周鹏飞,沈 洋

(1.重庆师范大学 经济与管理学院,重庆 401331;2.华侨大学 数量经济研究院,福建 厦门 361021)

一、引言及文献综述

改革开放以来,中国经济建设取得了巨大成就,创造了人类经济发展史上的中国奇迹,为世界经济发展作出了中国贡献,然而经济高速增长的背后却是以资源消耗、环境污染和生态退化为代价的,长期的粗放型经济发展方式使得资源环境约束和生态环境退化等环境问题越发突出,各类环境污染和生态破坏现象高频发生。《2020年全球环境绩效指数》报告显示,中国环境绩效排名在全部参与排名的180多个国家中处于较为靠后的位置,甲烷强度、二氧化碳强度和氮氧化物强度的环境质量得分较低。工业部门是国民经济和社会发展的基础性部门,是国家经济命脉所在。其在发展过程中满足了国民物质生活基本需求,同时也消耗了大量的资源、能源,是中国污染物排放量最高的生产部门。

作为碳排放主要来源,工业部门的碳排放量在未来一段时间还会持续增长,给中国“3060”双碳目标带来巨大压力。产业绿色化是绿色发展的内核,也是推进生态文明建设的重要载体,其中工业绿色发展更是重中之重[1]。作为一种可持续的经济发展模式,工业绿色发展是基于产业结构优化调整下兼顾工业经济持续增长和生态环境质量不断提高的动态耦合过程。制造业绿色发展对于生态文明建设和产业结构优化升级意义重大,推进工业绿色发展是建设制造强国和振兴实体经济的重要举措。为实现经济可持续发展和舒缓环境污染负面效应,“十四五”规划明确要健全现代环境治理模式,建立并完善地上地下、陆海统筹的生态环境治理制度,落实企业环境治理主体责任。生态文明建设和双碳目标明晰了中国生态环境保护和经济高质量发展的生态发展路线,对于加速中国低碳进程和建设美丽中国具有深远影响。既然工业发展加剧了资源消耗和环境污染证据是明确的①据2020年公布的《第二次全国污染源普查公报》数据,目前中国工业污染源占总污染源的七成,已成为环境污染和能源消耗最为严重的部门。,那么从工业部门入手,探究环境治理工具何以影响工业绿色转型,辨别何种类型的治理工具能有效推动工业绿色发展,对于夯实经济高质量发展基础、推动产业结构升级有启示意义。

使用一种更加严格但设计恰当的环境规制工具会推动被规制企业在约束条件变动的背景下,动态调整企业内部资源配置,提高绿色技术创新效率,并能部分甚至完全抵消遵循环境规制成本,实现提高企业市场竞争力的同时解决区域环境污染问题。自“波特假说”提出以来,关于环境规制与工业绿色发展之间的关系,学界做了大量的理论探讨和实证分析。但遗憾的是,现有研究的结论仍存在较大分歧,环境规制工具对于产业绿色发展究竟发挥着怎样的作用尚未达成一致,“强波特假说”和“弱波特假说”并存。

多数文献证实了环境规制能够促进工业绿色发展,认为环境规制遵从“创新补偿”效应,恰当的环境规制工具不仅能依靠制度本身的倒逼效应直接激发被规制主体绿色技术创新意识,还能依靠制度的市场效应间接推动企业踏上高质量发展之路[2-6]。同时也有部分文献认为环境规制不利于工业绿色发展,表现为“遵循成本”效应[7-9]。还有极少数文献认为,环境规制对绿色发展的正向影响效应需要一定时间的探索才会显现。当规制力度越过一定门槛值时,其正向作用才会显现,因而环境规制对工业绿色发展的影响是非线性的[10-12]。选择何种规制工具对于工业绿色发展也至关重要,根据发展要素禀赋和比较优势不同,不同类型的规制工具所发挥的影响效应也有所不同[13-15]。诚然,不同类型的环境规制工具对产业绿色转型和工业绿色发展的影响也有其独特的异质效应。其中,较多的文献认为命令强制型和市场激励型规制工具对环境污染和生态破坏行为的阻断作用较强,而公众参与型规制工具对绿色发展的促进作用还有待提升[16-19]。

