邱士雷　王子龍　劉帥　董會忠

摘要：環(huán)境問題是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重大戰(zhàn)略問題。能源消費所引致的環(huán)境績效惡化問題已成為能源環(huán)境領(lǐng)域的一個重要議題。針對已有研究基于非期望產(chǎn)出角度探討環(huán)境規(guī)制對環(huán)境績效異質(zhì)性效應(yīng)的不足，本文利用SBM-DDF-SML測度了中國30個省份2004—2015年的環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率，并進行來源和成分分解。利用面板門檻模型深入研究環(huán)境規(guī)制工具對環(huán)境績效影響的異質(zhì)性效應(yīng)。研究結(jié)果表明：①中國各省份環(huán)境效率普遍較低，且區(qū)域間差異顯著；污染物過度排放和能源過度利用是導(dǎo)致環(huán)境無效率的主要原因。②盡管環(huán)境全要素生產(chǎn)率持續(xù)增長，但并未實現(xiàn)綠色可持續(xù)增長，西部地區(qū)尤為顯著；技術(shù)進步是推動生產(chǎn)率增長的主要來源。③就環(huán)境規(guī)制的作用效果來看，環(huán)境規(guī)制與環(huán)境績效存在非線性關(guān)系，不同類型的環(huán)境規(guī)制和規(guī)制強度的高低對環(huán)境績效產(chǎn)生異質(zhì)性效應(yīng)，人均GDP、技術(shù)創(chuàng)新、FDI、結(jié)構(gòu)因素對環(huán)境績效均有不同程度影響，其中人均GDP、K/L和FDI的影響最為顯著。依據(jù)以上結(jié)論，本文認為各地區(qū)應(yīng)加大環(huán)境治理投資力度，加強節(jié)能減排技術(shù)的開發(fā)與應(yīng)用，提高能源效率，減少污染排放，進一步發(fā)揮技術(shù)進步對環(huán)境績效的推動作用。構(gòu)建環(huán)境治理長效機制，保證環(huán)境治理政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性。審慎設(shè)計和制定環(huán)境規(guī)制工具，建立科學(xué)合理的環(huán)境政策體系，環(huán)境治理的關(guān)鍵不是“哪一種規(guī)制工具效果最好”，而是“哪一組規(guī)制組合效果最優(yōu)”。政府應(yīng)該結(jié)合不同類型環(huán)境規(guī)制工具的特點，選擇最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制組合，建立長期有效的環(huán)境經(jīng)濟政策體系，這一點對綜合治理環(huán)境污染，提高環(huán)境績效尤其重要。

關(guān)鍵詞 ：環(huán)境績效；環(huán)境規(guī)制；SBM-DDF-SML；異質(zhì)性效應(yīng)

中圖分類號 F205 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2018）12-0040-12 DOI：10.12062/cpre.20180719

隨著中國經(jīng)濟的高速增長，面臨的環(huán)境質(zhì)量不斷惡化。資源約束、環(huán)境污染問題凸顯，成為制約經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要因素[1]。設(shè)計和實施科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制越來越成為解決能源環(huán)境問題的有效手段[2]。2015年中國政府承諾2030年CO2排放強度比2005年降低60%～65%[3]；2020年單位GDP能耗比2015年下降15%，能源消費總量減少至50億t內(nèi)[4]。本文從環(huán)境規(guī)制政策入手，探討環(huán)境規(guī)制對環(huán)境經(jīng)濟績效的異質(zhì)性效應(yīng)。測度環(huán)境效率水平，分析地區(qū)環(huán)境污染治理是否存在顯著差異；將不同類型的環(huán)境規(guī)制政策納入統(tǒng)一框架，驗證中國現(xiàn)階段所采取的環(huán)境規(guī)制能否推動環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的“雙重改善”，檢驗環(huán)境規(guī)制政策是否真正發(fā)揮了節(jié)能減排作用。

