“雙碳”背景下環境規制對我國工業綠色發展的影響

王鴻儒

經過改革開放四十多年的快速發展，我國工業化進程快速推進，“中國制造”走向全球，工業經濟總量躍居世界第一。但同時，我國工業經濟也表現出高投入、高能耗、高排放、低效益的粗放型發展特征，不僅導致約8%～15%的GDP直接損失①The World Bank，State Environmental Protection Administration,P.R.China.Cost of pollution in China： economic estimates of physical damages［R/OL］.（2007-07-11）［2022-05-08］.https://documents1.worldbank.org/curated/en/782171468027560055/pdf/392360CHA0Cost1-of1Pollution01PUBLIC1.pdf.，更嚴重制約了我國經濟高質量發展②張成，陸旸，郭路，等.環境規制強度和生產技術進步［J］.經濟研究，2011（2）：113-124.。近年來，黨中央國務院高度重視生態環境保護，將生態文明建設納入國家戰略發展總體布局，同時明確提出要實現“雙碳”目標③中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要［N］.人民日報，2021-03-13（01）.。在此背景下，大力發展綠色經濟，實現工業綠色轉型已刻不容緩④杜宇，黃成，吳傳清.長江經濟帶工業高質量發展指數的時空格局演變［J］.經濟地理，2020（8）：96-103.。為有效解決日益嚴峻的環境污染問題，我國采取了以環境規制為核心的治理手段，有效遏制環境持續惡化的同時，也積極推動工業結構合理調整，取得了積極成效⑤童健，劉偉，薛景.環境規制、要素投入結構與工業行業轉型升級［J］.經濟研究，2016（7）：43-57.。

然而，相關研究卻指出，環境規制在有效解決環境污染問題的同時，也會增加企業環保支出，進而抑制企業自主創新的動力，對工業綠色發展造成嚴重負面影響①沈能，劉鳳朝.高強度的環境規制真能促進技術創新嗎？——基于“波特假說”的再檢驗［J］.中國軟科學，2012（4）：49-59.。那么，環境規制是推動還是抑制工業綠色發展？是否會對周邊地區的工業綠色發展產生影響？對這些問題的思考有助于回應既有研究中關于環境規制的爭論，厘清環境規制與工業綠色發展之間的內在關系，且對于“雙碳”背景下通過環境規制推動工業轉型升級、實現綠色發展具有重要意義。

一、研究假設的提出

現階段，學術界關于環境規制的討論大多圍繞“波特假說”而展開，該假說提出環境規制可以有效激勵企業技術創新，從而彌補企業的環保支出，提升企業的長期競爭力和盈利能力②PORTER M E， VAN DER LINDE C.Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship［J］.Journal of economic perspectives，1995（4）：97-118.。然而，學術界尚未就環境規制與工業綠色發展之間的關系形成一致的結論，主要有兩種不同理論預測和實證結果。一方面，贊同環境規制有利于推動工業綠色發展的文獻大多秉承下述論點：一是嚴格的環境規制會通過關停無法達到環保標準的工業企業，從而達到減少本地工業污染物的排放的目的③金剛，沈坤榮.以鄰為壑還是以鄰為伴？——環境規制執行互動與城市生產率增長［J］.管理世界，2018（12）：43-55.；二是環境規制有利于激勵企業綠色技術創新，加速綠色轉型升級，彌補企業環保支出，從而提升工業綠色發展水平④鄧玉萍，王倫，周文杰.環境規制促進了綠色創新能力嗎？——來自中國的經驗證據［J］.統計研究，2021（7）：76-86.；三是環境規制會提高節能減排標準⑤李啟庚，馮艷婷，余明陽.環境規制對工業節能減排的影響研究——基于系統動力學仿真［J］.華東經濟管理，2020（5）：64-72.，推動工業企業樹立節能減排意識，進而降低地方工業能源消耗強度⑥陳詩一.節能減排與中國工業的雙贏發展：2009—2049［J］.經濟研究，2010（3）：129-143.。此外，由于地方政府是環境規制的主要執行者，在環境規制執行上具有一定的“自由裁量權”⑦姚圣，楊潔，梁昊天.地理位置、環境規制空間異質性與環境信息選擇性披露［J］.管理評論，2016（6）：192-204.，考慮到不同地區在發展基礎、地理環境和資源稟賦等方面存在差異，不同地方政府對待環境污染問題的態度也隨之不同，環境規制的執行效果必然存在明顯的地區差異⑧朱東波，任力.環境規制、外商直接投資與中國工業綠色轉型［J］.國際貿易問題，2017（11）：70-81.。綜上所述，本文認為環境規制對工業綠色發展的影響效應將呈現明顯的空間異質性。

