梁 輝 ，萬婷婷

（1.中南財經(jīng)政法大學公共管理學院，湖北武漢430073；2.湖北城市發(fā)展研究院，湖北武漢430073）

一、引言

自改革開放以來，我國的經(jīng)濟建設取得的成就令世人矚目，但得益于傳統(tǒng)的資源消耗型經(jīng)濟增長方式使得我國資源消耗非常迅速，環(huán)境污染問題也日漸嚴重。 根據(jù)《2018 中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》，2018 年我國338 個地級及以上的城市中，僅有約35.8%的城市環(huán)境空氣質(zhì)量達標。 世界衛(wèi)生組織報告中指出，中國每年約有65.6 萬人死于空氣污染引發(fā)的疾病?？梢姯h(huán)境污染給我國居民的身體健康狀況帶來了一定的危害。根據(jù)《中國經(jīng)濟生態(tài)生產(chǎn)總值核算發(fā)展報告2018》測算，我國2015 年的污染損失為2 萬億元，生態(tài)破壞成本為0.63 萬億元。 自從1989 年我國出臺第一部《中華人民共和國環(huán)境保護法》，2016 年通過《中華人民共和國環(huán)境保護稅法》，至2019 年共出臺了約30 部相關的法律法規(guī)，在一定程度上減緩了環(huán)境污染加重的問題。那么，這些環(huán)境政策的實施對城市的經(jīng)濟活動會產(chǎn)生什么樣的影響呢？進一步來說，對城市的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生什么樣的影響？ 鮮有文獻從城市的角度來研究。 王兵、劉光天認為全要素生產(chǎn)率是維持經(jīng)濟持續(xù)增長的主要因素，所以將全要素生產(chǎn)率作為一個重要指標用來衡量一個地區(qū)或國家經(jīng)濟增長質(zhì)量［1］。

關于環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率之間關系的研究主要有三種觀點。 第一種觀點：環(huán)境規(guī)制會降低生產(chǎn)率水平。 環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率產(chǎn)生的負向影響主要源自于成本的增加以及進行投資的不確定性，Robert 和Gollop 根據(jù)1973—1979 年美國SO2排放量和電力企業(yè)的生產(chǎn)率進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)排放規(guī)制使得電力企業(yè)的成本明顯上升，導致企業(yè)的生產(chǎn)率降低［2］。 解堊認為在10%的顯著性水平下，環(huán)境規(guī)制導致的污染投資增加使得生產(chǎn)效率降低是顯著的［3］。 Jorgenson和Wilcoxen 的研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制不利于技術創(chuàng)新，尤其是對造紙等產(chǎn)業(yè)有很強的抑制作用［4］。Goulio 通過對西班牙制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，當采取嚴格的環(huán)境規(guī)制水平時，環(huán)境規(guī)制的力度與專利產(chǎn)出呈現(xiàn)負相關的關系［5］。趙霄偉用空間杜賓面板模型對2004—2009 年中國地級市及以上的城市工業(yè)的數(shù)據(jù)進行分析得出，欠發(fā)達地區(qū)在工業(yè)化快速發(fā)展的階段，當環(huán)境規(guī)制的強度提高時，地區(qū)的經(jīng)濟增速會減緩［6］。 祁毓、盧洪友和張寧川運用雙重差分的方法進行實證研究發(fā)現(xiàn)，短期環(huán)境規(guī)制對技術進步和全要素生產(chǎn)率是存在抑制作用的［7］。 王彥皓利用2003—2007 年中國工業(yè)企業(yè)和地級市層面的企業(yè)數(shù)據(jù)進行分析，實證結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制強度提升1%，當期的生產(chǎn)率降低1%［8］。

