黃成　吳傳清　鄧明亮

摘?? 要：加快推動工業(yè)綠色轉型是促進長江經(jīng)濟帶全面綠色低碳發(fā)展的必由之路和關鍵抓手。以長江經(jīng)濟帶為樣本考察環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的排污異質性影響效應，結果表明，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型存在正向促進效應，符合“波特假說”，且這種影響存在排污異質性特征，表現(xiàn)為排污強度越高的地區(qū)促進作用越強。進一步研究表明，這種影響還存在非線性和門檻特征，其中，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶整體工業(yè)綠色轉型的影響呈現(xiàn)“J”形特征，對輕污染和重污染省市的影響均呈“U”形關系，對中污染省市的影響則不顯著。此外，2016年起實施的長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展戰(zhàn)略有效增強了環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的促進作用。總體上，長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制強度偏低，政策效應尚未充分發(fā)揮。進一步深入推進長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型，應以排污異質性特征為重要參考，分類分區(qū)制定具有針對性的環(huán)境規(guī)制政策，加快構建環(huán)境規(guī)制區(qū)域協(xié)商機制，促進環(huán)境規(guī)制政策不斷豐富和動態(tài)優(yōu)化調整。

關鍵詞：環(huán)境規(guī)制；工業(yè)綠色轉型；排污異質性；長江經(jīng)濟帶發(fā)展

中圖分類號：F427?? 文獻標識碼：A?? 文章編號：1003-7543（2023）09-0138-17

工業(yè)污染是造成長江經(jīng)濟帶環(huán)境污染的重要因素。加快推動工業(yè)綠色轉型發(fā)展，是促進長江經(jīng)濟帶全面綠色低碳發(fā)展的必由之路和關鍵抓手［1］。以環(huán)境規(guī)制舉措為引導，是國內(nèi)外促進工業(yè)綠色轉型發(fā)展的普遍做法［2］。為推動工業(yè)綠色轉型，長江經(jīng)濟帶沿線各省市出臺了一系列環(huán)境規(guī)制措施，但仍存在環(huán)境規(guī)制強度較低、政策“一刀切”、監(jiān)管不力等問題。2011—2021年，長江經(jīng)濟帶累計發(fā)生環(huán)境事件2 165次，占全國環(huán)境事件總數(shù)的52.03%。過低的環(huán)境規(guī)制強度難以約束企業(yè)的排污行為。頻發(fā)的環(huán)境事件不僅造成巨額的經(jīng)濟損失，而且?guī)聿豢晒懒康沫h(huán)境損失和嚴重的生態(tài)破壞。此外，環(huán)境規(guī)制政策不合理導致的企業(yè)合謀、不完全執(zhí)行等行為也會造成環(huán)境規(guī)制政策失效、工業(yè)綠色轉型遲滯，甚至引發(fā)新一輪環(huán)境風險。有鑒于此，科學研判長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型態(tài)勢，提升環(huán)境規(guī)制政策的針對性和有效性，對深入推動長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型發(fā)展具有重要理論價值和現(xiàn)實意義。

一、相關文獻綜述

學術界現(xiàn)有關于環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型影響的研究文獻相對較少，但關于環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟綠色發(fā)展水平、綠色經(jīng)濟效率等的影響研究較多［3］。根據(jù)相關研究思路，現(xiàn)有研究主要從兩條路徑出發(fā)：一是考察不同環(huán)境規(guī)制類型對經(jīng)濟綠色發(fā)展的影響差異，二是聚焦不同環(huán)境規(guī)制強度對經(jīng)濟綠色發(fā)展的影響特征。基于第二種研究思路，本文從不同環(huán)境規(guī)制強度對經(jīng)濟綠色發(fā)展的差異性影響出發(fā)，將學術界研究歸納為四種代表性觀點。

第一種觀點認為環(huán)境規(guī)制阻礙經(jīng)濟綠色發(fā)展，也稱為“成本約束效應”。以新古典經(jīng)濟學派為代表，認為在環(huán)境規(guī)制約束下，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動面臨各類限制條件，特別是強制性環(huán)境規(guī)制要求企業(yè)對原有技術路徑進行突破性變革，給企業(yè)帶來額外成本負擔和附加約束，對企業(yè)技術創(chuàng)新存在擠出效應，進而對綠色經(jīng)濟效率的改善產(chǎn)生負向抑制性影響［4］。

第二種觀點認為環(huán)境規(guī)制有利于經(jīng)濟綠色發(fā)展，也稱為“引致創(chuàng)新效應”。以“波特假說”為代表，研究認為環(huán)境規(guī)制的遵循成本壓力倒逼企業(yè)加強綠色技術創(chuàng)新，通過綠色技術創(chuàng)新收益對企業(yè)環(huán)境規(guī)制遵循成本進行補償，對生產(chǎn)率提升和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級表現(xiàn)出正向促進效應［5-6］。在此基礎上，許多研究都驗證了“波特假說”，如Henriques等研究提出正式環(huán)境規(guī)制能夠對企業(yè)綠色創(chuàng)新效率提升產(chǎn)生正向促進作用［7］；吳超等基于對我國16個重污染行業(yè)的研究，認為嚴格的環(huán)境規(guī)制能夠有效促進綠色創(chuàng)新效率改善和提升［8］。越來越多的研究表明“波特假說”確實存在，環(huán)境規(guī)制政策的實施能夠有效激發(fā)企業(yè)開展綠色創(chuàng)新的積極性，促使企業(yè)在綠色創(chuàng)新中獲得新增收益，削弱環(huán)境規(guī)制遵從成本造成的負向影響［9-11］。另一方面，Leeuwen等在實證研究荷蘭綠色技術創(chuàng)新時，結果只證實了“弱波特假說”，而不能支持“強波特假說”［12］。

第三種觀點認為環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟綠色發(fā)展的效應呈現(xiàn)階段性、非線性特征。有研究認為，環(huán)境規(guī)制的影響效應發(fā)揮存在一定“時滯性”和“非線性”特征［13］，綠色經(jīng)濟效率、工業(yè)綠色轉型、工業(yè)產(chǎn)能利用率、綠色技術創(chuàng)新等在環(huán)境規(guī)制作用下呈現(xiàn)先降后升的“U”形趨勢［14-16］，即存在一個環(huán)境規(guī)制強度的“拐點”，使其對經(jīng)濟綠色發(fā)展相關指標的影響從抑制效應轉換為促進效應。也有研究基于對不同污染程度行業(yè)、制造業(yè)、不同地區(qū)的環(huán)境規(guī)制作用的考察，提出綠色經(jīng)濟效率、綠色技術創(chuàng)新水平等在環(huán)境規(guī)制影響下呈現(xiàn)先升后降的倒“U”形特征［17-18］。造成先促進后抑制的原因是，當環(huán)境規(guī)制強度較低時能夠促進企業(yè)增加綠色技術研發(fā)投入，而當環(huán)境規(guī)制強度過高時，用于治污的成本將擠占綠色技術研發(fā)投入，使企業(yè)喪失綠色發(fā)展競爭力。