據此，提出假說H1：環境規制可以有效促進本地工業綠色發展，但存在空間異質性。

另一方面，相關文獻也揭示了環境規制對工業企業產生的負面影響。保羅·拉諾伊（Paul Lanoie）等人發現環境規制對企業產生的負向成本效應大于正向創新效應，嚴重抑制了企業經營績效的提升⑨LANOIE P， LAURENT-LUCCHETTI L， JOHNSTONE N， et al.Environmental policy， innovation and performance： new insights on the porter hypothesis［J］.Journal of economics＆management strategy，2011（3）：803-842.。徐彥坤和祁毓發現環境規制對企業全要素生產率產生了負向影響，嚴重降低了企業綠色創新的積極性⑩徐彥坤，祁毓.環境規制對企業生產率影響再評估及機制檢驗［J］.財貿經濟，2017（6）：147-161.。李玲和陶鋒發現環境規制對制造業綠色發展存在非線性影響，表現出先下降后上升的U型趨勢，其研究表明發揮環境規制的積極效益需要一定的門檻，只有達到足夠的規制強度才能助推制造業綠色發展?李玲，陶鋒.中國制造業最優環境規制強度的選擇——基于綠色全要素生產率的視角［J］.中國工業經濟，2012（5）：70-82.。此外，相關文獻指出環境規制存在負向的空間溢出效應。當地方政府采取更為嚴格的環境規制時，這將促使本地的污染企業向環境規制強度低的地區（特別是相鄰地區）轉移，對鄰近地區工業綠色發展產生不利影響?上官緒明，葛斌華.數字金融、環境規制與經濟高質量發展［J］.現代財經（天津財經大學學報），2021（10）：84-98.。綜上所述，本文認為環境規制具有負向的空間溢出效應，對相鄰地區的工業綠色發展存在抑制。

據此，提出假說H2：環境規制具有負外部性，可能會通過產生負向的空間溢出效應而阻礙相鄰地區工業綠色發展。

二、研究設計和數據來源

（一）空間計量模型的構建

從既有的空間計量文獻來看，大部分學者主要使用空間杜賓（SDM）模型、空間自相關（SAR）和空間誤差（SEM）模型進行分析。其中，SDM模型假設解釋變量不僅影響本地被解釋變量，還通過空間溢出效應影響其他地區被解釋變量；SAR模型假設被解釋變量在空間上呈現相互依賴關系；SEM模型假設隨機擾動項存在空間相互影響，即空間相關性主要體現在隨機沖擊的空間溢出效應①LESAGE J P， PACE R K.Spatial econometric modeling of origin-destination flows［J］.Journal of regional science，2008（5）：941-967.。對此，為驗證本文的理論假說，本文主要選取了空間杜賓（SDM）模型進行回歸，具體設定形式如下：

其中，i表示省份，t表示年份，μ、η、λ分別代表個體固定效應、時間固定效應和隨機誤差項。lsg為工業綠色發展水平，env為地區環境規制強度，X為控制變量集。其中，β1是本文關注的核心系數，反映了環境規制對工業綠色發展的影響。

此外，為進一步確保回歸結果的穩健性，本文也利用SAR模型和SEM模型進行分析。當解釋變量不存在空間滯后項時，即θ1=0和θ2=0時，SDM模型即轉換為SAR模型，具體設定如下：