1 文獻綜述

國內(nèi)外學(xué)者對于環(huán)境規(guī)制能否改善環(huán)境績效問題進行了一系列研究。早期研究認為嚴格的環(huán)境規(guī)制非但不能改善環(huán)境，還會增加企業(yè)負擔(dān)，降低生產(chǎn)率[5]。原因在于企業(yè)不僅要承擔(dān)減少污染排放的直接成本，如購買末端設(shè)備或必要的R&D投資，還要承擔(dān)投資活動受到限制而導(dǎo)致的機會成本[6]。如Gray和 Shadbegian R J[7]認為環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致美國鋼鐵行業(yè)全要素生產(chǎn)率下降9.3%；Greenstone等[8]認為嚴格的空氣質(zhì)量管理條例使美國制造業(yè)生產(chǎn)率降低2.6%；Rubashkina，Y等[9]利用歐盟17國的面板數(shù)據(jù)進行檢驗，研究結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)并不顯著；Rexhuser 和Rammer [10]也認為環(huán)境規(guī)制的“波特假說”效應(yīng)并不普遍存在，原因在于不同國家之間的環(huán)境規(guī)制存在顯著差異。對此，Porter等[11]則提出具有挑戰(zhàn)性的觀點，認為科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率和企業(yè)競爭力有益。環(huán)境規(guī)制能夠促進技術(shù)創(chuàng)新，降低合規(guī)成本，提高資源利用效率和產(chǎn)品價值，實現(xiàn)改善環(huán)境和提高企業(yè)競爭力的“雙贏”局面。Lanoie和 Peuckert[12-13]認為盡管環(huán)境規(guī)制會增加企業(yè)負擔(dān)，短期內(nèi)對生產(chǎn)率產(chǎn)生消極作用，但隨著環(huán)保技術(shù)的開發(fā)和應(yīng)用，長期來看則是有益的。Franco 和Marin [14]通過對歐盟7國制造業(yè)能源稅強度的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對生產(chǎn)率具有顯著直接的推動作用。Hamamoto[15]和Yang等[16]通過調(diào)查日本和臺灣技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率的環(huán)境規(guī)制效應(yīng)，認為環(huán)境規(guī)制是驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率提高的主要因素。Berman和Bui，Alpay，Wang.Y，Brnnlund，Zhang Yuejun等[17-21]也從不同視角證明“波特假說”的存在。關(guān)于環(huán)境規(guī)制效果的評估，顧阿倫等[22]認為我國通過工程減排、結(jié)構(gòu)減排和監(jiān)督減排等措施，使“十二五”規(guī)劃的前兩年減少污染物排放400萬t，CO2減少1.72億t。徐園[23]提出公眾參與制度有效降低了中國工業(yè)廢水和SO2的污染排放強度，但作用遠遠低于傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)制政策。Wang H [24]認為排污收費與企業(yè)降低排污的積極性成正相關(guān)，排污收費制度對節(jié)能減排具有更高的激勵作用。綜合上述文獻發(fā)現(xiàn)，造成研究結(jié)論沖突的原因主要包括以下方面：首先，“波特假說”強調(diào)的不是選擇何種規(guī)制工具，規(guī)定何種規(guī)制強度，才能達到提高效率的最優(yōu)效果，而是設(shè)計科學(xué)完善的規(guī)制工具組合?，F(xiàn)有文獻均采用單一工具來捕獲環(huán)境規(guī)制對環(huán)境績效的影響，如Wang，Langpap，Chavez等[25-27]分別檢驗排污費、公眾參與、市場激勵型規(guī)制與環(huán)境績效的關(guān)系，并未研究環(huán)境工具組合對環(huán)境的規(guī)制效應(yīng)。其次，“波特假說”是在特定條件下產(chǎn)生的，并不具有普遍性?，F(xiàn)有文獻研究多數(shù)集中在發(fā)達國家，缺少對像中國這樣既遭受嚴重的環(huán)境污染，又面臨巨大的經(jīng)濟增長壓力的發(fā)展中國家的研究[28]。最后，如何合理準確測度環(huán)境績效至今尚無定論。既有文獻測度環(huán)境績效所采取的研究方法復(fù)雜多樣，包括BP人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)[29]、因子分析法[30]、DEA [31]等，尤其是DEA方法。由于存在投入產(chǎn)出松弛和角度問題，徑向、角度的DEA效率測度方法計算的效率結(jié)果出現(xiàn)偏差，再加上投入產(chǎn)出變量選擇的差異，對環(huán)境績效的評價差異更大[32]。這一系列因素的差異都會影響環(huán)境規(guī)制工具的效果。

縱觀已有國內(nèi)外關(guān)于環(huán)境規(guī)制與環(huán)境績效方面的研究，無論在理論方面還是實踐方面，都取得了可喜成績，但也存在一些問題。首先，研究對象單一，基本上均研究單一規(guī)制工具對環(huán)境績效的影響。任何一國都不可能使用單一工具進行環(huán)境治理，往往強調(diào)的是不同工具的組合使用，對于不同工具組合搭配的相對效果的研究較少；其次，大多數(shù)研究成果集中在美國、歐盟、日本等發(fā)達國家和地區(qū)，對于發(fā)展中國家的研究較少；最后，現(xiàn)有文獻效率測算方法大多采用BCC、CCR等傳統(tǒng)距離函數(shù)模型，而這些模型存在角度和徑向缺陷，造成測度結(jié)果并不準確。鑒于此，本文擬在以下方面有所突破：①運用SBM方向性距離函數(shù)和Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)測度包含非期望產(chǎn)出的環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率，并對環(huán)境無效率的來源和環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長成分進行分解。②為了考察對比不同規(guī)制工具對環(huán)境績效的作用差異，將命令控制型、市場激勵型和公眾參與型統(tǒng)一納入環(huán)境規(guī)制評價體系，以進一步驗證不同類型環(huán)境規(guī)制對環(huán)境績效影響的異質(zhì)性效應(yīng)。③利用面板門檻模型考察三種規(guī)制工具在不同規(guī)制強度下與環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，以確定最優(yōu)強度的環(huán)境規(guī)制組合。

2 研究方法

非期望產(chǎn)出約束下的效率測度是在給定投入要素前提下，實現(xiàn)最大產(chǎn)出的同時盡可能減少污染物的排放。所以，必須區(qū)別對待期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出。然而，無論是期望產(chǎn)出還是非期望產(chǎn)出，傳統(tǒng)DEA模型[33-34]都將其處理為盡可能大，這顯然與實際目的不符。為此，本文利用方向向量表示期望產(chǎn)出增加和非期望產(chǎn)出減少，將目前“單投入—單產(chǎn)出”的單要素效率模型擴展到包含非期望產(chǎn)出的“多投入—多產(chǎn)出”的全要素效率模型。為避免忽略松弛導(dǎo)致技術(shù)效率高估問題[35]，定義了考慮非期望產(chǎn)出的SBM方向性距離函數(shù)[36]，建立節(jié)能減排約束下包含非期望產(chǎn)出的全要素環(huán)境效率評價模型。