第四種觀點是基于樣本異質性研究結果，認為環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟綠色發(fā)展的影響不確定。一是行業(yè)異質性。針對污染密集型、資源密集型等特殊行業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，因各行業(yè)資源消耗、污染排放等方面存在差異，環(huán)境規(guī)制對不同產(chǎn)業(yè)的治理效果有所不同［19-20］，對綠色創(chuàng)新效率的影響也隨行業(yè)改變而不同［21］。李陽等基于我國37個工業(yè)細分行業(yè)的實證檢驗，進一步證實環(huán)境規(guī)制的影響效應存在顯著行業(yè)異質性特征［22］。二是地區(qū)異質性。許多以我國為樣本的研究表明，將空間效應納入分析模型后，環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新、綠色創(chuàng)新、綠色經(jīng)濟效率等的影響存在顯著空間異質性［23-24］，“波特假說”僅在發(fā)達地區(qū)顯著成立［25］。此外，還有一些研究表明這種影響還受到企業(yè)規(guī)模、發(fā)展階段、資源稟賦、軟制度和國家政策等的制約。

環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展的影響效應成為學術界廣泛關注的熱點話題，但直接針對工業(yè)綠色轉型的研究成果較少，可以作為本研究的重要借鑒。相關研究結論可歸納為四類：一是環(huán)境規(guī)制有利于長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)轉型升級［26］和綠色發(fā)展效率提升［27］，“波特假說”顯著成立；二是在民間投資領域，環(huán)境規(guī)制并未有效促進長江經(jīng)濟帶綠色技術創(chuàng)新［28］；三是環(huán)境規(guī)制強度與產(chǎn)業(yè)結構升級呈“U”形關系［29］；四是環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶城市綠色發(fā)展效率的影響效應受環(huán)境規(guī)制類型和空間地域的影響［30］。

綜觀學術界相關研究進展，更多的研究成果證明環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟綠色發(fā)展的影響存在非線性特征或門檻效應，而不單純顯示為“成本約束效應”或“引致創(chuàng)新效應”，這主要是由于研究樣本、研究時段、測算方法不同而導致的差異。具體而言，由于研究樣本所處行業(yè)、發(fā)展階段、空間范圍的差異，研究結果存在行業(yè)異質性、發(fā)展階段異質性、空間異質性特征，可能處于“波特假說”的不同階段，因而影響效應不相同，再加上相關指標測算方法存在差異，也會引起實證結果不同。這說明研究環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟綠色發(fā)展的影響效應要充分考慮經(jīng)濟體的產(chǎn)業(yè)結構、空間范圍、發(fā)展階段等特征，學術界對該領域的研究尚未達成共識，亟須更多證據(jù)來填充。有關長江經(jīng)濟帶的大多數(shù)研究成果都將環(huán)境規(guī)制設為自變量，探究其對長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展效率、技術進步、產(chǎn)業(yè)結構升級的影響情況，研究結論差異較大，尚需學術界進一步研究。

此外，關于異質性研究的切入角度，受數(shù)據(jù)限制，以長江經(jīng)濟帶為樣本無法研究環(huán)境規(guī)制影響經(jīng)濟綠色發(fā)展的行業(yè)異質性問題，大多數(shù)研究都基于空間異質性，將長江經(jīng)濟帶分為上中下游地區(qū)進行比較研究。僅從地理位置差異視角的研究，容易造成地理空間屬性的缺失，一定程度上削弱了對工業(yè)綠色發(fā)展的實踐指導意義［31］。相較而言，從排污異質性視角出發(fā)，考察不同地區(qū)環(huán)境規(guī)制影響長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的差異性，能夠綜合反映地理空間多重屬性，提升研究結果的科學性和針對性。

本文基于排污異質性視角構建理論分析框架，并以長江經(jīng)濟帶為樣本重點考察環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的政策效應，邊際貢獻主要體現(xiàn)為兩個方面：一是拓展了工業(yè)綠色轉型過程中的環(huán)境規(guī)制影響研究視角，豐富了區(qū)別于僅考慮地理位置差異的研究結論；二是能夠進一步明晰排污異質性地區(qū)深化工業(yè)綠色轉型的最優(yōu)環(huán)境規(guī)制政策，為長江經(jīng)濟帶各地區(qū)精準制定環(huán)境規(guī)制政策和高效推動工業(yè)綠色轉型提供有效依據(jù)和參考。

二、理論分析

地方政府是環(huán)境規(guī)制政策的施行主體，一般通過提高企業(yè)的環(huán)境規(guī)制成本（如征收環(huán)境稅等）來提升環(huán)境規(guī)制政策強度。企業(yè)是實現(xiàn)工業(yè)綠色轉型的微觀主體，對不同排污水平的企業(yè)而言，其治污成本曲線不相同，受環(huán)境規(guī)制的影響也不相同。因此，理論分析的邏輯起點是從企業(yè)的治污成本出發(fā)，研究環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色轉型的微觀影響機理；進而引入排污異質性視角，比較研究環(huán)境規(guī)制對排污異質性企業(yè)的影響效應；最后拓展到地區(qū)層面，分析環(huán)境規(guī)制對排污異質性地區(qū)的宏觀影響效應。

為了更加準確地分析環(huán)境規(guī)制的成本效應，本文借助企業(yè)的治污成本曲線作進一步剖析。就一般性企業(yè)而言，企業(yè)的排污量與資源性生產(chǎn)要素投入量呈正相關關系，在相同環(huán)境規(guī)制強度前提下，企業(yè)的治污成本與排污量也呈正相關關系。如圖1（下頁）所示，k、e、h、er分別表示企業(yè)的資源性生產(chǎn)要素投入量、排污量、治污成本、環(huán)境規(guī)制強度。當企業(yè)資源性生產(chǎn)要素投入量從k1增加到k2時，企業(yè)排污量從e1增加到e2，企業(yè)治污成本從h1增加到h2。根據(jù)實際經(jīng)驗，企業(yè)治污成本與環(huán)境規(guī)制呈正相關關系，企業(yè)治污成本將在環(huán)境規(guī)制強度提升過程中不斷增加。企業(yè)為每減少1單位的排污量需要支付的成本呈遞增趨勢，即企業(yè)的邊際治污成本遞增，這便是環(huán)境規(guī)制成本上升的源泉。參考原毅軍等的分析框架［32］，假設一家企業(yè)的治污成本曲線是H，當初始環(huán)境規(guī)制強度為er1、er2、er3時，企業(yè)需付出的治污成本分別為h1、h2、h3，可得h3＞h2＞h1，即環(huán)境規(guī)制強度越高，企業(yè)的治污成本越高，企業(yè)的治污成本曲線H'（er）＞0。同時，基于企業(yè)邊際治污成本遞增假設，企業(yè)治污成本曲線H為向右上方傾斜的單調遞增曲線，即H''（er）＞0。在圖中可表述為：若△er1=er2-er1、△er2=er3-er2，△h1=h2-h1、△h2=h3-h2，當△er1=△er2時，有△h2＞△h1。