第二種觀點：環(huán)境規(guī)制會刺激生產(chǎn)率的提升。 Porter 和Linde 認為當環(huán)境規(guī)制的水平適宜的時候，環(huán)境規(guī)制可以通過促進企業(yè)進行技術創(chuàng)新或形成新的組織方式，從而使得企業(yè)的生產(chǎn)率得以提高［9］。 Richard Lajeunesse 和 Paul Lanoieand Michel Patry 的研究也證實了“波特假說”，他們對魁北克制造業(yè)的數(shù)據(jù)進行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)滯后的環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率起到正向的作用［10］。Jaffe 等認為政府采取的環(huán)境規(guī)制政策激勵了企業(yè)不斷地實施環(huán)保減排的措施，進而促進生產(chǎn)率的提升［11］。 Eli Berman 和 Linda T. M. Bui 研究在 1987—1992 年期間美國監(jiān)管最嚴格的煉油廠發(fā)現(xiàn)，在其他煉油廠生產(chǎn)率均下降的情況下，該煉油廠的生產(chǎn)率卻能得到大幅度的提升［12］。 張紅鳳等選取在全國范圍內(nèi)環(huán)境規(guī)制最為嚴格的山東省的污染密集企業(yè)進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在嚴格的環(huán)境規(guī)制水平下，經(jīng)濟也得到了很好的發(fā)展［13］。 陳詩一設計了一個基于方向性的距離函數(shù)，實證得出節(jié)能減排政策在后期促進了技術進步，并通過函數(shù)預測在2009—2049 年這四十年中對中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率有穩(wěn)步的促進作用［14］。 吳明琴、周詩敏和陳家昌對我國“兩控區(qū)”城市進行研究，結(jié)果表明制定合適的環(huán)境規(guī)制政策有利于環(huán)境保護并促進經(jīng)濟增長［15］。 江珂和盧現(xiàn)祥分東中西及東北地區(qū)研究環(huán)境規(guī)制與R&D 投入之間的關系，發(fā)現(xiàn)在東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制會促進R&D 投入，但是在其他地區(qū)的影響不顯著［16］。

第三種觀點：環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率兩者之間沒有確切的關系。 自“波特假說”提出之后，一些學者認同這一假說，但也有一部分學者對這一假說提出了質(zhì)疑。 一些研究認為環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率沒有顯著的影響，這其中可能是因為企業(yè)的成本效應與創(chuàng)新補償效應相互抵消的結(jié)果。Shadbegian 和Gray 對美國的造紙企業(yè)、汽油提煉企業(yè)以及鋼鐵企業(yè)進行研究，發(fā)現(xiàn)這些企業(yè)支出的污染減排費用對企業(yè)生產(chǎn)率并沒有顯著的影響［17］。 Conrad K.和Wastel D.將德國在1975—1991 年這十七年中的十個重污染產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)作為樣本進行研究， 得出環(huán)境規(guī)制幾乎對生產(chǎn)率沒有提升作用［18］。 Becker 對美國制造業(yè)的企業(yè)進行研究，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制給企業(yè)增加的高成本對生產(chǎn)率沒有影響［19］。 Gale 和John 利用美國1988—1992 年造紙及紙漿業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在污染降低的同時產(chǎn)出卻隨之增加的情況，也出現(xiàn)環(huán)境規(guī)制使產(chǎn)出減少的現(xiàn)象［20］。

國外相對于國內(nèi)對這些問題的研究要早很多，國內(nèi)學者大多認可“波特假說”，其研究意在尋求最佳的環(huán)境規(guī)制區(qū)間。 許長新和胡麗媛對2008—2015 年的數(shù)據(jù)進行分析，并且利用系統(tǒng)GMM 以及Hansen 面板門檻的方法，研究結(jié)果顯示，當環(huán)境規(guī)制低于臨界值時，環(huán)境規(guī)制通過技術創(chuàng)新作為中介效用會促進經(jīng)濟增長，而當環(huán)境規(guī)制強度超過這一臨界值時，則會抑制經(jīng)濟增長［21］。 張成等對我國1996—2007 年工業(yè)部門的數(shù)據(jù)進行了研究，經(jīng)過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率之間并不是簡單的線性關系，兩者之間存在“U 型”關系，且在長期過程中環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響的程度比短期更為強烈［22］。王杰和劉斌對1998—2011年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行分析， 分別在加入環(huán)境規(guī)制強度的一次項、 二次項及三次項后用OLS 的方法得出兩者存在“倒N 型”的關系，即環(huán)境規(guī)制較低時，全要素生產(chǎn)率會降低；而當環(huán)境規(guī)制提高可以促進技術創(chuàng)新時，全要素生產(chǎn)率會上升［23］。黃慶華、胡江峰和陳習定對2003—2015 年我國36 個工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)進行分析， 利用滯后2 期的PVAR 模型并通過GMM 估計以及脈沖響應函數(shù)，最終得出，就短期來說，環(huán)境規(guī)制政策能促進綠色全要素生產(chǎn)率增長，但長期來說，不適合當代發(fā)展的環(huán)境政策不僅沒有辦法維持全要素生產(chǎn)率的增長，而且可能導致環(huán)境變得更糟糕［24］。 戴錢佳基于技術創(chuàng)新的中介效應方法分析了異質(zhì)性環(huán)境規(guī)劃對物流業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響［25］。