2.1 環(huán)境效率模型

本文以省為決策單元（DMU）構(gòu)建各個時期省域環(huán)境效率的生產(chǎn)前沿，即環(huán)境技術(shù)。假設(shè)每一DMU使用n種投入x=（x1，x2，…，xn）∈R+N生產(chǎn)m種期望產(chǎn)出y=（y1，y2，…，ym）∈R+M和i種非期望產(chǎn)出b=（b1，b2，…，bi）∈R+I，省域k在時期t的投入和產(chǎn)出向量為（xk，t，yk，t，bk，t）。構(gòu)建包含非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能集[37]如下：

對于環(huán)境全要素生產(chǎn)率的分解，主要包括兩種方式：一是在規(guī)模報酬不變約束下將環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長分解為技術(shù)進步、純效率變化和規(guī)模效率變化三部分[38]；二是在可變規(guī)模報酬約束下將環(huán)境全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進步、純效率變化與規(guī)模效率變化[39]。除純效率變化相同外，其他兩種變化盡管名稱一致，但分解機理不同。前者對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的測度是準確的，但分解并不合理；后者雖然分解思路準確，但生產(chǎn)率測度并不準確。因此，本文將上述兩種分解方式整合在同一框架內(nèi)。將生產(chǎn)率指標分解為純效率變化（EPEC）、純技術(shù)變化（EPTC）、規(guī)模效率變化（ESEC）和技術(shù)規(guī)模變化（ETPSC）[40]，公式表示如下：

一般情況下，當ETFP、EPEC、EPTC、ESEC和ETPSC的估計值均大于零時，表示生產(chǎn)率改善、效率提高、技術(shù)進步、規(guī)模效率提高和技術(shù)偏離CRS，否則相反。為減少環(huán)境全要素生產(chǎn)率無解的情況，本文運用序列DEA的方法，測度了節(jié)能減排約束下中國30個省份2004—2015年的環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率。

3 效率測度與分解

3.1 指標選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2004—2015年中國30個省級單位的面板數(shù)據(jù)，關(guān)于省份范圍的確定，考慮到制度差異，不包括香港、澳門和臺灣。由于數(shù)據(jù)缺省嚴重，也不包括西藏自治區(qū)。產(chǎn)出指標為地區(qū)生產(chǎn)總值和污染排放量，所選取的投入指標為人力資本，資本投入和能源投入。具體投入產(chǎn)出指標的界定和測算如下：

（1）期望產(chǎn)出（GDP）。目前相關(guān)文獻中，對于產(chǎn)出指標的衡量有總產(chǎn)值、增加值和凈產(chǎn)值等。由于本文將能源作為中間投入計入投入指標。所以選取按2000年不變價計算的各省份地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出。

（2）非期望產(chǎn)出（PE）。國內(nèi)外文獻大多使用單一污染物指標作為非期望產(chǎn)出的代理變量，其中以SO2和CO2居多[41-43]。使用單一污染指標很難全面的衡量某一地區(qū)的整體環(huán)境污染狀況，必須在兼顧污染數(shù)據(jù)可得性原則

下，綜合考慮各種污染物的排放量。因此，本文選取各省份SO2、CO2、COD、煙塵、粉塵和固體廢棄物6類污染物指標。根據(jù)它們各自對人類和社會損害的不同，以每種污染物的社會支付意愿作為權(quán)重，將上述6類指標合成一個環(huán)境污染綜合排放指數(shù)。具體權(quán)重如表1所示。由于CO2排放量數(shù)據(jù)無法直接獲得，本文將三種主要化石能源（煤、石油和天然氣）消費量乘以各自的碳排放量系數(shù)然后加總求和得到各省份CO2排放量。

（3）能源投入（E）。能源作為環(huán)境污染主要來源納入效率測度中。能源投入用三種主要能源消費總量表示。

（4）勞動力投入（L）。國內(nèi)外文獻大多采用從業(yè)人員數(shù)量作為勞動力投入指標，而這種方法只關(guān)注地區(qū)勞動力數(shù)量差異，卻忽略了勞動力質(zhì)量的差異。采用人力資本存量這一指標，不僅考慮了由于各省份經(jīng)濟發(fā)展水平差異導(dǎo)致的勞動力質(zhì)量的差異，還考慮了人力資源投資和受教育年限等要素對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用。從此角度出發(fā)，以各省份人力資本存量衡量地區(qū)勞動力投入水平[44]。具體方法為各省份就業(yè)人員數(shù)量（年末平均值）與就業(yè)人員平均受教育年限的乘積。

（5）資本投入（K）。采用永續(xù)盤存法估算按可比價計算的資本存量表示資本投入。在使用永續(xù)盤存法計算資本存量的過程中，新增投資指標選擇按2000不變價固定資產(chǎn)價格指數(shù)平減后的固定資產(chǎn)形成額表示，基期資本存量參考單豪杰[45]方法得到2000年的資本存量，折舊率統(tǒng)一采取10.96%。

本文對區(qū)域的劃分如下：西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、山西、甘肅、青海、寧夏、新疆11個省區(qū)；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省區(qū)；東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、河北11個省區(qū)。

表2從東、中、西三大地區(qū)對上述數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，從地區(qū)經(jīng)濟、勞動投入、資本存量、能源利用以及污染排放來看，地區(qū)差異很大。