根據(jù)上述分析，伴隨環(huán)境規(guī)制政策的制定實施，企業(yè)為降低排污量以滿足環(huán)境規(guī)制要求，不得不增加治污成本。但現(xiàn)實中，過高的環(huán)境規(guī)制強度將導致企業(yè)難以維持正常經(jīng)營而面臨倒閉，反之，過低的環(huán)境規(guī)制強度將導致政策失效，只有適宜的環(huán)境規(guī)制政策才能有效發(fā)揮對工業(yè)綠色轉型的促進效應。與此同時，企業(yè)治污成本增速在環(huán)境規(guī)制強度提升中不斷加快，政策效應呈現(xiàn)非線性特征。據(jù)此，提出如下假設：

假設1：適宜的環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型具有促進作用；

假設2：環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型存在非線性影響。

就不同排污水平的企業(yè)而言，其治污成本曲線不相同，受環(huán)境規(guī)制的影響也不相同。假設企業(yè)A為清潔型企業(yè)，企業(yè)B為污染型企業(yè)，兩家企業(yè)排放同質污染物，在同等生產(chǎn)規(guī)模條件下，企業(yè)A的排污量低于企業(yè)B。如圖2（下頁）所示，假設企業(yè)A和企業(yè)B初始資源性生產(chǎn)要素投入量為k1，對應的初始排污量分別為eA1和eB1，當資源性生產(chǎn)要素投入量均上升為k2時，企業(yè)A和企業(yè)B的排污量增加值分別為△eA1=eA2-eA1、ΔeB1=eB2-eB1，則有△eA1＜△eB1。由于在同一環(huán)境規(guī)制強度下的治污成本僅與企業(yè)排污量相關，因而不同污染水平的企業(yè)擁有不同的治污成本曲線。具體來看，當初始環(huán)境規(guī)制強度為er1時，企業(yè)A和企業(yè)B由于排污量不相同，治污成本也不相同，分別為hA1、hB1，當環(huán)境規(guī)制強度提高至er2時，企業(yè)A的治污成本僅從hA1上升為hA2，而企業(yè)B的治污成本從hB1大幅上升為hB2。相較而言，企業(yè)B受環(huán)境規(guī)制強度提升的經(jīng)濟沖擊更大，即污染水平較高企業(yè)受環(huán)境規(guī)制影響大于污染水平較低企業(yè)。

將環(huán)境規(guī)制的倒逼效應拓展至地區(qū)層面，假設排污異質性地區(qū)的差異僅體現(xiàn)為排污強度不同（排放的污染物是同質的），其中，輕污染地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)業(yè)結構以清潔型行業(yè)為主體，重污染地區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)結構以污染型行業(yè)為主體。在地區(qū)層面，與環(huán)境規(guī)制對排污異質性企業(yè)的成本效應邏輯相同，環(huán)境規(guī)制政策對排污異質性地區(qū)的影響效應也不相同，污染水平較高地區(qū)受環(huán)境規(guī)制影響大于污染水平較低地區(qū)。根據(jù)以上分析，提出如下假設：

假設3：環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響具有排污異質性特征，對重污染地區(qū)的影響更顯著。

三、實證研究分析

（一）模型與數(shù)據(jù)來源

1.模型設定及變量說明

基于理論分析，構建以下實證檢驗基準模型：

lnIGTit=φ0+φ1lnERit+θ1lncontrol_ait+εit（1）

式中，i表示省市（i=1，2，…，11），t表示時間（t=1，2，…，10）。IGTit表示工業(yè)綠色轉型，ERit表示環(huán)境規(guī)制，control_ait表示控制變量，εit為模型隨機擾動項。

（1）工業(yè)綠色轉型（IGT）。學術界關于工業(yè)綠色轉型的衡量方法較多，可歸結為兩種思路：第一種思路是遵循工業(yè)綠色轉型的理論內(nèi)涵，對工業(yè)綠色發(fā)展水平評價指標體系進行改進，形成能體現(xiàn)工業(yè)綠色轉型動態(tài)演變特征的指標體系［31］。第二種思路認為工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是工業(yè)綠色轉型的根本動力，能更準確反映工業(yè)綠色轉型的水平和動態(tài)演變過程，因而采用隨機前沿分析法或數(shù)據(jù)包絡法測算工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率［31］。比較兩種思路可知，第一種思路能有效解釋工業(yè)綠色轉型的理論內(nèi)涵，但無法囊括工業(yè)綠色轉型的全部內(nèi)涵，且由于相關指標數(shù)據(jù)缺失，該類方法存在高估或低估的可能。相對而言，第二種思路測算更準確，因而逐漸成為學術界相關研究的主流選擇。此外，第二種思路采用的方法是根據(jù)樣本的前沿面來確定工業(yè)綠色轉型水平，能將本文研究的核心解釋變量和被解釋變量轉變?yōu)閮蓚€維度的指標，規(guī)避了直接采用單指標或多指標衡量帶來的多重共線性和“因果互驗”問題。因此，本文采用工業(yè)綠色轉型效率來衡量，值越高表明工業(yè)綠色轉型成效越明顯，反之越緩慢。核心思想是通過構造包括“期望產(chǎn)出”和“非期望產(chǎn)出”的投入產(chǎn)出技術結構，并采用SBM超效率模型測算［31］。

（2）環(huán)境規(guī)制強度（ER）。學術界關于環(huán)境規(guī)制的指標處理方法較多，歸納起來可分為單指標法、綜合指標法、準自然實驗法。相較而言，三類方法各有優(yōu)劣。其中，單指標法獲取數(shù)據(jù)簡便，在衡量微觀企業(yè)或細分行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度方面具有優(yōu)勢，但將環(huán)境規(guī)制強度歸因于單一指標，往往存在高估或低估問題；綜合指標法相對單指標法更準確，但是只有我國分行業(yè)和各省市數(shù)據(jù)，缺少各省市分行業(yè)數(shù)據(jù)；準自然實驗法在解決數(shù)理模型中的遺漏變量、測量偏誤、反向因果等問題方面具有優(yōu)勢，近年來廣受推崇，但該方法適用于政策效應評估，對政策實施的時間周期、地區(qū)范圍有較高要求。綜合來看，本文實證研究樣本為省級樣本，采用綜合指標法最適宜。鑒于此，采用污染綜合指數(shù)的倒數(shù)衡量，越高表示地方政府治理環(huán)境污染的努力程度越高，反之則越低。

