陳維民

內(nèi)容提要：本文分析環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)分權(quán)與工業(yè)生產(chǎn)效率之間的運(yùn)行機(jī)制，從環(huán)境規(guī)制的內(nèi)生性討論環(huán)境庫茲涅茨曲線是否存在，并構(gòu)建恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制指標(biāo)。對2009—2018年的省級數(shù)據(jù)進(jìn)行面板估計發(fā)現(xiàn)：環(huán)境規(guī)制與居民收入水平正相關(guān)但呈非線性特征；環(huán)境投入作為一種生產(chǎn)要素可納入生產(chǎn)函數(shù)，環(huán)境規(guī)制在短期內(nèi)引起生產(chǎn)成本的增加，在供需不變的情況下會降低工業(yè)生產(chǎn)效率和利潤率，長期內(nèi)通過創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)來彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制成本，會提高工業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)績效；經(jīng)濟(jì)分權(quán)會提高工業(yè)生產(chǎn)效率，間接激勵地方政府提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；在分權(quán)程度越高的地區(qū)，外商直接投資、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)分權(quán)正相關(guān)性越強(qiáng)，反之則反是。最后從經(jīng)濟(jì)與法律的角度，提出政策建議，以期能增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的效果。

一、問題提出

任何國家的環(huán)境污染不可能滯留在一隅之地，都會給區(qū)域甚至全球帶來不可估量的損失，環(huán)境問題已成為全人類共同關(guān)心的課題。環(huán)境問題具有外部性、全球性、長期性、不確定性、難以逆轉(zhuǎn)性等特征。在粗放型的發(fā)展模式下，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)不斷陷入“兩難”困境。轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，降低污染物排放量，節(jié)約使用資源和能源，構(gòu)建和諧生態(tài)環(huán)境已顯得尤為迫切。在市場經(jīng)濟(jì)條件下，自由競爭不僅無法解決問題，而且會加劇環(huán)境污染，易造成空氣、水資源等環(huán)境領(lǐng)域的“公地悲劇”，此時需要政府對市場進(jìn)行有效干預(yù)，矯正市場失靈所引起的低效率，環(huán)境規(guī)制便應(yīng)運(yùn)而生。一些學(xué)者認(rèn)為，因為環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在，環(huán)境污染是工業(yè)化過程中必須經(jīng)歷的階段，是陣痛，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升，環(huán)境質(zhì)量會逐漸得到改善，環(huán)境規(guī)制應(yīng)該慎用。根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)生產(chǎn)率的影響具有不確定性，與市場環(huán)境、行業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新力密切相關(guān)。

環(huán)境保護(hù)法作為環(huán)境規(guī)制中最主要的法律手段，在環(huán)境保護(hù)和污染治理等領(lǐng)域發(fā)揮著重要作用。相比于舊《環(huán)保法》，新《環(huán)保法》在懲治力度、監(jiān)督管理、法律責(zé)任等方面給企業(yè)和政府帶來的污染治理壓力更大。因此，以2014年新《環(huán)保法》頒布前后的10年，即2009—2018年省級數(shù)據(jù)為樣本，通過面板估計來研究環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)分權(quán)與工業(yè)生產(chǎn)效率之間的關(guān)系。本文的貢獻(xiàn)可能在于幾個方面：第一，從收入引致制度需求來闡釋環(huán)境規(guī)制的內(nèi)生特征，并通過數(shù)據(jù)來驗證中國環(huán)境庫茲涅茨曲線是否存在；第二，建立環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)分權(quán)與工業(yè)生產(chǎn)效率之間的計量模型，運(yùn)用面板估計方法對理論假說和計量模型逐步進(jìn)行實證檢驗；第三，結(jié)合中國的實際情況，構(gòu)建更恰當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制指標(biāo)，比較不同地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；第四，通過引進(jìn)政策虛擬變量，來衡量2015年新《環(huán)保法》的實施效果，以及能否出現(xiàn)數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)性突變。

二、文獻(xiàn)綜述和理論假設(shè)

(一)相關(guān)文獻(xiàn)綜述

1.環(huán)境規(guī)制與居民收入水平

消費(fèi)者在環(huán)境規(guī)制的過程中發(fā)揮重要的作用，不符合環(huán)境規(guī)制要求的產(chǎn)品在短期內(nèi)需求可能下降[1]。環(huán)境規(guī)制的監(jiān)督執(zhí)行需要消耗成本，公眾抱怨是解決環(huán)境規(guī)制高成本問題的重要途徑。經(jīng)濟(jì)增長會提高人們對環(huán)境質(zhì)量的要求，同時收入的增長會使人們更傾向于環(huán)保性產(chǎn)品而減少對資源消耗型和污染性產(chǎn)品的需求，從而環(huán)境質(zhì)量會得到改善[2]。埃爾多安等(Erdogan et al.,2020)以經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(OECD)成員國的數(shù)據(jù)為樣本，研究經(jīng)濟(jì)增長、可再生能源消費(fèi)、石油價格等對二氧化碳排放的影響，發(fā)現(xiàn)采用完全修正普通最小二乘法(FMOLS)和動態(tài)最小二乘法(DOLS)估計，環(huán)境庫茲涅茨曲線假設(shè)在OECD成員國是有效的[3]。

2.環(huán)境規(guī)制與工業(yè)生產(chǎn)率

環(huán)境規(guī)制能否實現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長的雙贏，一直是熱門話題。經(jīng)濟(jì)學(xué)家從新古典經(jīng)濟(jì)理論出發(fā)，認(rèn)為實施環(huán)境規(guī)制將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)績效下降和生產(chǎn)效率的降低。杜福爾等(Dufour et al.,1998)的研究表明環(huán)境監(jiān)管和職業(yè)安全的重新分配導(dǎo)致了全要素生產(chǎn)率的下降[4]。格雷(Gray，1987)以美國制造業(yè)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境與健康規(guī)制實施后，產(chǎn)業(yè)年平均生產(chǎn)率降低0.57%[5]。帕辛金(Pashigian，1984)在研究污染控制對企業(yè)最優(yōu)規(guī)模影響時，也證實環(huán)境規(guī)制降低企業(yè)生產(chǎn)率，但會延緩產(chǎn)業(yè)盈利能力的持續(xù)下降[6]。

