郭 濤， 孫玉陽

一、引 言

環(huán)境規(guī)制是政府通過制定相應(yīng)政策措施對排污企業(yè)生產(chǎn)活動的管制行為，以解決環(huán)境污染所具有的負(fù)外部性。自改革開放以來伴隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，環(huán)境規(guī)制也經(jīng)歷了四十多年的發(fā)展，規(guī)制體系越來越完整，規(guī)制約束力逐漸由“軟”轉(zhuǎn)向“硬”，對企業(yè)生產(chǎn)活動的影響越來越大。中國經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，對環(huán)境規(guī)制的要求也越來越高。如何合理地設(shè)計(jì)環(huán)境規(guī)制，達(dá)到既要金山銀山又要綠水青山的目的，是決策者們更多關(guān)注的問題。然而經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)是企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的表現(xiàn)形式是在企業(yè)增長核算中更多貢獻(xiàn)來自于全要素生產(chǎn)率，更少貢獻(xiàn)來自于生產(chǎn)要素，即企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展實(shí)質(zhì)是企業(yè)高的全要素生產(chǎn)率。

起初Palmer 等認(rèn)為環(huán)境規(guī)制使污染型企業(yè)存在遵從成本，增加減污投資會擠占企業(yè)創(chuàng)新投入，

從而降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率。Palmer， K., Oates, W.E., Portney, P.R.,“Tightening Environmental Standards: The Benefit-Cost or the No-Cost Paradigm?”， ,Vol.9, No.4, 1995, pp.119-132.哈佛大學(xué)著名教授Porter不贊成這種觀點(diǎn)并提出波特假說，認(rèn)為適宜的環(huán)境規(guī)制設(shè)計(jì)可以倒逼企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入，進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即環(huán)境規(guī)制具有創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)。Porter,M.E., Van der Linde C., “Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship”, , Vol.9, No.4,1995, pp.97-118. Ambec等對波特假說進(jìn)行了分類：強(qiáng)波特假說與弱波特假說，強(qiáng)波特假說是指創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)可以全部彌補(bǔ)遵從成本，弱波特假說是指創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)只能部分彌補(bǔ)遵從成本。Ambec,S., Cohen,M.A., Elgie,S., et al., “The Porter Hypothesis at 20: Can Environmental Regulation Enhance Innovation and Competitiveness?”, ,Vol.9, No.1, 2013, pp.2-22. 隨后Copeland 和 Taylor提出污染避難所假說，即當(dāng)一國加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制時(shí)，排污企業(yè)為了降低生產(chǎn)成本，會遷入環(huán)境規(guī)制不強(qiáng)的國家或地區(qū)，該國或地區(qū)就成了污染避難所，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響并不明顯。Copeland,B.R., Taylor,M.S., “Trade, Growth, and the Environment”, ,Vol.42,No1,2004, pp.7-71. 相對應(yīng)地，Letchumanan 和 Kodama提出污染光環(huán)假說，即跨國公司在對外投資過程中使用先進(jìn)的生產(chǎn)與管理技術(shù)，會帶動投入地企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，同時(shí)有助于改善投入地環(huán)境質(zhì)量。Letchumanan R., Kodama F., “Reconciling the Conflict between the ‘Pollution-Haven’—Hypothesis and an Emerging Trajectory of International Technology Transfer”, , Vol.29, No.1,2000, pp.59-79. 時(shí)至今日環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率影響的問題仍是一個(gè)有爭議的學(xué)術(shù)話題。梳理近年來環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率影響的主要研究，實(shí)證表明環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在“倒N形”關(guān)系、“去”資源錯(cuò)配、加總效應(yīng)抑制了企業(yè)生產(chǎn)率，理論表明環(huán)境規(guī)制與全要素生產(chǎn)率存在“倒U形”關(guān)系。

已有研究表明環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在影響，更多的是實(shí)證研究，鮮有理論邏輯上的探討，缺乏理論與實(shí)證結(jié)合的文獻(xiàn)，更少有深入環(huán)境規(guī)制對全要素生產(chǎn)率分解的影響研究。對此進(jìn)一步研究，既有重要的現(xiàn)實(shí)價(jià)值，又有重要的理論意義。基于此，筆者從理論與實(shí)證視角進(jìn)一步探討環(huán)境規(guī)制對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究得出，對于單個(gè)企業(yè)來說，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)“倒N形”關(guān)系，對于某個(gè)地區(qū)企業(yè)群體來說，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)“U形”關(guān)系。進(jìn)一步將全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，可以看出環(huán)境規(guī)制能糾正企業(yè)內(nèi)與企業(yè)間的資源錯(cuò)配，更加有利于高生產(chǎn)率企業(yè)獲得資源，促進(jìn)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。本文的貢獻(xiàn)：第一，理論方面，推進(jìn)了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的研究?；诋愘|(zhì)性企業(yè)理論框架與全要素生產(chǎn)率分解視角研究了環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要生產(chǎn)率的影響，表明環(huán)境規(guī)制通過技術(shù)創(chuàng)新與資源錯(cuò)配改善推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第二，現(xiàn)實(shí)方面，具有一定的政策參考意義。針對“環(huán)保限產(chǎn)”的討論，是否會影響經(jīng)濟(jì)增長，本文的回答是，環(huán)保限產(chǎn)只會限制低生產(chǎn)率企業(yè)的產(chǎn)量，甚至淘汰落后的低生產(chǎn)率企業(yè)，提高企業(yè)進(jìn)入門檻，為企業(yè)發(fā)展提供了良好的外部環(huán)境，改善資源配置狀況，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，并不會影響經(jīng)濟(jì)增速。適宜的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度可以作為推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的長期抓手，以此來深化供給側(cè)改革。接下來的結(jié)構(gòu)安排，二、理論分析；三、變量選擇與數(shù)據(jù)說明；四、研究設(shè)計(jì)；五、結(jié)論與政策啟示。