（3）控制變量?；跀?shù)據(jù)可獲得性，結合既有研究實證結果顯著性比對分析，工業(yè)綠色轉型過程同時還受到各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、要素稟賦、對外開放水平、城鎮(zhèn)化率等因素影響。因此，控制變量（control_ait）分別選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值（PGDP）衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，采用勞均工業(yè)固定資產(chǎn)（IFA）衡量要素稟賦，利用當年實際使用外資金額占工業(yè)固定資產(chǎn)比重（FDI）衡量對外開放水平，采用城鎮(zhèn)人口比例（UR）衡量城鎮(zhèn)化率。

根據(jù)“工業(yè)生態(tài)理論”，隨著工業(yè)污染日趨嚴重，工業(yè)生態(tài)化發(fā)展逐漸成為許多地區(qū)的主動訴求。在生態(tài)文明建設背景下，長江經(jīng)濟帶各地區(qū)都將生態(tài)文明建設納入考核指標，推動工業(yè)綠色轉型具有更強的主觀意愿，存在主動提高環(huán)境規(guī)制強度的可能。因此，環(huán)境規(guī)制在作用于工業(yè)綠色轉型過程中可能存在反向因果關系。

為充分緩解反向因果內(nèi)生性問題造成的估計偏誤，以及可能因指標選取造成的核心解釋變量和被解釋變量的多重共線性和“因果互驗”問題，本文借鑒陳詩一等的研究方法［33］，將工具變量（IV）納入分析模型，構建基于工具變量的最小二乘回歸模型（IV-2SLS），具體模型如下：

lnERit=λ0+λ1lnIVit+θ1lncontrol_ait+eit（2）

lnIGTit=φ0+φ1lnERit+θ2lncontrol_ait+εit（3）

模型中，IVit表示工具變量，eit為隨機擾動項，其他變量與基準模型相同。

由于風速與地區(qū)污染呈顯著的負相關關系，即風速越高的地區(qū)空氣污染程度越低，越傾向于采用較低的環(huán)境規(guī)制?；趯W術界現(xiàn)有研究，空氣流動明顯外生于工業(yè)綠色轉型，且其對工業(yè)綠色轉型的作用僅通過環(huán)境規(guī)制來實現(xiàn)，因而常常被用作工具變量［34］。在風速指標量化過程中，基于歐洲中期天氣預報中心（ECMWF）的ERA-Interim數(shù)據(jù)庫，學術界現(xiàn)有研究多采用空氣流通系數(shù)VC（風速乘以邊界層高度）反映風速。在數(shù)據(jù)處理過程中，首先運用0.75°×0.75°網(wǎng)格的10米高度風速和邊界層高度數(shù)據(jù)計算各年份空氣流通系數(shù)，然后以經(jīng)緯度為依據(jù)匹配各樣本城市，得到空氣流通系數(shù)面板數(shù)據(jù)。

2.排污異質性地區(qū)的劃分方法

為充分厘清排污異質性條件下環(huán)境規(guī)制作用于長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的差異，本文以工業(yè)排污強度為依據(jù)，將長江經(jīng)濟帶11省市樣本劃分為輕中重污染三組。劃分方法采用熵權法—Topsis評價模型，基礎指標由工業(yè)“三廢”排放強度構成，各基礎指標和權重見表1，具體方法參考吳傳清等［31］文。其中，排污強度越高，得分越低，反之則越高。根據(jù)測算結果獲得的劃分結果表明：上海、江蘇、湖北為輕污染組，浙江、四川、安徽、湖南為中污染組，云南、重慶、江西、貴州為重污染組。

根據(jù)排污強度內(nèi)涵，長江經(jīng)濟帶省級工業(yè)排污強度指數(shù)是涵蓋工業(yè)排污總量和工業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)出的綜合性指數(shù)，工業(yè)生產(chǎn)的高產(chǎn)出能夠一定程度上弱化工業(yè)排污量規(guī)模的負向影響。與此同時，長江經(jīng)濟帶省級工業(yè)排污強度指數(shù)測算結果為多年份測算結果均值，是各省市工業(yè)排污強度長期排名水平的綜合反映，能夠一定程度上規(guī)避直觀感受誤差。

3.數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)可得性，并考慮到2020年工業(yè)數(shù)據(jù)受新冠疫情影響可能失真等因素，本文以長江經(jīng)濟帶11省市2010—2019年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本，相關基礎數(shù)據(jù)整理自EPS數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，缺失數(shù)據(jù)采用插值法補齊，并以2010年為基期對貨幣價值類指標進行平減［31］，樣本描述性統(tǒng)計如表2（下頁）所示。

（二）實證研究結果分析

1.基準回歸結果分析

根據(jù)基準模型Hausman檢驗結果，選取固定效應模型估計環(huán)境規(guī)制影響長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的效應，回歸結果如表3所示。方程（1）是對長江經(jīng)濟帶整體樣本的回歸結果；方程（2）（3）（4）分別是對輕污染組、中污染組、重污染組的回歸結果。

回歸結果顯示，環(huán)境規(guī)制在長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型過程中表現(xiàn)為正向促進效應，環(huán)境規(guī)制估計系數(shù)為0.164，且在5%的水平下通過顯著性檢驗，可見環(huán)境規(guī)制強度提升1%，能夠有效促進工業(yè)綠色轉型提升0.164%，符合“波特假說”。環(huán)境規(guī)制的成本效應主要通過降低企業(yè)排污份額、征收排污稅等形式發(fā)揮作用，提高工業(yè)企業(yè)的治污成本，倒逼工業(yè)企業(yè)綠色轉型，假設1得到驗證。

基于排污異質性的分組回歸結果顯示，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響均表現(xiàn)出正向促進效應，但輕污染組和中污染組回歸結果并不顯著，僅重污染組回歸系數(shù)在10%水平下顯著，即對重污染省市而言，環(huán)境規(guī)制強度每增強1%，工業(yè)綠色轉型水平將提升0.113%，可見環(huán)境規(guī)制的影響因排污強度不同而存在顯著差異。環(huán)境規(guī)制的成本效應呈現(xiàn)顯著排污異質性特征，排污強度越高的企業(yè)或地區(qū)每單位產(chǎn)出要付出的治污成本越高，環(huán)境規(guī)制的成本效應越顯著，同時對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的正向驅動效應越強，假設3得以驗證。

