業綠色轉型，如何促進的？學術界針對環境規制與工業綠色轉型問題展開了諸多研究，但是關于長江經濟帶環境規制對工業綠色轉型影響的專門研究卻鮮有涉及。鑒于此，本文利用2002—2017 年長江經濟帶11 個省市的面板數據研究環境規制對工業綠色轉型的影響與作用機理，進而為加快推進長江經濟帶綠色轉型提供新的思路。

1 文獻述評

自Porter 和Linde[4]提出了創新性的波特假說以來，環境規制問題逐漸成為學術界關注的焦點。既有文獻主要圍繞環境規制選擇與評價以及環境規制效應等問題展開研究。

環境規制的選擇與評價是研究的首要問題。理論上環境規制可以分為正式規制和非正式規制。正式規制進一步分為命令—控制型、市場激勵型和自愿型，而非正式規制則是一種自下而上自發的公眾參與型規制，對企業行為產生軟約束[5,6]。以“督政”為特征的中央環保督察制度是中國命令—控制型規制的重要內容[7-9]。另外，環境司法也是典型的命令—控制型規制[10]。Shapiro 在對1970 年代以來美國環境治理效果進行評價后認為，命令與控制型規制的治理效果要明顯好于市場激勵型規制[11]。但是，命令—控制型規制通過嚴格問責以及對違規企業實施叫停或處罰會增加生產者的服從管制成本，繼而可能阻礙企業技術進步，最終會損害經濟發展[12]。與此相比，市場激勵型規制可以在治理環境的同時促進企業技術進步和產業結構優化。市場激勵型規制事實上是通過“利用市場”和“建立市場”的兩大政策工具促進工業生產并實現綠色轉型[13]。既有文獻對市場激勵型規制在技術進步和產業結構優化中的作用進行了研究：一部分文獻從微觀視角研究市場激勵型規制的企業TFP 效應[14]；另一部分文獻則借助城市和省份數據從宏觀層面上研究激勵型規制措施對產業結構優化和經濟增長的影響[15]。上述諸類研究表明，命令—控制型規制對環境治理有效，但對技術進步和經濟增長不利；自愿型規制雖有助于環境治理，但可控性不強，在實踐中很難全面快速推進，只能作為一種補充機制；市場激勵型規制不僅在環境治理方面有效，還有助于技術進步和綠色轉型。

市場激勵型規制對工業綠色轉型的影響是文獻研究的重點內容。一部分文獻分析了市場激勵型規制與工業綠色轉型之間的關系。申晨等發現市場激勵型規制存在著顯著的綠色技術促進效應[13]。景維民和張璐采用研發補貼和環境稅作為市場激勵型規制工具分析其對工業綠色進步的正向促進效應[16]。朱東波和任力則采用成本和績效型規制工具考察環境規制對工業綠色轉型的影響，并揭示了市場激勵型規制與工業綠色競爭力之間的“U”形關系[17]。孫海波和劉忠璐采用治污費用比例作為市場激勵型規制的代理變量，研究了環境規制影響工業綠色轉型的門檻效應[18]。Aditi 分析了投資型市場規制對產業綠色轉型的促進效應[19]。另有一部分文獻探尋環境規制影響工業綠色轉型的作用渠道。杜龍政等分析投資型規制與工業綠色競爭力的關系，揭示了投資型規制通過成本節約、性能提升和心理價值三因素促進了工業綠色進步[20]。申晨等發現技術效應和結構效應是環境規制影響中國工業綠色轉型的兩類重要渠道[13]。Du 等認為市場激勵型規制促進工業綠色轉型主要通過綠色技術創新和產業結構轉型升級兩個渠道，而經濟發展水平則是重要的調節變量[21]。王書斌和徐盈之揭示了中小企業在市場規制下通過學習效應實現綠色轉型[22]。