二、理論分析

借鑒 Melitz等Melitz,M.J., “The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity”, , Vol.71, No.6, 2003, pp.1695-1725. Melitz,M.J., Polanec,S., “Dynamic Olley-Pakes Productivity Decomposition with Entry and Exit”, , Vol.46, No.2,2015, pp.362-375.、Copeland 和 Taylor、劉悅、王勇等、Olley和PakesOlley,S., Pakes,A., “The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry”, , Vol.64, No.6,1996, pp.1263-1297. 文獻(xiàn)中的異質(zhì)性企業(yè)理論與生產(chǎn)率分解理論探討環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解的影響，以此來說明環(huán)境規(guī)制對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的內(nèi)在機(jī)制。

(一)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

1.短期局部均衡

假定消費(fèi)者的效用函數(shù)為CES類型，效用最大化問題：

(1)

(2)

其中

q

為第

i

種產(chǎn)品的數(shù)量，

p

為第

i

種產(chǎn)品的價(jià)格，

N

為商品的種類，

σ

∈(1,+∞)為產(chǎn)品的替代彈性，

E

為收入，

H

(

z

)為

z

污染帶來的負(fù)效應(yīng)。

求解效用最大化：

(3)

企業(yè)的利潤最大化問題：

(4)

(5)

(6)

企業(yè)最優(yōu)產(chǎn)量、生產(chǎn)率、定價(jià)、收益和利潤：

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

顯然

π

與

k

為

c

的減函數(shù)，

c

=

βτ

，

β

為正的常數(shù)。環(huán)境規(guī)制

τ

增加時(shí)，短期內(nèi)企業(yè)的成本

c

也上升，企業(yè)的生產(chǎn)率

k

將下降，如圖1所示，在小于

c

(

τ

)的部分。

2.長期一般均衡

在長期狀態(tài)下，

P

不再為外生變量。根據(jù)Melitz的假設(shè)，企業(yè)進(jìn)入某個(gè)行業(yè)首先會支付一個(gè)進(jìn)入成本

F

。支付進(jìn)入成本之后隨機(jī)的服從分布為

G

(

θ

)的投資函數(shù)，由(11)式可知企業(yè)的均衡利潤為：

q

單位產(chǎn)出所需要的中間產(chǎn)品：

(12)

企業(yè)的勞動力需求：

(13)

勞動力市場出清條件：

(14)

M

為潛在進(jìn)入者的數(shù)量。

(15)

圖1 環(huán)境規(guī)制加強(qiáng)對企業(yè)生產(chǎn)率的影響

從

c

到

c

的變化，對應(yīng)

τ

到

τ

的變化，生產(chǎn)率

k

未變，如圖1所示。短期局部均衡環(huán)境規(guī)制

τ

增加，企業(yè)生產(chǎn)率

k

將下降，長期一般均衡企業(yè)生產(chǎn)率

k

又回到原來水平。環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率

k

的影響存在兩種情況：一種為降升型的“U形”關(guān)系，另一種為降升降型的“倒N形”關(guān)系。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在著遵從成本與波特效應(yīng)，對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在降升型的“U形”關(guān)系。針對微觀單個(gè)企業(yè)可能存在降升降型的“倒N形”關(guān)系，將波特效應(yīng)進(jìn)一步劃分為強(qiáng)波特效應(yīng)與弱波特效應(yīng)，當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新帶來的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)大于遵從成本時(shí)為強(qiáng)波特效應(yīng)，反之為弱波特效應(yīng)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制實(shí)施之后，存在遵從成本，企業(yè)的選擇起初并不會進(jìn)行生產(chǎn)設(shè)備的更新，進(jìn)行成本收益比較后繳納排污費(fèi)的最終結(jié)果是有利可圖，但會提高企業(yè)的生產(chǎn)成本，產(chǎn)生擠出效應(yīng)，影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。當(dāng)環(huán)境規(guī)制進(jìn)一步加強(qiáng)，減排成本不如進(jìn)行生產(chǎn)設(shè)備更新成本低時(shí)，企業(yè)會進(jìn)行生產(chǎn)設(shè)備更新，使用清潔生產(chǎn)設(shè)備，即創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)大于遵從成本。若環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度再增加，會使企業(yè)生產(chǎn)率再一次下降，創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)無法彌補(bǔ)由于環(huán)境規(guī)制增加所帶來的遵從成本，故而產(chǎn)生弱波特效應(yīng)。