综上所述,已有文献基于不同类型的环境规制工具,依托“波特假说”理论从不同角度深入分析了环境规制与工业绿色发展之间的关系,为研究工业绿色发展提供了理论基础和经验证据。但现有研究对环境规制及其异质性规制工具是否有利于绿色发展、绿色转型、绿色增长、低碳减排等实证研究呈现出许多相悖的结论,至少就中国工业绿色发展而言,环境规制对其影响究竟起促进作用还是抑制作用,目前尚无定论。这为本文探究两者关系留下了探索空间。同时,现有文献忽略了不同类型环境规制工具引致的技术创新对于工业绿色发展究竟是发挥着“激励效应”还是“挤占效应”。自“3060”双碳目标提出以来,催生了一系列围绕着碳封存、碳捕捉和碳利用的减碳绿色技术,环境友好型技术创新越来越受到关注。鉴于此,本文创新性地将绿色技术创新引入环境规制影响工业绿色发展的传导路径,运用中介效应模型探究绿色技术创新在不同类型的环境规制工具情形下的异质性作用。

二、机理分析与研究假说

(一)异质性环境规制的影响

1.行政命令型环境规制。行政命令型环境规制工具凸显的是法律和行政手段,带有强制性色彩,企业等市场主体没有选择权,只能被动地接受并遵守政府制定的各项规章、政策。不同于西方国家环境税或财政补贴等市场化调控手段为主的环境规制措施,中国主要采取的是行政法规或政策绩效考核的环境治理方式[20]。尽管该方法没有市场调节那样的高效率,但它制定了环境保护的底线,能快速地促使工业主体做出相应的行为决策,进而推动环境改善。也正因其采取的是公权力的方式迫使企业做出相应反应,致使部分企业“水土不服”,且由于政策执行成本太高,无法提供长期动态监管。同时地方政府在执行中央制定的环境政策时,可能会采取选择性、消极性和象征性执行,再加上信息不对称干扰,政府环境规制需要付出高昂的信息搜索成本和执法监督成本。出于利益最大化考量,地方政府和企业所选取的环境规制执行力度会有所差异,导致环境规制效果不尽如人意、环境问题依然严峻,甚至造成环境规制作用于工业绿色发展的效果朝着预期的反方向演进[21]。据《2021年气候变化绩效指数》,中国的气候变化绩效指数为“中等”,但能源利用和温室气体排放的绩效指数均为“非常低”,同时气候政策的绩效指数则为“高”,各环境绩效类别的表现不太协调,证实了环境规制政策存在执行偏差,顶层设计未达预期。据此提出研究假说1。

H1:行政命令型环境规制工具不利于工业绿色发展。

2.市场激励型环境规制。市场激励型环境规制工具是行政主体依据“污染者付费”原则而设计的,旨在通过征收排污费等市场手段引导企业降低污染物排放。相较于行政命令型环境规制工具,它给予了企业更多自主选择权。行政部门在对各项经济行为可能产生的污染排放进行约束的同时,将选择权下移到企业个体,企业根据自身经营生产状况进行决策。但市场激励型环境规制工具依托的是市场调节机制,一旦在市场机制不够完善,特别是碳排放交易许可市场尚未成熟以及各地环境税率不一致的背景下,市场激励型环境规制工具不但无法促进技术创新,反而会滋生“环境寻租”现象,加重企业环境治理负担。事实上,由于政府配置资源的力度持续上升,近年来中国各地区的市场化进程并不均衡,某些区域和部门甚至出现了资源要素错配和价格扭曲的乱象[22]。据此提出研究假说2。