“波特假說”認(rèn)為，從動態(tài)的角度看，設(shè)置合理的規(guī)制政策能夠刺激企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，通過技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)品的補(bǔ)償效應(yīng)來彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制成本，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)績效和環(huán)境保護(hù)同時改進(jìn)的“雙贏”狀態(tài)?！安ㄌ丶僬f”不缺乏支持者[7]。彭等人(Peng et al.,2020)對中國的研究表明，市場化環(huán)境規(guī)制對各類工業(yè)企業(yè)都產(chǎn)生了顯著的生產(chǎn)率提升效應(yīng)[8]。歌薩爾等(Ghosal et al.,2019)對瑞典造紙業(yè)的實證研究表明，環(huán)境政策對紡織業(yè)生產(chǎn)效率和可持續(xù)生產(chǎn)具有促進(jìn)作用[9]。程發(fā)新和孫雅婷(2018)研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對低碳制造實踐具有顯著促進(jìn)作用，強(qiáng)制型環(huán)境規(guī)制對內(nèi)部管理支持、低碳產(chǎn)品設(shè)計和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行有顯著的正向影響；激勵型環(huán)境規(guī)制對供應(yīng)鏈企業(yè)合作和生產(chǎn)過程管理有顯著的正向影響[10]。

3.環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新

蘭朱和莫迪(Lanjouin & Mody，1996)基于美國、日本和德國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對環(huán)境規(guī)制有1—2年的滯后期[11]。張成等(2011)認(rèn)為，在東部和中部地區(qū)，初始較弱的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度削弱了企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步率，然而隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加，企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步率逐步提高[12]。亞瓦爾等(Yabar et al.,2013)的研究表明，即使排除商業(yè)周期、研發(fā)支出等其他因素的影響，環(huán)境規(guī)制仍然可以誘發(fā)創(chuàng)新[13]。魯巴什金娜等(Rubashkina et al.,2015)對歐盟各國制造業(yè)的實證研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境監(jiān)管對創(chuàng)新活動具有積極作用[14]。

4.經(jīng)濟(jì)分權(quán)與環(huán)境規(guī)制

目前，僅有少數(shù)學(xué)者將經(jīng)濟(jì)分權(quán)與環(huán)境規(guī)制結(jié)合在一起進(jìn)行研究，經(jīng)濟(jì)分權(quán)與環(huán)境規(guī)制關(guān)系眾說紛紜。杜俊濤等(2017)認(rèn)為，財政分權(quán)會引起地方政府以犧牲環(huán)境為代價換取增長，導(dǎo)致環(huán)境治理不足[15]。但在政治晉升錦標(biāo)賽下，由于內(nèi)資流動的限制和FDI(外商直接投資)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)，與內(nèi)資相比，F(xiàn)DI會影響地方政府在環(huán)境保護(hù)、投資環(huán)境上的行為決策。王耀東(2016)的研究表明，政府干預(yù)間接改善環(huán)境質(zhì)量，在中央和地方的經(jīng)濟(jì)博弈中，地方政府會不斷在“援助之手”和“攫取之手”之間轉(zhuǎn)換，為謀求地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和政治升遷利益，在環(huán)境規(guī)制領(lǐng)域中常會出現(xiàn)政企合謀的現(xiàn)象[16]。

(二)理論假設(shè)

假設(shè)H1：內(nèi)生的環(huán)境規(guī)制與居民收入水平正相關(guān)并呈非線性特征。

環(huán)境規(guī)制政策或規(guī)范的出現(xiàn)具有一些外生特點(diǎn)，從制度的產(chǎn)生背景和經(jīng)濟(jì)理論上講，卻具有內(nèi)生特征。一方面，環(huán)境政策的制定本身也是對公眾環(huán)境產(chǎn)品需求的響應(yīng)，居民或公眾會影響環(huán)境規(guī)制。隨著生活水平的提高，公眾對工業(yè)產(chǎn)品和環(huán)境產(chǎn)品的評價與支付意愿發(fā)生顯著變化，公眾對邊際環(huán)境產(chǎn)品的邊際支付意愿變得更強(qiáng)，將會驅(qū)使環(huán)境規(guī)制政策做出相應(yīng)的調(diào)整。另一方面，在既定環(huán)境規(guī)制條件下，隨著居民收入水平的提高，公眾對環(huán)境質(zhì)量傾向給出更高的評價，從而有更高的支付意愿。公眾更愿意參與環(huán)境評價過程，對環(huán)境問題更為關(guān)心，并愿意付出時間與政府進(jìn)行交涉，促使環(huán)境部門對相關(guān)企業(yè)進(jìn)行有力的監(jiān)管。這兩個方面的內(nèi)生特征都與居民收入水平密切相關(guān)，即環(huán)境規(guī)制政策的制定、環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行程度都隨收入的變化而變化。當(dāng)收入處于較低水平時，居民更偏向于工業(yè)生產(chǎn)和高收入，相對忽視環(huán)境質(zhì)量；當(dāng)收入處于較高水平時，居民決策是更傾向于高質(zhì)量環(huán)境。收入提高催生了嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，并促進(jìn)環(huán)境質(zhì)量的改善。

假設(shè)H2：環(huán)境投入作為生產(chǎn)要素納入標(biāo)準(zhǔn)生產(chǎn)函數(shù)中，在短期內(nèi)引起生產(chǎn)成本的增加，在供需不變的情況下導(dǎo)致工業(yè)生產(chǎn)效率和利潤率的降低。

