異質性環境規制對工業綠色發展績效的影響

孫振清，成曉斐，谷文姍

（天津科技大學 經濟與管理學院，天津300457）

一、引言

在第75屆聯合國大會上，習近平主席提出中國力爭于2030年前二氧化碳排放達到峰值、2060年前實現碳中和。為實現這一目標，中國政府采取了一系列措施，提倡經濟高質量發展與供給側結構性改革，“十四五”規劃中也明確指出推動綠色發展，促進人與自然和諧共生。近年來，中國工業化進程速度較快，取得了一定成就，2019年中國工業增加值為311 858.7億元，較2008年增長1.37倍（1）。工業作為中國國民經濟的支柱產業，其高速發展的同時也帶來了一系列的負面影響，2018年中國原煤生產量近37億噸，煤炭能源消耗量近40億噸，占能源消費總量的59%，其中工業煤炭能源消耗量占煤炭能源消耗總量的95.78%（2）。與此同時，為減少工業化進程帶來的環境負面影響，確保經濟增長與綠色發展齊頭并進，中國正在采取一系列環境規制政策，加大力度推動工業文明和生態文明和諧共融，促進工業綠色發展。從長期來看，工業綠色轉型的收益遠遠大于其成本［1］。環境規制是解決上述問題的有效途徑，旨在通過政府頒布相應的法律法規，出臺相應的政策，運用法律、行政、經濟等手段，調節市場經濟活動，強制要求經濟主體執行及各單位自覺減排，從而促進各地區減少污染的行為［2］。近年來政府頒布了一系列相關法律支持工業綠色發展，相繼啟動資源稅改革和實施環境保護稅立法；同時在《工業轉型升級規劃（2011—2015年）》和《工業綠色發展規劃（2016—2020年）》中指出工業綠色發展的方向，建立健全工業綠色發展長效機制，推動工業文明和生態文明和諧共融。理論上，政府頒布的政策與法律法規作為市場型環境規制和命令型環境規制，可以在一定程度上發揮作用，將間接影響自愿型環境規制，促進工業綠色發展。那么在實施過程中，工業綠色發展績效的測算、環境規制究竟能否促進各地區工業綠色發展以及作用機制如何有待進一步探究。基于碳達峰與碳中和的重要性與中國工業綠色發展的迫切性，本文將從工業綠色發展績效入手，深入研究異質性環境規制對其影響及作用機制，分析促進各地區工業綠色發展的主要作用途徑，以期為中國各行業綠色轉型、走可持續發展道路提供一定的依據和參考。

二、文獻綜述

環境規制對各個行業發展起到的作用一直是學者們關注的重點。以新古典經濟學理論為基礎的傳統學派認為，環境規制將間接增加企業負擔，影響企業發展［3］。近來也有學者支持此觀點，石慶玲等［4］認為環境規制未能給行業帶來正向經濟效應，研究發現“兩會”期間環境規制強度大，企業實行錯峰生產，未能從源頭控制污染源，僅營造出短暫的藍天，過后卻出現報復性霧霾。修正學派則與傳統學派持相反意見，支持“波特假說”，認為合理的環境規制能夠激勵企業創新，激發企業運用新的生產技術及工藝，增加企業生產效率，提升企業競爭力［5］。也有國外學者持相同意見，Chengwen［6］、Pavel and Chi?rantan［7］從地區層面和企業微觀層面對環境規制與綠色發展進行研究，發現均存在正向影響關系。

關于工業綠色發展，有學者在20世紀末就提出了這一概念［8］。隨著綠色發展理念的深入與環境治理的迫切，綠色發展相關研究受到世界范圍的廣泛關注。對于綠色發展水平的測度，何劍和孫魯云［9］、李麗霞等［10］運用DEA-Malmquist構建綠色全要素生產率指標，并分解為技術效率、技術進步、規模效率與規模技術進行研究；Zhou等［11］在電力行業將能源與碳排放因素考慮在DEA模型中探究其綠色績效。基于此，杜莉和馬遙遙［12］構建全局非徑向方向性距離函數來衡量綠色發展績效；Feng等［13］、趙領娣等［14］在方向性距離函數的基礎上結合分位數分析，構建指標綠色發展績效指數（GD?PI）。總結發現，大多學者都會運用數據包絡分析（DEA）方法測度綠色發展績效。