H2:市场激励型环境规制工具不利于工业绿色发展。

3.公众参与型环境规制。公众参与型环境规制工具来源个人和社会组织对企业的压力。随着社会公众环保意识逐渐增强,以及社交媒体、短视频、搜索引擎等网络媒介的出现,尤其是视频直播和微博等即时通信平台的不断完善,公众越来越多地通过网络媒体了解环境信息和表达自己的看法。在政府—企业—公众多元共治的环境治理体系中,媒介传播、舆论压力和公众行动会对那些环境破坏行为有很强的压迫感[23]。公众参与监督企业排污行为会迫使企业提前优化生产行为以避免严苛的行政干预,因此公众监督也可以通过震慑污染企业达到与行政干预环境规制类似的效果[24]。根据利益相关者理论,为了契合利益相关者环保诉求,企业会不断调整自身行为来确保各类要素持续稳定,而公众参与正是连接企业与利益相关者的重要桥梁。随着公众对环境质量的诉求和呼声持续高涨,环境保护在企业维护自身社会形象中的分量也越来越大。当发生污染事件时,社会公众会通过集体谈判、媒体曝光、信访举报等方式向当地污染企业施加压力,迫使企业降低污染排放量,利益相关者和公众参与的无形压力会敦促企业进行绿色投资。工业企业囿于维护自身形象和社会信誉的考虑,会相应地增加资金投入以引进或研发绿色技术,实现“末端污染治理”向“源头治理”转变,从而取得先发优势和占据市场有利地位。据此提出研究假说3。

H3:公众参与型环境规制工具有助于工业绿色发展。

(二)绿色技术创新的中介效应

绿色技术创新是推动中国经济发展与生态保护的重要路径。在环境规制大背景下,掌握绿色环保技术的工业企业更容易掌握市场主导权。近年来中国对环境保护力度持续加大,相关法律法规相继颁布,这使得各类市场主体尤其是高污染型企业进一步加强了对环境保护的重视度,试图将绿色技术创新作为企业应对环境负外部性和塑造生态友好企业社会形象的重要途径。依据“波特假说”,规制合适且执行得当的环境规制能促使工业企业技术创新,遵循创新补偿效应,弥补甚至超过环境规制成本,从而实现经济效益和环境保护协同。具体而言,企业为了尽可能地缓解环境规制带来的负面影响,会选择改进生产工艺和污染治理技术的方式来提高生产效率和规避政策影响。随着绿色发展理念在实际中得以实践,绿色技术和绿色标准不断推广和应用,终端消费市场对绿色环保产品的需求强度上升,迫使企业主动调整投资结构和生产决策,采取绿色技术创新的方式扩大绿色产品和服务供给渐进成为企业战略管理中的重要调整方向。因此,环境规制所产生的经济效益不只是绿色生产前沿面外移,还在于技术研发过程中所累积的组织管理经验、人力资本和相关配套技术措施带来的规模效益。结合实际来看,党的十八大后“史上最严格”生态环境保护制度逐渐落实,这一过程无疑给企业发出了环境管制只会越来越严格的信号,企业会相应地减少末端治理投入,转而增加绿色技术创新以获取长期潜在收益。据此提出研究假说4。

H4:环境规制能通过绿色技术创新的中介效应正向影响工业绿色发展。

综上,环境规制影响工业绿色发展机制路线,如图1所示。

图1 环境规制影响工业绿色发展机制路线

三、工业绿色发展测度及演进动态

(一)EBM-ML指数法

度量工业绿色发展水平是本文的核心环节之一,主要从资源配置效率视角出发,综合考虑要素消耗和环境污染,将工业发展过程中的环境破坏量纳入工业生产核算体系,采用工业绿色全要素生产率来表征工业绿色发展。

数据包络分析法将“单投入”拓展为“多投入”,从而可以评价多投入、多产出时的同类决策单元,还很好地避免了参数法的拟合不一致性和无法收敛产生的无解问题,现已被广泛用于生产效率的评价[25-26]。因单一径向距离函数或非径向距离函数还不能很好地处理生产函数中的非期望产出,一般而言,劳动力、资本、土地等投入要素与产出的关系是非径向的,而环境破坏和资源消耗与期望产出则是径向的关系,此时传统的超效率SBM模型无法处理这种径向与非径向关系同时存在的情况。针对这一缺陷,Tone等[27]提出了一种兼具径向与非径向两类距离函数的混合模型EBM(Epsilon-Based Measure)。该模型既包含了决策单元与强有效目标值的差距中等比例改进部分,还能衡量该差距间松弛变量的改进量。假设有n个决策单元,每个决策单元使用m种要素投入xoj(o=1,2,…,m),产生s种期望产出yrj(r=1,2,…,s)和q种非期望产出upj(p=1,2,3,…,q),那么基于规模报酬不变和混合距离的EBM模型线性规划式为:

