鄺嫦娥,鄒偉勇

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201)

一、引言

十九大報(bào)告提出，要著力解決突出環(huán)境問(wèn)題，提高污染排放標(biāo)準(zhǔn)，強(qiáng)化排污者責(zé)任，持續(xù)實(shí)施大氣污染防治行動(dòng)，打贏(yíng)藍(lán)天保衛(wèi)戰(zhàn)。2015年，我國(guó)能源消費(fèi)約為37.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，碳排放量已超110億噸，是當(dāng)年全球最大的碳排放國(guó)，約占全球碳排放總量的1/3。若不采取任何減排措施，我國(guó)碳排放將會(huì)在未來(lái)15年內(nèi)增長(zhǎng)超過(guò)50%[1]335-338。為了應(yīng)對(duì)嚴(yán)重的氣候變化問(wèn)題，我國(guó)政府承諾，到2020年二氧化碳排放強(qiáng)度將比2005年減少40%至45%。然而，我國(guó)正處于工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵時(shí)期，以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和高能耗粗放型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式使得我國(guó)的減排任務(wù)任重道遠(yuǎn)。為建設(shè)生態(tài)文明促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，政府頒布了一系列的法令法規(guī)、加強(qiáng)了環(huán)境整治的力度，但環(huán)境規(guī)制是否會(huì)減少碳排放、改善環(huán)境卻在學(xué)術(shù)界存在爭(zhēng)議?；诖?，從理論和實(shí)證上研究環(huán)境規(guī)制與能源消費(fèi)碳排放的關(guān)系，將有利于環(huán)境規(guī)制的制定與落實(shí)，對(duì)生態(tài)文明建設(shè)具有重要的指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

國(guó)外學(xué)者Sinn(2008)[2]360-394提出了“綠色悖論”，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放有促進(jìn)作用，碳稅設(shè)置不合理、行政措施對(duì)化石能源的需求減少以及政策頒布執(zhí)行過(guò)程中存在滯后性等原因可造成這種情況。環(huán)境規(guī)制逐步增強(qiáng)時(shí)，能源所有者加快開(kāi)采力度并盡快出售其所擁有的能源從而適應(yīng)新規(guī)制的落實(shí)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，碳排放是一種常見(jiàn)的外部性行為，而只有政府的環(huán)境規(guī)制才能彌補(bǔ)市場(chǎng)對(duì)碳排放行為的失靈[3]73-83，但是由于存在“綠色悖論”這一現(xiàn)象，令好意圖沒(méi)有引起好行為。