全國經(jīng)濟年均增長974%，能源消費年均增長628%，污染排放增長率614%，表明中國經(jīng)濟增長依然過度依賴能源消耗，并造成嚴重的環(huán)境破壞。西部地區(qū)經(jīng)濟增長最快，但伴隨著高速的資本增長率、能源消耗增長率和污染排放增長率，這可能與近年來實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，推動西部經(jīng)濟快速增長有關(guān)。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施后，豐富的資源稟賦吸引中、東部地區(qū)資源密集型企業(yè)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，為西部地區(qū)帶來先進技術(shù)和豐富資本的同時，導(dǎo)致了大量的能源消耗和嚴峻的環(huán)境污染。盡管中部地區(qū)經(jīng)濟增長速度低于西部地區(qū)，但高于東部及全國平均水平，且能源消耗與污染排放增長率最低，表現(xiàn)出良好的增長趨勢。東部地區(qū)勞動力增長率最高，可能源于兩個原因：①中、西部向東部大規(guī)模的人口流動。②東部地區(qū)教育資源豐富，人口平均受教育程度較高，人力資源增長快。雖然東部地區(qū)經(jīng)濟增長最慢，但從能源利用比例和污染排放比例來看，東部地區(qū)依然是能源的主要使用者（4529%）和污染物的主要排放者（4456%）。

32 效率測度結(jié)果

為了全面研究各省環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的動態(tài)變化，分析各省環(huán)境無效率的原因，本文將效率測度分為兩種類型：①不考慮污染排放量的經(jīng)濟效率和經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率。②將污染排放作為非期望產(chǎn)出測度環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率。對兩種效率及生產(chǎn)率進行分解，尋找其變化的原因。

3.2.1 環(huán)境效率測度及分解

選取恰當?shù)姆较蛳蛄繉a(chǎn)出和投入松弛標準化，是準確測度效率的關(guān)鍵，本文選擇每個省份的投入產(chǎn)出值作為方向向量。根據(jù)SBM-DDF方法的性質(zhì)，我們所得到的結(jié)果表示每個DMU的無效率水平，值越大，效率水平越低。當結(jié)果為零時，表示該DMU處在最佳生產(chǎn)前沿，不存在投入和排放過度，期望產(chǎn)出不足。文章在CRS和VRS假設(shè)下對中國經(jīng)濟效率與環(huán)境效率進行測算，對無效率值進行分解。從空間維度上劃分成東、中、西部地區(qū)，對比分析不同區(qū)域環(huán)境效率的差異。

表3表明，在CRS和VRS約束下所測得的效率結(jié)果有所不同。原因在于，CRS是在固定最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模條件下測度環(huán)境績效，而VRS則是在可變生產(chǎn)規(guī)模條件下測度，二者的差異是由規(guī)模效率差異引起的。當兩種約束所得到的結(jié)果不同時，應(yīng)采用VRS約束下所得到的結(jié)果[46]。因此，文章主要基于VRS約束下所得到的結(jié)果對經(jīng)濟效率與環(huán)境效率進行分析。

首先，在不考慮環(huán)境污染條件下，2004—2015年中國經(jīng)濟無效率的平均值為106%，按照傳統(tǒng)徑向DEA分析，各省應(yīng)同比例減少勞動力投入106%，資本存量減少106%，能源投入減少106%，GDP增加106%，才能達到經(jīng)濟有效；考慮環(huán)境污染后，全國環(huán)境無效率值提高到193%，同樣按照徑向DEA分析，各省應(yīng)該同比例減少勞動投入193%，資本存量投入減少193%，能源投入減少193%，GDP提高193%，污染排放減少193%，才能達到環(huán)境有效。但是在SBM-DDF模型中，由于考慮了松弛和調(diào)整方向，各省可以通過減少35%的勞動、07%的資本、54%的能源消耗，增加1%的GRP達到經(jīng)濟有效；同理，各省可以通過減少43%的勞動投入，06%的資本，54%的能源使用，提高03%的GRP，減少87%的污染排放使環(huán)境達到完全有效。在經(jīng)濟無效率中，勞動無效率占3302%，資本無效率占66%，能源無效率占5094%，GRP無效率占943%。能源利用無效率和勞動投入無效率是造成經(jīng)濟無效率的主要原因。在環(huán)境無效率中，勞動無效率占2228%，資本無效率占311%，能源無效率占2798%，GRP幾乎沒有出現(xiàn)無效率，污染排放無效率占4508%。污染排放成為環(huán)境無效率的主要來源。在不考慮環(huán)境因素的條件下，為了提高經(jīng)濟效率需要大幅度提高能源利用效率與勞動力投入效率，而考慮污染排放后，則需要重點考慮提高污染排放效率與能源利用效率。所以，在對效率評價中一味追求經(jīng)濟發(fā)展，忽視環(huán)境污染是有失偏頗的，容易造成政府決策失誤。從環(huán)境效率的角度也可以看出，中國環(huán)境污染治理工作任重道遠。

從東、中、西三大區(qū)域來看，環(huán)境無效率均高于經(jīng)濟無效率。中部地區(qū)的環(huán)境無效率水平（264%）遠高于其他兩個區(qū)域（東部，121%；西部，215%），且高于全國平均無效率水平（193%）。就不同區(qū)域中國環(huán)境無效率來源的相對貢獻度來說，勞動投入無效率對中部地區(qū)環(huán)境無效率的貢獻率最高（25%），其次是西部地區(qū)（204%），東部地區(qū)最低（1157%）。雖然東部地區(qū)人口稠密，勞動力平均增長率最高，但是在勞動力使用效率上，中、西地區(qū)擁有較大的提升空間；東部地區(qū)資本無效率對環(huán)境無效率的貢獻度最高（661%），這與東部地區(qū)資本過度擁擠有關(guān)。另外，能源利用無效率和污染排放無效率對東部地區(qū)環(huán)境無效率的貢獻率分別為314%和5041%，遠高于中部和西部地區(qū)。盡管如此，能源利用無效率與污染排放無效率是三大區(qū)域環(huán)境無效率的主要來源。因此，節(jié)能減排成為各區(qū)域提高環(huán)境效率、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要關(guān)注點。