在式(1)和约束条件式(2)中,xok、yrk和upk分别为投入要素、期望产出和非期望产出;分别为第o种投入要素、第r种期望产出和第p种非期望产出的松弛量,若松弛变量均值不为0,表明在工业实际生产过程中效率并非最优,工业技术效率还有边际改进和提高的空间;分别为投入要素、期望产出和非期望产出的权重系数,三者的和为1;θ和φ为径向条件下的效率值;ε为效率值计算过程中非径向部分的重要度。

因工业生产具有连续性、长期性的特征,在长期内,工业生产技术总是不断变动的,例如工业制程重大技术突破、产业链条拓展所产生的规模经济、企业管理效率改善等都可能引致工业企业生产技术不断提高,而静态EBM模型则无法综合考量这些特征。为更好地刻画工业企业生产效率的动态演进特征,借鉴Chung等[28]基于环境数据包络分析法和方向性距离函数所提出的Malmquist-Luenberger生产率指数(ML指数)对其进行测度,并对效率进行分解。将EBM混合距离函数和ML指数进行结合,构成t到t+1期的工业绿色全要素生产率指数表达式为:

式(3)表示的是t到t+1时期的工业绿色全要素生产率。其中,i表示地区,t表示时间,ML指数即为本文所测算的工业绿色发展水平。EBM-ML指数可以进一步分解为绿色技术效率指数(GEC)和绿色技术进步指数(GTC),其表达式为:

EBM-ML指数及其分解项的判断标准为1。当指数大于1时,表明决策单元绿色全要素生产率提高,生产情况变好;反之则表示绿色全要素生产率降低,生产状况恶化。

(二)评价体系

在测度工业绿色全要素生产率及其分解的过程中,需要涉及投入变量和产出变量的选择。参照已有文献评价工业绿色发展所构建的指标体系[29-31],遵循科学性和数据可得性,本文选取4个投入变量、2个期望产出变量和3个非期望产出变量来构建工业绿色全要素生产率评价体系,各变量的具体说明见表1。

表1 工业绿色发展评价体系

测度工业绿色全要素生产率的各个投入产出指标数据来源相应年份的《中国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国工业统计年鉴》以及国家统计局。缺失值采用插值法进行补齐。需要说明的是,虽然2015年之后工业废水排放量和二氧化硫排放量在《中国环境统计年鉴》仍有公布,但统计口径却发生了变化,为了保持数据的连续性和一致性,本文采用了ARIMA模型对各地区2016—2018年的工业废水排放量、工业二氧化硫排放量和2018年的工业固体废物产生量进行预测。

(三)工业绿色发展描述性分析

基于2004—2018年中国30个省份(西藏、港澳台除外)的投入产出面板数据和EBM-ML指数法,借助Max DEA 8.0平台测算考察期内中国工业绿色发展水平的动态演进态势,并将其分解为绿色技术进步指数(GTC)和绿色技术效率指数(GEC),结果见表2。