從控制變量回歸結果來看，有如下結論：第一，經(jīng)濟發(fā)展水平和要素稟賦對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型有顯著的正向影響。在經(jīng)濟發(fā)展水平方面，輕污染組回歸結果大于重污染組回歸結果，中污染組不顯著，相對而言，輕污染組經(jīng)濟發(fā)展對工業(yè)綠色轉型的推動作用更大；在要素稟賦方面，中污染組要素稟賦對工業(yè)綠色轉型的影響系數(shù)高于重污染組，輕污染組不顯著，可能的原因是中污染組增加的資本屬性偏向于綠色，而重污染組則由于路徑依賴，增加的資本對工業(yè)綠色轉型促進作用不明顯，且排污強度降低到一定程度后，工業(yè)綠色轉型對資本的依賴程度大幅降低。第二，對外開放水平對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的影響較小，但對中污染組有顯著的正向影響，說明利用外資促進工業(yè)綠色轉型僅中污染組得到顯現(xiàn)?？赡艿脑蚴禽p污染組具有綠色產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，利用外資并沒有顯著發(fā)揮推動工業(yè)綠色轉型的作用；中污染組設立了較強的環(huán)境準入門檻，對外資形成了綠色篩選作用，進而有效發(fā)揮了對工業(yè)綠色轉型的促進作用；重污染組環(huán)境準入門檻相對較低，進入的外資綠色化程度相對較低，因而不僅沒有推動工業(yè)綠色轉型，反而還在一定程度上阻礙了工業(yè)綠色轉型。第三，城鎮(zhèn)化率對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型總體表現(xiàn)為負向影響，且排污強度越低的省市的城鎮(zhèn)化率提升對工業(yè)綠色轉型的負向影響越大。可能的原因是，長江經(jīng)濟帶城鎮(zhèn)化率的提升帶來的人口、產(chǎn)業(yè)、用地等要素擴張流向了污染較嚴重的領域。

2.基于工具變量的回歸結果分析

工具變量回歸結果如表4所示，方程（1）為基準回歸結果，方程（2）（3）為兩階段最小二乘回歸結果。第一階段估計結果表明，工具變量風速的估計系數(shù)在1%的水平下通過顯著性檢驗，排除“弱工具變量”問題。風速估計系數(shù)為-0.668，可見風速對環(huán)境規(guī)制的影響表現(xiàn)為顯著負向效應，即風速較快地區(qū)污染物更容易消散，傾向于實行較低的環(huán)境規(guī)制強度，反之，風速較慢地區(qū)傾向于實行較高的環(huán)境規(guī)制強度，符合理論分析。第二階段估計結果表明，環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)為0.085，且在5%的水平下通過顯著性檢驗，與基準回歸模型相比，環(huán)境規(guī)制第二階段回歸中的系數(shù)顯著性一致，雖然系數(shù)值較低，但并未改變基礎回歸結果的穩(wěn)健性，排除了內(nèi)生性影響，以及核心解釋變量和被解釋變量的“因果互驗”問題。

按排污異質性進行工具變量重新回歸，結果如表5所示，方程（1）（2）為輕污染組回歸結果，方程（3）（4）為中污染組回歸結果，方程（5）（6）為重污染組回歸結果。受篇幅限制，未展示基準回歸結果。第一階段回歸結果表明，無論排污強度如何，風速對環(huán)境規(guī)制都存在顯著的負向影響，符合理論預期。與基準回歸比較，第二階段回歸結果顯示輕污染組環(huán)境規(guī)制的正向影響由不顯著變?yōu)轱@著，且系數(shù)由0.341降低為0.189，表明輕污染組樣本存在內(nèi)生性問題，環(huán)境規(guī)制的正向效應系數(shù)可能被高估。與現(xiàn)實情況相符，輕污染地區(qū)往往是推進綠色轉型的標桿地區(qū)，具有主動治污的動機。此外，中污染組和重污染組樣本回歸結果的顯著性并未改變，且系數(shù)改變較小，說明基礎回歸結果穩(wěn)健，排除了內(nèi)生性影響。

3.非線性影響效應結果分析

為考察環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的非線性影響，在公式（1）基礎上增加環(huán)境規(guī)制的二次項，Hausman檢驗結果顯示均應選擇固定效應模型。方程（1）—（4）分別為長江經(jīng)濟帶11省市、輕污染組、中污染組、重污染組的回歸結果（見表6，下頁）。

模型估計結果顯示，環(huán)境規(guī)制二次項對長江經(jīng)濟帶11省市、輕污染組、中污染組、重污染組工業(yè)綠色轉型的估計系數(shù)分別為0.229、0.079、0.677、0.210，環(huán)境規(guī)制的正向促進效應呈現(xiàn)遞增趨勢，在長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型過程中環(huán)境規(guī)制的影響呈現(xiàn)非線性特征，假設2得到驗證?？傮w樣本和重污染組樣本分別在1%、5%水平下顯著，輕污染組和中污染組樣本不顯著，可見環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的非線性影響也因各地區(qū)排污強度不同而存在顯著性差異，在排污強度較高省市的工業(yè)綠色轉型過程中，環(huán)境規(guī)制的正向促進效應系數(shù)和顯著性最大。

為進一步分析上述非線性影響的具體閾值，以及排污異質性省市之間的差異，引入環(huán)境規(guī)制作為門檻變量，進一步構建面板門檻模型，考察不同區(qū)間內(nèi)環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的影響。顯著性檢驗結果顯示，除中污染組外，長江經(jīng)濟帶11省市、輕污染組、重污染組環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響都存在門檻效應，且單一門檻F統(tǒng)計量分別在10%、1%、1%水平下顯著，但雙重門檻F統(tǒng)計量均未通過顯著性檢驗（見表7，下頁）。

在不同門檻區(qū)間內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響不同，可根據(jù)環(huán)境規(guī)制的不同門檻值設定虛擬變量，研究二者的非線性關系。以I（*）為示性函數(shù)、γ1為門檻值，τit為隨機擾動項，將單門檻模型設定為：

lnIGTit=ρ0+θ3lncontrol_ait+σ1lnERit·I（lnERit≤γ1）+σ2ERit·I（lnERit＞γ1）+τit（4）

就長江經(jīng)濟帶11省市樣本而言，根據(jù)門檻值將環(huán)境規(guī)制分為lnER≤0.261和lnER＞0.261兩個區(qū)間。當lnER≤0.261時，環(huán)境規(guī)制估計系數(shù)為0.140，在5%的水平下通過顯著性檢驗（見表8，下頁），表明在第一門檻區(qū)間對工業(yè)綠色轉型的影響表現(xiàn)為正向促進作用。當lnER＞0.261時，估計系數(shù)上升為0.442，表明在第二門檻區(qū)間對工業(yè)綠色轉型的影響作用和顯著性進一步提升，即提高環(huán)境規(guī)制強度更有利于促進工業(yè)綠色轉型。

對長江經(jīng)濟帶輕污染組樣本而言，根據(jù)門檻值將環(huán)境規(guī)制分為lnER≤0.384和lnER＞0.384兩個區(qū)間。當lnER≤0.384時，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的推動作用為負，雖然并不顯著，但也說明輕污染組不適合確定過低的環(huán)境規(guī)制強度，否則將在一定程度上阻礙工業(yè)綠色轉型。當lnER＞0.384時，環(huán)境規(guī)制估計系數(shù)由負轉正，未通過顯著性檢驗，但仍可說明當環(huán)境規(guī)制達到一定強度后，能夠對輕污染組工業(yè)綠色轉型產(chǎn)生正向促進作用。