那么環境規制與工業綠色發展之間的關系如何？大多學者持支持意見。曾婧婧和童文思［15］分區域實證檢驗政策與工業綠色發展的關系，結果發現環境治理對工業綠色發展有顯著正向影響。鄧慧慧和楊露鑫［16］通過工具變量法回歸和廣義空間三階段回歸模型探究強制型環境規制霧霾治理與工業綠色發展的關系，發現強制型環境規制能夠顯著推動當地工業綠色發展。吳磊等［17］運用省際面板數據對異質性環境規制工具與中國綠色發展之間的關系進行研究，發現市場型環境規制和自愿型環境規制對綠色發展績效先抑制后促進，呈“U”型；命令型環境規制對綠色發展績效影響不明顯。原毅軍和謝榮輝［18］也基于省際面板數據，研究發現中國工業綠色生產率在逐年增長，同時驗證并完善了“波特假說”理論，發現異質性環境規制對工業綠色生產率的不同影響作用。

梳理國內外文獻，發現有學者對環境規制與綠色發展的作用機制進行研究。衣保中和郭思齊［19］采用行業層面數據，對中國工業技術創新與產業集聚的關系進行研究，發現在環境規制較弱的領域產業集聚對工業綠色創新的正向影響較強，反之兩者之間正向影響較弱。齊紹洲等［20］、徐佳和崔靜波［21］、Cui等［22］分別從行業和企業角度研究綠色創新的影響機制，發現命令型環境規制能夠有效促進企業綠色創新。許慧和李國英［23］運用中國工業行業面板數據進行實證研究，發現環境規制一定程度上可以促進工業綠色創新，但具有行業異質性，環境規制對低碳行業綠色創新線性正相關，對高碳行業綠色創新則具有“倒U”型的影響特征。王珍愚等［2］基于中國滬深股市上市公司面板數據進行實證研究，發現環境規制對企業綠色創新具有先抑制后促進的“U”型影響特征，但受企業性質與行業影響，環境規制在國有企業及清潔行業的作用效果更好。周凌燕和劉靜宜［24］運用省際面板數據探究環境規制對工業綠色發展的影響，發現環境規制對工業綠色發展先抑制后促進，呈“U”型影響趨勢，其中政府科技投入起有限促進作用。還有學者［25-27］認為創新水平、R&D投入、工業結構、能源結構對工業綠色發展起關鍵作用。

通過梳理發現，現有文獻存在以下不足：①針對異質性環境規制對工業綠色發展績效的影響研究，現有文獻缺乏內在作用機制的分析；②少數研究考慮環境規制與工業綠色發展績效的中介變量，但大多僅考慮一種中介變量，較為單一，不能很好地解釋區分其直接影響與間接影響。為解決上述問題，本文嘗試以下幾個方面創新：①系統闡述環境規制對工業綠色發展績效的影響及作用機制，分析技術創新效應、資源協調效應、產業升級效應和能源配置效應對兩者的影響；②將多種中介變量融入模型，更加系統全面地分析環境規制對工業綠色發展績效的作用及內在機制，為中國更好地實現綠色轉型提供一定的借鑒和參考。

