环境规制对中国循环经济绩效的影响

王晓红　冯严超

摘要

运用主成分分析法和功效系数法测算出2007—2016年中国省域循环经济绩效值，基于广义空间模型，设置三种空间权重矩阵，分析了节能型与减排型环境规制对中国循环经济绩效的影响。研究表明：第一，循环经济绩效本身具有相对稳定的正向空间溢出效应；第二，节能型及减排型环境规制均与中国循环经济绩效之间存在倒“U”型非线性关系；第三，与中西部样本相比，东部样本的空间溢出效应较为显著，不同区域之间存在明显的空间异质性；第四，节能型与减排型环境规制在促进循环经济绩效提升方面存在互补效应，且水体污染指标比气体污染指标的互补效应显著；第五，产业结构对循环经济绩效有显著的促进作用，要素禀赋对循环经济绩效有显著的抑制作用，而城镇化水平和投资开放度对循环经济绩效的影响具有不确定性。因此，政府应适当加强环境规制强度，发挥环境规制对经济发展质量的净化效应，从节能与减排两个方面着手形成合力促使循环经济绩效提升；推进产业转型升级，通过环境规制“质量门槛”建立产业甄别机制，避免中西部地区重蹈东部地区覆辙，使环境规制成为产业转型升级的动力；建立自由流通的要素市场，将环境规制效果纳入政绩考核范围之内，建立良好的循环经济发展环境；坚持走新型城镇化道路，推进公共服务的人口均等化，进而为环境规制促进循环经济绩效提升创造新的市场潜能，形成新型城镇化建设与循环经济绩效提升的协调发展局面；提高对外开放水平，通过提高引进外资的“质量门槛”避免成为“污染避难所”，并加强外资与国内重大科技创新项目的结合，建立激励与约束并重的环保技术市场，充分发挥环境规制对净化经济质量的倒逼作用。

关键词环境规制；循环经济绩效；空间溢出效应；空间异质性

中图分类号F124.5

文献标识码A文章编号1002-2104（2018）07-0136-11DOI：10.12062/cpre.20180302

改革开放近40年来，在实现经济高速增长的同时，环境污染与资源枯竭造成的压力日益成为制约中国经济发展的瓶颈。由于环境的公共产品属性和环境污染的负外部性属性，市场机制很难有效解决环境污染问题，环境规制成为弥补市场失灵的重要突破口。中国经济正处于经济增速换挡期、产业结构调整期、前期刺激政策消化期“三期叠加”的关键历史阶段，如何转变经济发展方式，实现经济、资源与环境的协调发展，已成为当务之急，这也正是探索环境规制对中国循环经济绩效影响的意义所在。

1文献综述

循环经济发展的根源是对经济、环境与资源之间关系的研究。联合国环境与发展委员会在1987年的研究报告《我们共同的未来》中提出“可持续发展观”的概念，为各国经济发展提供了战略指导。循环经济作为可持续发展的实现途径，逐渐引起学术界的重视。循环经济是以资源的高效循环利用为核心，以“减量化、再利用、资源化”（Reduce、Reuse、Recycle，简称3R）为原则，实现经济系统和自然生态系统和谐循环的一种新型闭环经济模式[1]。西方理论界与实务界对循环经济的研究是为了解决工业化引起的资源短缺、环境污染等生态问题。与国外研究相比，中国政府通过制定一系列法律法规和建设生态工业园区，从政策、制度和法律上有效推动了循环经济的发展。自2003年将循环经济纳入科学发展观以来，中央政府多次在政府工作报告中提到循环经济发展理念，中共十九大报告更是提到要“建立健全绿色低碳循环发展的经济体系”“推进资源全面节约和循环利用”“实现生产系统和生活系统循环链接”等。围绕循环经济发展理念，学术界基于不同视角和方法开展了广泛的研究，并在概念与内涵界定、本质特征与原则、发展模式与经验、研究方法与评价体系等方面取得了丰富的研究成果[1]。

