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环境规制对城市绿色发展效率...和系统GMM模型的实证分析 林丽梅.pdf

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网络首发时间:2022-06-2409:29:21
网络首发地址:.
环境规制对城市绿色发展效率的影响
———基于超效率EBM模型和系统GMM模型的实证分析
1123
林丽梅ꎬ赖永波ꎬ谢锦龙ꎬ何秀玲
( 公共事务学院ꎬ福建 福州 350108ꎻ
安溪茶学院ꎬ福建 安溪 362400ꎻ
马克思主义学院ꎬ福建 福州 350002)
[摘 要]精准识别环境规制对绿色发展效率的影响机理ꎬ对于我国构建绿色发展长效机制具有重要的
理论价值和实践意义ꎮ从环境规制对绿色发展效率的作用机理出发ꎬ运用超效率EBM模型测算2005—
2018年全国112个环保重点城市的绿色发展效率ꎬ借助GMM模型检验环境规制对绿色发展效率的影响
效应ꎮ研究发现:我国112个环保重点城市的绿色发展效率主要呈W型变化且存在区域差异ꎻ环境规制
对城市绿色发展效率的影响整体呈先抑制后促进的U型特征ꎻ环境规制通过技术创新效应、要素替代效
应和溢出示范效应对绿色发展效率产生间接影响ꎬ其中ꎬ技术创新效应表现为“遵循成本效应”大于“创
新补偿效应”ꎬ要素替代效应表现为要素结构优化的促进作用ꎬ溢出示范效应则表现为外资技术的“减量
效应”大于“提质效应”ꎮ
[关键词]环境规制ꎻ绿色发展效率ꎻ环境治理ꎻ超效率EBM模型ꎻGMM模型
[中图分类号] [文献标识码] A
一、问题的提出
党的十八届五中全会提出的绿色发展理念是新时代国民经济和社会发展的“主旋律”ꎬ提升绿
色发展效率成为推动经济高质量发展的“金钥匙”ꎮ然而ꎬ当前我国正处于经济持续增长、工业化
水平不断提高、城镇化急速推进的阶段ꎬ高增长、高耗能、高污染的行业仍是经济发展重要支撑产
业[1]ꎮ2020年全国两会“部长通道”上ꎬ我国生态环境部部长黄润秋接受记者采访时表示ꎬ虽然
“十三五”期间我国节能减排和环境保护工作取得较好成效ꎬ但环境质量的改善仍处于低水平提
[收稿日期]2021-08-31
[基金项目]福建省自然科学基金青年创新项目“村域社会资本对农村环境治理效率的影响研究”(2019J05126)ꎻ福建省中
国特色社会主义理论体系研究中心年度项目“福建省绿色发展效率测算及提升路径研究”(FJ2019ZTB037)ꎻ福建省社会科学基金
一般项目“福建省农产品质量安全关系治理与契约治理互动机制研究”(FJ2018B034)
[作者简介]林丽梅(1987—)ꎬ女ꎬ福建仙游人ꎬ福建江夏学院公共事务学院副教授ꎬ研究方向:环境治理ꎮ
1:.
林丽梅等 环境规制对城市绿色发展效率的影响
升ꎬ改善程度和状况与老百姓的期盼和美丽中国建设的目标还有很大差距ꎬ亟需创新和完善环境
规制政策ꎬ助推绿色发展方式转变ꎮ事实上ꎬ我国在环境保护和节能减排方面制定了大量的环境
规制政策ꎬ比如«新环境保护法»的实施、全国性碳排放交易市场启动等ꎬ这些环境规制政策能否以
及如何提升绿色发展效率是值得深入探讨的问题ꎬ对于创新环境保护体制机制、实现经济和环境
协调发展具有重要的参考价值ꎮ
对环境规制效应的研究ꎬ国内外学者主要聚焦其对技术创新、产业绩效以及全要素生产效率
等的影响ꎬ形成三种观点ꎮ其一ꎬ从静态视角出发ꎬ传统观点认为在原有技术水平和生产需求保持
不变的情况下ꎬ政府实施环境规制会提高企业的环境治理成本ꎬ挤占生产性投资和技术创新投入ꎬ
从而降低企业生产率和经济绩效[2-3]ꎮ其二ꎬ从动态视角出发ꎬ基于波特等提出的“波特假说”ꎬ认
为恰当的环境规制能够促使企业增加技术创新投资的动力ꎬ形成创新补偿作用ꎬ弥补甚至超过环
境规制带来的合规成本[4]ꎬ从而达到环境绩效和经济绩效同时改进的双赢ꎮ其三ꎬ随着研究的深
入ꎬ学者们逐渐发现环境规制的影响效应具有不确定性ꎬ张成等研究表明环境规制与企业技术创
新、技术进步效率呈U型关系[5]ꎬ刘和旺等研究则认为环境规制与绿色全要素生产率符合倒U型