三、研究假設

環境規制作為政府約束企業環境污染行為的有效手段，“波特假說”理論認為其為企業帶來的創新補償效應要大于遵循成本效應，但目前仍存在爭議。為更好地探究環境規制的作用效果，本文試圖從命令型、市場型和自愿型環境規制三個層面分別對工業綠色發展水平進行研究。命令型環境規制一般是指政府頒布的法律法規、規章和強制性標準等強制手段，控制動力源來自政府的行政權力［28］。這種方式在短期內可能會使工業企業投入更多的成本，影響其經濟效益與綠色創新，但長期來看，在改進設備、升級技術后，對企業的經濟效益及綠色發展意義重大。市場型環境規制是指政府通過制定環境稅、可交易排污許可和政府節能減排補貼與削減補貼等福利，利用市場力量促進排污者為追求經濟利益而進行減排的政策措施［29］。短期來看，企業為提高市場競爭力以及樹立良好的社會形象，會致力于碳減排，但隨著市場的逐步完善，企業可能會針對核查流程采取一系列措施，如尋租效應、數據造假等現象的出現會抑制工業綠色發展水平。自愿型環境規制指人民群眾監管環境規制實施情況及對違反規定的行為做出舉報或針對某種現狀提出建議等自發性行為。基于“經紀人”理論，各主體為實現企業社會責任及長遠發展利益，將通過自愿型環境規制促進工業綠色發展，但目前缺乏綠色生產、綠色消費的整體觀念，難以實現供給端與需求端的平衡。基于上述分析，本文提出假設1：

異質性環境規制能夠影響中國工業綠色發展績效，且可能存在非線性關系。

與此同時，技術創新效應、資源協調效應、產業升級效應和能源配置效應將間接影響環境規制的執行效果，政府可以靈活調整相關政策，以更好更快地推進工業綠色轉型，提高工業綠色發展績效。環境規制對工業綠色發展績效的作用機制分析框架如圖1所示。

圖1 作用機制圖解

（1）技術創新效應。技術進步對于提升工業綠色發展績效至關重要，政府對于工業企業排放標準及排污設備要求等各項規定不斷完善，面對此種情況，提升工藝水平、升級生產設備、提高生產效率、減少污染排放是工業企業生存下去的必由之路。環境規制作為促進工業企業綠色發展的手段，通過倒逼工業企業進行技術升級與綠色創新，從而達到提升工業綠色發展績效的效果。但是在執行效果中，環境規制也存在綠色雙邊效應［30-31］，一方面環境規制會對工業企業帶來治理成本的增加，治理初期成本高、收益低，缺乏規模收益，容易造成資源配置失調；另一方面，環境規制將通過倒逼企業技術革新提高其生產效率與企業社會責任感，從而帶來創新補償效應。從國家的長遠利益與工業行業的綜合發展來看，堅持技術創新，在度過轉型初期并實現規模收益后，其帶來的收益將彌補初期的成本損失。可見，技術創新對提升中國工業綠色發展績效至關重要。相關研究表明，中國環境規制通過綠色技術創新能夠有效提高環境績效［32］，本文預計技術進步的間接效應實證結果為顯著正相關。

（2）資源協調效應。外商投資直接反映國家對外開放水平，一般來說，一些國家會把高污染高能耗高排放的產業轉移至環境規制程度較低的國家，這樣一來，被投資國家極容易形成“污染天堂”。嚴格的環境規制一定程度上會抑制相關的外商投資，但同時也會錯失相關產業的人才、生產技術及管理方法，對工業綠色發展績效究竟如何有待檢驗。總之，環境規制強弱與對外開放水平相互制約、相互促進，嚴格的環境規制可以將污染密集型的工業投資篩選在外，給清潔型企業及符合要求的工業企業提供更好的發展空間，同時對當地污染企業形成壓力，促使其綠色轉型，促進行業綠色發展良性循環。預期對外開放水平對中國工業綠色發展績效的實證結果負向影響大于正向影響。