對長江經(jīng)濟帶重污染組樣本而言，根據(jù)門檻值將環(huán)境規(guī)制分為lnER≤-0.077和lnER＞

-0.077兩個區(qū)間。當lnER≤-0.077時，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的作用表現(xiàn)為顯著的負向效應；當lnER＞-0.077時，影響作用轉為顯著的正向效應，且系數(shù)大幅提升。這說明較高的環(huán)境規(guī)制強度更能有效推動重污染地區(qū)工業(yè)綠色轉型。

比較三組樣本，長江經(jīng)濟帶11省市、輕污染組、重污染組門檻值大小關系為輕污染組＞長江經(jīng)濟帶11省市＞重污染組，說明排污強度越低的省市，較強的環(huán)境規(guī)制政策更能促進工業(yè)綠色轉型，較低的環(huán)境規(guī)制強度對工業(yè)綠色轉型的促進作用將大幅降低，甚至變?yōu)樽璧K因素。在三組樣本中，輕污染組、重污染組均存在隨著環(huán)境規(guī)制強度的增強，對工業(yè)綠色轉型的影響由負向轉為正向的過程，即存在一個環(huán)境規(guī)制強度的拐點，將其對工業(yè)綠色轉型的影響分為兩段，類似于“U”形關系。相對而言，在長江經(jīng)濟帶沿線11省市工業(yè)綠色轉型過程中，環(huán)境規(guī)制的影響效應呈現(xiàn)“J”形特征。

根據(jù)文獻綜述分析，學術界關于環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色發(fā)展的非線性關系研究結論差異較大，既有“U”形關系，也有倒“U”形關系，還有“J”形關系等。究其原因，主要是與研究樣本和時間周期選擇有關。前文理論分析也表明，一般而言，只有“適宜的”環(huán)境規(guī)制強度才能推動工業(yè)綠色轉型，而強度過高或過低的環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的促進作用均會受到抑制。因此，二者的關系應該近似為倒“N”形，即先下降、后上升、再下降的過程。輕污染組和重污染組研究結論都證明較低的環(huán)境規(guī)制將抑制工業(yè)綠色轉型，而“適宜的”環(huán)境規(guī)制則有利于工業(yè)綠色轉型。長江經(jīng)濟帶11省市總體研究結果則進一步表明，在有效范圍內(nèi)，伴隨環(huán)境規(guī)制強度的逐步增強，其對工業(yè)綠色轉型的政策促進效應也進一步增強。由于樣本期內(nèi)長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型呈“J”形關系，因而可判斷長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制強度尚未達到最有效的拐點，仍有進一步提升的必要性。

4.進一步的研究

2016年1月，習近平總書記主持召開第一次長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會，同年5月《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》發(fā)布?？紤]到這一時間節(jié)點的重要影響，將樣本分為組1（2010—2015年）和組2（2016—2019年）展開實證研究，比較這一國家重大戰(zhàn)略實施前后環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的影響效應。

由于分組回歸后的樣本量減少，若再按排污異質性進行分樣本考察，則難以滿足實證研究的樣本量要求。鑒于此，本部分僅考慮11省市樣本，不再考察排污異質性特征。模型Hausman檢驗結果顯示均應選擇固定效應模型。分組回歸結果如表9所示①，方程（1）（2）分別考察組1的直接影響效應和非線性影響效應，方程（3）（4）分別考察組2的直接影響效應和非線性影響效應。

直接影響效應結果顯示，兩組樣本環(huán)境規(guī)制的影響效應都呈顯著的正向促進作用，但組2中環(huán)境規(guī)制的影響效應強于組1，證明長江經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略的實施加速了工業(yè)綠色轉型。采用同樣的方法對直接影響效應的反向因果問題進行內(nèi)生性問題檢驗，回歸結果見表10（下頁）。其中，方程（1）（2）是組1基于工具變量的兩階段最小二乘回歸結果，方程（3）（4）是組2基于工具變量的兩階段最小二乘回歸結果。兩組回歸結果都能顯著排除“弱工具變量”問題，且環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)均顯著為正，說明回歸結果穩(wěn)健，排除了內(nèi)生性影響，以及核心解釋變量和被解釋變量的“因果互驗”問題。

非線性影響效應結果顯示，組1和組2環(huán)境規(guī)制的非線性影響效應雖然都呈正向促進作用，但并不顯著。這可能是因為分組回歸導致研究時段改變，進而導致非線性影響效應的顯著性發(fā)生改變。為進一步研究兩組樣本的非線性影響是否還存在門檻效應，同樣以環(huán)境規(guī)制作為門檻變量構建面板門檻模型，顯著性檢驗結果（見表11，下頁）表明，僅組1存在單門檻效應。進一步，根據(jù)組1面板門檻模型回歸結果（見表12，下頁），依據(jù)門檻值將環(huán)境規(guī)制分為lnER≤-0.871和lnER＞-0.871兩個區(qū)間。當lnER≤-0.871時，環(huán)境規(guī)制估計系數(shù)為0.094，且在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明在第一門檻區(qū)間對工業(yè)綠色轉型的影響表現(xiàn)為正向促進作用。當lnER＞-0.871時，估計系數(shù)上升為0.137，表明在第二門檻區(qū)間對工業(yè)綠色轉型的影響作用和顯著性進一步提升，呈現(xiàn)為“J”形特征，即提高環(huán)境規(guī)制強度更有利于促進工業(yè)綠色轉型，進一步證明了2016年前長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制強度偏低的結論。

（三）穩(wěn)健性檢驗

由于上述研究已經(jīng)涉及樣本異質性問題，因而穩(wěn)健性檢驗主要考慮替代指標和改變研究時段兩種方法。

一是使用替代指標。鑒于不同環(huán)境規(guī)制強度表征指標對實證研究結論存在影響，本文借鑒學術界常用的方法，利用單項污染物排污強度的倒數(shù)衡量環(huán)境規(guī)制強度，選取工業(yè)廢水排放強度倒數(shù)作為環(huán)境規(guī)制的替代指標對模型重新進行面板回歸。根據(jù)Hausman檢驗結果，采用固定效應模型得到更換環(huán)境規(guī)制測度指標的穩(wěn)健性檢驗結果（見表13中的方程（1）和方程（2），下頁）。估計結果顯示，基于工業(yè)廢水排放強度倒數(shù)的環(huán)境規(guī)制線性影響顯著性得到增強，非線性影響顯著性減弱，但影響方向不變，說明相關研究結論成立，且核心解釋變量和被解釋變量存在“因果互驗”問題的可能性極低?？刂谱兞績H系數(shù)大小和顯著性水平發(fā)生改變，對工業(yè)綠色轉型的作用方向均未改變，說明相關研究結論依然成立。