关系[6]ꎬ而李斌等基于工业行业数据研究指出环境规制对绿色全要素生产率的影响存在三种门槛
效应[7]ꎮ
近年来ꎬ部分学者开始着手研究环境规制与绿色发展的关系ꎮ他们多数采用DEA ̄SBM方法
测算绿色创新效率、生态效率、绿色全要素生产率或绿色发展效率等绿色发展绩效ꎬ研究环境规制
对经济发展和生态保护协调发展的影响效应ꎮ张长江等基于文献统计视角ꎬ研究发现围绕环境规
制与绿色发展的研究内容、研究结论、研究方法以及研究对象呈现出多样性ꎬ尚未形成统一研究框
架[8]ꎮ张小筠等关注环境规制对制造业绿色发展效率的影响ꎬ研究显示环境规制对制造业绿色发
展的影响随着时间推移经历了由阻碍到促进的变化过程[1]ꎻ而张子龙等和李胜兰等测算省际生态
效率ꎬ研究环境规制对其作用效应ꎬ得出环境规制对区域生态效率具有制约作用[9-10]ꎮ何爱平等
研究则发现ꎬ环境规制对绿色发展效率具有显著的正向影响ꎬ在保护生态环境和促进经济高质量
发展方面产生积极推动作用[11]ꎮ蔡乌赶等侧重探讨不同类型环境规制对绿色全要素生产率影响
效应的差异性ꎬ发现市场激励型、自愿协议型环境规制对绿色全要素生产率的直接影响分别呈倒
U型、U型关系ꎬ而命令控制型环境规制尚未直接影响绿色全要素生产率[12]ꎮ
综上所述ꎬ学术界围绕环境规制与绿色发展关系这一主题已开展丰富而深入的研究ꎬ为后续
研究奠定了重要基础ꎬ不过仍存在以下待完善之处ꎮ第一ꎬ既有研究关于环境规制对绿色发展效
率影响效应所得结论不尽一致ꎬ且缺乏对其作用机制的深入阐释ꎮ由于环境规制对绿色发展效率
的作用具有多维性ꎬ可能并非完全直接作用于绿色发展ꎬ需深入挖掘其多维传导机制ꎮ第二ꎬ既有
研究多聚焦于省际之间ꎬ城市间环境规制与绿色发展效率关系的研究成果较为少见ꎮ城市间管理
体制和政策既有相似性又有显著差异性ꎬ且存在一定的环境禀赋和经济基础差异ꎬ环境和经济协
调发展的空间效应更明显ꎬ环境规制对绿色发展效率的关系也值得研究ꎮ第三ꎬ在绿色发展效率
测度方法选择上ꎬ以非径向测算为基础的SBM模型在测算过程中缺失了效率前沿投影值的原始比
例信息ꎬ使得效率值存在失真可能ꎬ不仅如此ꎬ该方法也无法处理投入和产出变量同时具有径向和
2:.
南京工业大学学报(社会科学版)
非径向特征的情形ꎮ
基于此ꎬ本文的边际贡献在于:第一ꎬ研究框架上ꎬ基于“波特假说”和环境库兹涅兹曲线等理
论ꎬ考虑中国情境的适用性ꎬ从技术创新效应、要素替代效应和溢出示范效应等方面构建环境规制
对绿色发展效率影响机理的理论框架ꎬ并利用面板数据进行实证检验ꎬ揭示环境规制对绿色发展
效率的影响机理ꎬ形成对环境规制与绿色发展效率理论研究的重要补充ꎮ第二ꎬ研究对象上ꎬ以全
国环保重点城市为研究对象ꎬ分析绿色发展效率的时序和区域变化ꎬ并探析环境规制对各区域城
市绿色发展效率的差异化影响ꎬ为适时调整环境规制措施提供参考依据ꎬ并有效提升环保重点城
市的示范效应ꎮ第三ꎬ研究方法上ꎬ将非期望产出纳入到测算框架ꎬ选用包含径向与非径向两类距
离函数的超效率EBM(epsilon ̄basedmeasure)模型测度绿色发展效率ꎬ既能有效反映目标值与实际
值之间的比例信息ꎬ又能反映个体投入或产出变量非径向部分的差异[13]ꎻ同时超效率模型还能进
一步区分有效单元效率ꎬ使测量结果更为准确[14]ꎮ
二、环境规制对城市绿色发展效率的影响机理
环境规制是政府对企业行为和决策进行管控的一种手段ꎬ通过将环境成本内部化的方法迫使
污染企业为自己的行为负责ꎬ弱化企业以污染求发展的冲动ꎮ在城市绿色发展的中观视角下ꎬ环
境规制作为外在的潜在约束ꎬ对绿色发展效率的影响直接体现在对经济主体的交易费用、生产成
本、收益函数和管理效率等方面ꎬ这一影响将联动改变经济社会中生产要素配置结构和效率[10]ꎮ
而环境规制质量或者契约密集度较高的国家、区域或者行业ꎬ通常具有较强的比较优势ꎬ并由比较
优势促进整体绿色发展效率的提升ꎮ因此ꎬ环境规制可通过技术创新效应、要素替代效应和外溢
示范效应等路径改变企业微观内部效率和宏观配置效率ꎬ从而间接地影响绿色发展效率ꎮ