（3）產業升級效應。環境規制可以促進產業結構調整，在其驅動下，社會生產資料將流向生產工藝好、效率高的行業，會促進高污染、生產效率低的行業進行綠色轉型或淘汰；同時環境規制會激勵綠色生產與綠色消費的群體需求，推動第三產業的發展與第二產業的綠色轉型［33］。進一步地，環境規制驅使市場結構與需求的轉變以推動產業升級，促進工業綠色發展［34］，環境規制越高，高污染行業會形成產業進入壁壘，新企業進入難度大，促使現有企業轉型升級，從而推動整個工業行業綠色發展。本文預期工業化程度與中國工業綠色發展績效顯著正相關。

（4）能源配置效應。控制煤炭使用量、鼓勵清潔能源使用是工業綠色發展的重要途徑之一，環境規制能夠鼓勵企業優化能源結構，增加清潔能源使用比重來減少污染。目前電力行業應用清潔能源較好，其生產活動所產生的碳排放占據總量的一半以上。促進工業行業綠色發展，提高其清潔能源使用比例，優化能源結構，促進地區清潔，對中國實現低碳發展尤為重要。本文認為環境規制將優化能源配置，促進工業行業能源結構改進，進而提高工業綠色發展績效。預期能源結構優化將有效提升中國工業綠色發展績效。

基于上述機制分析，本文提出假設2：

異質性環境規制可以通過上述四個中介途徑來提升中國工業綠色發展績效。

四、研究方法、模型建立和數據來源

（一）工業綠色發展績效測度

本文旨在研究中國工業綠色發展績效，在宋林等［35］研究的基礎上，考慮傳統投入變量勞動、資本，同時將能源消耗也納入測算框架中，以更好地體現綠色投入。Caves等［36］在經濟學家Sten Malmquist提出的Malmquist指數的基礎上對其進行擴展，最終形成Malmquist生產率指數，同時結合Chung and Fare［37］提出的方向性距離函數和Tone提出的基于松弛變量的SBM模型，本文采用包含非期望產出的SBM方向性距離函數計算Malmquist-Luenberger指數（ML指數），具體模型如下：

本文考慮有n個決策單元，每個決策單元包含投入m、期望產出z1和非期望產出z2。模型（1）中：分別表示投入變量減少量、期望產出增加量和非期望產出減少量；目標函數ρ表示投入無效率和產出無效率的比值；作為松弛變量，當其為0時，決策單元有效，此時不存在期望產出不足與非期望產出過度的情況。

由上述投入產出模型，結合ML指數分解，決策單元w期到t期的具體計算公式如下：

即techch(pech×sech)，其中：X t、Y t、Z t、X w、Y w、Z w分別為t時期和w時期投入、期望產出和非期望產出向量；D t(X t,Y t,Z t)、D w(X w,Y w,Z w)分別為t時期和w時期決策單元的距離函數；techch是技術進步因子；pech為純技術效率，sech為規模效率變化，兩者相乘代表技術效率變動因子。

模型中選擇勞動、資本、能源作為測算工業綠色發展績效的投入指標，分別以各地區工業平均用人數、各地區工業全社會固定資產投資及工業終端消費量表示；期望產出以工業產值與工業主營業務收入的比值表示；非期望產出為工業碳排放與工業三廢綜合指數。其中工業三廢綜合指數運用熵權法測算，具體方法如下：

（1）為消除指標量綱，對三個非期望產出指標進行線性標準化處理，同時為避免出現極端值，基于指標數據進行平移處理。

其中：Rij為標準后的指標值，表示第i年第j項指標的標準值；Xij表示第j項指標第i年的初始值；Xmax（j）和Xmin（j）分 別 表 示 第j項 指 標 的 最 大 值 和 最小值。

（2）基于Rij計算其特征比重Pij，確定指標的熵值Eij。

（3）計算指標值Rij的差異系數Dij，差異系數衡量的是指標的重要程度，Dij的值越大說明該指標越重要，進一步根據Dij計算指標的熵權值Wij。

（4）計算第i年的工業三廢綜合指數IPIi。

（二）模型建立

為探究環境規制與工業綠色發展績效間的關系及內在影響機制，本文將根據不同的研究內容分別建立模型。對于直接影響，將從線性關系和非線性關系兩個角度對其進行研究。模型1僅解釋其線性關系，見式（7）；同時借鑒李穎［31］用于分析環境庫茲涅茨曲線的方法，將環境規制指標的二次項加入模型2，以此檢驗其非線性關系，見式（8）。