對(duì)“綠色悖論”這一現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界存在三種觀(guān)點(diǎn)。有人支持并認(rèn)同“綠色悖論”。如Sjak Smulders等(2012)[4]364-376表明碳稅政策規(guī)制的提前公布會(huì)導(dǎo)致碳排放迅速增加，原因是它會(huì)在公告和實(shí)際執(zhí)行期之間增加碳排放而不考慮化石燃料的稀缺性；Hendrik等(2014)[5]155-178發(fā)現(xiàn)“綠色”政策措施可能不僅會(huì)導(dǎo)致化石燃料加速開(kāi)采，而且會(huì)導(dǎo)致溫室氣體的大量排放；張華等(2014)[6]21-29基于2000—2011年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究得出“綠色悖論”是真實(shí)存在的；柴澤陽(yáng)等(2016)[7]33-41學(xué)者構(gòu)建空間杜賓模型也同樣驗(yàn)證了我國(guó)區(qū)域存在環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)碳排放。也有人支持“倒逼減排”論。如Frederick van der Ploeg等(2012)[8]342-363考慮綠色福利下，未來(lái)便宜的可再生能源使得環(huán)境規(guī)制未必促進(jìn)碳排放增加、導(dǎo)致綠色福利下降；Robert D. Cairns(2014)[9]78-85在不考慮石油生產(chǎn)的自然和技術(shù)特征下，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制不可能使碳排放增加；張博等(2013)[10]16-20認(rèn)為開(kāi)征碳稅越早越好,其效力越強(qiáng)，可分區(qū)域開(kāi)征不同稅率的碳稅,以掌握其對(duì)污染的承受能力,進(jìn)而對(duì)碳稅進(jìn)行動(dòng)態(tài)的調(diào)整；汪恒等(2016)[11]24-29表明政策的頒布對(duì)能源市場(chǎng)的作用并非一定提高碳排放，即政策實(shí)施及時(shí)就可以避免這一現(xiàn)象。當(dāng)然，也有人認(rèn)為“綠色悖論”和“倒逼減排”同時(shí)存在。如Wang Min(2018)[12]57-61研究得出環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放表現(xiàn)出顯著的倒U型態(tài)勢(shì)，拐點(diǎn)之前呈“綠色悖論”效應(yīng)，拐點(diǎn)之后呈“倒逼減排”效應(yīng)；張先鋒等(2014)[13]136-144研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制在一定范圍內(nèi)對(duì)碳排放起促進(jìn)作用，超過(guò)一定限度后則對(duì)碳排放起抑制作用。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：一是理論視角的創(chuàng)新，構(gòu)建勞動(dòng)分工理論模型，用分工經(jīng)濟(jì)學(xué)理論闡述環(huán)境規(guī)制與碳排放兩者之間的非線(xiàn)性關(guān)系，彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)環(huán)境規(guī)制與碳排放關(guān)系理論分析的空白；二是指標(biāo)方法的創(chuàng)新，通過(guò)熵值法改進(jìn)環(huán)境規(guī)制、能源消費(fèi)碳排放等指標(biāo)的衡量，克服現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)衡量環(huán)境規(guī)制與碳排放指標(biāo)單一性問(wèn)題；三是計(jì)量工具的創(chuàng)新，用GIS軟件繪制環(huán)境規(guī)制與碳排放的空間分布情況，并作歸納整理，描述兩者之間存在空間關(guān)聯(lián)性特征。由于考察的地域之間存在依賴(lài)性，本文將采用空間計(jì)量實(shí)證替代一般面板回歸模型，從而更好地論證環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的影響。

三、理論分析

假設(shè)對(duì)于任意兩個(gè)地區(qū)A與B，A地區(qū)生產(chǎn)y，B地區(qū)生產(chǎn)x，y為最終商品，x為中間產(chǎn)品，并且只有最終產(chǎn)品存在碳排放。兩個(gè)地區(qū)之間存在交易，x和y分別表示自身生產(chǎn)的中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品數(shù)量，yd表示需要購(gòu)買(mǎi)的中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品，k表示交易效率。因此，基本模型構(gòu)建如下：

U=y+kyd

(1)

(2)

(3)

lx+ly=1

(4)

μpxxs+λpyys=pxxd+pyyd

(5)

E=ηys

(6)

對(duì)于地區(qū)A，每個(gè)生產(chǎn)者和消費(fèi)者在如下生產(chǎn)函數(shù)、勞動(dòng)稟賦和預(yù)算約束中實(shí)現(xiàn)效用最大化：

U=y

(7)

(8)

λPyys=Pxxd

(9)

角點(diǎn)均衡解為：

(10)

對(duì)于地區(qū)B，每個(gè)生產(chǎn)者和消費(fèi)者在如下生產(chǎn)函數(shù)、勞動(dòng)稟賦和預(yù)算約束中實(shí)現(xiàn)效用最大化：

U=kyd

(11)

xs=1

(12)

μpxxs=pyyd

(13)

角點(diǎn)均衡解為：

(14)

一般均衡條件為效用均等和市場(chǎng)出清，因此根據(jù)效用均等化條件Uy=Ux可以求出相對(duì)價(jià)格：

(15)

將(15)式帶入(10)式中，可以得到：

(16)

將(16)式代入(6)式中可以得到：

(17)