3.2.2 環(huán)境全要素生產(chǎn)率測度及分解

表4是2004—2015年中國各省份經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率及其分解。用計算而得的各省逐年環(huán)境TFP增長率除以對應(yīng)的地區(qū)生產(chǎn)總值增長率，就可以得到由經(jīng)濟增長質(zhì)量貢獻所度量的可持續(xù)增長率[47]。

在這一時期內(nèi)，全國經(jīng)濟TFP年均增長率為4.2%，低于環(huán)境TFP年均增長率（6.3%）?？紤]環(huán)境污染等因素后，純技術(shù)進步和技術(shù)規(guī)模效率進一步提高。表明近年來實施的一系列環(huán)境治理政策促進先進技術(shù)在節(jié)能減排領(lǐng)域的研發(fā)和運用，抵消了合規(guī)成本，導(dǎo)致環(huán)境TFP的提高，使得“波特假說”在中國得到驗證。與王兵的研究結(jié)果相似，但要高于其環(huán)境全要素生產(chǎn)率的測度結(jié)果?？赡艿脑蚴欠瞧谕a(chǎn)出指標與考察時間不同。本文在選取污染排放指標時，并不是僅局限于SO2、COD或者兩者簡單相加，而是根據(jù)它們各自對人類和社會損害的不同，以每種污染物的社會支付意愿作為權(quán)重計算環(huán)境污染綜合指數(shù)作為非期望產(chǎn)出。無論是經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率，技術(shù)進步是推動其增長的最主要來源。由此看出，技術(shù)進步不僅成為經(jīng)濟增長的重要來源，也是改善環(huán)境的重要手段。純效率變化小于零，表示效率降低；技術(shù)規(guī)模效率大于零，表示經(jīng)濟技術(shù)前沿和環(huán)境技術(shù)前沿均向VRS變動。

從東、中、西三大區(qū)域來看，無論是經(jīng)濟TFP增長率（4.4%）還是環(huán)境TFP增長率（7.2%），中部地區(qū)均高于東部與西部地區(qū)，并且對產(chǎn)出增長率的貢獻度最高，表現(xiàn)出更為集約的增長方式。原因在于中部地區(qū)純技術(shù)進步效率最高。由于經(jīng)濟發(fā)展程度不同，與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)處在較低的節(jié)能減排階段，節(jié)能減排邊際成本較低，開發(fā)和運用新的節(jié)能減排技術(shù)就可以取得比東部地區(qū)較高的節(jié)能減排效果。西部地區(qū)由于極高的GRP增長率（12.1%）、最高的能源消耗增長率（8.23%）和污染物排放增長率（8.19%）導(dǎo)致環(huán)境TFP增長率（5.4%）和可持續(xù)增長指數(shù)最低（43.4%），意味著西部地區(qū)利用其豐富的資源稟賦促進經(jīng)濟增長的模式是不可持續(xù)的，嚴重破壞生態(tài)環(huán)境。因此，怎樣打破“資源詛咒”，實現(xiàn)可持續(xù)的“綠色”增長，是當前中國面臨的最大挑戰(zhàn)。

4 實證設(shè)計與分析

4.1 面板門檻模型設(shè)定

本部分將利用固定效應(yīng)面板門檻模型就當前的環(huán)境規(guī)制政策與環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系進行研究，以檢驗當前實行的環(huán)境治理政策的效果，尋求實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展路徑。分別建立關(guān)于環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的雙重門檻模型如下：

選取合理的環(huán)境規(guī)制工具的代理變量是實現(xiàn)本論文研究目的關(guān)鍵點。一部分文獻是利用污染治理與控制支出作為命令控制型規(guī)制的代理變量[48-49]。由于部分文獻將其分為污染控制支出和污染治理費用兩部分[50]。顯然，無論使用哪一種支出代表命令控制型規(guī)制都有問題。還有文獻使用地區(qū)環(huán)境標準個數(shù)作為命令控制型規(guī)制的代理變量，但環(huán)境標準個數(shù)無法對環(huán)境標準所擁有的控制力度進行客觀反映。本文使用當年完成環(huán)保驗收項目環(huán)境投資（LNEI）作為命令控制型規(guī)制的代理變量。國家在新建設(shè)項目環(huán)境影響評估過程中，要求環(huán)境投資比例必須達到5%以上，這一指標成為衡量項目是否達到環(huán)境標準的重要指標，具有很強的約束力和執(zhí)行力。排污收費總額（LNPDF）作為市場激勵型規(guī)制工具的代理變量。對于公眾參與型規(guī)制工具的選擇，具有較大彈性，包括人均收入、社區(qū)宣傳、人口密度、當?shù)貑T工比例、居民受教育程度、環(huán)保意識、污染報道次數(shù)和公民訴訟記錄等[51-52]?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，選取群眾上訪批次（LNCOM）作為公眾參與型規(guī)制工具的代理變量。