(二)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)資源錯(cuò)配的影響

企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的核心是技術(shù)創(chuàng)新，但通過資源配置改善也可以提高全要素生產(chǎn)率，即某個(gè)地區(qū)將低生產(chǎn)率企業(yè)占用的資源通過某種方式重新配置到高生產(chǎn)率企業(yè)，在提高資源的利用效率的同時(shí)提高該地區(qū)平均全要素生產(chǎn)率。環(huán)境規(guī)制可以作為資源配置改善的一種方式，限制低生產(chǎn)率企業(yè)產(chǎn)出或迫使低生產(chǎn)率企業(yè)退出。針對環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，可以將全要素生產(chǎn)率進(jìn)一步分解來看。全要素生產(chǎn)率分解的方法主要基于異質(zhì)性企業(yè)理論的靜態(tài)OP法(Olley & Pakes，1996)與動態(tài)DOP法(Melitz & Polance，2015)。

靜態(tài)OP法：

(16)

動態(tài)DOP法：在靜態(tài)OP法的基礎(chǔ)上加入時(shí)間變化，隨著時(shí)間的變化會有企業(yè)的進(jìn)入退出行為。動態(tài)DOP法假定市場上有三類企業(yè)：存活企業(yè)(

S

)、進(jìn)入企業(yè)(

X

)與退出企業(yè)(

N

)。第(

t

-1)時(shí)期和

t

時(shí)期的加總生產(chǎn)率表示為存活企業(yè)與退出企業(yè)和存活企業(yè)與進(jìn)入企業(yè)加總生產(chǎn)率水平之和，即

k

-1=

k

-1∑∈

s

-1+

k

-1∑∈

s

-1=

k

-1+∑∈

s

-1(

k

-1-

k

-1)

(17)

k

=

k

∑∈

s

+

k

∑∈

s

=

k

+∑∈

s

(

k

-

k

)

(18)

Δ

k

=Δ

k

+∑∈

s

(

k

-

k

)-∑∈

s

-1(

k

-1-

k

-1)

(19)

(20)

(21)

從靜態(tài)OP法分解來看，環(huán)境規(guī)制通過影響企業(yè)自身成長的技術(shù)創(chuàng)新與不同生產(chǎn)率企業(yè)的資源配置改善，進(jìn)而影響總的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。從動態(tài)DOP法來看，資源配置改善中還存在企業(yè)進(jìn)入與退出的貢獻(xiàn)。環(huán)境規(guī)制對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響總結(jié)概括起來可以分為兩種情況：企業(yè)自身成長與資源配置改善的影響。企業(yè)自身成長的影響，通過企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)。資源配置改善的影響，通過增加高生產(chǎn)率企業(yè)產(chǎn)出份額，降低低生產(chǎn)率產(chǎn)出份額或者將其淘汰，將低生產(chǎn)率企業(yè)占有的資源重新配置到高生產(chǎn)率企業(yè)，提高進(jìn)入門檻實(shí)現(xiàn)。

圖2 環(huán)境規(guī)制對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制

三、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)變量選擇

1.被解釋變量

企業(yè)全要素生產(chǎn)率(

tfpop

)反映企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算使用流行的OP法，OP法能夠有效地解決內(nèi)生性問題。OP法以投資作為控制變量，通過產(chǎn)出、勞動與資本存量回歸后得到的殘差(索洛剩余)，作為企業(yè)全要素生產(chǎn)率。除OP法以外，還有OLS、FE、GMM與LP法，前三種方法不能有效地解決內(nèi)生性問題，LP法以中間投入作為控制變量，能夠更好地解決投資為負(fù)的問題(Levinsohn & Petrin)Levinsohn,J.,Petrin,A.,“Estimating Production Using Inputs to Control for Unobservables”, , Vol.70, No.2,2003,pp.312-341. ，但魯曉東和連玉君對中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算表明，LP法并不比OP法占更大優(yōu)勢，LP法可能會高估全要素生產(chǎn)率。通過對比OP與LP測算的結(jié)果，本文以O(shè)P法來測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。在得到企業(yè)全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果的基礎(chǔ)上以省或地區(qū)為研究單元，使用靜態(tài)OP法與動態(tài)DOP法對其進(jìn)行分解。使用靜態(tài)OP法得，省級全要素生產(chǎn)率平均值(