從微觀主體出發(fā)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)產(chǎn)生最直接作用是增加產(chǎn)品的生產(chǎn)成本。企業(yè)繳納的排污費(fèi)或者污染治理支出是使用環(huán)境資源的價格，它與資本、勞動一樣作為生產(chǎn)要素用于產(chǎn)品的生產(chǎn)。由于環(huán)境投資沒有直接用于生產(chǎn)，相反會擠占生產(chǎn)性資源的投入，降低企業(yè)的實際產(chǎn)出，在企業(yè)的技術(shù)狀況和產(chǎn)出能力既定的情況下，生產(chǎn)成本的增加必然導(dǎo)致工業(yè)生產(chǎn)效率和利潤率的下降；而在不同的市場結(jié)構(gòu)下，環(huán)境規(guī)制對降低產(chǎn)業(yè)利潤存在一定的差異(1)在不完全競爭市場，通過制定差異價格，企業(yè)可以將因環(huán)境規(guī)制增加的成本部分或者全部轉(zhuǎn)嫁到消費(fèi)者身上，降低不利的影響。在完全競爭的市場，價格是既定的，成本的增加不能轉(zhuǎn)嫁到消費(fèi)者。。另外，環(huán)境規(guī)制要求企業(yè)增加環(huán)保支出，實施更為嚴(yán)格的規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)和管控手段，投資提高和成本增加將成為新企業(yè)的進(jìn)入壁壘，因行業(yè)壁壘阻礙新企業(yè)進(jìn)入，降低市場的競爭程度，從而延緩產(chǎn)業(yè)盈利能力的持續(xù)下降。

假設(shè)H3：環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新的激勵作用，通過創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)來彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制成本，會提高工業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)績效。

環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新具有激勵作用，技術(shù)創(chuàng)新的動力主要來自技術(shù)推動和需求拉動，根據(jù)希克斯(Hicks)的“引致創(chuàng)新”假設(shè)，環(huán)境使用成本要素相對價格的變化會刺激創(chuàng)新，節(jié)約使用該種昂貴的生產(chǎn)要素。以降低污染排放為目標(biāo)進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新，實行末端處理技術(shù)，安裝污染治理設(shè)備降低生產(chǎn)中的廢水、廢氣和其他有害物質(zhì)的排放，降低污染治理成本，從而提高生產(chǎn)效率和利潤率。技術(shù)創(chuàng)新對生產(chǎn)效率的促進(jìn)作用在短時間內(nèi)很難發(fā)揮出來，需要技術(shù)工藝、管理流程、清凈設(shè)備等基礎(chǔ)條件完備才可以實現(xiàn)。

假設(shè)H4：經(jīng)濟(jì)分權(quán)會提高工業(yè)生產(chǎn)效率，間接促使政府加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制；在分權(quán)程度越高的地區(qū)，外商直接投資(FDI)、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)分權(quán)正相關(guān)，反之則反是。

從現(xiàn)行環(huán)境管理體制上看，盡管各級生態(tài)環(huán)境部門正在積極推進(jìn)垂直管理制度改革，但是經(jīng)費(fèi)撥付、人事任命等重要事項仍離不開當(dāng)?shù)卣闹鲗?dǎo)。一方面，生態(tài)環(huán)境部門的垂直管理制度改革有待進(jìn)一步落實，許多工作需要其他部門的協(xié)調(diào)配合，在面對地方政府的短期利益取向而忽視環(huán)境時顯得無能為力；環(huán)境規(guī)制的各級執(zhí)行者以行政手段為主，規(guī)制成本偏高，減污降排的效果不明顯。另一方面，在政治晉升錦標(biāo)賽下，經(jīng)濟(jì)分權(quán)賦予了地方政府增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度、構(gòu)建良好的投資環(huán)境來吸引FDI落戶本地區(qū)，進(jìn)而獲得相對競爭優(yōu)勢達(dá)到改善當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)績效和政治升遷的目標(biāo)。當(dāng)然，在經(jīng)濟(jì)分權(quán)的激勵下，地方政府為謀求地區(qū)利益而政企合謀，減少環(huán)境投入或弱化環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，這在現(xiàn)實中并不少見。政企合謀在一定程度上會降低經(jīng)濟(jì)分權(quán)對環(huán)境規(guī)制的激勵效應(yīng)，由于合謀企業(yè)與整個行業(yè)在產(chǎn)量、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、影響力上的巨大差別，不能主導(dǎo)或改變經(jīng)濟(jì)分權(quán)對環(huán)境規(guī)制正向激勵。因此，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，激勵越強(qiáng)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會越高。

三、模型設(shè)定和變量說明

(一)模型設(shè)定

根據(jù)假設(shè)H1和假設(shè)H3，建立對應(yīng)的模型：

ERit=C0+C1PRit+FDit+RDit+ωit

(1)

其中，ER為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)，PR為人均可支配收入，F(xiàn)D為經(jīng)濟(jì)分權(quán)，RD為技術(shù)研發(fā)投入，C0為常數(shù)項，ωit為誤差項。

在假設(shè)H2的理論分析基礎(chǔ)上，對索羅-斯旺投入產(chǎn)出模型進(jìn)行擴(kuò)展，擴(kuò)展后的模型中含有四個變量，分別為物質(zhì)資本K、勞動L、人力資本H、環(huán)境投入E。假定任一時間內(nèi)，各自變量是規(guī)模報酬不變的，各要素按照最優(yōu)的組合投入。可得到假設(shè)H2對應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)Y(t)=F{K(t),L(t),H(t),E(t)}，其中t表示時間。

經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在學(xué)術(shù)界已成共識，為消除數(shù)據(jù)的異方差問題，對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，擴(kuò)展生產(chǎn)函數(shù)后建立如下與假設(shè)H3和假設(shè)H4所對應(yīng)的模型：

Yit=α0+α1FDit+α2Kit+α3Lit+α4Hit+α5Eit+μit

(2)

Eit=β0+β1FDit+β2FDIit+vit

(3)