為了盡可能降低其他變量遺漏對模型估計結(jié)果產(chǎn)生誤差，本文選取以下變量作為控制變量：①經(jīng)濟發(fā)展水平（LNPGDP）：用人均GDP的對數(shù)表示，人均GDP對數(shù)的平方也包括在內(nèi)，以檢驗環(huán)境效率、環(huán)境全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟發(fā)展之間的二次型關(guān)系。②技術(shù)進步（LNTI）：以國內(nèi)發(fā)明專利授權(quán)量的對數(shù)表示，并預(yù)期對環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有積極影響。③結(jié)構(gòu)因素：以資本—勞動比的對數(shù)表示稟賦結(jié)構(gòu)（LNK/L）；以國有及國有控股企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重表示所有制結(jié)構(gòu)（LNSOES）；以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比例表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（LNIS）；以煤炭消費量占能源消費總量的比重表示能源結(jié)構(gòu)（LNES）。④外商直接投資（LNFDI）：FDI對環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響不確定，一方面FDI能夠為東道國

帶來先進技術(shù)和管理經(jīng)驗；另一方面則由于發(fā)展中國家環(huán)境規(guī)制水平較低，導(dǎo)致大量FDI流入污染密集型產(chǎn)業(yè)，從而產(chǎn)生“污染天堂”效應(yīng)。選取以2000年不變價外商投資額（含港澳臺）檢驗中國是否存在“污染天堂”效應(yīng)。

4.2 實證結(jié)果

以三種環(huán)境規(guī)制工具為門檻變量研究環(huán)境規(guī)制對環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率異質(zhì)性效應(yīng)，采取自抽樣方法估算F統(tǒng)計量和P值，分別檢驗環(huán)境規(guī)制與環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系，確定門檻值。以門檻值作為非線性關(guān)系的拐點，將環(huán)境規(guī)制強度劃分為不同區(qū)域，估計各區(qū)域系數(shù)。

表5表明，盡管三種規(guī)制工具的單一門檻、雙重門檻及三重門檻均顯著，但這并不意味著要分別對LNEI、LNPDF和LNCOM建立關(guān)于環(huán)境效率的三重門檻模型。以LNEI為例，第三門檻置信區(qū)間大于第一門檻，說明相對于第一個門檻值來說，第三個門檻值的殘差平方和不是最小，應(yīng)建立LNEI的雙重門檻模型；同理，可以判斷LNPDF、LNCOM的雙重門檻模型。對于環(huán)境全要素生產(chǎn)率而言，LNEI的三重門檻檢驗在5%水平上顯著，但三重門檻置信區(qū)間大于第一、第二重門檻，且第三門檻值接近于第一門檻值，應(yīng)建立LNEI的雙重門檻模型；LNPDF的單一門檻模型在10%水平上顯著，LNCOM的雙重門檻模型在10%水平上顯著。針對環(huán)境全要素生產(chǎn)率，分別建立LNPDF的單重門檻模型與LNCOM的雙重門檻模型。

表6表明，對于環(huán)境效率而言，LNEI的兩個門檻值分別為10659和11754； LNPDF的門檻值分別為9765和11664 LNCOM的兩個門檻值分別為482和5861。對于環(huán)境全要素生產(chǎn)率而言，LNEI的兩個門檻值分別為10205和11766；LNPDF有單一門檻值為934；LNCOM門檻值分別為5804和8055。

一旦確定門檻值和門檻區(qū)域，就可以利用面板門檻模型進行估計。表7表明，對于環(huán)境效率而言，命令控制型規(guī)制工具與環(huán)境效率存在非線性關(guān)系：當LNEI小于10659，命令型規(guī)制對環(huán)境效率有顯著的促進作用

（0012）；當1065911754，甚至表現(xiàn)出顯著的抑制作用，體現(xiàn)出新古典的制約論，可以看出命令控制型規(guī)制工具對環(huán)境效率作用存在最優(yōu)閥值。從2004—2015年各省LNEI均值來看，目前已有15個省份越過第一個門檻值，7個省份越過第二門檻值。其中，廣東省規(guī)制強度最高（1219），青海省最低（829）。表明部分省份命令控制型規(guī)制強度高于最優(yōu)強度，對環(huán)境效率的刺激作用受到限制。市場激勵型規(guī)制與公眾參與型規(guī)制均存在兩個門檻值，表明市場激勵型規(guī)制、公眾參與型規(guī)制與環(huán)境效率均存在非線性關(guān)系。當LNPDF≤9765時，LNPDF對環(huán)境效率呈現(xiàn)負向作用，在排污收費初期，企業(yè)所承擔(dān)的排污成本大于所獲得的經(jīng)濟效益和社會效益，降低企業(yè)環(huán)境治理積極性；當976511664，市場激勵型規(guī)制對環(huán)境效率的促進作用進一步加強，并在1%水平上顯著。目前已有80%（24/30）的省份市場激勵型規(guī)制強度超過9765，其中規(guī)制強度最高的是江蘇省（11719）。市場激勵型規(guī)制工具正逐漸發(fā)揮積極作用，這一點與Ronghui Xie的研究結(jié)論基本一致[53]。公眾參與型規(guī)制的估計系數(shù)顯示，公眾參與型規(guī)制強度越高，環(huán)境效率越高。當LNCOM>5861時，在1%水平上系數(shù)顯著為正。表明隨著群眾上訪次數(shù)的增加，居民逐漸意識到改善環(huán)境的價值，要求政府和企業(yè)處理環(huán)境污染的能力增強?，F(xiàn)階段已有26個省區(qū)公眾參與型規(guī)制強度處于這一區(qū)域，其中既包括典型的資源型省份遼寧、河北、山西等地區(qū)，還包括經(jīng)濟發(fā)達省份江蘇、山東、廣東等地區(qū)。