市場激勵型規制對工業綠色轉型的分類效應是文獻研究的熱點。部分文獻分析了異質性市場激勵型規制對工業綠色轉型的影響。楊喆等通過對市場規制強度的工業結構綠色轉型效應研究，揭示了規制強度與綠色轉型之間的“U”形關系[23]。Maia 和Bernard分析了包括排放稅、排放配額和排放標準在內的市場規制對生態產業轉型的異質性影響[24]。Brolund 和Lundmark 以歐洲造紙行業為例，揭示了針對不同排放物的市場規制所產生的工業綠色轉型效應[25]。另有部分文獻分析了市場規制在不同環境下所產生的差異化工業綠色轉型效應。市場規制效應往往因區域生態環境等因素存在明顯差異性[26,27]。周桂榮和李曉慧發現市場激勵型規制的工業綠色轉型效應還存在著行業異質性，清潔行業比污染密集型行業對環境規制的容忍度更高，更易實現綠色轉型[28]。上述文獻研究表明，市場激勵型分類規制存在著多重工業綠色轉型效應。為此，本文進一步將市場激勵型的分類規制與多重異質性工業綠色轉型效應結合起來，更全面地考察市場激勵型規制作用下的多重工業綠色轉型效應。

本文嘗試在現有文獻基礎上作出如下兩方面的邊際貢獻：一是揭示市場激勵型規制促進工業綠色轉型的內在機理；二是拓展既有市場激勵型規制效應的研究路徑，以長江經濟帶環境規制與工業綠色轉型為背景，進一步揭示市場激勵型規制所產生的工業綠色轉型分類效應與邊際效應。

2 理論分析

申晨等[13]、鄧慧慧和楊露鑫[29]分別運用Copeland 和Taylor[30]的建模思想推演出環境治理與工業綠色轉型的分析框架。基于此，本文進一步構建一個雙重市場激勵型規制與工業綠色轉型的結構框架，以考察市場激勵型規制促進工業綠色轉型的內在機理。

假設省份j的生產部門i，其生產函數由技術aij、勞動lij和排污量dij構成。省份j設定一個排污量上限λj，當排污量dij＞λj時，該部門被限制生產；當排污量dij＞λj時，該部門被允許生產。具體的生產函數如式（1）所示：

約束條件為：

其中，rij為技術投入強度；wj工資水平；τj為排污費，rij＞0，τj＞0，0＜αij＜1。

鑒于成本函數比利潤函數有著更好的性質，本文接著將該部門的生產決策轉化為式（3）所示的成本最小化問題。

由此得到條件要素需求函數分別為：

進一步得到最優的成本函數：

由謝潑德引理得到：

由式（10）進一步得到：

由于0＜αij＜1，容易得到：

式（12）說明，隨著排污費的增加，部門i的排污量將減少。式（13）說明，隨著技術投入強度的增強，生產技術水平將上升，進而會減少污染性部門的排污量。式（14）意味著式（12）的排污費與排污量之間存在著二次函數關系，且隨著排污費的提升，減排效應存在著遞減趨勢。結合Bhringer 等[31]、原毅軍和劉柳[32]和申晨等[13]關于費用型和投資型市場規制的兩分法，本文將排污費作為費用型規制的代理變量，將技術投入強度作為投資型規制的代理變量，進而構建雙重市場激勵型規制變量。由此，結合式（12）、式（13）和式（14）的分析結果，本文提出H1 假設：

H1：費用型和投資型規制對長江經濟帶工業綠色轉型產生促進效應，但費用型規制的促進效應呈現遞減特征。

另外，既有文獻對分類環境規制的異質性效應和單一環境規制的多重異質性效應展開了實證研究[13,29,33]，本文進一步結合分類環境規制以及多重效應特征，提出了雙重市場激勵型規制的多重異質性工業綠色轉型效應假設H2：

H2：費用型和投資型規制對工業綠色轉型的促進效應存在顯著的多重異質性特征。

最后，既有研究顯示，末端治理技術創新不僅對末端污染治理和廢物回收利用起著至關重要的作用，還與產品生命周期密切相關[34]。因此，末端治理技術也可能是實現工業綠色轉型的重要因素[33]。據此，結合雙重市場激勵型規制推進工業綠色轉型的作用機理，本文提出H3 假設：