對(duì)(17)式關(guān)于t求偏導(dǎo)，可得：

(18)

四、空間實(shí)證檢驗(yàn)

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用2004—2015年我國(guó)30個(gè)省市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》等。樣本數(shù)據(jù)處理如下：

(1)能源消費(fèi)碳排放量(l_c)：這里采用化石能源燃燒產(chǎn)生的CO2排放總量(EC)[注]能源消費(fèi)碳排放量計(jì)算公式：作為衡量指標(biāo)。CO2排放總量(EC)為選取能源消費(fèi)來(lái)衡量；i為能源消費(fèi)種類(lèi)，主要有煤炭、原油、天然氣、燃料油、煤油、汽油、柴油、焦炭等八種能源消費(fèi)；Ei為第i種能源消費(fèi)量；CFi為能源消費(fèi)產(chǎn)生的發(fā)熱值；CCi為碳含量；COFi為氧化因子；αi=CFi*CCi*COFi為第i種能源碳排放系數(shù)，具體采用國(guó)際IPCC《國(guó)家溫室氣體排放清單指南》相關(guān)數(shù)據(jù)，煤炭0.755 9，原油0.585 7，天然氣0.448 3，燃料油0.681 5，煤油0.571 4，汽油0.553 8，柴油0.592 1，焦炭0.855，單位為tc/tce。

(2)環(huán)境規(guī)制(er)：已有文獻(xiàn)中環(huán)境規(guī)制的代理變量主要由排污費(fèi)用收入、環(huán)境污染治理投資支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、環(huán)境污染來(lái)訪(fǎng)人數(shù)[15]73-84等衡量。本文借鑒Levinson(2003)[16]91-106和朱平芳等(2011)[17]133-145關(guān)于環(huán)境規(guī)制的合成指數(shù)構(gòu)建，基本思路為：通過(guò)不同污染物排放強(qiáng)度加權(quán)考察地區(qū)環(huán)境污染治理的努力程度，采用熵值法替代主觀(guān)賦權(quán)評(píng)價(jià)法構(gòu)建改進(jìn)權(quán)重，對(duì)該指數(shù)進(jìn)行逆處理(即取倒數(shù))，意味著污染排放綜合指數(shù)越高，政府環(huán)境治理越努力，實(shí)施了較為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制；反之則較弱。這里重點(diǎn)考察工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙(粉)塵排放量來(lái)衡量污染排放強(qiáng)度。

(3)控制變量：為防止遺漏影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要變量而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不準(zhǔn)確，加入以下控制變量加以衡量。能源結(jié)構(gòu)(es)：用煤炭消費(fèi)量(將實(shí)物量折合成標(biāo)準(zhǔn)煤[注]煤炭折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)為0.741 3，系數(shù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。)占能源消費(fèi)總量的比重表示能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)：用第二產(chǎn)業(yè)增加值占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。研發(fā)水平(rd)：用R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。外商直接投資(fdi)：用外商直接投資占當(dāng)年生產(chǎn)總值的比重表示。年末人口(l_pop)：用年末人口數(shù)表示。人均實(shí)際GDP(l_y)：以2004年為基期進(jìn)行消脹處理，根據(jù)指數(shù)折算進(jìn)而得到2004—2015年的各省實(shí)際GDP，再除以年末人口數(shù)得到人均地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

本文以能源消費(fèi)碳排放作為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度作為核心解釋變量，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技水平、外商直接投資、年末人口數(shù)和人均實(shí)際GDP為控制變量。

(二)環(huán)境規(guī)制和能源消費(fèi)碳排放的空間相關(guān)性

地理學(xué)第一定律(Tobler，1970)[18]234-240認(rèn)為任何事物之間均相關(guān)，而離得較近的事物總比離得較遠(yuǎn)的事物相關(guān)性要高。為區(qū)別一般計(jì)量模型，本文將空間權(quán)重矩陣(鄰接矩陣)引入實(shí)證模型作為研究對(duì)象，考慮空間依賴(lài)性下得到的測(cè)算結(jié)果更符合實(shí)際情況。