通過相關文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，西方發(fā)達國家對環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率之間的關系已經(jīng)進行了多方面的研究，學者所持態(tài)度也不盡相同，但對發(fā)展中國家的研究不是太多。 發(fā)達國家與發(fā)展中國家發(fā)展階段不同、產(chǎn)業(yè)結(jié)構不同、并且各自的政府對出臺的環(huán)境規(guī)制實施的力度不同，因此，環(huán)境規(guī)制對我國這一發(fā)展中國家的影響可能與發(fā)達國家不同。 國內(nèi)文獻主要從我國工業(yè)行業(yè)以及以省為單位層面來分析環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率之間的關系，鮮有以地級市為單位進行研究的。 現(xiàn)有文獻在研究環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率之間不確定的關系時，大多采用經(jīng)典的環(huán)境庫茲列茨曲線中的二次曲線分析方式，主要是運用這種分析方式可以將其關系局限在“U型”或“倒U 型”，且其兩側(cè)需要滿足對稱分布，自變量本身與其二次項有很強烈的相關性，但門檻回歸則沒有這一限制。 考慮到我國東部地區(qū)是我國各種政策實施的 “示范區(qū)”［26］， 以及2008 年全球金融危機帶來的影響，所以本文利用2008—2015 年東部地區(qū)85 個地級市的面板數(shù)據(jù)探究環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率之間的關系。

我國目前出臺的環(huán)境規(guī)制政策，是以犧牲企業(yè)生產(chǎn)率為代價以獲取環(huán)境的改善，還是在實施環(huán)境規(guī)制的同時，提高技術創(chuàng)新水平進而刺激企業(yè)生產(chǎn)率的提升？ 若是通過技術創(chuàng)新這一中介變量來影響企業(yè)生產(chǎn)率，它所處水平的不同會不會對生產(chǎn)率產(chǎn)生不同的影響？ 對上述問題的考察有助于我們厘清環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率之間的關系，同時在實證研究中對理論的預期給出相應的答案，并就我國將來為環(huán)境政策、創(chuàng)新政策的完善以及對地方經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變等問題提出意見與建議。

二、理論基礎

傳統(tǒng)的新古典主義經(jīng)濟學家普遍認同環(huán)境規(guī)制必然會使被規(guī)制的企業(yè)承受更加沉重的負擔，會影響企業(yè)的產(chǎn)出并對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負向的影響。

這一負向的影響，可以通過兩個效應來實現(xiàn)：第一個效應是“成本效應”，該效應是指當政府落實環(huán)境規(guī)制的政策時，企業(yè)為了使其生產(chǎn)經(jīng)營過程達到規(guī)制的范圍之內(nèi)，都必定會將一部分勞動力、資本等要素資源投放到環(huán)境治理這一非生產(chǎn)性領域中，從而不利于生產(chǎn)率的提高；另一個效應是“約束效應”，即企業(yè)維持目前的生產(chǎn)條件不變的前提下，當面對政府施加的環(huán)境規(guī)制措施時，企業(yè)在做生產(chǎn)經(jīng)營決策時需要把環(huán)境保護納入到原本的約束條件中，企業(yè)進行生產(chǎn)、組織管理的決策集的范圍就會變小，企業(yè)的生產(chǎn)管理等環(huán)節(jié)的難度加大。

波特則對這一觀點進行了質(zhì)疑，他認為當環(huán)境規(guī)制的嚴格程度較為適中時，環(huán)境規(guī)制政策可以通過激勵企業(yè)進行技術創(chuàng)新等提高企業(yè)的生產(chǎn)率，這就是“波特假說”理論［27］。 該假說是指在短期內(nèi)采取環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)的成本，但是在長期采取合理的環(huán)境規(guī)制會促進企業(yè)的技術進步，提高生產(chǎn)率。 由于技術進步帶來的利潤要高于企業(yè)所需要承受的成本，從而提升企業(yè)的競爭力。 他將其分成了具有負面的“抵消效應”以及具有正面的“補償效應”。

“抵消效應”表現(xiàn)在當企業(yè)需要將污染物的排放量降到制定的標準以下時，其生產(chǎn)工藝將會更加復雜，企業(yè)生產(chǎn)率也有可能降低；從另一方面來說企業(yè)為了將污染物的排放量降到制定的標準以下，會增加污染治理費用，這一部分費用如果過大將會擠占企業(yè)用于技術創(chuàng)新的費用，從而導致企業(yè)生產(chǎn)率的下降?！把a償效應”表現(xiàn)在雖然政府制定的環(huán)境規(guī)制標準會加大企業(yè)的成本，但是企業(yè)為了追求利益最大化，會增加技術投入，改進生產(chǎn)技術，從而使得企業(yè)生產(chǎn)率得以提高，多獲得的利潤高于需要支付的污染治理費用；同時企業(yè)為了達到政府制定的環(huán)境規(guī)制標準，會加大研發(fā)投入，采取更加環(huán)保的技術進行生產(chǎn)，可減少污染物 的 排 放 量［28］。