其中：i表示地區；t表示年份；μ為地區固定效應；η為時間固定效應；ε為隨機干擾項；Green表示中國工業綠色發展績效；En表示環境規制；j表示環境規制類型；模型2中En2表示環境規制指標的二次項；X為控制變量。對于間接影響機制，本文將核心解釋變量與各中介變量的交互項納入模型，建立模型3，見式（9）。

式（9）中變量分別表示三種環境規制工具指標與各中介變量交互項，其中Tech、Fdi、Gi、Es為中介變量。由于環境規制與工業綠色發展績效之間可能存在雙向因果關系，即工業綠色發展程度可能影響該地區的環境規制程度，其綠色發展水平越高的地區環境規制程度越強［38］，為解決這一內生性問題，本文嘗試加入工具變量河流面積構建2SLS模型。通過加入工具變量與環境規制滯后項，構建模型4，式（10）為第一階段，式（11）為第二階段。基于模型4，對命令型、市場型、自愿型環境規制分別進行檢驗。式中，River表示各省市河流面積。

（三）變量說明與數據來源

1.變量選取與說明

（1）被解釋變量。工業綠色發展績效（Green），通過選擇相應的投入和產出指標，采用SBM方向性距離函數和ML指數進行測算。

（2）核心解釋變量。①命令型環境規制（En1），以各地區實際執行“三同時”項目環保投資額衡量；②市場型環境規制（En2），通過各地區排污費征收總額來反映；③自愿型環境規制（En3），采取各地區上訪、來信、來電和網絡參與總數為代理變量。

（3）中介變量。中介變量Tech表示技術創新效應，用各地區R&D經費內部支出與當地生產總值的比重衡量；Fdi表示資源協調效應，用各地區實際外商直接投資與當地生產總值比重表示；Gi表示產業升級效應，用各地區工業增加值與當地生產總值的比重表示；Es表示能源配置效應，以當地工業煤炭消費量占工業全部能源消耗量的比重表示。

（4）控制變量及工具變量。①控制變量。本文選取各地區專利授權數量（T）、城鎮化率（C）、二產與三產比率（G）和能源強度（E）作為控制變量。②工具變量。通過查閱相關文獻，結合本文研究對象，將外生的河流面積作為工具變量。河流面積較大省份的工業企業可能會將廢水、廢渣等污染物排入河流，為遏制這種狀況，政府會采取措施提升該地區的環境規制強度，而環境規制較弱的地區，企業也越容易實現河流排污；同時河流面積作為自然地理條件決定的變量，不會直接影響一個地區的綠色發展水平，因此選擇河流面積作為內生變量較為合理。

2.數據來源

本文選擇我國省際工業面板數據進行研究，全部樣本來自2008—2018年我國除西藏和港澳臺地區的30個省份。主要數據來源于《中國統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國環境年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國水利統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》。

五、實證結果分析

（一）工業綠色發展現狀分析

圖2為我國工業綠色發展績效趨勢，由圖2可知，2008—2018年我國工業綠色發展績效幾乎都大于1，其均值為1.01，除2011年和2017年綠色發展績效較低，其余年份績效值波動較小。整體來看，中國工業綠色發展越來越好，其增長速度大多大于1，說明中國工業綠色發展進程雖然較為緩慢，但并沒有止步不前。