tfps

)、產(chǎn)出份額的協(xié)方差(cov

q

)、投資份額的協(xié)方差(cov

k

)與勞動份額的協(xié)方差(cov

l

)；使用動態(tài)DOP法得，省級單元企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)(

ins

)、企業(yè)間貢獻(xiàn)(

bet

)、企業(yè)進(jìn)入貢獻(xiàn)(

enter

)與企業(yè)退出貢獻(xiàn)(

exit

)。

2.核心解釋變量

3.控制變量

控制變量是對被解釋變量產(chǎn)生重要影響的非核心解釋變量。對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的變量較多，除了環(huán)境規(guī)制以外，企業(yè)自身情況也會影響到企業(yè)全要素生產(chǎn)率，比如企業(yè)規(guī)模(

size

)、資本勞動比(

zlb

)、企業(yè)年齡(

age

)與企業(yè)所有制類型(

owner

)等。企業(yè)規(guī)模的大小會影響到企業(yè)生產(chǎn)設(shè)備的選擇，一般來講大規(guī)模資本雄厚企業(yè)選擇的生產(chǎn)設(shè)備更為先進(jìn)，技術(shù)創(chuàng)新投入較多。資本勞動占比影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即資本密集型企業(yè)與勞動密集型企業(yè)可能具有不同的全要素生產(chǎn)率。企業(yè)年齡影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，主要是根據(jù)企業(yè)生命周期假說，不同生命周期的企業(yè)全要素生產(chǎn)率不同，壯大時(shí)期的企業(yè)全要素生產(chǎn)率最高。企業(yè)所有制類型，不同所有制類型企業(yè)生產(chǎn)率不同，研究認(rèn)為國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率低于民營與外資企業(yè)(聶輝華等，楊汝岱，江艇等)，因此是否為國企可作為影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的一個(gè)變量。除了企業(yè)規(guī)模、資本勞動比、企業(yè)年齡與所有制類型以外，還會有其他影響因素，在不影響最終結(jié)論的條件下暫不作討論。針對宏觀省級層面控制變量的選擇，基于已有研究確定了三個(gè)變量。一是金融發(fā)展程度(

fir

)，一般來講金融發(fā)展水平對全要素生產(chǎn)率具有積極的正向作用(張軍等，趙勇等)，本文以金融相關(guān)比率反映金融發(fā)展水平，金融相關(guān)比率使用金融部門存貸款與GDP之比計(jì)算。二是市場化程度(

mak

)，據(jù)估計(jì)中國1997—2007年間市場化改革改善資源配置效率對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)達(dá)39.23%(樊綱等)，因此市場化程度對全要素生產(chǎn)率具有重要影響。三是貿(mào)易自由化程度(

ex

)，貿(mào)易開放度越高越有利于競爭機(jī)制的發(fā)揮，鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新與要素資源的充分流動，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，借鑒許和連等使用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重來代表貿(mào)易開放度。

(二)數(shù)據(jù)說明

被解釋變量數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，按往常進(jìn)行整理(聶輝華等，2012；連玉君等，2012；Brandt等，2014；楊汝岱，2015)Brandt,L.,Biesebroeck,J.V., Zhang,Y.F., “Creative Accounting or Creative Destruction? Firm-Level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”, ,Vol.97,No.2, 2012,pp.339-351.。使用OP非參數(shù)方法計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。使用靜態(tài)OP方法以省級為單元測算平均全要素生產(chǎn)率，使用各工業(yè)企業(yè)剔除價(jià)格影響后的工業(yè)增加值占省級總工業(yè)增加值比重計(jì)算產(chǎn)出份額的協(xié)方差，使用各工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)原值減上年固定資產(chǎn)原值計(jì)算各企業(yè)投資，使用各企業(yè)投資占省級總投資比重計(jì)算資本份額的協(xié)方差，使用各企業(yè)從業(yè)人數(shù)占省級總從業(yè)人數(shù)的比重計(jì)算勞動份額的協(xié)方差。使用動態(tài)DOP法測算企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)、企業(yè)間貢獻(xiàn)、企業(yè)進(jìn)入貢獻(xiàn)與企業(yè)退出貢獻(xiàn)數(shù)據(jù)。環(huán)境規(guī)制指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境年鑒》。企業(yè)層面控制變量數(shù)據(jù)來自于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，省級層面控制變量數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計(jì)年鑒及各地方統(tǒng)計(jì)年鑒，其中市場化程度數(shù)據(jù)來自于樊綱等(2011)計(jì)算市場化指數(shù)數(shù)據(jù)。各變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)見表1。從標(biāo)準(zhǔn)差來看，

zlb

的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明數(shù)據(jù)離散較大，只是作為控制變量，所以不做重點(diǎn)討論。其他指標(biāo)數(shù)據(jù)相對較為平穩(wěn)。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

四、研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

環(huán)境規(guī)制與企業(yè)全要素之間存在非線性關(guān)系(原毅軍等，2014；張成等，2011)。為了考察環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建門檻模型，可以有效地避免線性模型通過加入二次項(xiàng)、三次項(xiàng)等表達(dá)非線性時(shí)產(chǎn)生高度共線性的問題，一門檻模型構(gòu)建如下：

tfpop

=

β

+

β

reguzh

·1(

reguzh

≤

γ

)+

β

·

reguzh

·1(

reguzh

>

γ

)+

αX

+

μ

(22)

tfps

=

φ

+

φ

reguzh

·1(

reguzh

≤

δ

)+

φ

·

reguzh

·1(

reguzh

>

δ

)+

λX

+

μ

(23)