表2 各省份工业绿色发展水平

由表2可知,从整体层面来看,中国工业绿色发展的绿色全要素生产率指数的均值为1.077,年均增长7.7%;工业绿色技术效率指数的均值指数为0.987,年均下降1.3%;而工业绿色技术进步指数的均值为1.090,年均增长9%。这些结果表明,在考察期内中国工业绿色发展的源泉主要在于工业绿色技术进步指数的提高,而绿色技术效率对工业绿色发展的提升效用不足,甚至有着抑制效果。换言之,中国工业绿色发展的推动力主要是生产前沿边界的“外移”,并不是固定生产前沿边界各决策单元相互“追赶”产生,工业绿色转型发展呈现出“一条腿”走路的局面,双轮驱动格局还未产生,此类现象在中国东部地区和西部地区尤为明显。从区域差异来看,西部地区的工业绿色发展水平低于全国平均水平,其绿色全要素生产率指数年均下降1.2%,降幅较大,这在一定程度上牵制了西部地区工业绿色发展。再从各省份来看,大多数省份的工业绿色全要素生产率指数均值大于1,只有黑龙江的绿色全要素生产率呈现出下降趋势,这可能与其固有的工业产业结构有关,重化工业所占比重偏高。再从各个省份分解的指数来看,约一半地区的工业绿色技术效率呈现出下降趋势,再次印证了中国工业绿色发展主要由绿色技术进步推动的结论。

四、实证策略与模型构建

(一)变量选取

1.被解释变量,工业绿色发展(GTFP)。基于工业绿色全要素生产率视角,将上文EBM-ML指数法测算的工业绿色全要生产率作为代理变量。因EBM-ML指数法测度的工业绿色全要素生产率表示的是t到t+1时期的增长率,而非工业绿色全要素生产率本身,因此需要做进一步处理。本文以2004年为基期,其余年份的工业绿色全要素生产率为当年EBM-ML指数与前面所有年份工业绿色全要素生产率的累积值。

2.核心解释变量,环境规制。在现有文献中关于环境规制的衡量没有统一标准,基于数据的可获得性,本文分别选取以下指标作为环境规制的代理变量:行政命令型环境规制工具(EA),选用“三同时”项目环保投资总额占工业增加值的比重作为代理变量;市场激励型环境规制工具(EM),选取各地区排污费入库金额作为代理变量;公众参与型环境规制工具(EP),选取各地区公众关于环境问题来信、来访批次量以及党政机关报道的环境保护新闻通稿数量三者总和作为代理变量。

3.中介变量,企业绿色技术创新(GTI)。采用上市公司绿色专利申请量作为代理变量。对于上市公司绿色专利申请量的筛选,本文依据世界知识产权组织(WIPO)于2010年推出的“国际专利分类绿色清单”对其做分类。该绿色清单依据《联合国气候变化框架公约》中对绿色专利的划分标准生成。包含了交通运输、废弃物管理、能源节约、替代能源生产、行政监管与设计、农林、核电共计7个大类。借鉴齐绍洲等[32]的研究,选取替代能源生产类、废弃物管理类以及能源节约类的专利作为绿色专利的具体项目。

4.控制变量,为缓解环境规制工具以外重要遗漏变量对模型估计造成的偏误问题,力求无偏估计,本文在模型中还引入了4个控制变量。具体的控制变量为:城镇化率(Urba),使用城镇人口占总人口的比重作为代理变量;市场化(Mar),使用樊纲市场化指数作为代理变量;金融支持(Fin),使用金融贷款余额作为代理变量;外商直接投资(FDI),使用各省份实际利用外商投资额作为代理变量。

(二)模型构建

为验证环境规制对工业绿色发展的影响效应,基于上述对于各变量的界定与选取,本文建立了以下计量经济学模型:

式(5)中,i=1,2,3,…,N表示不同的省份个体,t=1,2,3,…,T表示年份,α表示待估系数,ε表示服从白噪声过程的随机扰动项,νi表示个体固定效应,μt表示时间固定效应,E为环境规制。进一步地,为了识别企业绿色技术创新对于工业绿色发展是否存在中介效应,构建以下递推方程组:

鉴于传统检验中介效应的逐步回归法存在检验功效较低等缺陷,本文使用Sobel检验法来验证绿色技术创新的中介效应。该方法修正了传统逐步回归法功效低和必须以主效应显著为前提的缺陷,能够很好识别中介效应[33]。

(三)数据来源

三种环境规制工具代理变量的原始数据主要来自《中国环境年鉴》《中国环境统计年鉴》;绿色专利数据来自国家知识产权局;城镇化率、外商直接投资和金融贷款余额原始数据主要来自国家统计局和EPS数据库;市场化指数来自《中国分省份市场化指数报告(2018)》。极少数缺失值采用的是三条函数插值法补齐。