其中，下標(biāo)i和t表示地區(qū)和時間，α0和β0為常數(shù)項，μit和vit為誤差項。

(二)變量選取

工業(yè)生產(chǎn)效率(Y)。在現(xiàn)有工業(yè)生產(chǎn)率的文獻(xiàn)中，大多利用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，這種偏向技術(shù)效率的測算方法存在一定的弊端，無法捕捉到資本、勞動對生產(chǎn)效率的影響。另外，偏向性技術(shù)進(jìn)步和替代彈性不能同時被識別，技術(shù)進(jìn)步偏向的測算假設(shè)過于嚴(yán)格。從投入產(chǎn)出的角度看，不同省區(qū)工業(yè)增加值的相對比例可大體代表當(dāng)?shù)毓I(yè)生產(chǎn)效率的高低，本文用工業(yè)增加值來衡量。

物質(zhì)資本(K)。采用永續(xù)盤存法，對各省份的全社會固定資產(chǎn)以年折舊9%進(jìn)行平減處理后，得出各省份每年在工業(yè)中的新增資本投入。

勞動(L)。用各省份工業(yè)的從業(yè)人數(shù)來衡量。

人力資本(H)。用教育年限的長短來衡量人力資本，本文借鑒李世堯(2012)[17]的計算方法，將不同的受教育水平進(jìn)行折算后乘以該教育水平的人數(shù)比重權(quán)重，匯總后得到人均教育年限。

環(huán)境投入(E)。環(huán)境規(guī)制屬于行政干預(yù)，事前規(guī)制是環(huán)境規(guī)制的重點(diǎn)，但考慮數(shù)據(jù)的可靠性和可得性，用末端的工業(yè)污染源治理投資來衡量。

經(jīng)濟(jì)分權(quán)(FD)。借鑒已有研究[18]，用地方財政開支占中央支出的比例構(gòu)造經(jīng)濟(jì)分權(quán)指標(biāo)，并考慮了中國的地理因素和人口因素。這里采用國際上通用的做法，剔除人口規(guī)模和中央對地方轉(zhuǎn)移支付的影響，用人均地方財政支出占人均總財政支出的比例來衡量。

外商直接投資(FDI)。統(tǒng)計年鑒的外商直接投資是用美元計價的，用當(dāng)年平均匯率直接換算為以人民幣計價的FDI數(shù)據(jù)不夠準(zhǔn)確?？紤]到物價變動、貨幣市場利率等因素的影響，在前面的基礎(chǔ)上，除以當(dāng)年的居民消費(fèi)價格指數(shù)計算得出歷年的FDI數(shù)據(jù)。

政策變量(D)?？紤]到新《環(huán)保法》2014年頒布，2015年初實施，可能存在單一結(jié)構(gòu)突變。在模型(3)的基礎(chǔ)上采用虛擬變量來度量這種政策變化的影響。

模型中各變量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于2009—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》、2009—2018年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、2009—2018年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、2009—2018年《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》，為保證不同省級數(shù)據(jù)的完整性和可比性，樣本中剔除西藏、香港、澳門、臺灣的數(shù)據(jù)(截面數(shù)量為30個)。

(三)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度系數(shù)

選取合理的環(huán)境規(guī)制指標(biāo)對實證結(jié)果十分必要，在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，環(huán)境規(guī)制指標(biāo)分單一型和綜合指數(shù)型兩種。環(huán)境規(guī)制是對環(huán)境的全過程和系統(tǒng)性控制，指標(biāo)的選擇不但要體現(xiàn)在污染治理中源頭控制和末端治理的規(guī)制思路，而且要結(jié)合行政和市場兩類環(huán)境規(guī)制工具的不同激勵方式，從成本投入、績效控制等層面來構(gòu)建環(huán)境規(guī)制衡量指標(biāo)。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度次級指標(biāo)的選取和計算說明如表1所示。對不同指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理后，再通過信息熵計算各指標(biāo)權(quán)重，得到一、二級指標(biāo)的年度權(quán)重后，進(jìn)而再利用加權(quán)法計算各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度系數(shù)。

表1 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)的選取

為消除地區(qū)和規(guī)模的影響，對各指標(biāo)進(jìn)行正向化處理，利用線性變換中的降維思想，在損失很少數(shù)據(jù)信息的前提下得到綜合性的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度系數(shù)，用熵權(quán)法確定各指標(biāo)的權(quán)重。用軟件Stata 15.0計算后，環(huán)境規(guī)制二類指標(biāo)的權(quán)重分別為0.391 1、0.190 3、0.143 5、0.112 5、0.095 4、0.067 2，對指標(biāo)進(jìn)行正指標(biāo)和逆指標(biāo)，計算出各指標(biāo)的無量綱化取值區(qū)間(0，100)。對30個省份的數(shù)據(jù)計算后，利用加權(quán)平均法匯總得出各省份每年的環(huán)境規(guī)制系數(shù)表，系數(shù)越大表示規(guī)制強(qiáng)度越嚴(yán)厲，系數(shù)越小則表示規(guī)制越寬松。計算顯示2009—2018年全國30個省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度平均值為31.34，略高于彭聰和袁鵬(2018)[19]的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度系數(shù)，符合近年來各地環(huán)境規(guī)制在不斷加強(qiáng)的事實。根據(jù)國家統(tǒng)計局對中國經(jīng)濟(jì)地理區(qū)域的劃分，環(huán)境規(guī)制系數(shù)從高排列依次為東部、中部、西部，平均值為36.26、30.23、28.63，這與隨著環(huán)境保護(hù)法在全國范圍的實施，各地出臺一系列的監(jiān)管措施后，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增強(qiáng)是相吻合的。

四、實證研究

(一)模型(1)的實證檢驗

1.面板單位根檢驗

在面板分析之前，為避免數(shù)據(jù)的偽回歸，確保估計的準(zhǔn)確性，先對模型中所有變量的穩(wěn)定性進(jìn)行面板單位根檢驗。允許數(shù)據(jù)存在不同截矩和時間趨勢在計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的應(yīng)用范圍比較廣泛，因此采用LLC方法對三種檢驗?zāi)Ｊ竭M(jìn)行逐步測試，根據(jù)SIC值自動選擇滯后期。模型(2)和模型(3)數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果如表2。各變量的滯后期為0，t值分別為27.452、35.781、12.652、22.183、57.921、39.533、10.732、69.471、87.662、42.543，在1%的顯著水平上，拒絕原假設(shè)，即模型(1)、模型(2)和(3)中各變量的數(shù)據(jù)均是平穩(wěn)的。