表8表明，命令控制型規(guī)制對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的影響存在兩個拐點（10.205、11.766），規(guī)制強度過低（LNEI≤10.205），命令控制型規(guī)制對ETFP的促進作用較小，但規(guī)制強度過高（LNEI>11.766），則會抑制ETFP增長。因此，存在最優(yōu)的命令控制型規(guī)制強度區(qū)間（10.205

當LNPDF≤934，市場激勵型規(guī)制對ETFP產(chǎn)生負向作用。在環(huán)境治理初期，市場機制不完善，導(dǎo)致生產(chǎn)率大打折扣；當LNPDF>934，其系數(shù)在5%水平顯著為正，市場激勵型規(guī)制的促進作用開始顯現(xiàn)。目前，26個省份處于LNPDF>934，說明對于大多數(shù)省份來說，市場激勵規(guī)制對ETFP的提升非常有效。當LNCOM≤5804，公眾參

與型規(guī)制對ETFP的作用系數(shù)在5%水平上顯著為正，當58048055，系數(shù)顯著為負。當群眾上訪次數(shù)過高，表明環(huán)境污染越嚴重，環(huán)境全要素生產(chǎn)率越低。

從控制變量看，模型1～3表明經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境效率之間存在U型關(guān)系。模型6表明，經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境全要素生產(chǎn)率也存在U型關(guān)系，意味著經(jīng)濟發(fā)展水平只有越過一定閥值，伴隨著技術(shù)進步與產(chǎn)業(yè)升級，環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率才有所改善，支持“環(huán)境庫茲涅茨曲線”假說[54]。技術(shù)創(chuàng)新對環(huán)境全要素生產(chǎn)率的正向作用顯著，但對環(huán)境效率的正向作用不顯著。模型1～6均表明FDI對環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向作用，否定了發(fā)展中國家是外商直接投資的“污染天堂”假說。在結(jié)構(gòu)因素中，資本-勞動比對環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有抑制作用。資本-勞動比上升意味著該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)升級，而資本密集型產(chǎn)業(yè)往往集中在重污染行業(yè)。資本-勞動比對環(huán)境效率具有正向作用，資本密集型產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步抵消了其對環(huán)境效率的負面影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境效率具有顯著負影響，說明隨著工業(yè)化程度的提高，環(huán)境效率將下降。對環(huán)境全要素生產(chǎn)率雖呈現(xiàn)正向作用，但不顯著。所有制結(jié)構(gòu)對環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率也具有顯著的負向影響，這意味著減少國有及國有控股企業(yè)比例，尤其是減少重污染省份的國有企業(yè)比例，能夠顯著的提高環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率[55]。能源結(jié)構(gòu)對于環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率具有顯著正向作用，可能的原因在于現(xiàn)有能源結(jié)構(gòu)所帶來的經(jīng)濟效益和社會效益抵消了對環(huán)境的負面影響。

5 主要結(jié)論與政策啟示

本文將SBMDDFSML模型與面板門檻模型相結(jié)合，測度了全國30個省份的環(huán)境效率水平，并進行來源和成分分解，考察了地區(qū)間環(huán)境績效差異。從效率視角研究了環(huán)境規(guī)制政策對環(huán)境績效的沖擊，探討了環(huán)境效率和環(huán)境全要素生產(chǎn)率雙贏的問題。主要研究結(jié)論如下：

（1）區(qū)域間環(huán)境績效差異顯著，污染排放無效率與能源利用無效率是導(dǎo)致環(huán)境無效率的主要原因。研究發(fā)現(xiàn)，各省份2004—2015年經(jīng)濟無效率的平均值為106%，環(huán)境無效率的平均值為193%。東部地區(qū)環(huán)境效率最高，其次是西部地區(qū)，中部地區(qū)環(huán)境效率最低。經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的平均值為42%，低于環(huán)境全要素生產(chǎn)率62%。無論是經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率還是環(huán)境全要素生產(chǎn)率，技術(shù)進步是推動生產(chǎn)率增長的主要動力?？紤]環(huán)境因素后，技術(shù)進步的推動作用進一步增強。中部地區(qū)生產(chǎn)率最高，其次是東部地區(qū)，西部地區(qū)最低。

（2）“高能耗、高污染”的粗放型經(jīng)濟增長方式并未改變，中國經(jīng)濟遠沒有實現(xiàn)“綠色”可持續(xù)增長。受金融危機影響，國家為保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長實施寬松的財政政策和貨幣政策，以高排放、高污染為特征的重型工業(yè)化經(jīng)濟抬頭，導(dǎo)致污染排放和能源消耗出現(xiàn)“回彈效應(yīng)”，環(huán)境全要素生產(chǎn)率普遍降低，“綠色”可持續(xù)增長受到阻礙。

（3）環(huán)境規(guī)制的“波特假說”效應(yīng)在中國開始產(chǎn)生，但環(huán)境規(guī)制對環(huán)境績效的影響存在異質(zhì)性。具體如下：當LNEI≤11766，隨著命令型規(guī)制強度的增加，環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率“雙重改善”；當LNEI高于11766時，提高規(guī)制強度導(dǎo)致環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率“雙重惡化”。市場激勵型規(guī)制對環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率在LNPDF>9765時具有雙重推動作用。目前已有80%的省份越過這一拐點，表明現(xiàn)階段的市場激勵型規(guī)制工具對于大部分省份來說是合理的。對于公眾參與型規(guī)制工具來說，當482