环境规制是通过制定预防和控制环境污染的各种引导性、规范性和约束性规则等方式，解决经济主体行为过程中产生的负外部性等市场不完全问题[2]。关于环境规制强度的测算，目前学术界尚未达成广泛的共识。目前国内外学者主要采取以下三种量化模式：以定性指标为基础综合得到定量指标；直接使用定量指标；将多个定量指标整合为一个定量指标[3]。其中，关于直接使用定量指标代理环境规制工具，目前常见的方法有“二分法”（命令控制型与市场激励型[3]）、“三分法”（命令控制型、市场激励型与公众参与型[4]）以及“四分法”（命令控制型、市场激励型、公众参与型与自愿行动型[5]）等，但尚未发现有文献从节能减排的视角研究环境规制对循环经济绩效的影响。事实上，环境规制的效果主要体现在前端的节能效应和末端的减排效应，而既有文献选取单一代理指标来反映某种类型的环境规制难免存在偏差。因此，本文基于前端控制与末端治理的差别，分别设置节能型与减排型环境规制，且每种环境规制工具分别用气体污染指标和水体污染指标代理，以对比分析不同环境规制工具对循环经济绩效影响的差异性。

关于环境规制效果，多数研究围绕对“波特假说”和“污染天堂假说”的检验展开，主要集中于对经济发展、政策评价和产业转移等的影响[6]。钟茂初等[7]基于面板门槛模型对环境规制能否倒逼产业结构调整进行了研究，发现环境规制与地区产业转移、结构升级均呈现“U”型关系，只有跨过“门槛值”，环境规制才能促进产业结构调整。张江雪等[8]基于松弛测度的方向距离函数（SBM-DDF）对环境规制对中国工业绿色增长指数的影响进行了研究，发现不同类型的环境规制在不同绿化程度地区的作用差异明显，另外工业结构和技术创新也是影响工业绿色增长的重要因素。Cai等[9]以中国政府在1998年两个控制区实施差异化环境规制策略为界点，研究了环境规制对外国直接投资的影响，发现环境规制强化能有效阻碍环境保护较差国家的投资，而环境保护较好国家的投资对环境规制强化的反应并不敏感。姜珂等[10]基于央地分權视角对环境规制策略的演化博弈进行了研究，发现央地两级政府在环境规制策略执行过程中的动态演化，很大程度上取决地方政府环境规制执行力度、成本、收益与损失以及中央政府监管力度、成本和处罚力度等因素的大小。罗良文等[11]基于一般均衡分析框架对环境规制下污染密集型生产转移的内在机制进行了研究，发现环境成本差异决定了非友好产品生产转移的意愿，而合理的区际环境政策差异能在产业有序转移中发挥积极作用。Zhao等[12]基于空间杜宾模型分析了环境规制下的中国省域两级水资源利用效率与空间溢出效应，发现水资源总体利用效率取决于二期效率，且具有明显的空间溢出效应。刘传江等[13]基于产业碳密集程度细分的视角对环境规制强度对绿色全要素生产率的影响进行了研究，发现不同碳密集程度产业的环境规制强度存在明显差别，强“波特假说”在工业部门内存在产业异质性。范玉波等[14]基于空间替代的视角对环境规制的产业结构空间效应进行了研究，发现区域差别性的环境规制促进了污染密集型制造业的向西迁移，实现了污染产业从中国东部向西部的空间替代。Chen等[15]通过对环境规制下中国水污染治理效果的研究发现，下游城市的环境规制强化将迫使污染企业向环境规制较弱的上游地区迁移，从而对上游脆弱的生态环境造成高度污染，使上游地区成为“国内污染避难所”。Yang等[16]基于扩展的数据包络分析模型分析了环境规制下的中国生态效率，发现中国生态效率呈上升趋势，且不同区域之间的异质性造成了中国生态效率差距逐步拉大。

虽然上述成果为研究环境规制下的循环经济绩效提供了很好的借鉴，但至今尚未发现有文献对空间视角下不同类型环境规制对循环经济绩效的空间溢出效应与空间异质性进行分析。不同类型环境规制如何影响循环经济绩效的空间溢出效应？空间异质性下不同类型环境规制对循环经济绩效的空间溢出效应存在明显差别吗？不同类型环境规制下的其它因素如何影响循环经济绩效？为此，本文认为有必要将不同类型环境规制工具对循环经济绩效的影响纳入同一框架去研究；另外，循环经济绩效追求的是经济、资源与环境的协调发展，而不是“以污染换发展”，因此，本文通过构建循环经济绩效评价指标体系，综合采用主成分分析法与功效系数法测度循环经济绩效值，在考虑空间溢出效应与空间异质性的基础上探讨不同类型环境规制工具对循环经济绩效的影响机制及区域差异，期望为提升循环经济绩效提供可供参考的政策建议。

2环境规制对中国循环经济绩效的影响机制

由于工业企业是环境规制的主要作用对象[17]，所以本文以工业企业为研究对象分析环境规制对循环经济绩效的影响。假设工业企业为经济人，在环境规制的约束下从事生产经营活动并追求自身利润的最大化。