當被解釋變量空間滯后系數ρ、解釋變量的空間滯后系數θi以及解釋變量直接回歸系數βi之間滿足θi=-ρβi時，SDM模型即轉換為SEM模型，具體設定如下：

（二）變量選擇

1.被解釋變量

在被解釋變量工業綠色發展的測度方面，本文根據《“十四五”工業綠色發展規劃》中提出的推進產業結構高端化轉型、加快能源消費低碳化轉型、推動生產過程清潔化轉型、構建綠色低碳技術體系等要求，從工業增長、創新驅動、能效提高、污染排放、污染治理、環境建設等六個方面構建工業綠色發展的一級指標，并在此基礎上提出19個二級指標，進而對我國不同地區的工業綠色發展水平進行測度（見表1）。

表1 我國工業綠色發展水平評價指標體系的構建

（續表）

2.核心解釋變量

在核心解釋變量環境規制強度（env）的測度方面，本文在借鑒伊萊·伯曼（Eli Berman）等人①BERMAN E， BUI L T M.Environmental regulation and productivity：evidence from oil refineries［J］.The review of economics and statistics，2001（3）：498-510.和保羅·拉諾伊等人②LANOIE P， PARTY M， LAJEUNESSE R.Environmental regulation and productivity： testing the porter hypothesis［J］.Journal of productivity analysis，2008（2）：121-128.研究的基礎上，利用地區工業廢水、廢氣等環境污染治理投資總額占地區工業總產值的比重來測度地區環境規制強度，這種測度方式既考慮了地方政府在環境治理方面的投入成本，又避免了因地區產業結構的差異而產生的對環境規制強度造成的測量誤差。

3.控制變量

（1）綠色技術創新水平（tec）：以各地區當年獲得的綠色發明數量與全國常住人口的比值來表示③孫海波，劉忠璐.環境規制、清潔技術創新與中國工業綠色轉型［J］.科研管理，2021（11）：54-61.。（2）市場化程度（mar）：選取《中國分省份市場化指數報告》中的市場化指數。（3）對外開放水平（fdi）：以美元年均匯率換算后的實際利用外資總額與GDP的比值來表示④何凌云，祁曉鳳.環境規制與綠色全要素生產率——來自中國工業企業的證據［J］.經濟學動態，2022（6）：97-114.。（4）能源結構（ene）：以地區電力消費占全國電力消費總量的比重來表示⑤郭威，曾新欣.綠色信貸提升工業綠色全要素生產率了嗎？——基于空間Durbin模型的實證研究［J］.經濟問題，2021（8）：44-55.。（5）金融發展水平（fin）：以金融存貸款余額占地區GDP的比重表示⑥周鵬飛，沈洋.環境規制、綠色技術創新與工業綠色發展［J］.河北大學學報（哲學社會科學版），2022（4）：100-113.。（6）地區經濟發展水平（gdp）：以剔除物價因素的實際人均GDP來表示。（7）產業結構（ind）：以工業增加值占GDP的比重來表示。

（三）數據來源

本文所有樣本數據主要來源于2008—2020年的《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境統計年鑒》等。

三、估計結果及其分析

（一）環境規制強度的測度分析

從我國東部、中部和西部地區環境規制強度的時間變化趨勢（見圖1）來看，2008—2020年，三大地區的環境規制強度均呈現先上升后下降的變化態勢，不同地區、不同時間的環境規制強度差異明顯。從時間上來看，主要分為三個階段。第一階段為2008—2011年，環境規制強度呈現波動中緩慢上升的過程的變化趨勢。大多數年份，東部地區環境規制強度最高，西部地區和中部地區的環境規制強度則相對較低。黨的十七大以來，國家高度重視生態文明建設，政策理念由過去重經濟增長、輕環境保護向實現經濟增長與環境保護并重轉變，通過制定一系列環境保護法規來提高環境規制強度，進而引導形成資源節約與生態環境保護的產業結構與經濟增長方式。第二階段為2012—2016年，環境規制強度的上升趨勢比較明顯，中部地區的環境規制力度最高，西部地區次之，東部地區最低。黨的十八大以來，國家對生態環境保護的重視達到空前水平，通過完善環保法規建設，進一步加大環境規制強度，從而推動形成環境保護與經濟發展的相互平衡。第三階段為2017—2020年，環境規制強度的下降趨勢明顯，中部地區的環境規制力度最高，西部地區次之，東部地區最低。黨的十九大以來，我國的環境治理進入新階段，中央對環境治理逐漸由單一行政命令向多維共建共治共享轉變，更加注重調動不同市場主體的積極性，推動多方參與環境治理。因而，傳統意義上的行政命令式環境規制強度呈現下降的變化趨勢。