依據(jù)上述實證結(jié)論，本文提出以下政策建議。

（1）加大環(huán)境治理投資力度，促進節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)與應(yīng)用。企業(yè)普遍存在資金短缺問題，很難依靠自身力量開展節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新。中央和地方政府應(yīng)通過稅收減免、財政撥款、科技創(chuàng)新獎勵等手段加大對企業(yè)節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)的資金支持，對審批立項的節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新課題和項目提供更多無償支持和貼息貸款，加強對項目資金使用監(jiān)督。支持環(huán)保項目優(yōu)先上馬，對未達到環(huán)保技術(shù)標準的項目及時叫停整頓。通過科技人才派遣和引進計劃，加快節(jié)能減排技術(shù)在區(qū)域間的擴散和吸收，縮小區(qū)域技術(shù)差距，促進環(huán)境績效的整體改善。

（2）保持環(huán)境治理政策的執(zhí)行力、連續(xù)性和穩(wěn)定性，構(gòu)建環(huán)境治理長效機制。實施連續(xù)的、穩(wěn)定的環(huán)境規(guī)制政策，堅持節(jié)能減排的穩(wěn)定和長效機制，不要因為外部環(huán)境變化放松對重型工業(yè)的管制?？梢愿鶕?jù)能源強度和污染排放強度劃分不同級別的管制區(qū)域和行業(yè)，重點管制和治理“高能耗、高污染”的地區(qū)和產(chǎn)業(yè)，深入挖掘重化工業(yè)節(jié)能減排潛力，促進效率改善。必須實施差異化的環(huán)境規(guī)制政策，統(tǒng)籌兼顧經(jīng)濟績效和環(huán)境績效。對于東部地區(qū)，通過環(huán)境財政、排污權(quán)交易、綠色資本市場和生態(tài)補償?shù)日?，建立市場和政府“兩手抓，兩手都要硬?的環(huán)境治理模式，鼓勵企業(yè)通過設(shè)備改造升級和技術(shù)進步實現(xiàn)節(jié)能減排。中西部地區(qū)在努力發(fā)展經(jīng)濟的同時，積極引進東部地區(qū)資金和先進技術(shù)，縮小與東部地區(qū)的差距。

（3）審慎設(shè)計和制定環(huán)境規(guī)制工具，建立科學(xué)合理的環(huán)境政策體系。研究表明，命令型規(guī)制強度不是越高越好，而應(yīng)將其控制在合理的強度區(qū)間，實現(xiàn)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率的“雙重改善”。充分發(fā)揮市場激勵型規(guī)制工具在能源消耗和環(huán)境治理等方面的決定性作用。自2018年1月1日起，我國開始征收環(huán)境稅，進一步強化了市場機制在環(huán)境治理方面的決定性作用。借鑒發(fā)達國家排放貿(mào)易體系，探索建立適合中國國情的排污權(quán)交易市場。公眾參與型規(guī)制隨著公眾環(huán)保意識增強逐漸發(fā)揮重要作用，必須完善公眾參與環(huán)境治理機制，拓寬社會公眾獲取環(huán)境信息的公開制度和渠道，增強環(huán)境信息公開的廣度和深度，自覺接受社會公眾監(jiān)督。社會公眾要善于使用法律賦予的權(quán)利，忠實履行環(huán)境監(jiān)督責(zé)任，對污染直排、偷排漏拍等污染行為及時向政府有關(guān)部門反映。政府應(yīng)該結(jié)合不同類型環(huán)境規(guī)制工具的特點，選擇最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制組合，建立長期有效的環(huán)境經(jīng)濟政策體系。

（編輯：于 杰）

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Abstract Environmental problem is a major strategic issue for achieving sustainable development. The deterioration of environmental performance derived from excessive energy consumption has been widely invested. For inadequacies of heterogeneous effect of environmental regulations on environmental performance based on undesired output perspectives. This paper applied SBMDDFSML to measure environmental performance and its components in China from 2004 to 2015. Then panel threshold model was used to examine the heterogeneous influence of environmental regulation tools on environmental performance. The results showed that the environmental efficiency of all provinces in China was generally low and had significant differences. Excessive emission of pollutants and overuse of energy are the main reasons of environmental inefficiency. Although environmental total factor productivity （ETFP） grew constantly， Chinese economy is not yet on the path towards green， sustainable growth， especially in the western region. Technological progress was a major source of productivity growth. Regression results showed that environmental regulation and environmental performance had a nonlinear relationship. Different types and stringency of environmental regulations had different effects on environmental performance. Per capita GDP， technological innovation， FDI and structural factors have different influence on environmental performance， among which the per capita GDP， K/L， and FDI had the most significant impact. In addition， this paper pointed out that all regions should increase environmental investment， strengthen development and application of energysaving and emission reduction technologies， improve energy efficiency， reduce pollution emissions， and further play a decisive role of technological progress in environmental performance. Governments should build a longterm mechanism for environmental governance to ensure the continuity and stability of environmental policies. The policy makers should also design and develop environmental regulation tools prudently and establish a scientific and reasonable environmental policy system. The key to environmental governance is not ‘what kind of regulatory tool works best， but ‘what set of regulatory combinations work best. Government should combine the characteristics of all environmental regulation tools， select the optimal combination of environmental regulation tools， and establish a longterm effective environmental economic policy system. We argue that this is especially relevant for harnessing environmental pollution and improving environmental performance comprehensively.

Key words environmental performance； environmental regulation； SBMDDFSML； heterogeneous effect