H3：末端治理技術是費用型和投資型規制產生工業綠色轉型促進效應的傳導渠道。

3 研究設計與研究數據

3.1 樣本選擇與數據來源

本文選取2002—2017 年長江經濟帶11 個省市的年度面板數據作為研究樣本。相關數據分別來自《中國環境統計年鑒》《中國統計年鑒》、省級統計年鑒以及EPS 全球統計數據庫。

3.2 計量模型設定

為檢驗費用型和投資型規制對工業綠色轉型的影響，本文構建如下面板數據計量模型：

其中，j表示省份，t表示年份；IGT 表示工業綠色轉型程度；charge 是以排污費為代表的費用型規制強度，charge2為費用型規制強度的二次項；invest 表示以治污投資為代表的投資型規制強度；X是一組控制變量；u為個體效應；λ為時間效應；ε表示隨機擾動項。本文關注市場激勵型規制影響工業綠色轉型的估計系數β1、β2和β3。根據理論分析結果判斷，系數的預期符號分別為β1＞0、β2＜0 和β3＞0。

3.3 變量選取與說明

3.3.1 關鍵變量選取

（1）工業綠色轉型（IGT）。采用長江經濟帶11個省市的工業綠色轉型綜合指數作為被解釋變量。基于彭星和李斌[27]的綜合指標體系構建方法，本文建立了包含16 個分類指標的綜合指標。在確定綜合評價指標權重時，本文采用了適用于面板數據的面板熵值法。

（2）環境規制。參考申晨等[12]的方法，選擇排污費收入與污染排放之比的對數作為費用型規制的代理變量；采用工業污染治理投資額與工業增加值之比作為投資型規制的代理變量。

（3）末端治理技術創新（G3）。本文采用工業固體廢棄物綜合利用率、工業廢水治理能力和廢水治理設施數共同衡量末端治理技術創新程度。工業固體廢棄物綜合利用率越高、廢水治理能力越強和廢水治理設施數越多意味著末端治理技術創新程度越強。

3.3.2 控制變量選擇

控制變量包括了企業層面和省級層面兩類控制變量。企業層面的控制變量有企業規模、研發水平、人力資本、資源稟賦和工業結構高級化。省級層面的控制變量有外商直接投資、經濟發展水平和工業增加值占GDP比重。其中，企業規模采用規模以上工業主營業務收入與企業個數比值衡量；研發水平采用單位研發投入技術市場成交額衡量；人力資本采用規模以上工業企業研發人員與從業人員數比值衡量；資源稟賦采用規模以上工業企業資本投入量與從業人員數的比值衡量；工業結構高級化采用高新技術產業主營業務收入與工業總產值比值衡量；外商直接投資采用實際使用外商投資額與地區生產總值比重衡量；經濟發展水平采用人均GDP 的對數衡量。

4 經驗結果及分析

4.1 基準回歸結果

考慮到可能存在組間異方差、組內自相關和組間同期相關等因素的干擾，本文采用全面FGLS 進行基準回歸分析。表1 報告了基準回歸結果：其中，第（1）列為費用型規制和企業層面控制變量的回歸結果；第（2）列加入了省級層面的控制變量；第（3）列為投資型規制和企業類別控制變量的回歸結果；第（4）列在第（3）列基礎上加入了省級層面的控制變量；第（5）列為兩類規制和企業類別控制變量的回歸結果；第（6）列在第（5）列基礎上進一步加入了省級層面控制變量。基準回歸模型的結果均顯示：charge 的系數顯著為正，二次項系數顯著為負，而invest 系數顯著為正。這意味著費用型規制對工業綠色轉型存在先增后減的倒“U”形特征，而投資型規制對工業綠色轉型促進效應呈現單調遞增特征。據此，基準回歸結果驗證了假說H1。

表1 基準回歸

4.2 內生性問題的處理

基準模型依然可能存在反向因果或遺漏變量帶來的內生性問題。故此，本文將投資型規制變量滯后一期作為工具變量實施面板2SLS 回歸。表2 的回歸結果顯示，三個核心解釋變量的系數符號、估計值大小和顯著性水平與基準模型回歸結果保持一致。這說明核心解釋變量的內生性問題并不嚴重。