圖1 我國環境規制強度變化趨勢圖（2008—2020年）

（二）環境規制強度與工業綠色發展的相關性分析

本文初步繪制了環境規制與工業綠色發展相關關系圖（見圖2）。由圖2可知，我國環境規制強度具有明顯階段性特征。2008—2016年，我國環境規制力度和工業綠色發展水平表現出比較一致的共同上升趨勢，二者之間出現明顯的正相關關系。2017—2020年，我國環境規制強度呈現震蕩下降趨勢，而工業綠色發展水平則呈現波動上升趨勢，二者的變化特征不一致，呈現明顯的負相關關系。

圖2 我國環境規制強度與工業綠色發展的變化趨勢（2008—2020年）

（三）我國工業綠色發展的空間溢出效應

1.空間權重矩陣設定

參考既有文獻，本文主要選用了兩種空間權重矩陣：一是空間鄰接權重矩陣，該矩陣主要考慮不同地區的空間毗鄰關系；二是地理距離權重矩陣，該矩陣主要考慮不同地區之間的地理距離。具體如下：

其中，wij為W(1)的第i行、第j列元素，該權重設定依據是，當省份i與省份j相鄰，則賦值為1，否則為0。

其中，wij為W(2)的第i行、第j列元素，d為省份i與省份j的地理距離。該權重設定依據是，當不同省份間的地理距離越近，1/d2的值越大，省份i與省份j的空間相互聯系越強。

2.空間相關性

為測量各省份的工業綠色發展水平是否存在空間相關的特征，參考既有文獻，本文將利用莫蘭指數（Moran’sI）進行分析，相關計算公式如下：

表2 我國工業綠色發展水平的Moran’s I指數（2008—2020年）

（四）基準估計結果及其分析

基于模型（1）至模型（3），本文分別在鄰接空間權重矩陣W（1）和地理距離空間權重矩陣W（2）下，就環境規制對我國工業綠色發展的影響效應分別運用空間SDM、空間SAR、空間SEM模型進行估計。表3反映了回歸結果，首先，由第（1）列和第（2）列可知，空間自相關系數ρ均顯著為正，表明我國省域層面的工業綠色發展水平呈現顯著空間正相關關系。其次，環境規制系數在兩類不同空間權重矩陣下均顯著為正，分別為0.431和0.3，p＜0.01，表明環境規制可以有效推動當地工業綠色發展，這一回歸結果在空間SAR、SEM模型下仍保持一致，均在1%水平上顯著為正。上述結論表明環境規制有效促進了地區工業綠色發展，假說H1得到證實。

表3 環境規制影響中國工業綠色發展的空間計量模型估計結果

控制變量方面，綠色技術創新水平、市場化水平、地區經濟發展水平均在1%～10%水平上顯著為正，表明綠色技術創新、市場化、地區經濟發展可以推動工業綠色發展。產業結構的估計系數在1%水平上顯著為負，表明以工業化為主的產業結構則顯著制約我國工業綠色發展。地區能源結構和金融發展水平對工業綠色發展影響的估計系數分別為負和為正，但不顯著，表明能源結構和金融發展水平對工業綠色發展的影響尚未顯現。控制變量的結果進一步表明環境規制的實證結果初步穩健。

（五）環境規制對工業綠色發展影響的直接效應與間接效應

為進一步驗證假說H2，本文進一步分析了環境規制對工業綠色發展的直接效應和間接效應。其中，直接效應反映了環境規制對本地工業綠色發展的影響，間接效應則反映了環境規制對相鄰地區工業綠色發展的影響。當存在空間溢出效應時，一個地區環境規制強度的變化不僅會影響本地區的工業綠色發展，還會影響相鄰地區的工業綠色發展。表4反映了基于空間SDM模型的直接效應和間接效應回歸結果。