三、數(shù)據(jù)來源、變量確定及描述統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的地區(qū)數(shù)據(jù)主要來自于2007—2015 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。 地區(qū)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、單位從業(yè)人員數(shù)、私營和個體從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資額、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)煙（粉）塵排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、外商直接投資額、教育支出、科學支出以及財政支出均來自于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。專利申請授權數(shù)則來自于專利云數(shù)據(jù)庫。

根據(jù)《中國區(qū)域金融運行報告（2019）》顯示，2018 年東部、中部、西部、東北地區(qū)對經(jīng)濟增長的貢獻率分別為50.7%、23.4%、21.3%和4.6%。 《中國區(qū)域科技創(chuàng)新評價報告2018》顯示，東部地區(qū)包攬了綜合科技創(chuàng)新水平排名中的前六位， 東部地區(qū)不僅在高新技術領域投入多，而且在制度創(chuàng)新中也走在我國的前列。 東部地區(qū)處于開放創(chuàng)新的前沿，是各種政策改革的“示范區(qū)”， 也是全國經(jīng)濟發(fā)展的領頭羊。因此，本文利用我國東部地區(qū)地級市的數(shù)據(jù)進行研究。依照《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》對東部地區(qū)的劃分，東部地區(qū)包括北京、天津、上海、遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南共11 個?。ㄖ陛犑校┑?6 個地級市。 為了進行地級市的同級比較，剔除廣州、深圳、廈門、杭州、寧波、青島、濟南、南京8 個副省級城市，同時由于汕頭、?？诤腿齺啍?shù)據(jù)缺失嚴重，不便計算，最終用85 個地級市的數(shù)據(jù)進行本文的后續(xù)研究。 考慮到2008 年全球金融危機帶來的持續(xù)性影響，以及2016 年和2017 年部分省份的數(shù)據(jù)缺失嚴重，故選取2008—2015 年的數(shù)據(jù)進行實證研究。

（二）變量確定

1.被解釋變量

全要素生產(chǎn)率（TFP）。 依據(jù)現(xiàn)有的文獻資料，運用數(shù)據(jù)包絡法（DEA）對全要素生產(chǎn)率進行測算。 該種方法采用線性規(guī)劃的方法來對技術效率進行一定的測算。 Fare 等人建立了Malmquist指數(shù)來計算工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

當測算出的全要素生產(chǎn)率（TFP）大于1 時，說明后一期的生產(chǎn)率相較于之前的生產(chǎn)率是提高的；當全要素生產(chǎn)率等于1 時，說明這兩期的生產(chǎn)率水平是不變的；而全要素生產(chǎn)率小于1 時，說明后一期的生產(chǎn)率相較于之前的生產(chǎn)率是降低的。 而通過Malmquist 指數(shù)來計算全要素生產(chǎn)率的時候，可以將全要素生產(chǎn)率分解成技術效率變化指數(shù)（EFFCH）和技術進步指數(shù)（TECH），其過程表示為：

其中，xt、xt+1表示第 t 期和第 t+1 期的投入量，yt、yt+1表示第 t 期和第 t+1 期的產(chǎn)出量，Dt、Dt+1表示以第t 期和第t+1 期技術為參考技術的距離函數(shù)。

本文選取2007—2015 年我國東部地區(qū)85 個地級市的相關數(shù)據(jù)，計算它們的全要素生產(chǎn)率的數(shù)值。 具體處理過程為：

a.產(chǎn)出變量：本文選取85 個地級市的地區(qū)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出指標，利用GDP 平減指數(shù)，以2000 年為基期進行平減。

b.投入變量：①勞動投入：該指標用全社會從業(yè)人員數(shù)表示，但因本文是對東部地區(qū)的地級市進行測度，這一數(shù)據(jù)缺失嚴重。 本文采用肖小龍、姚慧琴的方法將地區(qū)單位從業(yè)人員數(shù)與私營和個體從業(yè)人員數(shù)之和作為勞動投入的替代指標［29］。 ②資本投入：有的學者，如張軍、吳桂英和張吉鵬運用永續(xù)盤存法來計算資本存量［30］。 但不同的學者在進行計算時選取的指標不一致會造成結(jié)果各有不同， 同時對地級市資本存量的測度目前還沒有明確的指標來進行測算，金相郁曾經(jīng)用固定資產(chǎn)投資額來對資本存量進行測算［31］，得出的研究結(jié)果比較可信。 因此我們也采用各地級市固定資產(chǎn)投資總額作為資本投入量的替代指標， 并以2000 年為基期進行平減。