表2 工具變量回歸

4.3 穩健性分析

4.3.1 “OLS+面板校正標準誤差”法

針對可能存在的異方差、截面數據相關性和自回歸等問題，本文采用OLS+面板校正標準誤差的方法進行穩健性檢驗。表3 第（1）列的結果表明基準回歸的穩健性。

4.3.2 環境規制的其他界定方法

考慮環境規制的測度偏誤干擾，本文采用申晨等[12]的做法，將省級政府工作報告中有關環境的詞頻（frequency）作為投資型規制的代理變量進行穩健性檢驗，表3 第（2）列的回歸結果再次驗證了基準模型估計的穩健性。

4.3.3 剔除2008 年金融危機期間的樣本

為確保樣本選取具有隨機性和代表性，本文剔除了2008 年金融危機期間的樣本進行穩健性檢驗。回歸結果顯示，在排除了2008 年金融危機樣本后市場激勵型規制的系數仍然顯著。具體檢驗結果如表3 第（3）列所示。

表3 穩健性分析

5 異質性分析與渠道檢驗

5.1 異質性分析

考慮到流域上下游地區在地理區位、經濟發展水平、產業結構上的差異性，雙重市場激勵型規制的工業綠色轉型效應可能呈現出多重異質性特征。為此，本文分別從區位異質性、人均GDP 異質性、第二產業占比異質性三個角度去考察雙重環境規制所產生的多重異質性工業綠色轉型效應。

5.1.1 區位異質性

鑒于省級環境分權治理中存在的污染流域轉移和逆轉移等問題，不同區位的環境規制對工業綠色轉型的影響可能存在顯著差異性。為此，本文借鑒傳統做法將湖北段以上的長江經濟帶地區界定為上游地區，湖北段以下的長江經濟帶界定為中下游地區，以此進行分樣本回歸。表4 的回歸結果顯示，在上游地區，投資型規制效應顯著為正，而費用型規制效應不顯著。在中下游地區，兩類規制的影響都僅在10%的顯著性水平上拒絕原假設。上述結果說明，雙重市場激勵型規制效應存在顯著的區位異質性。

表4 區位異質性的回歸結果

5.1.2 人均GDP 異質性

本文將人均GDP 較高的江浙滬分為第一組，其他省份為第二組，以此考察人均GDP 異質性對環境規制效應的影響。表5 的第（1）列說明了在第一組中，費用型規制效應在5%的水平上顯著為正，二次項的檢驗結果也符合預期，但是投資型規制效應不顯著。第（2）列說明了在第二組中，僅投資型規制效應顯著為正。這意味著在人均GDP 較高的地區，費用型規制具有較好的工業綠色轉型促進效應；而在人均GDP 較低的地區，投資型規制具有較好的工業綠色轉型促進效應。

表5 人均GDP異質性的回歸結果

5.1.3 第二產業占比異質性

第二產業占比也是影響環境規制效應的重要因素。為此，本文以工業增加值占GDP 比重為分組指標，比重小于0.4 的時序樣本歸為低占比組，大于0.4的時序樣本歸為高占比組。表6 的回歸結果顯示，在第（1）列的低占比組中，費用型規制的系數僅在10%水平上顯著為正，二次項的系數在5%水平上顯著為負，而投資型規制效應不顯著。在第（2）列的高占比組中，費用型規制的系數在5%水平上顯著為正，二次項系數均在5%水平上顯著為負，投資型規制效應依然不顯著。這一結果說明雙重市場激勵型規制效應存在顯著的第二產業占比異質性。據此，驗證了H2。

表6 第二產業占比異質性的回歸結果

5.2 環境規制對工業綠色轉型的影響渠道分析

根據理論部分的分析，市場激勵型規制可以通過末端治理技術創新的渠道實現工業綠色轉型。為驗證這一影響渠道存在性，本文采用中介效應模型進行驗證，其中G3 為末端治理技術。構建如下遞歸計量模型：

表7 報告了渠道分析的回歸結果。第（2）列顯示費用型和投資型規制的系數均顯著為正，這說明兩類規制對末端治理技術均具有顯著促進作用。第（3）列中兩類規制變量及G3 的系數均顯著為正，這表明末端治理技術在環境規制與工業綠色轉型中發揮了部分中介效應。從數值上看，中介效應大小約為0.237，在總效應中占較大比重。由此，驗證了H3。