环境规制对绿色发展效率的技术创新效应可分为“遵循成本效应”和“创新补偿效应”两阶
段ꎮ短期来看ꎬ由于环境污染的弱可处置属性ꎬ当面临严格的环境规制时ꎬ企业在既定的生产技术
条件下无法同时实现减排与增产ꎬ只能通过购置环保生产设备、购买污染排放配额或缩小产
能[15]ꎬ而这些策略都会因遵从环境规制而产生“合规成本”[5]ꎬ导致其降低绿色技术创新投入ꎬ即
环境规制引发的“遵循成本效应”ꎮ长期来看ꎬ企业将根据环境规制政策进行适应性调整ꎬ集中
资源开发绿色技术和生产设备、优化生产工艺和改善组织管理等ꎬ增强产品的绿色科技含量ꎬ在
此过程中ꎬ无法进行技术创新升级应对环境规制政策的企业将通过“优胜劣汰”退出市场ꎬ由此
推动传统高能耗、高污染、高排放的产业创新驱动绿色转型升级ꎬ即环境规制引发的“创新补偿
效应”ꎮ

环境规制ꎬ特别是市场激励型环境规制(资源税、排污费等)能够推进实现环境资源要素的市
场化定价ꎬ使得要素价格准确反映其稀缺性、外部性和供求情况[12]ꎮ对此ꎬ在环境资源与其他生
产要素的相对价格发生改变的情况下ꎬ市场主体为追求生产成本最小化ꎬ必然会减少环境资源等
要素的消耗ꎬ用人力资本、绿色技术等要素替代环境资源要素ꎬ推动要素结构优化升级ꎮ在环境资
3:.
林丽梅等 环境规制对城市绿色发展效率的影响
源要素价格持续走高、人力资本投资不稳定与绿色技术要素长期高稳定回报的特征对比之下ꎬ市
场主体将更倾向于进行绿色技术创新研发和推广应用来实现要素替代ꎮ因此ꎬ在成本约束条件
下ꎬ环境规制能够激励传统产业加大绿色技术研发ꎬ优化要素结构ꎬ从而提高绿色发展效率ꎮ