表2 面板單位根檢驗結(jié)果

2.環(huán)境庫茲涅茨曲線的檢驗

中國當(dāng)前環(huán)境污染是處于庫茲涅茨拐點(diǎn)的什么位置或拐點(diǎn)是否存在，這些問題對環(huán)境規(guī)制的進(jìn)一步研究關(guān)系密切。大多數(shù)中國學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)拐點(diǎn)尚未到來[20]。人均二氧化硫排放和人均可支配收入是否存在相關(guān)性，人均可支配收入增加能否引起環(huán)境(用人均二氧化硫排放來衡量)改善或惡化，這里用相關(guān)分析和因果檢驗來回答。

格蘭杰因果檢驗的數(shù)據(jù)要求平穩(wěn)性和相關(guān)性，不存在異方差和偽回歸。對人均二氧化硫排放和人均可支配收入做散點(diǎn)擬合圖(限于篇幅，此處未展現(xiàn))，發(fā)現(xiàn)兩者存在一定的負(fù)相關(guān)性，在數(shù)據(jù)上證明了中國各省市的人均二氧化硫排放不存在庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)。這也表明中國的環(huán)境污染問題不會隨著經(jīng)濟(jì)的逐步發(fā)展或者居民收入水平的提高而自動改善，從相關(guān)性的角度反向證明了實施環(huán)境規(guī)制的必要性。此外，在表3中，F(xiàn)值為6.35，在1%水平上是顯著的，即人均二氧化硫排放增加是人均可支配收入增長的因；相反，從人均可支配收入到人均二氧化硫排放的增長因果關(guān)系則不成立。為計量線性關(guān)系是否成立，建立以SO2為被解釋變量、PR為解釋變量的普通最小二乘(OLS)回歸模型，各個變量的回歸系數(shù)和理論預(yù)期方向一致，可決系數(shù)僅為0.173，PR對SO2的解釋力度偏弱(2)出于簡化分析，以SO2放為被解釋變量、PR為解釋變量OLS模型的計量結(jié)果沒列式，僅報告數(shù)據(jù)。。

表3 人均二氧化硫排放和人均可支配收入的格蘭杰檢驗

3.模型(1)的進(jìn)一步檢驗

對模型(1)采用從簡單到復(fù)雜來逐步檢驗，因樣本橫截面數(shù)據(jù)較大而時間跨度較短，在面板估計方法中選擇固定效應(yīng)模型，不同估計方法的結(jié)果如表4所示。在靜態(tài)線性O(shè)LS估計中，常數(shù)項的估計系數(shù)19.432，其t統(tǒng)計量在1%水平上顯著；經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD的估計系數(shù)為10.052，意味經(jīng)濟(jì)分權(quán)提高1%環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增加10.052%，經(jīng)濟(jì)分權(quán)與環(huán)境規(guī)制正相關(guān)。PR的估計系數(shù)在10%的水平上拒絕原假設(shè)；RD的估計系數(shù)1.183不顯著，即增加技術(shù)研發(fā)投入對提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的效果不顯著，靜態(tài)線性O(shè)LS估計的可決系數(shù)0.732。為消除變量間的相關(guān)性問題及估計量偏誤現(xiàn)象，以常數(shù)項為工具變量，用線性TSLS估計后可決系數(shù)提高到0.790，各變量的t統(tǒng)計量均顯著性提高，方程擬合優(yōu)度達(dá)79%。

為了更好地對模型(1)進(jìn)行有效實證，面板估計方法采用最小二乘法(LS)和兩階段最小二乘法(TSLS)進(jìn)行分別計量，各變量的估計系數(shù)如表4所示。經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD的估計系數(shù)為32.761，居民可支配收入PR的估計系數(shù)0.072，技術(shù)研發(fā)投入RD的估計系數(shù)為1.210在10%的水平上不顯著，表明技術(shù)研發(fā)投入在當(dāng)期對環(huán)境規(guī)制具有激勵作用。技術(shù)研發(fā)投入RD(-1)的估計系數(shù)98.654且t統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，這印證了蘭朱和莫迪等(1996)[11]發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對環(huán)境規(guī)制有1～2年的滯后期。環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新具有激勵作用，通過創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)來彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制成本，在提高工業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)績效的同時也增強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度。

表4 模型(1)的面板回歸結(jié)果

(二)模型(2)和模型(3)的面板估計

政策變動在時間上具有波動性、非連續(xù)性，動態(tài)面板的異質(zhì)性假設(shè)在經(jīng)濟(jì)波動較大時受到質(zhì)疑，異質(zhì)性的個體回歸系數(shù)相同具有約束性的穩(wěn)定系統(tǒng)將會受到破壞，在檢驗中易出現(xiàn)估計量不穩(wěn)定性和過度識別問題。因此，采用靜態(tài)面板的估計方法來對模型(2)和模型(3)進(jìn)行實證研究。