二是改變研究時段。由于數(shù)據(jù)獲取過程中2010年、2019年數(shù)據(jù)估計值較多，且已經(jīng)進行分樣本回歸，因而此處僅采用剔除2010年和2019年數(shù)據(jù)的方式對模型進行重新估計?；贖ausman檢驗結果，采用固定效應模型獲得更改研究時段的穩(wěn)健性檢驗結果，如表13中方程（3）和方程（4）所示。檢驗結果表明，環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)綠色轉型的線性和非線性效應穩(wěn)健，包括控制變量在內(nèi)，僅系數(shù)大小和顯著性水平發(fā)生改變，方向均未改變，說明相關研究結論依然成立。

四、結論與政策建議

本文基于排污異質性視角構建理論分析框架，并以長江經(jīng)濟帶為樣本考察環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的影響效應，分析長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制的最優(yōu)強度問題，以及各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度是否處于“最適宜”水平，并比較研究確立長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展戰(zhàn)略前后的環(huán)境規(guī)制促進作用，得到如下結論：

第一，環(huán)境規(guī)制能夠有效促進工業(yè)綠色轉型，但存在顯著排污異質性特征。環(huán)境規(guī)制能導致企業(yè)的成本效應，進而對排污異質性地區(qū)工業(yè)綠色轉型產(chǎn)生差異性影響?；陂L江經(jīng)濟帶樣本的實證研究符合“波特假說”，具體表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制對高排污強度地區(qū)工業(yè)綠色轉型的促進效應更為顯著。引入工具變量之后的研究結果表明，僅輕污染組存在主動推動工業(yè)綠色轉型的情況，而在中污染組和重污染組則表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制助推工業(yè)綠色轉型。

第二，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型存在非線性影響和門檻效應。長江經(jīng)濟帶11省市和排污異質性省市環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的正向影響均呈逐漸增強態(tài)勢，且存在排污異質性差異。其中，長江經(jīng)濟帶11省市樣本的環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型呈“J”形關系，輕污染組、重污染組環(huán)境規(guī)制均與工業(yè)綠色轉型呈“U”形關系，而中污染組不顯著。整體而言，在高排污強度省份的工業(yè)綠色轉型過程中，環(huán)境規(guī)制的非線性正向促進作用更為顯著。

第三，長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制強度偏低，仍存在進一步提升的空間。當前長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制強度對工業(yè)綠色轉型的促進作用顯著，但尚未達到“最適宜”程度。特別是對輕污染組而言，較強的環(huán)境規(guī)制政策更能促進工業(yè)綠色轉型，而較低的環(huán)境規(guī)制強度對工業(yè)綠色轉型的促進作用大幅降低，甚至變?yōu)樽璧K因素。

第四，長江經(jīng)濟帶綠色發(fā)展導向有效增強了環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型的促進作用。2016年后，長江經(jīng)濟帶明確了綠色發(fā)展的基本遵循，有效提升了環(huán)境規(guī)制政策的促進作用，引入工具變量的研究依然支持上述結論。其中，2010—2015年長江經(jīng)濟帶11省市樣本的環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色轉型呈“J”形關系，而2016—2019年則主要表現(xiàn)為線性關系。

根據(jù)上述結論，提出如下政策建議：

第一，分類制定環(huán)境規(guī)制政策。進一步發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的正向影響效應，應逐步提升長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制強度平均值。就排污異質性地區(qū)而言，各地區(qū)要放眼長江經(jīng)濟帶和全國，充分比對、分類制定環(huán)境規(guī)制政策?，F(xiàn)階段，應根據(jù)不同省市的排污異質性特征，分類分層次提升環(huán)境規(guī)制強度，充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色轉型的促進作用。

第二，構建長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制政策協(xié)商機制。為避免不同地區(qū)間環(huán)境規(guī)制強度差異導致的“污染避難所效應”，更好發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的促進作用，一方面，要站在全國角度審視長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制政策的強弱問題，另一方面各地政府應通過協(xié)商機制與其他地區(qū)合作，共同制定符合整體工業(yè)綠色轉型發(fā)展要求的環(huán)境規(guī)制政策。各協(xié)商主體應根據(jù)全國工業(yè)綠色轉型進展制定一個“適宜的”環(huán)境規(guī)制強度范圍，然后再根據(jù)管轄范圍內(nèi)各地區(qū)排污異質性特征制定符合整體工業(yè)綠色發(fā)展要求的環(huán)境規(guī)制政策，避免發(fā)生“環(huán)境規(guī)制標準競次”現(xiàn)象。

第三，動態(tài)調整和不斷豐富長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制政策。建議各地區(qū)設定環(huán)境規(guī)制政策周期，定期評估長江經(jīng)濟帶和本地區(qū)工業(yè)綠色轉型態(tài)勢，為制定“最適宜”的環(huán)境規(guī)制政策提供依據(jù)。此外，隨著數(shù)字技術的普遍應用和數(shù)字平臺網(wǎng)絡效應逐漸顯現(xiàn)，各地區(qū)應不斷豐富環(huán)境規(guī)制政策手段。建議各地區(qū)環(huán)境保護部門盡快利用數(shù)字平臺開通政務號，普及環(huán)境保護政策和環(huán)境破壞帶來的危害，提高政策傳達效率。同時，倡導環(huán)境保護相關政務號積極探索數(shù)字共治等新型模式，加強環(huán)境規(guī)制政策宣傳推廣力度，充分發(fā)揮政策的網(wǎng)絡效應，增強環(huán)境規(guī)制政策的時效性和有效性。

參考文獻

［1］毛濤．“雙碳”目標下中國工業(yè)低碳轉型研究［J］．改革，2022（8）：67-75．

［2］張小筠，劉戒驕．新中國70年環(huán)境規(guī)制政策變遷與取向觀察［J］．改革，2019（10）：16-25．

［3］余泳澤，尹立平．中國式環(huán)境規(guī)制政策演進及其經(jīng)濟效應：綜述與展望［J］．改革，2022（3）：114-130．

［4］李旭穎．企業(yè)創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制互動影響分析［J］．科學學與科學技術管理，2008（6）：61-65．

［5］PORTER M E， VANDERLINDE C. Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship［J］. Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）： 97-118.

［6］黃磊，吳傳清．外商投資、環(huán)境規(guī)制與長江經(jīng)濟帶城市綠色發(fā)展效率［J］．改革，2021（3）：94-110．

［7］HENRIQUES I， SADORSKY P. The determinants of an environmentally responsive firm： An empirical approach［J］. Journal of Environmental Economics and Management， 1996， 30（3）： 381-395.