五、实证检验与结果分析

(一)基准回归结果分析

对静态面板数据做拟合计算需要选择合适的计量模型。常见的估计方法有混合最小二乘法(POLS)、随机系数模型(RE)以及固定效应模型(FE)。F检验和豪斯曼检验结果均在1%水平拒绝原假设,表明FE模型为最优模型,因此本文选用固定效应模型进行拟合分析。同时为了验证各类环境规制工具对工业绿色发展的影响是否是非线性的,还将各规制工具的平方项纳入了模型。具体的拟合结果,见表3。

表3 基准回归分析

由表3可知,异质性环境规制工具至少在5%水平上显著影响工业绿色发展,但各类型的环境规制工具对工业绿色发展的影响不尽相同。

1.行政命令型环境规制的拟合系数为-0.135且通过了1%显著性检验,表明行政命令型环境规制工具抑制了工业绿色发展,验证了假说1。政府制定相关法律法规本意是为了促进工业绿色发展,但在实际过程中却产生了相反的效果。其可能的解释是:一是部分“一刀切”的政策、法规对于不同企业不能精准实施,存在“水土不服”现象,出现政策失灵问题;二是政策、法规具有强制性,企业对于规制政策只能被动地接受,同时绿色技术创新并不是一蹴而就的,因而部分工业企业可能会缺乏创新动机,甚至还可能会产生抵制情绪,这不利于工业绿色发展;三是强制性的政策、法规直接增加了企业负担,企业为达到既定行政规制目标,须增加环境治理费用或减少产品生产以控制污染物排放量,这种环境保护是以牺牲企业生产效率为代价,出现“成本遵循”效应。从平方项来看,其估计系数为-0.002未通过显著性检验,表明不存在非线性关系。

2.市场激励型环境规制的拟合系数为-0.255且通过了1%显著性检验,表明市场激励型环境规制抑制了工业绿色发展,验证了假说2。其可能的解释是,“波特效应”的发挥与市场化进程密切相关,市场化水平影响着环境规制如何发挥作用[34]。不完善的市场体系导致市场激励型环境规制工具无法发挥作用,在“成本受损”与“创新补偿”的博弈过程中,由于短期内很难实现重大技术突破,企业基于生产经营实际的考量,可能会缺乏技术创新的动力。此外,市场激励型环境规制通过企业外部性成功内部化的方式来倒逼企业转型发展,但成本内部化的方式加剧了企业经营成本,这会抑制绿色技术创新,不利于工业绿色发展。从平方项来看,其拟合系数为-0.017未通过显著性检验,表明不存在非线性关系。

3.公众参与型环境规制的系数为0.071,且通过了5%显著性检验,表明公众参与型环境规制能够显著倒逼工业企业进行绿色发展,验证了假说3。随着公众环保意识的逐渐升高,为了维持良好的社会形象,塑造良好的社会信誉,迫于舆论压力,传统工业企业不得不提高技术创新、改进生产工艺、加大环境治理力度、降低污染物排放量,因而公众参与型环境规制能推动工业绿色发展。但从平方项来看,其拟合系数为-0.031且在1%水平上显著,表明公众参与型环境规制工具对工业绿色发展的影响呈现出先促进后抑制的“倒U型”关系。

(二)内生性问题

虽然本文采用固定效应模型和添加控制变量的方式缓解因遗漏重要变量产生的内生性问题,但模型设置仍要面对互为因果内生关系的威胁。为解决反向因果内生性问题,借鉴Hering等[35]和杜龙政等[36]的做法,选取空气流通系数作为工具变量,然后使用两阶段最小二乘法(2SLS)做拟合计算。空气流通系数的构建方法为:

式(9)中,WS和BLH分别表示风速和大气边界层高度,AC为空气流通系数。依据欧洲中期天气预报中心(ECMWF)公布的全球0.75°×0.75°网格的10米高度风速和边界层高度栅格数据库,首先利用ArcGIS