圖2 2008—2018年工業綠色發展績效趨勢

究其原因，2008—2009年，中國舉辦29屆奧運會剛剛結束，工業行業環境規制力度較大，因此工業綠色發展績效較高，之后為發展經濟，中國工業綠色發展績效出現報復性下降。“十二五”規劃中第一篇第一章就是發展環境，加之2012年黨的十八大報告首次專章闡述生態文明，并提出“五位一體”總體建設布局，可見綠色生產與可持續發展已上升至國家戰略層面。2011年作為“十二五”規劃的開局之年，結合十八大思想，中國工業綠色發展自2012年后緩慢增長，可見國家治理取得了一定的成效。2017年的工業綠色發展績效較低，其原因可能在于，2015年11月10日，習近平總書記在中央財經領導小組第十一次會議上強調，在適度擴大總需求的同時，著力加強供給側結構性改革，著力提高供給體系質量和效率。之后兩年正是落實供給側改革的攻堅期，工業行業必定會面臨產業過剩、新舊動能轉換等問題，對工業行業的經濟與綠色發展進程帶來短暫的影響。綜合來看，政府實施的各項政策與環境規制會提升中國工業綠色發展績效，為其長遠發展謀求更高的利益。

（二）直接效應檢驗

為了深入研究環境規制對中國工業綠色發展的作用效果，本文以工業綠色發展績效作為被解釋變量，以不同類型環境規制工具指標為核心解釋變量，進行線性回歸與非線性回歸，回歸結果見表1所列。

表1 環境規制對工業綠色發展績效的直接效應檢驗結果

表1分別展示了環境規制對中國工業綠色發展績效的回歸結果，其中模型1是線性回歸，模型2是加入核心解釋變量二次項的非線性回歸。由回歸結果可以看出：命令型環境規制工具與中國工業綠色發展績效線性正相關，非線性回歸結果呈“U”型；而市場型環境規制和自愿型環境規制工具與其線性負相關，前者的非線性回歸結果呈“倒U”型，后者非線性回歸結果不相關。究其原因，命令型環境規制如政府強制性政策或增加行業壁壘限制企業污染排放，短期內會造成企業成本增加，行業營運狀況受限，但從長遠看，企業為此做出的工藝升級甚至對企業未來發展戰略的重新定位將會獲得較高的社會評價與機會，從而間接促進整個行業的綠色發展。市場型環境規制與工業綠色發展績效呈“倒U”型，說明短期來看，碳交易等市場機制可以有效促進中國工業綠色發展，但目前中國缺乏綠色生產與綠色消費的整體觀念，尚未形成供給端與消費端的綠色市場，缺乏相應的需求，長此以往市場型環境規制將無法實現對工業綠色發展的促進作用。同樣由于民眾相關意識的缺乏，自愿型環境規制與工業綠色發展績效沒有明顯的相關關系。基于此，可以驗證本文假設1成立，即異質性環境規制能夠影響中國工業綠色發展績效，且存在非線性關系。

控制變量中技術進步程度與中國工業綠色發展績效線性正相關，城鎮化率、工業化程度和能源強度與其線性負相關。究其原因，技術進步程度（以專利授權數量指代）可以顯示企業的治污能力與生產效率，企業生產綠色化程度越高，整個行業的綠色發展績效越高；工業化程度越高說明能源密集型和污染密集型的產業占比較高，從根源上抑制工業綠色發展績效的提高；能源強度越高，說明單位生產總值耗費的能源越多，目前中國工業能源消耗仍以煤炭為主，資源能耗的增加及效率低下會抑制當地的綠色發展績效。

（三）間接效應檢驗

進一步就環境規制與各中介變量的交互項對工業綠色發展績效的影響進行實證研究，探究其對工業綠色發展的內在機制，結果與預期基本一致，檢驗結果見表2所列。由表2可以看出，環境規制與技術進步程度交互項系數顯著為正，說明環境規制在中國工業綠色轉型途徑中的創新補償效應大于遵循成本效應。環境規制與對外開放水平交互項與工業綠色發展績效間工具異質性明顯，說明環境規制成為外資進入的阻力，在遏制高污染產業進入中國市場的同時，也損失了先進的技術與設備，根據環境規制執行機制不同會產生不同的結果。環境規制與工業化程度和能源結構的交互項與工業綠色發展績效均顯著正相關，說明環境規制可以通過產業結構和能源結構的調整，激勵工業污染治理與生產效率的提高，促進工業企業提高清潔能源的使用比例，從而加速中國工業綠色發展。