2.1环境规制对中国循环经济绩效提升的“抵消效应”和“约束效应”

基于新古典经济学派完美市场竞争假设下的静态分析框架，严格的环境规制将会降低企业的利润率，进而从整体上拉低循环经济绩效。面对政府的环境规制要求，工业企业为获得正常生产许可，需要控制污染排放量或改进生产工艺的节能环保水平，将不可避免地抬高生产成本。而生产成本的提高将迫使企业重新调整资源配置、减少或控制技术创新支出，从而阻碍技术进步和生产率提升，进而对循环经济绩效提升产生“抵消效应”。此外，环境规制标准将对企业机器设备更新、建厂选址等生产决策形成新的约束条件，从而压缩工业企业的生产决策集，导致工业企业的现有资源不能实现有效利用，进而对循环经济绩效提升产生“约束效应”。因此，从静态上来看，环境规制将通过“抵消效应”和“约束效应”对循环经济绩效提升产生抑制作用。

2.2环境规制对中国循环经济绩效提升的“倒逼效应”和“补偿效应”

环境规制在抬高工业企业的生产成本的同时，也将形成外在压力倒逼工业企业进行技术创新和生产工艺改进，从而提高循环生产率和产品质量，以适应市场越来越高的“质量门槛”，即环境规制的“倒逼效应”。此外，通过技术创新和生产工艺改进，工业企业生产的产品将在市场中更具有竞争优势，从而获得更多的利润，以部分或全部抵消生产成本的上升以及技术创新和生产工艺改进额外投入，从而激励工业企业继续提高生产环保水平和产品质量，即环境规制的“补偿效应”。因此，从动态上看，环境规制将通过“倒逼效应”和“补偿效应”对循环经济绩效提升产生促进作用。

综合上述分析，抵消效应、约束效应、倒逼效应和补偿效应的综合作用使得环境规制对循环经济绩效的影响难以确定，因此环境规制与循环经济绩效之间可能存在非线性关系，相关研究有待继续深入和考证。另外，从作用路径来看，不同类型环境规制对循环经济绩效的作用效果也未必一致。为此，本文假设环境规制与循环经济绩效之间存在非线性关系，并基于中国省域面板数据，采用空间计量模型探索不同类型的环境规制对循环经济绩效的影响。

3指标选取与模型构建

3.1指标选取及数据来源

（1）被解释变量。基于整体科学性、系统层次性及数据可得性的设计思路，遵循循环经济“减量化、再利用、资源化”的原则，参考国家发改委、环保总局和统计局联合编制发布的“循环经济评价指标体系”及借鉴李宁等[18]、郗永勤等[19]、李斌等[1]的做法，构建包括社会发展绩效、市场运营绩效、资源减量绩效、循环利用绩效和生态环境绩效的中国循环经济绩效指标体系，具体构成如表1所示。

其中，废水、废气和工业总产值的核算口径在2012年出现了调整，本文参考李斌等[1]的做法，采用增长率法得到2012年及以后年份的相关数据；能源消耗总量在统计年鉴中没有直接可用的数据，本文采用张倩[2]的做法，根

据《综合能耗计算通则》（GB/T2589-2008）中提供的参数将煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然气8种主要能源消费类型换算成标准煤。另外，本文对第三产业增加值、第二产业增加值、当地GDP、城镇居民人均可支配收入以及农村居民人均可支配收入以2006年居民消费价格指数为基期进行了平减化处理，对工业总产值和新产品销售收入等工业经济指标以2006年工业生产者出厂价格指数为基期进行了平减化处理。在经过上述数据准备之后，本文采用SPSS 22.0中的主成分分析法，提取特征值大于1的主成分，分别为投资收益率、万元GDP电耗、投资产出率和工业固体废物综合利用率，然后将提取的主成分合并成综合主成分，并对综合主成分采用功效系数法进行处理，最终得到循环经济绩效值[1]。