10.5软件将气象栅格数据解析为能够直接使用的数据,然后计算出各网格相应年度的空气流通系数,最后参照样本内各省份省会城市经纬度信息对各个省份的流通系数进行匹配。

从理论层面来看,空气流通系数与环境规制力度强烈相关。当空气流通系数较低时,工业排放的PM2.5、二氧化硫、工业粉尘等污染物不易扩散,环境难以自净。因而,在空气流通系数较低的省份和年份,环境规制力度会更加强烈。由于空气流通系数仅取决于区域内部气候条件等自然环境,因而可以认定空气流通系数与工业绿色发展之间不存在直接联系。此外,为了防止弱工具变量问题,还加入了环境规制工具的滞后项作为第二个工具变量。

由表4可知,工具变量有效性检验的结果显示,本文选取的工具变量不存在弱工具变量、识别不足以及过度识别问题。再从具体的拟合结果来看,各个环境规制工具的拟合系数与基准回归结果相似,至少符号方向是高度一致的,只是显著性有轻微变化,但仍在可接受范围内。因此,基于严格因果推断而识别出的环境规制对工业绿色发展的影响效应仍然支持基准回归分析中的结论。

表4 内生性处理

(三)稳健性检验

为了验证基准回归结果的稳健性,采用以下两种方法进行检验。

1.更换被解释变量。考虑到现阶段在绿色全要素生产率的测度过程中,SBM-ML模型仍然被广泛用于生产效率的测算,因而选用SBM-ML指数来代替EBM-ML指数,估计结果见表5中的第(1)-(3)列。

2.更换稳健标准误。在短面板估计过程中,异方差、截面相关和自相关问题是不得不面对的难题和威胁。如果回归模型的扰动项存在条件异方差,通常的解决办法是使用稳健标准误,尽管上文为消除异方差问题采取了数据对数化和稳健标准误的方式,但自相关和截面相关问题还未考虑,对此将稳健标准误更换为DK标准误对其进行修正,估计结果见表5中的第(4)-(6)列。

表5 稳健性检验

由表5可知,各类型环境规制工具对工业绿色发展之间的影响关系与基准回归结果大致保持一致,至少相互关系和显著性未发生明显变化,因而可以认定基准回归结果是稳健的且是可靠的。

(四)绿色技术创新的中介效应检验

上文揭示了环境规制对工业绿色发展的影响效应,为验证绿色技术创新在其传导过程中发挥着何种中介作用,根据递推方程式,采用Sobel中介因子检验法模型对面板数据进行拟合,结果见表6。

表6 中介效应检验

由表6可知,三个环境规制工具Sobel检验的z值至少在5%水平上显著,表明绿色技术创新的中介效应是成立的,各类型的规制工具均能通过绿色技术创新的中介来影响工业绿色发展,只是绿色技术创新在其传导过程中所扮演的中介作用有所不同。具体而言,公众参与型和市场激励型环境规制的Sobel值显著为正,表明存在正向中介作用,符合假说4。但行政命令型环境规制工具的Sobel值显著为负,表明存在负向调节作用,环境规制通过绿色技术创新这个中介抑制了工业绿色发展,与假说4不符,其可能的原因在于,现阶段中国仍存在一定程度的市场扭曲和资源配置效率不高等情形。李俊青等[37]的研究表明,在市场扭曲和制度不完善的经济体中,企业进入与退出需要面临极其昂贵的“菜单成本”和用工成本,此时虽然环境规制抵制了低效率、高污染工业企业的市场参与行为,但是退出企业的市场份额和生产效率却难以用较低的成本重新配置到其他企业,更高效的潜在进入者也会因市场进入壁垒和政策不确定性望而却步。因此,行政命令型环境规制工具通过公权力促使企业做出环境保护行为,企业没有选择的余地,只能被动接受,在短时期内加剧了企业生产成本,致使企业产生“成本受损”效应。此外,企业可能不具有相应的财力和物力进行绿色技术创新,因而绿色技术创新的正向效应未被激活。