表7 中介效應分析

6 進一步討論

6.1 環境規制對工業綠色轉型組成部分的影響

工業綠色轉型指標是一個由多種要素構成的綜合指數。故此，市場激勵型規制對工業綠色轉型各組成部分的影響可能存在差異性。由于高能耗行業產值占比是綜合指數的重要構成，本文將高能耗行業的產值占比作為被解釋變量進行單獨回歸。此外，包括廢水、二氧化硫、煙粉塵和固體廢物在內的“四廢”排放量指標也是綜合指數的重要構成。為此，本文分別采用萬元工業增加值廢水排放量（liquid）、二氧化硫排放量（SO2）、煙粉塵排放量（dust）和固體廢物產生量（solid）作為“四廢”排放量分類指標考察市場激勵型規制對工業綠色轉型各個部分的差異化影響。

表8 第（1）列為雙重市場激勵型規制對高能耗行業產值占比影響的回歸結果，第（2）至（5）列為雙重市場激勵型規制對“四廢”排放量分類指標影響的回歸結果。第（1）列顯示，費用型規制的系數顯著為負，二次項也顯著為負，而投資型規制的系數不顯著。在第（2）列中，費用型規制的影響不顯著，投資型規制的影響則顯著為負。這意味著投資型規制能顯著抑制廢水排放量。第（3）列結果顯示，費用型規制對二氧化硫排放量的影響顯著為負，且呈現逐步強化趨勢；投資型規制對二氧化硫排放量的影響僅在10%水平上顯著為正。第（4）列顯示，費用型規制對煙粉塵排放量的影響顯著為負，二次項顯著為正；投資型規制的影響僅在10%水平上顯著為負。第（5）列顯示，費用型規制對固體廢物排放的影響在5%水平上顯著為正，二次項影響不顯著；投資型規制的影響則顯著為負。上述回歸結果表明，市場激勵型規制的工業綠色轉型效應在分類結構上也存在著明顯的異質性特征。

表8 環境規制對工業綠色轉型組成部分的影響

6.2 環境規制對工業綠色轉型影響的邊際效應演化分析

在實踐中，我們更關注在不同的工業綠色轉型水平上，市場激勵型規制的邊際效應是否存在顯著的結構性變化？為此，本文利用面板分位數回歸模型探究不同工業綠色轉型水平上市場激勵型規制邊際效應的演化軌跡。構建如下面板分位數回歸模型：

其 中，Qτ(IGTjt|chargejt,charge2jt,investjt) 為 給定雙重市場激勵型規制的前提下，工業綠色轉型在第τ分位數上的值；δτi為核心解釋變量在第τ分位數上的回歸系數。參考已有文獻的做法，本文選取五個代表性的分位點（0.2，0.25，0.5，0.75，0.9）展開分析。表9 報告了相應的面板分位數回歸結果。對比不同分位點上的回歸系數及其顯著性水平，可以發現從0.2 分位點開始，回歸系數基本保持穩定，但是在0.75和0.9 分位點上，雙重市場激勵型規制的回歸系數均不顯著，即無法拒絕零假設。