其中，1(·)代表示性函數(shù)，當(dāng)不滿足括號內(nèi)取值范圍時(shí)其值為0，反之為1。以環(huán)境規(guī)制為門檻變量取值是否大于門檻值

γ

、

δ

，區(qū)間被一分為二，兩個(gè)區(qū)間分別采用斜率值

β

、

β

與

φ

、

φ

。

X

代表控制變量，

X

包括企業(yè)規(guī)模(

size

)、資本勞動比(

zlb

)、企業(yè)年齡(

age

)與企業(yè)所有制類型(

owner

)；

X

包括金融發(fā)展程度(

fir

)、市場化程度(

mak

)與貿(mào)易自由化程度(

ex

)。

在一門檻的基礎(chǔ)上可以構(gòu)建二門檻模型，以及多門檻模型，以二門檻為例構(gòu)建如下：

tfpop

=

β

+

β

reguzh

·1(

reguzh

≤

γ

)+

β

·

reguzh

·1(

γ

<

reguzh

≤

γ

)+

β

·

reguzh

·1(

reguzh

>

γ

)+

αX

+

μ

(24)

tfps

=

φ

+

φ

reguzh

·1(

reguzh

≤

δ

)+

φ

·

reguzh

·1(

δ

<

reguzh

≤

δ

)+

φ

·

reguzh

·1(

reguzh

>

δ

)+

λX

+

μ

(25)

其中

γ

<

γ

，

δ

<

δ

，分別為一門檻與二門檻，在固定一門檻值時(shí)估計(jì)二門檻值。

(二)實(shí)證分析

1.環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)

當(dāng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(

tfpop

)為被解釋變量，企業(yè)規(guī)模(

size

)、資本勞動比(

zlb

)、企業(yè)年齡(

age

)與企業(yè)所有制類型(

owner

)為解釋變量，對環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)不存在門檻、存在一個(gè)門檻與存在兩個(gè)門檻分別進(jìn)行估計(jì)，使用自抽樣法(bootstrap)反復(fù)抽樣500次得到門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中

tfpop

所對應(yīng)行。由表2可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)為門檻變量時(shí)，可得到以下結(jié)論：

F

統(tǒng)計(jì)量在一、二門檻中，

P

值均小于0.01，至少在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，因此模型最好的選擇是兩個(gè)門檻值，與之相對應(yīng)的似然比函數(shù)見圖3，根據(jù)門檻原理門檻值是似然比統(tǒng)計(jì)量

LR

趨近于0時(shí)對應(yīng)的

γ

值，兩個(gè)門檻值分別為4.464與5.573，為真實(shí)有效存在的門檻值。

表2 環(huán)境規(guī)制的門檻效應(yīng)

表3 環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的門檻參數(shù)回歸估計(jì)

環(huán)境規(guī)制對

tfpop

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表3。由表3可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于4.464時(shí)，對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.020 0，在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于等于4.464，且小于5.573時(shí)，對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.014 8，在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于等于5.573時(shí)，對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.044 6，在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。估計(jì)系數(shù)符號變化為“負(fù)正負(fù)”，表明環(huán)境規(guī)制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響經(jīng)歷先下降后增加再降低的“倒N形”過程。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是因?yàn)檫^低的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對企業(yè)來說存在遵從成本，不會使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級；環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過一定門檻，倒逼企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)設(shè)備的更新，使用更先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，產(chǎn)生強(qiáng)波特效應(yīng)。但并不能說明環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)越好，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過企業(yè)所能承受的范圍，也會降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，產(chǎn)生弱波特效應(yīng)。所以適度的環(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增加，產(chǎn)生強(qiáng)波特效應(yīng)。

2.環(huán)境規(guī)制對靜態(tài)OP分解結(jié)果的門檻效應(yīng)

(1)環(huán)境規(guī)制對宏觀省級層面全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)。以省級全要素生產(chǎn)率平均值(

tfps

)作為被解釋變量，以環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，解釋變量為金融發(fā)展程度(

fir

)、市場化程度(

mak

)與貿(mào)易自由化程度(

ex

)。同樣自抽樣500次，門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中

tfps

所對應(yīng)行，可得門檻模型最好的選擇是兩個(gè)門檻，與之對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖4，兩個(gè)門檻值分別為-2.715和-0.816，是真實(shí)有效的門檻值。