1.單一方程的面板估計

對模型(2)和模型(3)分別進(jìn)行面板估計，計量結(jié)果如表5所示。常數(shù)項的t值為-9.641，在1%的水平上顯著。勞動力、物資資本的估計系數(shù)分別為3.270、0.171且在1%的水平上顯著，進(jìn)一步證明勞動和資本成為影響工業(yè)生產(chǎn)效率的主要因素，這與經(jīng)典生產(chǎn)函數(shù)模型的理論分析相一致。環(huán)境投入、人力資本的估計系數(shù)分別為42.101、301.382，t統(tǒng)計量在5%的水平上顯著，從數(shù)據(jù)上印證人力資本和環(huán)境投入對工業(yè)生產(chǎn)效率具有促進(jìn)作用，實證結(jié)果與前面的假設(shè)H1和H4相一致。經(jīng)濟(jì)分權(quán)的估計系數(shù)16 092.680，相比于L、K、H、E等生產(chǎn)要素，分權(quán)度的提高對工業(yè)生產(chǎn)效率的影響最為明顯。盡管近年來工業(yè)增加值在GDP中占比有所下降，但是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)分權(quán)仍是地方政府大力發(fā)展當(dāng)?shù)毓I(yè)、努力提高生產(chǎn)效率、積極營造投資環(huán)境的主要激勵。在L、K、H、E四種生產(chǎn)要素中，人力資本H對工業(yè)生產(chǎn)效率的貢獻(xiàn)最大，這符合當(dāng)前知識資本對工業(yè)轉(zhuǎn)型、企業(yè)生產(chǎn)管理、資源能耗降低等方面不可或缺的事實。人力資本作為知識資本的一種形態(tài)，在現(xiàn)實中以知識產(chǎn)權(quán)、專利權(quán)等形態(tài)構(gòu)成了企業(yè)的核心競爭能力，也是企業(yè)研發(fā)新產(chǎn)品、應(yīng)用新技術(shù)、改進(jìn)工業(yè)流程設(shè)計、提高生產(chǎn)效率的主要動力，更是當(dāng)期企業(yè)保持核心競爭力的核心資產(chǎn)。

在靜態(tài)面板估計中，對固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的計量模型進(jìn)行有效選擇是必不可少的，豪斯曼(Hausman)檢驗的原假設(shè)是個體效應(yīng)與解釋變量之間是正交的，這時固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計參數(shù)無差別。模型(2)的豪斯曼檢驗值為37.092，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，認(rèn)為采用固定效應(yīng)則更加穩(wěn)健和恰當(dāng)。另外，通過F檢驗也可以判斷建立混合回歸模型或個體固定效應(yīng)模型。該檢驗的原假設(shè)是模型中不同個體的截距項相同，即真實模型為混合回歸模型。備選假設(shè)是模型中不同個體的截距項不同，即真實模型為個體固定效應(yīng)模型。根據(jù)模型選擇的前提條件，在數(shù)據(jù)進(jìn)行混合模型估計和個體固定效應(yīng)模型估計后，不同模型的殘差平方和除以相應(yīng)自由度，各自相除后得到F值，通過計算得出F統(tǒng)計量在1%的水平上拒絕原假設(shè)，這與豪斯曼檢驗結(jié)果一致?？蓻Q系數(shù)為0.942，即Y的變動可以由自變量解釋94.20%。

表5 不同模型的估計與穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表5

在模型(3)中環(huán)境投入為被解釋變量，常數(shù)項、外商直接投資、經(jīng)濟(jì)分權(quán)的估計系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，這與理論假設(shè)H4的方向相一致。經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD的估計系數(shù)為76.372，分權(quán)程度提高一個百分點(diǎn)，環(huán)境投入增加0.763 72億元。外商直接投資FDI的估計系數(shù)為0.001 1，即外商直接投資增加10 000元，環(huán)境投入增加11元。經(jīng)濟(jì)分權(quán)下地方政府財政收入、政治晉升的競爭演變?yōu)橥馍讨苯油顿Y、GDP增長的激烈角逐，基礎(chǔ)設(shè)施、環(huán)境保護(hù)等條件優(yōu)越的地區(qū)在招商引資、技術(shù)創(chuàng)新等方面更具有吸引力。在改革開放初期，外商直接投資在區(qū)位上會產(chǎn)生污染避難所效應(yīng)，隨著中國加入世界貿(mào)易組織后環(huán)保意識和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)與國際上逐步趨同，投資場所更傾向于選擇綠色環(huán)保、生態(tài)良好的地區(qū)。

模型(3)的可決系數(shù)為0.769，豪斯曼值為82.622，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)則更加穩(wěn)健。上文分析中，經(jīng)濟(jì)分權(quán)、外商直接投資會通過交互作用來調(diào)節(jié)環(huán)境投入，為衡量調(diào)節(jié)效應(yīng)在模型(3)加入交互項得到模型(4)，計量結(jié)果如表5所示。與模型(3)相比，經(jīng)濟(jì)分權(quán)的估計系數(shù)下降為58.363，其t統(tǒng)計量在1%的水平上仍顯著。外商直接投資的估計系數(shù)顯著增大，F(xiàn)DI對環(huán)境投入增加的作用更明顯，外商直接投資通過擠占了經(jīng)濟(jì)分權(quán)對環(huán)境投入的正向激勵而提高FDI對E的促進(jìn)作用。交互項FDI×FD的估計系數(shù)為0.002 9，t統(tǒng)計量在5%的水平上顯著，估計系數(shù)方向與上文分析一致。加入交互項后可決系數(shù)提高到0.781，F(xiàn)統(tǒng)計量在1%的水平上顯著。模型(3)中政策變量D的估計系數(shù)為0.171，其t統(tǒng)計量不顯著。盡管新《環(huán)保法》在懲治力度、監(jiān)督管理、法律責(zé)任等方面給企業(yè)和政府帶來更大的污染治理壓力，但由于經(jīng)濟(jì)分權(quán)下地方政府會不斷在“援助之手”和“攫取之手”之間轉(zhuǎn)換，為謀求地方局部利益，在環(huán)境投入上政企合謀也是較為常見，這會降低新《環(huán)保法》的實施效果，與計量結(jié)果相吻合。

2.面板結(jié)構(gòu)方程估計

環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)分權(quán)與工業(yè)生產(chǎn)效率間存在相互影響、相互制約的復(fù)雜機(jī)理，從單方面經(jīng)濟(jì)關(guān)系來構(gòu)建單一模型在經(jīng)濟(jì)解釋和理論分析力度上略顯不足，不能揭示繁雜經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中的內(nèi)在規(guī)律。為了更全面地計量模型(2)和模型(3)之間的相互依賴和影響，通過建立面板結(jié)構(gòu)方程來計量這種緊密關(guān)系。結(jié)構(gòu)方程若采用OLS估計會出現(xiàn)估計偏倚、內(nèi)生變量、秩條件和過度識別等一系列問題，而TSLS模型可以更好地解決結(jié)構(gòu)方程中的過度識別與內(nèi)生性問題。本文用TSLS進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果如表5中所示，出于簡化分析、精煉篇幅的目的，模型(5)和模型(6)只報告估計系數(shù)和顯著性水平。