表2 環境規制對工業綠色發展績效的機制檢驗

從環境規制工具異質性角度看，自愿型環境規制的技術創新效應不明顯，原因在于工業企業大多出于政策要求或是追求生產效率而進行的技術改造，自發性行為較少；市場型環境規制對工業綠色發展績效的相關系數大于命令型環境規制，說明由市場倒逼企業進行的綠色創新效果要好于政府強制性要求。對于資源協調效應，命令型環境規制增加外來企業的進入壁壘，減少了技術學習與引進先進設備的機會，會抑制工業綠色發展；市場性環境規制暫不顯著，可能是由于碳邊境調節機制等市場手段正處于建設階段，尚不完善；自愿型環境規制正向影響工業綠色發展績效，可能是由于自發通過審核進入中國市場的外來企業對綠色發展較為重視，滿足中國對綠色發展的企業定位，同時會帶來先進技術、生產設備及管理方法。在產業升級效應方面，命令型環境規制對工業綠色發展績效的相關系數不顯著，在于政府并不能通過頒發法律條令命令其退出相關行業，同時第二產業的轉型需要一定的時間；市場型和自愿型環境規制將根據國內環境形勢作出選擇，直接影響第二產業相關企業的戰略定位與工作方式，能夠通過產業升級效應顯著促進工業綠色發展績效，且自發行為要好于市場作用。從能源配置效應方面看，國家層面的政策制定、市場方面的能源價格引導、公眾節能和使用清潔能源意識的增強，都有助于環境規制通過能源配置效應促進工業綠色發展水平，其中，市場層面價格約束的影響最為明顯，這與“經濟人”理論有關。至此，本文假設2得以驗證，即異質性環境規制可以通過上述四個中介途徑來提升中國工業綠色發展績效。

（四）內生性問題和穩健性檢驗

1.2SLS模型基準回歸結果

根據模型4至模型6，得到2SLS基準回歸結果見表3、表4所列。根據第一階段F值滿足1%水平顯著性，且均大于10可以說明河流面積不存在弱工具變量的問題。第二階段的估計結果顯示，命令型環境規制、市場型環境規制和自愿型環境規制與工業綠色發展績效有顯著相關關系，分別為正向影響、負向影響和不相關，與模型1結論一致。

表3 加入工具變量的內生檢驗基準回歸結果（1）

表4 加入工具變量的內生檢驗基準回歸結果（2）

2.更換變量的穩健性檢驗

為進一步增強研究結果的穩健性，本文更換核心解釋變量進行回歸分析，分別以環保系統人員總數（En4）、工業污染治理完成投資（En5）、行政處罰案件數（En6）替換原有變量來衡量命令型環境規制、市場型環境規制和自愿型環境規制，數據來源于國家統計局和《中國環境年鑒》，檢驗結果見表5所列。

表5 更改核心解釋變量穩健性檢驗回歸結果

表5中，模型1和模型2分別為更換核心解釋變量后的線性回歸模型和非線性回歸模型，結果表明，更換變量后的環境規制對工業綠色發展績效的影響系數與非線性關系均未發生明顯變化。模型3為機制分析的穩健性檢驗，進一步驗證了環境規制與工業綠色發展績效間存在技術創新效應、資源協調效應、產業升級效應和能源配置效應。同時，不同環境規制工具的直接效應系數與間接效應系數不同且均通過穩健性檢驗，進一步說明環境規制的異質性。