由于全要素生產(chǎn)率的數(shù)值大多在1 附近， 在本文中為了凸顯各地全要素生產(chǎn)率的區(qū)別，在進行回歸時，將其數(shù)值均乘以100 來進行處理。

2.解釋變量

1）技術創(chuàng)新水平（lnTI）。 就技術創(chuàng)新水平的測量方法來說不同學者給出的方法不盡相同，目前來說主要利用專利申請受理數(shù)、專利申請授權數(shù)、研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP 的比重、研究與試驗發(fā)展人員等數(shù)據(jù)進行測量。 某個地區(qū)的發(fā)明者向相關部門遞交的專利申請，通常體現(xiàn)出這個地區(qū)的創(chuàng)新水平［32］。 因此，筆者將用“專利申請授權數(shù)”作為替代技術創(chuàng)新水平的指標。 在本文中將其取對數(shù)處理。

2）環(huán)境規(guī)制（ER）。 目前關于環(huán)境規(guī)制強度的測定沒有明確的測度指標，大多采用代理變量的方式進行測度。 根據(jù)現(xiàn)有的文獻一般有以下幾種方式進行測度：①當?shù)卣l(fā)布環(huán)境規(guī)制的政策數(shù)目；②污染物的排放程度，有的將環(huán)境規(guī)制強度的測算用單位生產(chǎn)總值的碳排放量來代替；③政府對污染治理的投資資金，以該項目的投資額以及對“三廢”等的處理費之和來衡量當?shù)丨h(huán)境規(guī)制的強度；④綜合指標，采取當?shù)貜U水處理率、二氧化硫處理率、煙（粉）塵處理率以及固體廢物處理率等來進行綜合衡量。 本文采用污染物的排放程度對85 個地級市的環(huán)境規(guī)制程度進行替代，同時為了綜合考慮，我們選取了各地級市的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)煙（粉）塵排放量以及工業(yè)SO2排放量這三個指標，并將所得的數(shù)據(jù)進行單位化和標準化的處理，組建本文衡量環(huán)境規(guī)制強度的綜合指標。 具體的處理過程為：

a.考慮到中國東部地區(qū)各地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構不同，我們將選取這三種污染物的排放量除以該地區(qū)的生產(chǎn)總值，進行單位化；

b.將這三個指標的單位生產(chǎn)總值的排放量進行極差標準化：

其中，i 表示地區(qū)，l 表示各種污染物，pil表示各地級市單位生產(chǎn)總值的某一污染物的排放量，px 為無量綱的某一污染物的排放量。

c.經(jīng)過單位化和標準化處理的各污染物的排放量指標具有橫向可比性，本文將各污染物的排放量賦予相同的權重進行加總。 但是本文是采用污染物排放量來衡量環(huán)境規(guī)制強度的，因此最終所得的數(shù)值越大，說明該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度越小；反之所得的數(shù)值越小，說明該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度越大。

3.控制變量

1）外商直接投資（lnFDI）。外國資本的引進可能會給這個地區(qū)帶來先進的技術，從而提高該地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。何玉梅、羅巧在研究環(huán)境規(guī)制強度與工業(yè)全要素生產(chǎn)率中加入了外商直接投資作為控制變量［33］。 本文用該地區(qū)當年實際使用外資金額來進行替代，并取對數(shù)處理。

2）地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構（IS）。當一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構越合理，或者其產(chǎn)業(yè)結(jié)構比其他地區(qū)更優(yōu)化，會提高該地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。其表達式表示為：第三產(chǎn)業(yè)增加值÷第二產(chǎn)業(yè)增加值。該值越小說明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構可以繼續(xù)改進，反之，說明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構較好。 同時根據(jù)“污染避難所”假說，環(huán)境規(guī)制的不同也會影響當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構。

3）科學教育水平（ET）。 在當今全球化的格局下，國家之間的競爭早已不再是資源的競爭，而是轉(zhuǎn)變成科技的競爭、人才的競爭。 在科教興國戰(zhàn)略的指導下，當政府重視教育時，會培養(yǎng)出大量潛在的優(yōu)質(zhì)人才，為該地區(qū)今后的發(fā)展打下堅實的基礎；當某地政府重視對科技的投入時，會刺激當?shù)氐难邪l(fā)能力，同時也會有更多的基礎研究成果投入到生產(chǎn)中去，也能提高當?shù)氐娜厣a(chǎn)率。 其計算公式為：