环境规制通过市场准入、技术标准和排放标准、污染税费、绿色产品认证等提高了对外商直接
投资(FDI)的门槛ꎬ而FDI对绿色发展的影响机制包括规模效应、结构效应和技术示范效应ꎮ环境
规制强度的变化将影响FDI的流入ꎬ进而改变其对绿色发展作用效应的大小和方向ꎮ首先ꎬ随着
环境规制强度的增加ꎬ会导致外商投资企业增加“合规成本”ꎬ减少FDI的流入量ꎬ特别是高污染行
业的流入比例ꎬ优化FDI的行业结构ꎮ其次ꎬ规模上看ꎬ环境规制可能会减少外商资本流入数量ꎬ
产生“减量效应”ꎬ但就质量和结构而言ꎬ环境规制导致FDI流入规模减少的同时将有助于提高
FDI流入质量ꎬ产生“提质效应”ꎬ从而有利于促进技术溢出ꎬ提高绿色发展效率ꎮ再次ꎬFDI的结构
优化将提高其对本土企业的技术示范效应ꎬ增加本土企业学****模仿外资企业绿色技术的机会ꎬ提
高绿色发展效率ꎮ值得说明的是ꎬ环境规制的溢出示范效应还广泛存在于地区间ꎬ但由于地区间
的技术溢出效应较难直接衡量ꎬ更难以选取同时适用于多样本、长时间区间的统一代理变量ꎬ因
此ꎬ本文仅考虑外商投资的溢出效应ꎮ
三、研究方法与数据来源

(1)超效率EBM模型
传统的DEA模型或SBM模型均不能处理投入变量和产出变量同时具有径向和非径向特征的
情形ꎬ因此采用Tone等提出的EBM模型ꎮ该模型既能考虑目标值与实际值的径向比例ꎬ又能同时
处理投入与产出要素之间的径向与非径向的松弛变动ꎬ增强了决策单元的相对可比性[13]ꎮ然而ꎬ
当评价单元有多个投入和产出指标时ꎬ有效单元的数量也随之增加[16]ꎬ由于EBM模型测度的有效
单元效率值同为1ꎬ难以进一步分析有效评价单元的效率差异ꎬ因此ꎬAndersen等提出了超效率
EBM模型[17]ꎮ超效率EBM模型的公式如下:
mw-s-
∗ii
γ=minθ-εx∑
i=1xik
n
ìXλ-θx+s-=0 i=1ꎬ2ꎬꎬm
ï∑ijjiki
ïj=1
ïn
.íyλ≥y r=1ꎬ2ꎬꎬs(1)
ï∑rjjrk
j=1
ï
ïλ≥0ꎬs-≥0
îji
假设需要测算的决策单元为DMU(DicisionMakingUnitꎬDMU)ꎬ则上式中γ∗为规模报酬可变
情况下的最佳效率ꎻs-为投入要素i的松弛变量ꎻj为决策单元ꎻn为决策单元总数ꎻw-为投入指
ii
m
标的重要程度ꎬ其满足w-=1ꎻx和y分别为决策单元j的第i类投入和第r类产出ꎻx和y
∑iijrjikrk
i=1
4:.
南京工业大学学报(社会科学版)
分别为决策单元k的第i类投入和第r类产出ꎻm和s分别为投入和产出的数量ꎻθ为径向部分的
规划参数ꎻλj为线性组合系数ꎻεx为关键参数ꎬ满足0≤εx≤1ꎮ
由于把非期望产出纳入到测算框架ꎬ因而需要把公式(1)的超效率EBM模型扩展成基于非期
望产出的、非导向的EBM模型[18]ꎬ其公式为:
mw-s-
ii
θ-εx∑
∗i=1xik
γ=min++b-b-
swsqws
+rr+pp
φεy∑εb∑
r=1yrkp=1bpk
ìn
ïλx+s-=θx i=1ꎬ2ꎬꎬm
∑jiji0
ïj=1
ïn
ï+
ï∑λjyrj-sr=φyrk r=1ꎬ2ꎬꎬs
.íj=1(2)
ïn
ïλb+sb-=φb p=1ꎬ2ꎬꎬq
ï∑jpjppk
p=1
ï+-b-
ïîïîλj≥0ꎬsr≥0ꎬsi≥0ꎬsp≥0
式中ꎬs+为第r类期望产出的松弛变量ꎻsb-为第p类非期望产出的松弛变量ꎻw+和wb-分别为两
rprp
者的指标权重ꎻεy、εb为关键参数ꎻφ为产出扩大比ꎻbpj为决策单元j的第p类的非期望产出ꎻbpk
为决策单元k的第p类非期望产出ꎻq为非期望产出数量ꎮ本文在式(1)和式(2)的基础上ꎬ采用
非期望产出超效率EBM模型测量绿色发展效率ꎮ
(2)系统GMM面板模型
由于环境规制对绿色发展的影响效应可能具有滞后性ꎬ上一期的绿色发展效率往往对下一期
有一定影响ꎬ为确保模型估计的稳健性ꎬ需要将绿色发展效率的滞后项作为解释变量放入模型ꎮ
但引入滞后项可能导致其所包含的个体效应与扰动项具有相关性ꎬ不仅如此ꎬ由于遗漏变量的存
在可能导致残差项与解释变量具有内生性问题ꎮ因此ꎬ采用静态面板模型的估计结果是有偏的ꎬ
本文采用动态系统GMM模型进行估计ꎬ构建如下模型:
GDEit=α0+α1ERIit+α2GDEiꎬt-1+αXit+εit
GDE=β+βERI+βERI2+βGDE+βX+ε
it01it2it3iꎬt-1itit
GDE=γ+γERI+γERI2+γZL+γYS+γWS+γGDE+γX+ε
it01it2it3it4it5it6iꎬt-1itit
GDE=δ+δERI+δERI2+δERI∗ZL+δERI∗YS+δERI∗WS+δGDE+δX+ε
it01it2it3itit4itit5itit6iꎬt-1itit
式中ꎬα、β、γ、δ为系数ꎬi和t分别表示地市和年份ꎬGDEit表示i地市t年的绿色发展效率ꎬ
GDEiꎬt-1表示i地市滞后一期的绿色发展效率ꎬERIit表示i地市t年的环境规制强度ꎬZLit表示以万
人专利授权数衡量的技术创新ꎬYSit表示以单位能源劳动力数量衡量的要素结构ꎬWSit表示外商直接
投资水平ꎬXit表示所有控制变量的汇总ꎬεit为随机误差项ꎮ
5:.
林丽梅等 环境规制对城市绿色发展效率的影响