六、结论与建议

工业绿色全要素生产率不仅是刻画工业绿色发展的关键指标,还是衡量工业发展质量的重要指标。本文先是采用EBM-ML指数测度了中国2004—2018年30个省份的工业绿色发展水平,然后再利用面板固定效应模型和中介效应模型实证检验了3种不同类型的环境规制工具与绿色技术创新对工业绿色发展的影响。研究结果表明:第一,考察期内中国工业绿色全要素生产率呈现出增长态势,年均增长7.7%。其主要的增长动力在于工业绿色技术进步指数的提高,而工业绿色技术效率则抑制了工业绿色全要素生产率的提升,呈现出明显的“一条腿”走路的局面。工业绿色全要素生产率的增长呈现出显著的区域异质性,表现出中部领跑、西部追赶的区域分异格局。第二,不同类型的环境规制工具对工业绿色发展的影响效应有所不同。其中,公众参与型环境规制工具对工业绿色发展的影响呈现出先促进后抑制的“倒U型”关系,而行政命令型和市场激励型环境规制工具对工业绿色发展有抑制作用。在绿色技术创新的中介因子影响下,公众参与型和市场激励型环境规制工具能很好地发挥绿色技术创新的中介作用,能促进工业绿色发展;行政命令型环境规制工具还不能发挥绿色技术创新对工业绿色发展的推动作用。

为推动工业绿色发展,结合研究结论,提出以下政策建议。

1.完善工业绿色技术创新与成果转化机制。首先,充分发挥好政府指引工业绿色发展的“引路人”作用,加大工业企业绿色技术创新的财政倾斜力度,可以通过行业标杆宣传、树立典型等方式发挥好“专精特新”企业技术创新的“领头羊”作用,激发工业企业自主创新和工业绿色转型的内在动力。其次,重视“干中学”和管理效率等方面的提升,加强行业间信息交流与产业配套联系,努力营造有利于企业生产效率提升的各种条件。最后,将工业发展嵌入数字经济,积极推进工业互联网、工业数字化、智能化和绿色化发展,如通过信息和数据要素共享,实现工业绿色与互联网融合发展;推动工业企业大规模进行数字化转型布局,以信息化和数智化手段开展能源消耗与环境污染的动态监管和实时把控,提升资源利用率。

2.拓宽优化公众参与环境治理的渠道和路径。为使更多的社会公众参与环境保护,相关职能部门应积极完善相关的法规法令,严格执行政府信息公开制度,加大企业环境污染信息披露制度建设。通过环保知识普及与宣传的方式,提高全民环保意识。对于不同受众知识群体,可以采取职业教育、法律宣传和路演相结合的方式进行普及推广。鼓励社会公众参与政府的环保决策,引导公众践行绿色生活方式,增强社会主人公意识,重视并发挥公众的监管作用,努力营造全民监督的社会风尚。同时,需要警惕不切实际、盲目运用公众舆论规制的跟风行为,以免环境规制对工业企业的影响轨迹出现“重组”现象,引发绿色悖论效应。

3.因地制宜谋划政策设计,提升环境政策治理精度。任何环境规制工具都具有其优越性与局限性,推动工业绿色发展的某个最优规制政策并不存在,需要采取集标准和管制政策、财税政策、自愿协议、信息工具和技术研发政策于一体的综合性规制工具。具体而言,可以通过优化完善“多规融合”顶层设计,因地制宜地制定相关政策,坚决取消和抵制“一刀切”等形式主义做法。针对不同地区实际情况,出台细化防范措施,提升执法队伍水平,规避以强化工业污染治理为由干扰企业正常经营生产、抑制企业生产积极性的低效环保行为。突出环境保护在政绩考核中的作用,坚决杜绝政府对企业的不当干预和因“政绩冲动”过度追求企业投资规模而不加筛选地引进不适宜企业等行为。同时,维护好企业自主生产经营权,努力营造公平竞争的市场环境,优化营商环境,鼓励企业环境治理由“末端治理”转向“前端预防”,最大限度地缓解行政环境治理效率损失问题。积极引导社会资本进入环保领域,完善绿色信贷技术支持体系,健全绿色融资的监督管理制度,努力缓解企业环保资金压力。