通過(guò)STATA14.0軟件測(cè)算2004—2015年我國(guó)30個(gè)省份碳排放、環(huán)境規(guī)制的Moran’s I指數(shù)，具體結(jié)果如圖1所示。從表中可以看出環(huán)境規(guī)制與碳排放均為正值，這說(shuō)明我國(guó)區(qū)域環(huán)境規(guī)制、碳排放在空間上有較強(qiáng)的正相關(guān)特征和較強(qiáng)的空間聚集性表現(xiàn)。

(三)環(huán)境規(guī)制和碳排放的空間分布

表1是采用本文測(cè)算出來(lái)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、碳排放數(shù)據(jù)，通過(guò)ARCGIS10.2繪制兩者2004、2015年空間分布圖，根據(jù)高、中、低強(qiáng)度整理成表格形式?？梢钥闯?，中環(huán)境規(guī)制地區(qū)有所增加，高、低環(huán)境規(guī)制的地區(qū)有所減少。環(huán)境規(guī)制空間分布特征十分明顯，2004年西北部地區(qū)存在明顯的高環(huán)境規(guī)制集聚，中部地區(qū)存在中環(huán)境規(guī)制集聚，沿海地區(qū)存在低環(huán)境規(guī)制集聚；2015年中部地區(qū)存在中環(huán)境規(guī)制集聚，北方地區(qū)存在低環(huán)境規(guī)制集聚。低碳排放量地區(qū)有所增加，高、中碳排放量地區(qū)有所減少，北方地區(qū)比南方地區(qū)的碳排放量多。碳排放空間分布特征十分明顯，如環(huán)渤海地區(qū)高碳排放量的地區(qū)有明顯的“集聚”，2004年西北部地區(qū)的碳排放存在低碳排放集聚，2015年南方地區(qū)存在低碳排放量集聚。

表1 2004、2015年環(huán)境規(guī)制與碳排放的空間分布情況

注：資料來(lái)源于本文測(cè)算的數(shù)據(jù)并通過(guò)作者歸納整理。

(四)空間模型的選擇

本文對(duì)樣本期的數(shù)據(jù)選取進(jìn)行模型的檢驗(yàn)，選取最優(yōu)的空間實(shí)證模型。似然比檢驗(yàn)1、沃爾德檢驗(yàn)是判斷空間杜賓模型是否會(huì)退化為空間自回歸模型或者空間誤差模型的依據(jù)；似然比檢驗(yàn)2是判斷采用空間效應(yīng)模型、時(shí)間效應(yīng)模型或者時(shí)空效應(yīng)模型的依據(jù)；豪斯曼檢驗(yàn)是判斷模型采用固定效應(yīng)模型抑或隨機(jī)效應(yīng)模型的依據(jù)。經(jīng)檢驗(yàn)：似然比檢驗(yàn)1結(jié)果為77.38和66.73且顯著，沃爾德檢驗(yàn)值為80.20且顯著，模型不會(huì)退化為空間自回歸模型和空間誤差模型，故模型選擇空間杜賓模型。似然比檢驗(yàn)2的結(jié)果為32.93和648.33且顯著，表明模型應(yīng)選擇時(shí)空雙固定效應(yīng)。豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果為20.38且顯著，采用固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。

空間杜賓模型是將解釋變量和誤差項(xiàng)的空間相關(guān)性都引入模型中，同時(shí)考慮內(nèi)生交互效應(yīng)、外生交互效應(yīng)和具有相關(guān)性的誤差項(xiàng)。模型為(19)式，式中被解釋變量y為分省碳排放，X為解釋變量，α為常數(shù)項(xiàng)，ιn為N*1階單位矩陣，N為地區(qū)個(gè)數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。

y=αιn+ρWy+βX+θWX+ε

(19)