表9 環境規制與工業綠色轉型的分位數回歸結果

為進一步揭示環境規制促進效應的邊際變化趨勢，本文從0.2 到0.9 分位點間構建步長為0.01 的多重分位數回歸模型。雙重市場激勵型規制的回歸系數變化趨勢如圖1 所示，在分位數較小時，費用型規制的邊際效應隨著分位數的增加而減小，投資型規制的邊際效應隨著分位數的增加而增加。費用型規制的邊際效應遞減現象源自排污費的持續增加所產生的污染治理效果邊際遞減效應①《國務院關于2018 年度環境狀況和環境保護目標完成情況的報告》，中國人大網，2019 年4 月20 日。。投資型規制是以工業污染治理中的投資額與工業增加值之比為指標，以工業治污技術投入為核心的治理模式。投資型規制的推進過程存在著由技術引進或技術創新帶來的邊際報酬遞增效應[34]。但是這兩類變化趨勢在分位數較大時存在“L”形的驟降現象。驟減的原因在于隨著工業綠色轉型水平的提升，樣本方差顯著變大，也即樣本分布更加分散，轉型效應更加分化，從而導致樣本回歸系數不顯著。這意味著，工業綠色轉型初期，兩類市場激勵性規制的治理效果較明顯，而隨著工業綠色轉型的推進，不同地區的治理效果出現持續分化，當分化到達一定程度后，即在10%顯著性水平上無法拒絕零假設時，這兩類市場激勵型規制的邊際效應實質上降為零。另外，兩類市場激勵型規制出現“L”形驟降的拐點位置也是有差異的，投資型規制效應的拐點相比費用型規制效應的拐點出現的更早。原因在于，隨著工業綠色轉型水平的提升，費用型規制效應分化較緩慢，而投資型規制效應分化得更快更顯著。

圖1 環境規制與工業綠色轉型的分位數模型回歸系數

7 研究結論與政策啟示

本文首先系統梳理了費用型和投資型兩類市場激勵型規制推進工業綠色轉型的內在機理，并提出了一系列待檢驗的理論假說。在此基礎上，本文基于2002—2017 年長江經濟帶11 個省市的面板數據，對環境規制的工業綠色轉型效應展開實證研究。經驗結果顯示：雙重市場激勵型規制顯著促進了工業綠色轉型，在考慮了潛在內生性問題和進行一系列穩健性檢驗后，該結論依然成立。投資型規制對長江經濟帶上游地區的工業綠色轉型具有顯著的促進效應，而費用型規制作用不明顯；兩類規制對長江經濟帶中下游地區的工業綠色轉型在10%水平上具有顯著的促進效應。從人均GDP 異質性角度看，費用型規制對江浙滬地區的工業綠色轉型具有顯著的促進效應，投資型規制的作用卻不明顯。對于其他地區，投資型規制對工業綠色轉型具有顯著的促進效應，費用型規制作用則不明顯。第二產業占比高的地區，費用型規制的影響更大，而投資性規制的影響均不明顯。渠道檢驗發現，末端治理技術是環境規制促進工業綠色轉型重要渠道。在雙重市場激勵型規制對工業綠色轉型組成部分的影響分析上，費用型規制對高能耗占比、二氧化硫排放量、煙粉塵排放量均有著顯著的抑制效應，且在高能耗占比上的影響呈現遞減特征，在二氧化硫排放量、煙粉塵排放量上的影響呈現遞增特征。投資型規制對廢水排放量、煙粉塵排放量和固體廢物產生量均具有顯著抑制效應。隨著工業綠色轉型水平的提升，雙重市場激勵型規制的邊際效應呈現“L”形驟降特征。

本文的研究結論蘊含著豐富的政策啟示。首先，政府應針對不同地區、不同產業以及工業綠色轉型的不同時期實施差異化的環境規制政策。通過環境規制類型和實施強度的有效切換，確保環境規制在不同狀態下均能發揮最佳的工業綠色轉型促進效應。其次，從實踐經驗看，為人所詬病的環境分權制度事實上具有一定的科學性，雙重市場激勵型規制所表現出來的多重異質性特征恰好佐證了環境分權制度在實施差異化環境規制上有著天然的優勢。再次，從傳導渠道來看，目前的雙重市場激勵型規制在影響工業綠色轉型過程中主要是通過末端治理技術實現的。研究尚未發現在生產率與研發能力等重要的內生技術創新上表現出顯著的工業綠色轉型渠道效應。這也恰好是未來深入推進長江經濟帶工業綠色轉型的可能突破領域。最后，從雙重市場激勵型規制的邊際效應考察，兩類規制的邊際效應隨著分位數的增加出現一增一降趨勢，并且先后出現“L”形驟降特征。上述變化特征意味著相關政府和企業均應當高度重視兩類環境規制所產生的差異化邊際效應，特別關注兩類效應的“L”形驟降節點，及時創新環境規制手段，以確保雙重市場激勵型規制在工業綠色轉型進程中始終發揮著顯著的正向促進效應。