由于拉萨数据缺失较多ꎬ本文选取2005—2018年全国112个环保重点城市的面板数据为样本ꎬ
所涉及的各变量数据分别来自«中国环境年鉴»«中国城市统计年鉴»«中国城市建设统计年鉴»以及
各省市历年统计年鉴、统计公报等ꎮ
(1)被解释变量:绿色发展效率(GDE)
与传统经济效率有所不同ꎬ绿色发展效率考虑了生产要素的非期望产出问题ꎬ将资源环境约束指
标纳入分析ꎬ以期实现区域资源节约、环境友好与经济增长[9ꎬ19-21]ꎮ参照已有文献的做法ꎬ以能源消
耗、劳动力和资本存量为投入指标ꎬ地区生产总值(GDP)为期望产出ꎬ工业生产过程中产生的“三废”
即废水、二氧化硫和工业烟(粉)尘排放量为非期望产出ꎮ对各变量进行如下处理:固定资产在资本
投入中所占比重最高ꎬ因此采用当年全社会固定资产投资额来衡量资本投入量(2005年为基期)ꎬ单
位为亿元ꎻ选取当年年末全社会从业人员数来衡量劳动力投入ꎬ单位为万人ꎻ考虑到地区之间能源利
用的结构差异和动态变化特征ꎬ采用全社会能源消耗来测度能源投入ꎬ单位为万吨标准煤ꎻ选择当年
生产总值(GDP)来衡量期望产出(2005年为基期)ꎬ单位为亿元ꎻ通过熵值法计算工业废水、二氧化硫
和工业烟(粉)尘三种污染物排放量综合值作为非期望产出ꎮ
(2)核心解释变量:环境规制强度(ERI)
目前我国环境规制手段以投资治理为主、征税收费为辅ꎬ污染治理投资是政府意愿的体现ꎬ能够
在一定程度上反映投资型环境规制强度ꎮ据此ꎬ结合张华等[22]、原毅军等[23]学者的做法ꎬ采用工业
污染治理投资额与工业增加值的比例测度环境规制强度(ERI)ꎮ同时ꎬ理论分析可知ꎬ环境规制对绿
色发展效率可能具有非线性影响ꎬ因此ꎬ本文将环境规制一次项与二次项同时纳入模型ꎮ
(3)调节变量
根据理论分析ꎬ为验证环境规制引致的技术创新效应、要素替代效应和溢出示范效应ꎬ选取每万
人专利授权数(ZL)、单位能源劳动力数量(YS)和外商直接投资额占GDP比重(WS)作为调节变量ꎬ
考察其与环境规制的交互项对城市绿色发展效率的影响ꎮ其中ꎬ每万人专利授权数是从产出层面对
技术创新效应的衡量[24]ꎬ虽其不是对绿色技术创新水平的直接体现ꎬ但在我国生态文明建设目标和
环境保护战略引导下ꎬ社会各界的科技研发已形成极为显著的绿色环保导向ꎮ同时ꎬ参照蔡乌赶等做
法选取单位能源劳动力数量和外商直接投资额占比作为要素替代效应和溢出示范效应的代理变
量[12]ꎬ单位能源劳动力直接体现绿色发展过程中能源要素的集约化利用程度ꎻ外商直接投资额占比
可一定程度上作为环境规制政策对资本数量和质量筛选的结果体现ꎮ
(4)控制变量
借鉴既有研究ꎬ从经济发展水平、城乡人口结构、绿色生活水平和产业结构四个方面选取控制变
量ꎬ并分别通过人均GDP(2005年为基期)(ED)、城镇化率(PS)、每万人拥有公交车数量(GL)和第
二产业产值占第三产业产值比重(IS)加以衡量ꎮ需要说明的是ꎬ依据环境库茨涅茨曲线理论ꎬ为了
控制经济发展对绿色发展效率的综合影响ꎬ引入人均GDP的平方项来控制该指标可能带来的非线性
影响ꎮ
6:.
南京工业大学学报(社会科学版)
四、结果与分析