表4 環境規制對工業綠色發展影響的直接效應和間接效應

由表4可知，環境規制的直接效應估計系數在兩種空間權重矩陣下均在1%水平上顯著為正，而環境規制的間接效應估計系數在兩種空間權重矩陣下均在1%水平上分別顯著為負。該回歸結果表明，環境規制對當地區工業綠色發展具有顯著的促進作用。然而，環境規制存在負面的空間溢出效應，對相鄰地區的工業綠色發展具有顯著的阻礙作用。一個地區實施環境規制政策時，本地區工業企業為達到環保標準且不降低自身利潤，會選擇將污染源或落后產能轉移到相鄰地區，這減輕了本地區的環保壓力，有利于促進工業綠色發展，但同時增加了鄰近地區的環保壓力，不利于其工業綠色發展。假說2得到驗證。

（六）穩健性檢驗

為進一步確保本文實證結果的穩健，本文分別采取更換空間權重矩陣、替換核心解釋變量和分時段回歸的方式進行穩健性檢驗。

1.替換空間權重矩陣

考慮到不同地區之間經濟發展的相互依賴性，本文分別構建經濟距離空間權重矩陣和經濟地理空間權重矩陣，重新進行回歸。參考張學良的研究①張學良.中國交通基礎設施促進了區域經濟增長嗎——兼論交通基礎設施的空間溢出效應［J］.中國社會科學，2012（3）：60-77.，經濟距離空間權重矩陣具體設定如下：

wij由任意兩個省份之間的經濟發展水平差異比重計算得出。其中，和分別為省份i和省份j(i≠j)在2008—2020年的實際人均GDP均值。

經濟距離空間權重矩陣具體設定如下：

wij由任意兩個省份之間的地理距離和經濟發展水平計算得出。其中，Wdij為地理距離空間權重矩陣為樣本研究期間省份i的實際人均GDP均值，-y=為樣本研究期間我國30個省份的實際人均GDP均值。本文在回歸中將空間權重矩陣進行列標準化。

表5反映了替換經濟距離空間權重矩陣W（3）和經濟地理空間權重矩陣W（4）的空間計量模型估計結果。由表5可知，當替換空間權重矩陣后，環境規制對我國工業綠色發展影響的估計系數的方向和顯著性未發生明顯變化，均顯著為正，表明基準估計結果具有穩健性。

表5 替換空間權重矩陣的穩健性檢驗估計結果

2.替換核心解釋變量

參考既有文獻①楊喆，陳慶慧，李濤.環境規制與工業綠色轉型升級——基于規制異質性和執行力度視角的分析［J］.重慶理工大學學報（社會科學），2022（4）：41-54.，本文用工業污染治理項目完成投資占工業增加值比重度量環境規制，并重新回歸，表6反映了解釋變量替換后的空間計量模型回歸結果。由表6可知，當替換核心解釋變量后，環境規制對我國工業綠色發展影響的估計系數在方向和顯著性方面未發生顯著變化，再次表明基準估計結果的穩健可靠。

表6 替換核心解釋變量的穩健性檢驗估計結果

3.分時段回歸

考慮到黨的十八大和十九大是我國大力推進生態文明建設的兩個重要時點，本文以2012年和2017年設為分界點，將樣本劃分為2008—2011年、2012—2016年和2017—2020年三個時間段，分別回歸分析環境規制對工業綠色發展的影響。表7反映了環境規制與工業綠色發展的時間異質性回歸結果。由表7可知，環境規制對2008—2011年、2012—2016年和2017—2020年的工業綠色發展影響的估計系數均在1%水平上顯著為正，但在系數大小上存在差異。鄰接權重矩陣和地理距離權重矩陣下，2008—2011年的估計系數分別為0.382、0.360，2012—2016年的估計系數均為0.437，2017—2020年的估計系數均為0.708。可以看出，分時段下我國環境規制對工業綠色發展影響的估計系數在時間上逐漸遞增，這充分說明了2008年以來我國政府主導下的環境規制對工業綠色發展的提升作用在時間上顯著增強。