與模型(2)相比，模型(5)的常數(shù)項、經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD的估計系數(shù)略有降低，仍在1%的水平上顯著；勞動L的估計系數(shù)從3.270下降為3.211，K、H、E變量的估計系數(shù)有所增加，人力資本H在5%的水平上顯著，H、E變量在1%的水平上顯著；可決系數(shù)從0.942提高到0.956，計量結(jié)果更加穩(wěn)健和可靠。與模型(3)相比，模型(6)的常數(shù)項、外商直接投資FDI估計系數(shù)略有上升仍在1%的水平上顯著；經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD的估計系數(shù)從76.372下降為67.940，F(xiàn)D在1%的水平上顯著；可決系數(shù)從0.769提高到0.814，F(xiàn)統(tǒng)計量則更加穩(wěn)??；政策變量D的估計系數(shù)為0.171，其t值為1.366，不顯著，表明新《環(huán)保法》實施前后，并沒出現(xiàn)數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)性變化，但與預(yù)期方向一致。

(三)假設(shè)H4的穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)上文分析，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度ER具有一定的地區(qū)性差異，就地區(qū)平均而言，東部地區(qū)(3)本文采用西部大開發(fā)政策對中國中西部的劃分，文中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、重慶、廣西。ER最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。環(huán)境投入的地區(qū)差異是否與規(guī)制強(qiáng)度系數(shù)的大小有關(guān)，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度ER與經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD間的估計結(jié)果是否顯著。要正確回答這些問題，需結(jié)合中國的實際，從總體和分區(qū)域來建立以ER為被解釋變量的面板模型(7)—模型(10)，不同模型的估計結(jié)果如表6所示。

表6 分地區(qū)的面板估計結(jié)果

模型(7)的估計中，環(huán)境投入E的估計系數(shù)在1%的水平上顯著，對東部、中部、西部各地區(qū)回歸后，模型(8)和模型(10)的t統(tǒng)計量和系數(shù)都更加顯著，這表明在東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟(jì)手段特別是環(huán)境治理投入對ER的提高效果更加明顯，而中部地區(qū)和西部地區(qū)更多的是采用行政規(guī)制手段。從經(jīng)濟(jì)分權(quán)與環(huán)境規(guī)制ER的估計上看，經(jīng)濟(jì)分權(quán)FD的估計系數(shù)3.351，僅在10%的水平上顯著，而對東部、中部、西部各地區(qū)分別回歸后，東部地區(qū)FD的t統(tǒng)計量和系數(shù)都顯著性增強(qiáng)，這表明在東部沿海地區(qū)，市場化程度最高，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中受行政干預(yù)最少，經(jīng)濟(jì)分權(quán)促使地方政府更加注重環(huán)境投入，因而，F(xiàn)D對環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高作用會更加明顯；西部地區(qū)FD的估計系數(shù)為3.542，但t統(tǒng)計量并不顯著，表明西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)分權(quán)對環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高不明顯，由于環(huán)境污染和生態(tài)問題比較嚴(yán)重，環(huán)境治理和規(guī)制的效果比較差，西部地區(qū)一些地方政府的績效考核仍停留在“唯GDP論”階段。從可決系數(shù)看，東部、中部、西部模型的可決系數(shù)比總體估計時明顯變大，均超過0.7。對于數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)變化，總體估計中D的估計系數(shù)為3.671，但t統(tǒng)計量并不顯著，表明當(dāng)前的新《環(huán)保法》會提高各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。從地區(qū)的計量看，僅東部地區(qū)的政策變化對環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的正向激勵作用顯著，數(shù)據(jù)存在結(jié)構(gòu)性變化；由于政策執(zhí)行力度、地區(qū)政策、環(huán)保意識等方面的差異，政策變量D在中部地區(qū)和西部地區(qū)的促進(jìn)作用不太顯著。

五、主要結(jié)論和政策建議

(一)主要結(jié)論

環(huán)境問題已經(jīng)成為工業(yè)化進(jìn)程中的全球性問題，作為“世界工廠”的中國，環(huán)境規(guī)制已涵蓋社會生活的各個方面。本文從收入引致制度需求來闡釋環(huán)境規(guī)制的內(nèi)生特征，并驗證中國的環(huán)境庫茲涅茨曲線是否存在，并證明中國的二氧化硫排放不存在庫茲涅茨曲線。環(huán)境投入作為生產(chǎn)要素，在短期內(nèi)會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本并導(dǎo)致工業(yè)生產(chǎn)效率和利潤率的下降。根據(jù)希克斯的“引致創(chuàng)新”假設(shè)，環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新動力主要來自技術(shù)推動和需求拉動，環(huán)境投入要素相對價格的變化會刺激創(chuàng)新，節(jié)約使用昂貴的生產(chǎn)要素。即通過創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)來彌補(bǔ)環(huán)境規(guī)制成本，進(jìn)而提高工業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)績效，但技術(shù)創(chuàng)新具有一定的滯后期。在經(jīng)濟(jì)博弈中，地方政府會不斷在“援助之手”和“攫取之手”之間轉(zhuǎn)換。為謀求地方局部發(fā)展利益，在環(huán)境規(guī)制上政企合謀也是較常見的，對少量污染企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)工業(yè)效率產(chǎn)生短期的不利影響，這也是新《環(huán)保法》實施后在環(huán)境投入上并未出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變化的原因；在分地區(qū)的政策變化對環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度影響上，僅東部地區(qū)出現(xiàn)數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)性變化。環(huán)境規(guī)制自出現(xiàn)以來就與行政干預(yù)息息相關(guān)，行政干預(yù)是環(huán)境規(guī)制效率的強(qiáng)有力保障，但過多的政治激勵和經(jīng)濟(jì)分權(quán)會使環(huán)境保護(hù)和環(huán)境規(guī)制機(jī)構(gòu)成為地方政府升遷指標(biāo)的調(diào)劑品。