該ET 值越大，說明該地區(qū)的科學教育水平越高。

（三）描述統(tǒng)計

本文用DEAP 2.1 軟件進行測算得到2008—2015 年中國東部85 個地級市的全要素生產(chǎn)率指數(shù)及分解指數(shù)，如表1 所示。 本文對所有變量進行的描述統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示，其中全要素生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)均乘以100 加以處理。

表1 2008—2015 年中國東部85 個地級市的平均全要素生產(chǎn)率指數(shù)及分解指數(shù)

表2 變量的描述統(tǒng)計情況

續(xù)表

四、實證分析

（一）OLS 模型

根據(jù)理論分析中環(huán)境規(guī)制影響全要素生產(chǎn)率的兩種途徑， 首先考慮其直接影響作用，即僅考慮環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的影響，如（4）式表示的模型一所示。 進一步考慮環(huán)境規(guī)制影響全要素生產(chǎn)率的間接途徑，即通過技術創(chuàng)新來影響全要素生產(chǎn)率，我們在模型一的基礎上加入了技術創(chuàng)新以及環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的交互項，得到如（5）式表示的模型二，從而探究加入這些變量對被解釋變量產(chǎn)生的影響。

其中，TFPit表示第i 個地區(qū)在第t 年的全要素生產(chǎn)率；ERit表示第i 個地區(qū)在第t 年的環(huán)境規(guī)制強度；lnTIit表示第i 個地區(qū)在第t 年的技術創(chuàng)新水平；ETit表示第i 個地區(qū)在第t 年的教育及科技占財政支出的比重；ISit表示第i 個地區(qū)在第t 年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構；lnFDIit表示第i 個地區(qū)在第t 年的外商投資水平。 對其分別進行回歸，回歸的結(jié)果如表3 所示。

根據(jù)表3 中模型一所得的結(jié)果，可以看出環(huán)境規(guī)制在該模型中并不顯著，從模型二中可以看出其回歸的結(jié)果明顯要比模型一好很多。 環(huán)境規(guī)制和環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的交互項在5%的顯著性水平下都能夠通過檢驗，雖然技術創(chuàng)新水平在這個模型中不顯著，但環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的交互項在1%的顯著性水平下通過檢驗，且系數(shù)為負，說明在本文的研究范疇內(nèi)環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新的共同作用對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了負向的影響。

表3 環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果

但是根據(jù)模型二僅可得出環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新的共同作用對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響，卻無法看出是如何影響的。 根據(jù)“波特假說”，當環(huán)境規(guī)制在適當?shù)乃较?，可以影響技術創(chuàng)新水平從而提高全要素生產(chǎn)率。 本文想通過“門檻模型”來探究是否因環(huán)境規(guī)制水平的不同導致技術創(chuàng)新對全要生產(chǎn)率產(chǎn)生不同的影響，該模型三可用（6）式來表示：

（二）門檻模型

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為了保證回歸結(jié)果的有效性，消除數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性、自相關以及協(xié)整，本文對被解釋變量、解釋變量以及控制變量進行面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表4 所示。

表4 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

平穩(wěn)性檢驗采用了費雪檢驗方法，并用滯后一期的ADF 回歸檢驗所有的變量。結(jié)果顯示，被解釋變量、解釋變量以及控制變量均具有很好的平穩(wěn)性。

2.門檻效應的檢驗

在檢驗門檻效應之前， 需要先確定門檻效應的模型是固定效應還是隨機效應。 本文用Stata 14.0 軟件進行豪斯曼檢驗，得出的P 值為0.000 5，故在1%的水平下強烈拒絕“H0：ui與xit，zi不相關”的原假設，因此筆者認為應該使用固定效應模型來進行模擬回歸。

在估計固定效應門檻模型時，先要找到門檻值并檢驗其顯著性，根據(jù)該結(jié)果所確定門檻值的個數(shù)，最后選取合適的模型來估計所求的模型。 接下來將對上述回歸模型進行門檻檢驗，并估計這個模型的參數(shù)。

首先，確定門檻的個數(shù)。 本文分別在單一門檻、雙重門檻以及三重門檻的要求下對以上三個模型進行估計，得到的F 值如表5 所示，用Bootstrap 方法反復抽樣300 次得到的P 值列入括號中，門檻值及其在95%水平下的置信區(qū)間，如表6 所示。 根據(jù)表5 和表6 可以看出，模型三在5%的水平下，當環(huán)境規(guī)制水平作為門檻變量、技術創(chuàng)新水平作為解釋變量時存在單一門檻效應，其門檻估計值為0.141 2，在95%水平下的置信區(qū)間分別為［0.131 8, 0.141 3］。