我国总样本城市及分区域样本城市2005—2018年绿色发展效率的变化趋势如图1所示ꎮ由图1
可知:2005—2018年ꎬ从总样本城市来看ꎬ我国绿色发展效率总体上呈W型变动ꎬ即先下降ꎬ后上升ꎬ
再经略微下降后稳中有升ꎮ受全球金融危机影响ꎬ2005—2010年我国城市绿色发展效率持续下降ꎬ
2011年迅速上升ꎬ之后虽有下降但幅度较小ꎬ直到2015年之后绿色发展效率基本呈现平稳发展ꎮ从
区域样本城市来看ꎬ东部样本城市的绿色发展效率高于总样本城市平均水平ꎬ中部和西部低于平均水
平ꎬ这可能是因为三大区域经济发展模式存在较大差异ꎬ东部主要依赖技术、资本等要素发展集约型
产业ꎬ中西部地区更多依赖资源和投资拉动ꎬ资本主要集聚于工业产业ꎬ资本深化在一定程度上导致
经济发展更依赖重工业ꎬ使得中西部的绿色发展效率明显低于东部地区ꎮ但从趋势变动上看ꎬ中部地
区2006年之前高于西部地区ꎬ之后一直低于西部地区ꎬ2011年后基本呈现稳中有升的变动趋势ꎮ此
外ꎬ从三大区域绿色发展效率的年均值差异化水平来看ꎬ中部地区差异较小ꎬ东部和西部地区差异较
为明显ꎮ
图1 样本城市绿色发展效率的变化趋势

为避免由于数据的非平稳性导致的虚假回归问题ꎬ采用ADF单位根检验法对模型中的所有变量
进行检验ꎬ结果如表2所示ꎮ由表2可知:各序列均是平稳的ꎮ
本文采用系统GMM估计方法ꎬ以滞后二到五阶的绿色发展效率为工具变量ꎬ论证环境规制对绿
色发展效率的影响ꎬ结果如表3所示ꎮ由表3可知:四个模型均通过工具变量的检验ꎮ其中AR(1)
和AR(2)检验结果表明ꎬ残差项只存在一阶序列相关性ꎬ不存在二阶自相关ꎮSargan统计量的p值均