中國作為全球最大的發(fā)展中國家和貿(mào)易出口國，應(yīng)當(dāng)承擔(dān)相應(yīng)保護(hù)環(huán)境責(zé)任。在中國式分權(quán)下，環(huán)境規(guī)制是地方政府對環(huán)境市場實施干預(yù)的主要手段。經(jīng)濟(jì)分權(quán)在提高工業(yè)生產(chǎn)效率時，間接性提高環(huán)境規(guī)制力度；在分權(quán)程度越高的地區(qū)，F(xiàn)DI流入、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)分權(quán)相關(guān)性越強(qiáng)。隨著中國加入世界貿(mào)易組織(WTO)之后環(huán)境意識和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)與國際社會逐步趨同，基礎(chǔ)設(shè)施、環(huán)境保護(hù)等條件優(yōu)越的地區(qū)在招商引資、技術(shù)創(chuàng)新等方面更具有吸引力，外商更傾向于選擇綠色環(huán)保、生態(tài)良好的地區(qū)。外商直接投資和經(jīng)濟(jì)分權(quán)都會促進(jìn)環(huán)境投入的增加，但外商直接投資會通過擠占經(jīng)濟(jì)分權(quán)對環(huán)境投入的正向激勵來提高FDI對環(huán)境投入的促進(jìn)作用。

不同環(huán)境規(guī)制工具之間不是相互替代關(guān)系，而是互補(bǔ)關(guān)系。本文結(jié)合行政和市場兩類環(huán)境規(guī)制工具的激勵機(jī)制，從成本投入、績效控制等層面構(gòu)建環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)，用熵權(quán)法確定各項指標(biāo)的權(quán)重，對指標(biāo)進(jìn)行正指標(biāo)和逆指標(biāo)，計算各指標(biāo)的無量綱化取值。對30個省份的數(shù)據(jù)計算，得出環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度最高的為東部地區(qū)，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低，這與隨著環(huán)境保護(hù)法在全國范圍實施，地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而逐步增強(qiáng)是相吻合的。

(二)政策建議

作為世界上最大的發(fā)展中國家、世界第二大經(jīng)濟(jì)體，面對環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展全球化的趨勢，中國需要在平等互助的合作基礎(chǔ)上確保自身的環(huán)境規(guī)制立法權(quán)與本國公民的環(huán)境權(quán)，兼顧各國利益并優(yōu)先考慮與發(fā)展中國家合作并充分尊重國家主權(quán)[21]，中國的環(huán)境規(guī)制會受到國際條約、國際習(xí)慣、一般法律原則、司法判例等形式的國際環(huán)境法影響而不斷更新。環(huán)境規(guī)制應(yīng)當(dāng)保證其規(guī)范性，即符合公平公正、程序正當(dāng)、比例原則、非歧視原則，以及善意和科學(xué)性等原則。在環(huán)境規(guī)制中，尤其是環(huán)保法，既要有國際法層面的考量，也要遵循科學(xué)的規(guī)范，促進(jìn)環(huán)境法治的民意化和民眾化，推動環(huán)境保護(hù)與可持續(xù)發(fā)展。

環(huán)境保護(hù)在一定程度上是一個利益權(quán)衡問題，僅單方面追求經(jīng)濟(jì)增長或者環(huán)境質(zhì)量都是不可取的，“波特假設(shè)”暗含了實現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長雙贏的可能。在績效考核上，中央政府要摒棄以GDP增加作為地方業(yè)績主要標(biāo)尺的觀念，把綠色經(jīng)濟(jì)效率、污染治理和節(jié)能減排納入官員的升遷指標(biāo)，避免地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展走“先污染、后治理”的老路，減少環(huán)境治理上的沉沒成本。在污染治理路徑上，對污染源采取“源頭控制”的方法，盡量少采用不可持續(xù)性的環(huán)境投入“末端治理”，提高環(huán)境污染標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行力度，推廣清潔生產(chǎn)技術(shù)。在國家層面對現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制的相關(guān)法律體系進(jìn)行完善，增加污染物排放標(biāo)準(zhǔn)、污染源防治等實施細(xì)則的可操作性，增強(qiáng)環(huán)境保護(hù)的法定性，提高環(huán)境執(zhí)法的實用性。

提高環(huán)境規(guī)制機(jī)構(gòu)的獨(dú)立性，進(jìn)一步推進(jìn)和落實生態(tài)環(huán)境部門垂直管理制度改革，防止地方政府或相關(guān)部門的過度干涉。在政府預(yù)算中增加環(huán)保支出的比例和額度，除實行專款專用外，增加人力和財力的投入，確保環(huán)境規(guī)制機(jī)構(gòu)具備相應(yīng)的資源能力，避免行政能力不足。在環(huán)境規(guī)制工具設(shè)計中，要明確行為主體的環(huán)境產(chǎn)權(quán)，明細(xì)企業(yè)污染行為中的具體責(zé)任，設(shè)計“激勵-懲罰”雙重性質(zhì)的規(guī)制工具，對現(xiàn)有稅種進(jìn)行改革，提高對嚴(yán)重污染行為的制裁和處罰，限制環(huán)境成本的轉(zhuǎn)移。環(huán)境規(guī)制的引入對弱勢企業(yè)或相關(guān)產(chǎn)業(yè)可能造成嚴(yán)重的負(fù)面影響，對這類企業(yè)采取補(bǔ)貼等扶持手段，促進(jìn)其污染防治技術(shù)的升級，在不造成重大影響的前提下幫助企業(yè)完成管理方式的轉(zhuǎn)型。為減少環(huán)境規(guī)制的計劃體制特征，企業(yè)宜自發(fā)組織行業(yè)協(xié)會對本行業(yè)的環(huán)境問題進(jìn)行自律管理。行業(yè)協(xié)會在熟悉本行業(yè)排污狀況、各企業(yè)生產(chǎn)情況的基礎(chǔ)上，結(jié)合其信息優(yōu)勢與人才優(yōu)勢，利用行業(yè)內(nèi)的資源對污染源進(jìn)行有效的污染防治和技術(shù)改造。