表5 門檻效果檢驗

表6 門檻估計值及置信區(qū)間

其次，確定模型參數(shù)的估計結(jié)果。 根據(jù)門檻檢驗的結(jié)果確定模型的門檻數(shù)目及其對應的門檻值，并選擇相應的固定效應門檻模型進行估計，所得的參數(shù)估計結(jié)果如表7 所示。

表7 模型的參數(shù)估計結(jié)果

由表6 的實證結(jié)果分析我們可以得出， 技術創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率的作用具有單門檻效應，門檻值是0.141 2。 根據(jù)表7 的回歸結(jié)果可以得出，當環(huán)境規(guī)制水平低于門檻值0.141 2 的時候，技術創(chuàng)新水平對全要素生產(chǎn)率的系數(shù)為-2.356 3，此時的技術創(chuàng)新不利于全要素生產(chǎn)率的提升；而當本文中環(huán)境規(guī)制的水平超越了門檻值，即政府采取環(huán)境規(guī)制的力度在不斷減弱時，技術創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的作用依舊為負，且為-1.720 8。綜上所述，當政府的環(huán)境規(guī)制力度較小時，技術創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的負向作用較弱，而當政府的環(huán)境規(guī)制力度不斷加大直至突破門檻值時， 當?shù)氐募夹g創(chuàng)新增強且會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的負向作用增強。 在控制變量中，僅有外商直接投資水平在5%的水平下是顯著的，且抑制了當?shù)厝厣a(chǎn)率的提升。這可能是因為當直接使用外商投入的資本進入生產(chǎn)時，由于有充足的資金支持，廠商對研究開發(fā)的迫切程度降低，或者說廠商可以利用這些資金引入新的設備和技術， 所以并沒有在此基礎上進行更加深入的研發(fā)以獲得更先進的技術， 從而導致全要素生產(chǎn)率下降。 科學教育水平這一指標在該模型中也是不顯著的，可能的原因是當政府將資金投入到教育行業(yè)時，需要一個比較長的時間周期，產(chǎn)生的效果（比如說人才培養(yǎng)等）才能夠凸顯出來，滯后地對當?shù)氐娜厣a(chǎn)率產(chǎn)生一定的影響；同樣政府對科學方面的支出，也需要經(jīng)過一段時間才能運用到實際的生產(chǎn)當中。 而本文選取的時間跨度僅有八年， 因此科學教育水平對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響可能是不顯著的。當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構這一控制變量在該模型中是不顯著的，可能是由于“污染避難所”假說是成立的，對于不同的環(huán)境規(guī)制程度，會影響當?shù)夭煌漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構，處于不同范圍的環(huán)境規(guī)制程度對應的應該是不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構水平，用同一個值進行表示是不合理的。結(jié)合上述模型，2008—2015 年環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新一直影響著各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率數(shù)值，而且這種影響程度并不是線性關系，具有一定的非線性特征，經(jīng)過門檻模型的檢驗發(fā)現(xiàn)具有一定門檻限制。 對于該模型來說，無論環(huán)境規(guī)制處于何種程度，導致技術創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的影響都是負向的，但是當政府采取更為嚴苛的環(huán)境規(guī)制政策時，導致的技術創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率有更強的負向作用，這是因為當政府采取較為嚴苛的規(guī)制政策時，大量的小型企業(yè)可能會因此而倒閉，從而使得全要素生產(chǎn)率降低。

五、結(jié)論和建議

本文根據(jù)中國東部85 個地級市2008—2015 年的面板數(shù)據(jù)，計算出各個地級市每年的全要素生產(chǎn)率， 發(fā)現(xiàn)所有的全要素生產(chǎn)率數(shù)值均為正數(shù)， 而在分解變量中技術效率變化指數(shù)（EFFCH）總是比技術進步指數(shù)（TECH）大，說明技術效率的變化始終要領先于技術進步的變化程度。 這也說明這些地級市的全要素生產(chǎn)率的增長主要是由技術效率導致的，即這些地區(qū)對新技術的利用程度比較高，相較于同等程度對新技術的利用程度，這些地區(qū)可以加大技術進步的速度來達到最優(yōu)生產(chǎn)邊界。 通過建立門檻模型，我國東部85 個地級市2008—2015 年的環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的影響并非是簡單的線性關系，而是比較復雜的非線性關系，且這種影響關系在不同的區(qū)間上有顯著差異。 當政府采取更為嚴苛的環(huán)境規(guī)制政策時，技術創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率有更強的負向作用，這可能是因為企業(yè)為了節(jié)約成本，為實現(xiàn)在短時間內(nèi)將生產(chǎn)時的污染排放量降低到規(guī)定的標準內(nèi)，更傾向于直接將新技術運用到生產(chǎn)及污染處理過程中而不是選擇自主研發(fā)新技術，進而使得無論環(huán)境規(guī)制力度如何，本文中的技術創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率始終是產(chǎn)生負向作用。 可以看出地方政府執(zhí)行的環(huán)境規(guī)制政策影響企業(yè)生產(chǎn)率的渠道不是通過技術進步，而是通過技術效率這一渠道來影響的。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下對策建議：