［8］吳超，楊樹旺，唐鵬程，等．中國重污染行業(yè)綠色創(chuàng)新效率提升模式構建［J］．中國人口·資源與環(huán)境，2018（5）：40-48．

［9］張成，陸旸，郭路，等．環(huán)境規(guī)制強度和生產(chǎn)技術進步［J］．經(jīng)濟研究，2011（2）：113-124．

［10］童偉偉，張建民．環(huán)境規(guī)制能促進技術創(chuàng)新嗎——基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的再檢驗［J］．財經(jīng)科學，2012（11）：66-74．

［11］張平，張鵬鵬，蔡國慶．不同類型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術創(chuàng)新影響比較研究［J］．中國人口·資源與環(huán)境，2016（4）：8-13．

［12］LEEUWEN G V， MOHNEN P. Revisiting the Porter hypothesis： An empirical analysis of green innovation for the Netherlands［J］. Economics of Innovation and New Technology， 2017， 26： 63-77.

［13］尹禮匯，孟曉倩，吳傳清．環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響［J］．改革，2022（3）：101-113．

［14］錢爭鳴，劉曉晨．環(huán)境管制與綠色經(jīng)濟效率［J］．統(tǒng)計研究，2015（7）：12-18．

［15］彭星，李斌．不同類型環(huán)境規(guī)制下中國工業(yè)綠色轉型問題研究［J］．財經(jīng)研究，2016（7）：134-144．

［16］劉帥，楊丹輝，金殿臣．環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)能利用率的影響——基于技術創(chuàng)新中介調節(jié)效應的分析［J］．改革，2021（8）：77-89．

［17］宋德勇，鄧捷，弓媛媛．我國環(huán)境規(guī)制對綠色經(jīng)濟效率的影響分析［J］．學習與實踐，2017（3）：23-33．

［18］蔣伏心，王竹君，白俊紅．環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新影響的雙重效應——基于江蘇制造業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2013（7）：44-55．

［19］沈能．環(huán)境效率、行業(yè)異質性與最優(yōu)規(guī)制強度——中國工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的非線性檢驗［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2012（3）：56-68．

［20］徐鵬杰．環(huán)境規(guī)制、綠色技術效率與污染密集型行業(yè)轉移［J］．財經(jīng)論叢，2018（2）：11-18．

［21］王鋒正，姜濤．環(huán)境規(guī)制對資源型產(chǎn)業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響——基于行業(yè)異質性的視角［J］．財經(jīng)問題研究，2015（8）：17-23．

［22］李陽，黨興華，韓先鋒，等．環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新長短期影響的異質性效應——基于價值鏈視角的兩階段分析［J］．科學學研究，2014（6）：937-949．

［23］張英浩，陳江龍，程鈺．環(huán)境規(guī)制對中國區(qū)域綠色經(jīng)濟效率的影響機理研究——基于超效率模型和空間面板計量模型實證分析［J］．長江流域資源與環(huán)境，2018（11）：2407-2418．

［24］游達明，歐陽樂茜．環(huán)境規(guī)制對工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新效率的影響——基于空間杜賓模型的實證分析［J］．改革，2020（5）：122-138．

［25］李婉紅．排污費制度驅動綠色技術創(chuàng)新的空間計量檢驗——以29個省域制造業(yè)為例［J］．科研管理，2015（6）：1-9．

［26］李強．河長制視域下環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)升級效應研究——來自長江經(jīng)濟帶的例證［J］．財政研究，2018（10）：79-91．

［27］吳傳清，黃磊，鄧明亮，等．長江經(jīng)濟帶創(chuàng)新驅動與綠色轉型發(fā)展研究［M］．北京：中國社會科學出版社，2020：335-351．

［28］裴瀟，蔣安璇，葉云，等．民間投資、環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新——長江經(jīng)濟帶11省市空間杜賓模型分析［J］．科技進步與對策，2019（8）：44-51．

［29］阮陸寧，曾暢，熊玉瑩．環(huán)境規(guī)制能否有效促進產(chǎn)業(yè)結構升級？——基于長江經(jīng)濟帶的GMM分析［J］．江西社會科學，2017（5）：104-111．

［30］余淑均，李雪松，彭哲遠．環(huán)境規(guī)制模式與長江經(jīng)濟帶綠色創(chuàng)新效率研究——基于38個城市的實證分析［J］．江海學刊，2017（3）：209-214．

［31］吳傳清，黃成．排污異質性與長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色轉型發(fā)展研究［J］．湖北大學學報（哲學社會科學版），2021（1）：105-114．

［32］原毅軍，謝榮輝．環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結構調整效應研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2014（8）：57-69．

［33］陳詩一，陳登科．霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟高質量發(fā)展［J］．經(jīng)濟研究，2018（2）：20-34．

［34］沈坤榮，金剛，方嫻．環(huán)境規(guī)制引起了污染就近轉移嗎？［J］．經(jīng)濟研究，2017（5）：44-59．

Environmental Regulation and Industrial Green Transition in the Yangtze River Economic Belt： From the Perspective of Emission Heterogeneity

HUANG Cheng? WU Chuan-qing? DENG Ming-liang

Abstract： Accelerating industrial green transformation is the only way and key to promote the comprehensive green and low-carbon development of the Yangtze River Economic Belt. In the Yangtze River Economic Belt as sample investigation of environmental regulation to the transformation of the industrial green emission heterogeneity effect， the results showed that the environmental regulation of the Yangtze river Economic Belt has positive promoting effect on industrial green transformation， in line with the "Porter hypothesis"， and this effect is heterogeneity characteristics that show the higher emission intensity region promoting effect. Further research shows that this influence also has nonlinearity and threshold characteristics. Among them， environmental regulation has a J-shaped influence on the overall industrial green transition of the Yangtze River Economic Belt， and has a U-shaped influence on light pollution and heavy pollution provinces and cities， while it has no significant influence on medium pollution provinces and cities. In addition， the clear green development strategy of the Yangtze River Economic Belt in 2016 effectively enhanced the role of environmental regulation in promoting the industrial green transformation of the Yangtze River Economic Belt. In general， the intensity of environmental regulation in the Yangtze River Economic Belt is low， and the policy effect has not been fully brought into play. To further promote the industrial green transformation in the Yangtze River Economic Belt， we should take the heterogeneity of pollutant discharge as an important reference， formulate targeted environmental regulation policies by classification and region， accelerate the construction of regional consultation mechanism for environmental regulation， and promote the continuous enrichment and dynamic optimization and adjustment of environmental regulation policies.

Key words： environmental regulation; industrial green transformation; emission heterogeneity; the development of the Yangtze River Economic Belt

基金項目：國家社會科學基金項目“推動長江經(jīng)濟帶制造業(yè)高質量發(fā)展研究”（19BJL061）。

作者簡介：黃成，清華大學社會科學學院經(jīng)濟學研究所博士后、助理研究員，武漢大學中國發(fā)展戰(zhàn)略與規(guī)劃研究院長江經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略研究中心特聘副研究員；吳傳清，武漢大學中國發(fā)展戰(zhàn)略與規(guī)劃研究院副院長，武漢大學經(jīng)濟與管理學院教授、博士生導師；鄧明亮，武漢大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生。