為考察環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的空間溢出情況，本文重點(diǎn)分析空間杜賓模型。直接效應(yīng)測(cè)度的是自變量每變化一單位對(duì)本地區(qū)影響的大小，溢出效應(yīng)測(cè)度的是自變量每變化一單位對(duì)周邊地區(qū)因變量影響的大小，直接效應(yīng)以及溢出效應(yīng)的總和則為總效應(yīng)。

(五)實(shí)證結(jié)果

表2是基于空間杜賓模型估算出環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的直接、溢出和總效應(yīng)的分解結(jié)果。

從直接效應(yīng)模型看，環(huán)境規(guī)制一、二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.237、-0.004且顯著，佐證兩者之間存在明顯的倒U型曲線(xiàn)關(guān)系。環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的作用存在一個(gè)閾值，當(dāng)?shù)貐^(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于閾值時(shí)，環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)，碳排放越強(qiáng)；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于閾值時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的影響會(huì)從促進(jìn)作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)系數(shù)為1.080且顯著，以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不利于碳減排工作的進(jìn)行，通過(guò)低碳化的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)減少碳排放仍需要一段時(shí)間的努力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為0.155但不顯著，第二產(chǎn)業(yè)重工業(yè)某種程度上加快了碳排放的增加，污染密集型產(chǎn)業(yè)沒(méi)有承擔(dān)更多的環(huán)境遵循成本。R&D系數(shù)為-5.181且顯著，通過(guò)改善環(huán)境技術(shù)研發(fā)水平可以很好地促使碳排放的減少。FDI對(duì)碳排放的影響扮演“魔鬼”與“天使”兩種不同角色，可能是污染避難所效應(yīng)，也可能是污染光環(huán)效應(yīng)。FDI系數(shù)為-0.771但不顯著， FDI存在環(huán)境收益效應(yīng)大于向底線(xiàn)賽跑效應(yīng)現(xiàn)象。此外，年末人口數(shù)系數(shù)為正且顯著，說(shuō)明了我國(guó)人口的過(guò)快增長(zhǎng)促進(jìn)碳排放的不斷提高。人均GDP系數(shù)為正且顯著，說(shuō)明了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，不合理的生產(chǎn)增長(zhǎng)方式可能使碳排放大大提高。

從溢出效應(yīng)模型看，環(huán)境規(guī)制一、二次項(xiàng)系數(shù)分別為1.476、-0.026且顯著，意味著隨著地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加，對(duì)周邊地區(qū)碳排放起先增加后減少的現(xiàn)象。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)系數(shù)為0.065但不顯著，說(shuō)明本地區(qū)的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不利于鄰近地區(qū)的碳排放減少。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為1.460且顯著，說(shuō)明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況促進(jìn)周邊地區(qū)碳排放量增加。R&D系數(shù)為3.542但不顯著，反映出患上“發(fā)展饑餓癥”的地方政府追求政績(jī)現(xiàn)象，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境生態(tài)間作取舍的時(shí)候，地方政府更多的是想要提高資本、勞動(dòng)效率方面的研發(fā)，而規(guī)制卻成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的擺設(shè)現(xiàn)象，環(huán)境技術(shù)方面的投入則沒(méi)有產(chǎn)生抑制溢出作用。FDI系數(shù)為-1.987但不顯著，說(shuō)明改善地區(qū)開(kāi)放水平有利于周邊地區(qū)的碳排放量減少。此外，年末人口數(shù)系數(shù)為負(fù)且顯著，表明人口流動(dòng)與集聚會(huì)提高地區(qū)的能源效率，對(duì)周邊地區(qū)的碳排放量產(chǎn)生抑制作用。人均GDP系數(shù)為負(fù)且顯著，說(shuō)明地區(qū)收入水平的提高會(huì)對(duì)周邊地區(qū)碳排放存在一定的抑制作用。ρ系數(shù)為0.228且顯著,表明環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放有促進(jìn)作用，存在“綠色悖論”現(xiàn)象。