六、結論與建議

（一）研究結論

為盡快實現中國經濟由高速發展向高質量發展與綠色發展轉型，工業作為支柱產業，促進綠色發展、實現經濟轉型迫在眉睫。本文基于2008—2018年我國30個省份面板數據，采用SBM方向性距離函數和ML指數測度中國工業綠色發展績效，以異質性環境規制工具作為研究對象進行實證研究，得出以下結論：①中國工業綠色發展進程緩慢，易受國家政策影響，強制要求工業企業關停會在短時間內營造出空氣質量變好的假象，政策放開后，綠色發展進程容易出現反彈，造成經濟、環境雙重壓力。②命令型環境規制工具和市場型環境規制工具與中國工業綠色發展績效存在非線性關系，前者與被解釋變量呈“U”型，后者與其呈“倒U”型，在研究期間命令型環境規制和市場型環境規制對工業綠色發展績效的影響均已跨過拐點；自愿型環境規制對工業綠色發展績效暫不顯著。技術進步程度可以有效提升中國工業綠色發展績效，而產業結構、城鎮化率與能源強度則一定程度抑制工業綠色發展水平。③環境規制可以通過激勵工業企業技術進步、提升節能產業比重和優化能源結構來推動中國工業綠色發展，不同環境規制工具影響機制的中介效應也有差異。對于外來資本，命令型環境規制通過其產業壁壘抑制工業綠色發展，市場型環境規制暫不顯著，自愿型環境規制通過其促進工業綠色發展。

（二）政策建議

基于研究結論，本文提出以下建議：

（1）完善環境規制政策，戰略引導工業綠色發展。政策的細化與執行都需要領導的帶頭與創新。各政府部門應積極響應國家號召，發揮主觀能動性，主動制定工業綠色發展戰略，從源頭進行污染治理。各地區應根據“十四五”規劃及2035年遠景目標制定適合本地區的環境規制政策，深化體制、機制改革，從戰略層面引導各地區工業綠色轉型，實現可持續發展。

（2）靈活運用政策，發揮異質性環境規制作用。根據異質性環境規制工具的特點，初期執行命令型環境規制時，政府應針對表現突出和積極的工業企業進行補貼，以彌補其遵循成本效應，使拐點早日實現。各部門應加大綠色生活、綠色消費的宣傳工作，實行福利、優惠等活動將綠色的觀念深入民眾的生活中，為工業綠色發展創造良好的市場環境，避免市場型環境規制拐點的出現，同時發揮自愿型環境規制的作用。

（3）提高創新水平、合理把控對外資本、優化產業結構、發展清潔能源，重視環境規制間接效應。根據異質性環境規制的作用機制，通過其中介工具激勵中國工業綠色發展尤為重要。首先，政府應加大綠色服務產業扶持力度，重視清潔環保創新及工藝效率提升方面的專利保護，激勵專業人員進行相關研究；同時企業應加大相關研發技術投入，積極發展綠色技術，提升全行業能源資源利用效率，加速綠色轉型。其次，進一步優化產業結構，制訂更嚴格的產業準入門檻，嚴禁新增鋼鐵、焦化、電解鋁、水泥和平板玻璃等產能；壯大綠色產業規模，大力發展節能環保產業、清潔能源產業、清潔生產產業等。再次，政府需提前謀劃低碳能源發展，尤其是加大落實制定氫能產業發展規劃，加大外購清潔電力力度。在能源互聯網方面，各地政府應加大投資，力爭實現供給清潔化、消費節約化、能源系統智能化與便捷化，打造綜合能源服務系統，實現能耗雙控目標。最后，優化外資方面環境規制政策，積極探索碳邊境調節機制，吸納先進技術及經驗，在國內積極引導，嘗試探索碳市場、碳關稅等市場調節機制，提高公眾參與度。爭取在新發展格局下，加快中國工業綠色轉型，推動生態文明建設。

注 釋：

（1）數據來源于國家統計局（https://data.stats.gov.cn/easyque?ry.htm?cn=C01&zb=A0204&sj=2020）。

（2）數據來源于國家統計局（https://data.stats.gov.cn/easyque?ry.htm?cn=C01&zb=A070R&sj=2020）。