圖3 tfpop對應(yīng)環(huán)境規(guī)制雙門檻的估計(jì)值

圖4 tfps對應(yīng)環(huán)境規(guī)制雙門檻的估計(jì)值

圖5 covq對應(yīng)環(huán)境規(guī)制雙門檻的估計(jì)值

圖6 covk對應(yīng)環(huán)境規(guī)制單門檻的估計(jì)值

圖8 ins對應(yīng)環(huán)境規(guī)制單門檻的估計(jì)值

圖10 bet對應(yīng)環(huán)境規(guī)制雙門檻的估計(jì)值

圖11 exit對應(yīng)環(huán)境規(guī)制單門檻的估計(jì)值

環(huán)境規(guī)制對

tfps

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表4。由表4可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于-2.715時(shí)，對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.055 7，在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為大于等于-2.715，且小于-0.816時(shí)，對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.109，在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于-0.816時(shí)，對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.027 0，在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。環(huán)境規(guī)制對

tfps

影響的估計(jì)系數(shù)符號變化為“負(fù)負(fù)正”，表明環(huán)境規(guī)制對省級全要素生產(chǎn)率平均值的影響存在“U形”變化，經(jīng)歷先下降再上升的趨勢。與企業(yè)層面的“倒N形”關(guān)系不同的統(tǒng)計(jì)原因是省級層面平均數(shù)據(jù)沒有企業(yè)層面數(shù)據(jù)變動那么敏感，經(jīng)濟(jì)原因是各省地方政府肩負(fù)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的責(zé)任，不會采取過強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制抑制當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展。(2)環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)出份額的門檻效應(yīng)。以產(chǎn)出份額的協(xié)方差(cov

q

)作為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，反映環(huán)境規(guī)制是否會使高生產(chǎn)率企業(yè)貢獻(xiàn)更多的產(chǎn)出份額。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中cov

q

對應(yīng)行，可得門檻模型最好的選擇是兩個(gè)門檻，與之對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖5，相應(yīng)的門檻值分別為-2.892和-0.902。環(huán)境規(guī)制對cov

q

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表4。由表4可知，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)出份額協(xié)方差影響的估計(jì)系數(shù)變化為“正正負(fù)”，存在一種“倒U形”關(guān)系。先是增加產(chǎn)出份額的協(xié)方差，之后降低產(chǎn)出份額的協(xié)方差。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是，適度的環(huán)境規(guī)制增加有利于高生產(chǎn)率企業(yè)貢獻(xiàn)更多的產(chǎn)出份額，限制低生產(chǎn)率企業(yè)產(chǎn)出份額的增加，淘汰落后產(chǎn)能，為高生產(chǎn)率企業(yè)提供更多市場空間。(3)環(huán)境規(guī)制對資本份額的門檻效應(yīng)。以資本份額協(xié)方差(cov

k

)作為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，反映環(huán)境規(guī)制是否有利于高生產(chǎn)率企業(yè)獲得更多資本份額。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中cov

k

中所對應(yīng)行，可得門檻模型選擇個(gè)二門檻，但進(jìn)一步回歸結(jié)果表明一門檻回歸結(jié)果顯著性水平優(yōu)于二門檻，因此選擇一門檻模型，與之對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖6，一門檻值為-1.220。環(huán)境規(guī)制對cov

k

的門檻回歸結(jié)果見表4。由表4可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于-1.220時(shí)，環(huán)境規(guī)制對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.018 0，在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于等于-1.220時(shí)，其對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.005 70，未通過顯著性檢驗(yàn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是適度的環(huán)境規(guī)制有利于高生產(chǎn)率企業(yè)獲得更多的資本份額。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增加超過一定門檻值可能不利于高生產(chǎn)率企業(yè)獲得更多的資本份額，并不是資本不流向高生產(chǎn)率企業(yè)，而是企業(yè)在過高的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下不進(jìn)行融資生產(chǎn)。從產(chǎn)出角度來說，過高的環(huán)境規(guī)制將會導(dǎo)致產(chǎn)出減少，此時(shí)增加融資，而產(chǎn)出降低，將會降低資本產(chǎn)出比，因?yàn)榇藭r(shí)不利于融資，而從技術(shù)研發(fā)角度來說，融資用于技術(shù)研發(fā)可能會產(chǎn)生很大的不確定性，對于風(fēng)險(xiǎn)偏好較低的經(jīng)營者來說會降低融資。所以適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制有利于改善資本配置，使高生產(chǎn)率企業(yè)占用更多的資本份額。(4)環(huán)境規(guī)制對勞動份額的門檻效應(yīng)。以勞動份額協(xié)方差(cov

l

)作為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，反映環(huán)境規(guī)制是否使高生產(chǎn)率企業(yè)獲得更多的勞動份額。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中cov

l

所對應(yīng)行，可得一門檻值模型，與之對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖7，一門檻值為2.504。環(huán)境規(guī)制對cov

l

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表4。由表4可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于2.504時(shí)，環(huán)境規(guī)制對勞動份額協(xié)方差影響的估計(jì)系數(shù)為-0.015 3，在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于等于2.504時(shí)，其所對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.010 8，未通過顯著性水平檢驗(yàn)。這說明環(huán)境規(guī)制不利于高生產(chǎn)率企業(yè)占用更多的勞動力資源，產(chǎn)生的原因不在勞動力資源本身，而是高生產(chǎn)率企業(yè)不雇用更多的勞動力。高生產(chǎn)率企業(yè)一般是資本勞動比較高的企業(yè)，資本勞動比越高，資本深化程度越大，有助于技術(shù)創(chuàng)新，從而提升企業(yè)的生產(chǎn)效率。高生產(chǎn)率企業(yè)主要通過生產(chǎn)資本的更新進(jìn)行生產(chǎn)率的提高，說明環(huán)境規(guī)制不利于解決就業(yè)問題。