表7 環境規制對工業綠色發展影響的時間異質性估計結果

4.分地區回歸

考慮到我國東部、中部、西部三大地區面臨的環境治理問題各不相同。本文進一步對我國東部、中部、西部三大地帶進行分樣本估計。由表8可知，環境規制與工業綠色發展的地區異質性估計結果表明，環境規制對我國東部、中部、西部三大地區的工業綠色發展影響的估計系數均在1%水平上顯著為正，但系數大小存在明顯差異。鄰接權重空間矩陣W（1）下，東部、中部、西部地區的估計系數分別為0.338、0.155、0.415，西部地區的估計系數最大，東部地區次之，中部地區最小。地理矩陣空間權重矩陣W（2）下，東部、中部和西部地區的估計系數分別為0.335、0.150、0.258，東部地區的估計系數最大，西部地區次之，中部地區最小，意味著環境規制顯著促進了我國東部、中部、西部三大地區的工業綠色發展水平的提升，且這種促進效應在東部和西部地區較大，中部地區相對較小。

表8 環境規制對工業綠色發展影響的區域異質性估計結果

四、相關結論與對策建議

（一）相關結論

2008—2020年，我國工業綠色發展水平總體呈現波動增長的變化趨勢，但東部、中部、西部三大地區的工業綠色發展水平發展不平衡，東部地區的工業綠色發展水平遠高于中部和西部地區。環境規制對我國省域工業綠色發展具有顯著的正向影響，且在進行替換環境規制測度指標、空間權重矩陣以及時空異質性分析后，結論依然穩健。環境規制對相鄰地區的工業綠色發展產生了顯著的負向影響，地理相鄰地區在環境規制方面呈現相互競爭的格局，本地環境規制力度的加強會引致污染產業向相鄰地區的轉移，不利于相鄰地區的工業綠色發展。

（二）對策建議

1.增強政策的針對性

加強區域環境規制與長江經濟帶、京津冀協同發展、長三角一體化等區域發展戰略規劃的協調，在充分考慮區域資源稟賦與生態環境承載力的基礎上，制定差異化環境規制標準，構建區域差異化環境監管體系。在嚴格執行總量控制的前提下，根據區域資源稟賦與產業發展特色，細化各項污染物排放標準、排污收費標準等，推動環境規制政策與工業綠色發展的統一。充分發揮東部沿海地區在完善環境規制工具與工業綠色發展中的引領帶動作用，嚴格控制高污染、高能耗、高成本等產業從沿海向內地的轉移。在順應生態環境保護要求的基礎上，中部、西部地區應加快推動形成生態環境保護與綠色發展相統一的產業結構，適時淘汰關停落后產能，倒逼本地工業綠色升級。

2.豐富區域環境規制工具

充分發揮市場力量在環境規制領域的作用，鼓勵各級地方政府綜合利用法律、經濟、技術等方式，制定環境規制操作流程。以行政命令型環境規制為基礎，以市場型環境規制為主導，以社會參與型環境規制為補充，加強多種環境治理工具的綜合運用。不斷強化市場力量在環境規制領域的運用，健全排污權交易、碳排放交易等規章制度，激勵企業的綠色技術研發和創新動力，推動工業綠色轉型升級，實現生態環境優化和工業綠色發展的雙贏。

3.完善區域環境協同治理機制

通過市場化交易、轉移支付、稅收等方式協調不同地區在環境治理領域的利益關系，探索構建不同地區、不同部門共同參與、合作共贏的區域環境協同治理體系，推動地理相鄰地區在環境規制方面達成共識，降低企業通過跨地轉移逃避環境規制的可能性，實現環境治理的波特效應最大化，最大程度推動工業綠色發展。完善生態補償相關法規制度，引導地方政府為環境治理和工業綠色發展而競爭，建立健全區域相關合作機制，合理分配區域環境保護成本，形成良性的區際競爭關系。