7:.
林丽梅等 环境规制对城市绿色发展效率的影响
表2 单位根检验结果
变量ADF值p值结论






ERI∗
ERI∗
ERI∗





表3 环境规制对城市绿色发展效率的估计结果
变量(1)(2)(3)(4)
∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗
()()()()
ERI-∗∗∗-∗∗∗-∗∗∗-∗∗∗
()()()()
∗∗∗∗∗∗∗∗∗
()()()
∗∗∗∗
()()
∗∗∗∗
()()
∗∗∗∗
()()
ERI∗lnZL-∗∗
()
ERI∗∗∗
()
ERI∗∗∗
()
8:.
南京工业大学学报(社会科学版)
(续表)
变量(1)(2)(3)(4)
ED-∗-∗∗-∗-∗∗
()()()()
∗∗∗∗∗∗∗
()()()()
∗∗∗∗∗∗
()()()()

()()()()
IS-∗∗-∗∗∗-∗∗-∗∗
()()()()
常数项-∗-∗∗--
()()()()
样本1568156815681568
AR(1)----
AR(1)
AR(2)----
AR(2)


注:∗∗∗、∗∗和∗分别表示1%、5%和10%的显著性水平ꎬ括号内为标准误差ꎻ下同ꎮ
表3模型估计结果显示ꎬ滞后一期的绿色发展效率在所有模型中均通过了1%水平的正向显著性
检验ꎬ表明上一期绿色发展效率与本期绿色发展效率正向相关ꎬ证实了绿色发展效率在时序上的确具
有“惯性”ꎬ绿色发展效率的改善是一个持续积累的调整过程ꎮ模型(1)的估计结果显示环境规制一
次项对绿色发展效率具有显著负向影响ꎬ而模型(2)显示环境规制二次项对绿色发展效率具有显著
正向影响ꎬ这表明环境规制与绿色发展效率之间存在U型变动关系ꎬ即当环境规制强度较低时ꎬ会抑
制绿色发展ꎬ随着环境规制强度的持续提高ꎬ环境规制的影响效应由阻碍转变为促进ꎮ经计算ꎬ环境

进效应ꎮ
模型(3)估计结果显示以万人专利授权数衡量的技术创新水平对绿色发展效率具有显著的正向
影响ꎬ说明加快技术创新是提升绿色发展效率的重要途径ꎮ以单位能源从业人员衡量的要素结构对
绿色发展效率具有显著的正向影响ꎬ说明降低能源投入、实现人力资本对能源的替代对于提升绿色发
展效率具有促进作用ꎮ外商直接投资对绿色发展效率具有显著的正向影响ꎬ表明外商投资对绿色发
9:.
林丽梅等 环境规制对城市绿色发展效率的影响
展具有技术溢出和示范效应ꎬ加大引入外商投资有助于提升绿色发展效率ꎮ
模型(4)是加入了环境规制与技术创新、要素结构和外商投资各变量交互项的估计结果ꎮ环境
规制与技术创新的交互项在5%水平上通过了显著性检验ꎬ且作用方向为负ꎬ表明环境规制的“遵循
成本效应”大于“创新补偿效应”ꎬ这与上述环境规制仍然处于拐点左侧的结果相呼应ꎮ在环境规制
强度较弱的情况下ꎬ环境规制对企业市场竞争力尚未产生较大影响ꎬ为了确保短期利润ꎬ企业会选择
通过强化末端治理投资以达到“合规”排放ꎬ而尚未发挥促进企业技术创新和扩散的作用ꎮ环境规制
与要素结构的交互项在5%水平上通过了显著性检验ꎬ且作用方向为正ꎬ表明环境规制能够倒逼要素
结构优化升级ꎬ从而提升绿色发展效率ꎮ随着价格改革进程的不断推进ꎬ能源价格一定程度上能够反
映稀缺性和环境成本ꎬ从而有助于企业弱化对能源的依赖性ꎬ而强化劳动力等要素对能源的替代性ꎮ
环境规制与外商直接投资的交互项在5%水平上通过了显著性检验ꎬ且作用方向为正ꎬ表明环境规制
不仅减少了外商投资流入数量ꎬ更为突出的影响是它同时也提升外商投资质量ꎬ即“提质效应”大于
“减量效应”ꎬ由此进一步促进了本土企业对绿色创新技术的消化吸收ꎮ
控制变量中ꎬ经济发展水平一次项、二次项对绿色发展效率分别具有显著负、正向影响ꎬ表明经济
发展水平与绿色发展效率呈现U型关系ꎬ随着经济发展水平的提高ꎬ绿色发展效率呈现先下降后上
升的变动过程ꎮ由于绿色发