表4 環(huán)境規(guī)制對靜態(tài)OP分解結(jié)果影響的門檻參數(shù)回歸估計(jì)

3.環(huán)境規(guī)制對動態(tài)DOP分解的門檻效應(yīng)

(1)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)。以企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)(

ins

)作為被解釋變量，以環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，反映環(huán)境規(guī)制對企業(yè)內(nèi)全要素生產(chǎn)率變化的影響。企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)主要通過企業(yè)自身創(chuàng)新的影響。門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見表2中

ins

所對應(yīng)行，可得一個(gè)門檻，與之相對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖8，一門檻值為-1.945。環(huán)境規(guī)制對

ins

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表5。由表5可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于-1.945時(shí)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)影響的估計(jì)系數(shù)為-0.007 64，在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于等于-1.945時(shí)，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)影響的估計(jì)系數(shù)為0.000 310，未通過顯著性檢驗(yàn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是環(huán)境規(guī)制開始不利于企業(yè)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新，存在遵從成本，產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過一定門檻值，產(chǎn)生波特效應(yīng)，向有利于企業(yè)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的趨勢發(fā)展。(2)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)間貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)。以企業(yè)間貢獻(xiàn)(

bet

)作為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，反映環(huán)境規(guī)制對企業(yè)間貢獻(xiàn)的影響。企業(yè)間貢獻(xiàn)主要通過企業(yè)間資源再配置作用。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中

bet

所對應(yīng)行，可得二門檻模型，與之相對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖10，一、二門檻值分別為-1.143和3.040。環(huán)境規(guī)制對

bet

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表5。由表5可知，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)間貢獻(xiàn)影響經(jīng)歷先下降后上升的“U形”變化。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是環(huán)境規(guī)制開始不利于企業(yè)間資源再配置效應(yīng)，存在某種壁壘，但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過一定門檻值，有利于企業(yè)間資源再配置效應(yīng)。(3)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)進(jìn)入貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)。以企業(yè)進(jìn)入貢獻(xiàn)(

enter

)作為被解釋變量，以環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，反映環(huán)境規(guī)制對企業(yè)進(jìn)入引起的全要素生產(chǎn)率變化。新進(jìn)入企業(yè)的全要素生產(chǎn)率越高，市場上企業(yè)整體全要素生產(chǎn)率水平越高，反之會拉低整體水平。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中

enter

所對應(yīng)行，可得一門檻模型，與之對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖9，一門檻值為-0.912。環(huán)境規(guī)制對

enter

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表5。由表5可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于-0.912時(shí)，其對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.001 86，在10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于等于-0.912時(shí)，其所對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.000 464，未通過顯著性檢驗(yàn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是環(huán)境規(guī)制會提高新進(jìn)入企業(yè)進(jìn)入門檻，使得更高生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入，將較低生產(chǎn)率企業(yè)排除在外，提高市場上整體生產(chǎn)率水平。(4)環(huán)境規(guī)制對企業(yè)退出貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)。以企業(yè)退出貢獻(xiàn)(

exit

)作為被解釋變量，以環(huán)境規(guī)制(

reguzh

)作為門檻變量，反映環(huán)境規(guī)制對企業(yè)退出引起的全要素生產(chǎn)率變化。低生產(chǎn)率企業(yè)的退出會提高整體全要素生產(chǎn)率水平，同時(shí)低生產(chǎn)率企業(yè)退出也會改善資源配置水平，將其所占資源重新配置給高生產(chǎn)率企業(yè)，提高資源配置效率。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表2中

exit

所對應(yīng)行，可得一門檻模型，與之對應(yīng)的

LR

似然比函數(shù)見圖11，門檻值為1.423。環(huán)境規(guī)制對

exit

的門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表5。由表5可知，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于1.423時(shí)，其對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.005 77，在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度大于等于1.423時(shí)，其所對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.002 23，未通過顯著性檢驗(yàn)。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加會提高企業(yè)退出數(shù)量，優(yōu)化市場上企業(yè)存活質(zhì)量。低生產(chǎn)率企業(yè)退出有利于整體生產(chǎn)率水平的提高。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化跨過一定門檻值，企業(yè)退出貢獻(xiàn)下降的原因之一是我國市場機(jī)制沒有很好地發(fā)揮作用，政府考慮到社會穩(wěn)定目標(biāo)，使得僵尸企業(yè)的存在影響了低生產(chǎn)率企業(yè)退出，進(jìn)而影響到企業(yè)退出貢獻(xiàn)的作用。