從總效應(yīng)模型看，環(huán)境規(guī)制一、二次項(xiàng)系數(shù)分別為1.713、-0.030且顯著，再次印證了環(huán)境規(guī)制與碳排放有倒U型曲線(xiàn)關(guān)系。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)分別為1.145、1.615且顯著，表明能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有待改善。R&D與FDI系數(shù)為-1.641、-2.758但不顯著，表明環(huán)境技術(shù)方面的投入沒(méi)有顯著抑制碳排放的增加，引入外資的同時(shí)，避免成為發(fā)達(dá)國(guó)家的“污染天堂”。此外，年末人口數(shù)、收入水平的系數(shù)為負(fù)且顯著，說(shuō)明人口的流動(dòng)集聚和收入水平的提高可以抑制碳排放。

表2 環(huán)境規(guī)制對(duì)能源消費(fèi)碳排放的空間實(shí)證

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本節(jié)采用固定效應(yīng)模型、POLS回歸并將環(huán)境規(guī)制以及碳排放滯后一期對(duì)上文的結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3?？梢钥闯?，環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放有明顯的倒U型關(guān)系，雖然影響系數(shù)估算存在差異，但作用方向均與上述結(jié)論相符，表明本文的結(jié)論沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

五、結(jié)論及啟示

本文通過(guò)上述研究得出以下結(jié)論：(1)通過(guò)勞動(dòng)分工理論模型，分析出環(huán)境規(guī)制與碳排放存在非線(xiàn)性關(guān)系；(2)運(yùn)用探索性的空間數(shù)據(jù)分析工具，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與碳排放具有空間依賴(lài)性，兩者有明顯的空間“集聚效應(yīng)”；(3)基于空間杜賓模型，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的影響存在倒“U型”關(guān)系，環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的作用存在一個(gè)閾值，在拐點(diǎn)之前，環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放有促進(jìn)作用，拐點(diǎn)之后為阻礙作用。

本文研究結(jié)論蘊(yùn)含著相應(yīng)政策含義。首先，由于不同地區(qū)處于環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放起促進(jìn)或者抑制的不同階段，政府在制定環(huán)境政策時(shí)要避免盲目、不切實(shí)際地提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，應(yīng)根據(jù)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與碳排放強(qiáng)度的差異性，因地制宜地構(gòu)建多位一體的“政府控制型”和“社會(huì)制衡性”齊管共進(jìn)的調(diào)控模式[19]98-103。其次，由于存在“綠色悖論”現(xiàn)象，為防止環(huán)境規(guī)制對(duì)碳排放的抑制作用過(guò)后會(huì)再一次發(fā)生促進(jìn)作用或者在促進(jìn)作用階段停留時(shí)間過(guò)長(zhǎng)，政府要與時(shí)俱進(jìn)地頒布新的環(huán)境規(guī)制，提高行政實(shí)施效率，使得倒U型曲線(xiàn)在上升階段的速度放緩且短暫，在下降階段更加顯著與持久。最后，政府要改善以煤為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，開(kāi)源也要節(jié)流，發(fā)展清潔能源實(shí)現(xiàn)企業(yè)低碳化生產(chǎn)；把握新科技革命和產(chǎn)業(yè)革命機(jī)遇，大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，攻占發(fā)展制高點(diǎn)，把握新的競(jìng)爭(zhēng)主動(dòng)權(quán)；加大環(huán)保技術(shù)的研發(fā)投入，提高節(jié)能減排的工業(yè)技術(shù)，加強(qiáng)企業(yè)環(huán)保產(chǎn)品的創(chuàng)新與研發(fā)，強(qiáng)化碳稅與R&D補(bǔ)貼的組合政策[20]1-8；提高對(duì)外開(kāi)放的質(zhì)量，避免成為發(fā)達(dá)國(guó)家的“污染天堂”。