第一，加快技術進步水平。 要在全球化的格局中站穩(wěn)腳跟，就必須大力發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)，并將其發(fā)展為地區(qū)的主導產(chǎn)業(yè)。 這就需要加大對創(chuàng)新的投資，改善當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構，使得研究成果盡可能地轉(zhuǎn)化到實際生產(chǎn)當中；各地政府應該加強對人才的引進，提高尖端人才的福利待遇，引進高新技術以促進當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構升級；加大對高新技術產(chǎn)業(yè)的扶持和優(yōu)惠力度，這些產(chǎn)業(yè)具有高投入、高風險的性質(zhì)，而如果發(fā)展較好會迅速成為當?shù)氐闹鲗Мa(chǎn)業(yè)，產(chǎn)生輻射效應，因此政府應該加強對這些企業(yè)的資金引導和政策扶持，在提高經(jīng)濟發(fā)展“量”的同時注重“質(zhì)”的發(fā)展［34］。 本文通過對全要素生產(chǎn)率的分解，發(fā)現(xiàn)技術效率普遍要高于技術進步指數(shù)，因此政府在提高新技術利用程度的同時需要加強引導整個社會進行技術創(chuàng)新，進而使得生產(chǎn)率得到進一步的提高，同時實現(xiàn)整個社會的環(huán)保水平和生產(chǎn)率的共同提高［35］，以期實現(xiàn)“既有金山銀山，又有綠水青山”。

第二，制定差異化的環(huán)境規(guī)制標準。上述實證研究中發(fā)現(xiàn)，在不同的環(huán)境規(guī)制水平下，導致技術創(chuàng)新對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的作用程度是不同的，此時政府采用不同程度的環(huán)境規(guī)制水平對該地全要素生產(chǎn)率的影響程度也會不同。 例如，在當?shù)丶夹g創(chuàng)新水平比較低的前提下，當政府制定的環(huán)境規(guī)制水平較高時，對全要素生產(chǎn)率雖然也造成負向影響，但是其影響程度要小于政府制定較低的環(huán)境規(guī)制水平時造成的負向影響。 說明當某地在存在較低的技術創(chuàng)新水平的條件下，政府采取較低的環(huán)境規(guī)制水平時，不能促進企業(yè)進行技術創(chuàng)新，面對政府要求的環(huán)境規(guī)制標準可能僅僅在排污的終端進行治理，此時并不能提高依靠技術進步使得企業(yè)生產(chǎn)率提高這一比重。 因此應該制定適合當?shù)氐沫h(huán)境規(guī)制水平，盡量減少對當?shù)厝厣a(chǎn)率的抑制作用。 就目前我國東部地區(qū)85 個地級市的情況來看，技術創(chuàng)新水平絕大多數(shù)不能超過本文得出的門檻值，即技術創(chuàng)新水平處于較低的狀態(tài)，因此政府可以繼續(xù)提高環(huán)境規(guī)制水平。

第三，加強管理監(jiān)督，增強宣傳力度。 政府制定的一系列關于環(huán)境規(guī)制的標準需要嚴格地加以監(jiān)督，鑒于我國目前的管理機制并不是很完善，政府需要成立相應的部門來對已有的環(huán)境規(guī)制進行有效的管理、監(jiān)督及懲罰。 除官方的管理監(jiān)督以外，還要注重對公眾的宣傳，讓大眾在日常生活中時刻不忘綠色出行這一環(huán)保理念。讓公眾發(fā)揮主人翁精神可以在一定程度上起到幫助相關部門監(jiān)督的作用， 同時綠色消費深入公眾心中會改變其消費結(jié)構，當綠色產(chǎn)品的消費需求不斷增多，就會促進企業(yè)轉(zhuǎn)型，進而改善當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)體系向綠色方向發(fā)展。