表5 環(huán)規(guī)規(guī)制對動態(tài)DOP分解結(jié)果影響的門檻參數(shù)回歸估計(jì)

五、結(jié)論與政策啟示

(一)結(jié) 論

第一，理論研究表明，環(huán)境規(guī)制使企業(yè)存在遵從成本、強(qiáng)波特效應(yīng)與弱波特效應(yīng)。遵從成本的存在使得環(huán)境規(guī)制降低了企業(yè)生產(chǎn)率，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增加時(shí)，倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而產(chǎn)生的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)可以彌補(bǔ)遵從成本，即強(qiáng)波特效應(yīng)。這使得企業(yè)生產(chǎn)率存在先下降再上升的“U形”變化。但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度再增加，創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)無法彌補(bǔ)遵從成本，使得生產(chǎn)率存在再下降的“倒N形”變化，即弱波特效應(yīng)。實(shí)證研究表明，環(huán)境規(guī)制與微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在著“倒N形”關(guān)系，隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加，先是降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，之后增加企業(yè)全要素生產(chǎn)率，過強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制再次降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，證明了遵從成本、強(qiáng)波特效應(yīng)與弱波特效應(yīng)的存在。環(huán)境規(guī)制與宏觀省級平均全要素生產(chǎn)率存在“U形”關(guān)系，先降低后增加全要素生產(chǎn)率，存在遵從成本，跨過一定門檻之后才產(chǎn)生強(qiáng)波特效應(yīng)，不存在弱波特效應(yīng)，統(tǒng)計(jì)原因是省級層面數(shù)據(jù)沒有企業(yè)層面數(shù)據(jù)變動敏感，經(jīng)濟(jì)原因是政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展責(zé)任強(qiáng)于環(huán)境規(guī)制要求。

第二，將全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，分為企業(yè)自身技術(shù)創(chuàng)新與資源配置的改善。環(huán)境規(guī)制有利于高生產(chǎn)率企業(yè)獲得更多資源，貢獻(xiàn)更多產(chǎn)出，淘汰低生產(chǎn)率企業(yè)，提高企業(yè)進(jìn)入門檻，改善資源配置，最終提高整體生產(chǎn)率水平，推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。實(shí)證研究表明，適度的環(huán)境規(guī)制增加產(chǎn)出份額的協(xié)方差，有利于高生產(chǎn)率企業(yè)貢獻(xiàn)更多產(chǎn)出份額，限制低生產(chǎn)率企業(yè)產(chǎn)出份額，淘汰落后產(chǎn)能。適度的環(huán)境規(guī)制增加資本份額的協(xié)方差，有利于高生產(chǎn)率企業(yè)獲得更多的資本份額，改善資本配置。環(huán)境規(guī)制降低勞動份額的協(xié)方差，不利于解決勞動力就業(yè)問題。低強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制不利于企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)的全要素生產(chǎn)率變化，也不利于企業(yè)間貢獻(xiàn)的全要素生產(chǎn)率變化。適度的環(huán)境規(guī)制有利于企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)與企業(yè)間貢獻(xiàn)的全要素生產(chǎn)率變化。企業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)的全要素生產(chǎn)率變化源于企業(yè)自身成長帶來的技術(shù)創(chuàng)新，企業(yè)間貢獻(xiàn)的全要素生產(chǎn)率變化源于企業(yè)間資源再配置效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制有利于提高企業(yè)進(jìn)入門檻，增加企業(yè)進(jìn)入貢獻(xiàn)的全要素生產(chǎn)率變化。環(huán)境規(guī)制淘汰更多低生產(chǎn)率企業(yè)，增加企業(yè)退出貢獻(xiàn)的全要素生產(chǎn)率變化。

(二)政策啟示

第一，較好地解釋了“環(huán)保限產(chǎn)”的影響。環(huán)保限產(chǎn)可以限制低生產(chǎn)率企業(yè)產(chǎn)出，甚至淘汰低生產(chǎn)率企業(yè)，提高企業(yè)進(jìn)入門檻，增加高生產(chǎn)率企業(yè)的產(chǎn)出，改善資源配置，推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。因此適度的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度可以作為推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的長期抓手，以此深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。

第二，保持環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的適度性，優(yōu)化調(diào)整環(huán)境規(guī)制結(jié)構(gòu)。由于各地區(qū)的企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r千差萬別，一刀切的環(huán)境規(guī)制政策會出現(xiàn)“水土不服”，不利于推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。進(jìn)一步將環(huán)境規(guī)制措施下沉到企業(yè)層面。中國現(xiàn)有環(huán)境規(guī)制體系中仍以命令控制型環(huán)境規(guī)制為主，市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制為輔。命令控制型環(huán)境規(guī)制具有簡單易操作、見效快等優(yōu)點(diǎn)，也存在激勵(lì)性不足、執(zhí)法成本高、尋租空間大等缺點(diǎn)。市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制具有激勵(lì)性強(qiáng)的特點(diǎn)，不僅能夠降低環(huán)境執(zhí)法成本，而且能夠增加政府收入。