（2）核心解释变量。根据大多数学者对节能减排的研究，同时借鉴周肖肖等[20]的观点，本文借用“节能”与“减排”这两个概念，基于前端控制与末端治理的差别，设置节能型环境规制和减排型环境规制，以分析不同类型环境规制对循环经济绩效的影响。其中，节能型环境规制用碳排放强度和工业废水排放强度表示，减排型环境规制用二氧化硫去除率和化学需氧量去除率表示，以对比气体污染指标和水体污染指标的两种不同类型环境规制作用的空间异质性。碳排放强度为二氧化碳排放量与平减化处理后的各省域GDP的比值，在统计年鉴中没有直接可用的二氧化碳排放量数据，本文分析采用张倩[2]的做法，根据《综合能耗计算通则》（GB/T2589-2008）中提供的参数将煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然气8种主要能源消费类型换算而来；工业废水排放强度为工业废水排放量与平减化处理后的各省域GDP的比值；工业二氧化硫去除率为工业二氧化硫去除量与工业二氧化硫产生量的比值，工业化学需氧量去除率为工业化学需氧量去除量與工业化学需氧量产生量的比值，鉴于2012年之后的统计年鉴中无工业二氧化硫去除量和工业化学需氧量去除量这两种指标，本文借鉴李斌等[1]的做法，分别采用工业二氧化硫产生量与工业二氧化硫排放量之差以及工业化学需氧量产生量与工业化学需氧量排放量之差进行了替代。

（3）控制变量。本文选取以下指标为控制变量：①产业结构（IS），以第三产业增加值占当地GDP的比重表示；②要素禀赋（FE），以资本与劳动的比值表示，其中资本为当地固定资产存量[21]，劳动则用各省份历年从业人员数据表示；③城镇化水平（UL），以城镇人口占当地总人口的比重表示；④投资开放度（FDI），以外商直接投资与当地GDP的比重表示，其中外商直接投资利用人民币兑美元的年度平均汇率进行了换算。

本文采用2007—2016年中国30个省域面板数据为研究样本（西藏因数据缺失严重而删去，港澳台不在本文考察范围之内），循环经济各项指标数据来自历年的《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国环境统计年鉴》。

3.2空间自相关检验

在选用空间计量模型之前，需要对主要变量的空间相关性进行检验，其中Morans I指数是被广泛使用的检验空间全局相关性的分析工具。基于此，本文采用地理距离矩阵（Wd）、地理邻接矩阵（Wc）和经济距离矩阵（We）分别对循环经济绩效（CEP）、节能型环境规制（ER_ES）和减排型环境规制（ER_RE）进行了空间相关性检验。结果显示，上述主要变量的Morans I均大于零，全部通过了10%的显著性水平且大部分通过了1%的显著性水平，因而中国省域循环经济绩效（CEP）具有较强的空间溢出效应，节能型环境规制（ER_ES）和减排型环境规制（ER_RE）也存在较为显著的空间正相关性，且空间变动趋势具有较好的稳健性。

3.3空间计量模型

空间计量模型通过空间权重矩阵将空间因素纳入研究框架，借助模型中的空间滞后项或空间误差项测度变量的空间溢出效应。目前应用较为广泛的空间计量模型主要有空间滞后模型（SLM）、空间误差模型（SEM）和广义空间模型（SAC）。其中，空间滞后模型（SLM）通过加入被解释变量的空间滞后项，用以解释周边位置的被解释变量对单一被解释变量的空间溢出效应；空间误差模型（SEM）通过误差项的空间滞后项，用以解释因测量误差而造成的冗余空间溢出效应；广义空间模型（SAC）则同时加入了被解释变量和误差项的空间滞后项，以综合考量两者的空间溢出效应。基于此，本文选用更一般化的广义空间模型（SAC），着重考察环境规制对循环经济绩效的空间溢出效应和空间异质性。鉴于环境规制对循环经济绩效的非线性影响仍需实证检验，本文在模型中加入了环境规制的平方项。通过Hausman检验，上述空间计量模型均拒绝了随机效应的原假设，即采用固定效应模型。

模型1：

CEPit=β1ER_ESit+β2ER_ESit2+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，

μi=λW·μi+εit（1）

模型2：

CEPit=β3ER_REit+β4ER_REit2+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，μi=λW·μi+εit（2）

进一步地，为了检验节能型环境规制与减排型环境规制之间存在替代效应还是互补效应，本文引入两者之间的交互项，即ER_ESit·ER_REit。如果交互项的估计系数小于零，则表明在影响循环经济绩效方面，节能型环境规制与减排型环境规制是相互替代的，反之则存在互补关系。通过Hausman检验，加入交互项后的空间计量模型也拒绝了随机效应的原假设，即采用固定效应模型。

模型3：

CEPit=β1ER_ESit+β2ER_ESit2+β3ER_REit+

β4ER_REit2+β5ER_ESitER_REit+β6ISit+

β7FEit+β8ULit+β9FDIit+ρW·CEPit+μi，

μi=λW·μi+εit（3）

其中，CEP代表循环经济绩效，W代表空间权重矩阵，i和t分别表示省份和时间，ER_ES代表节能型环境规制，ER_RE代表减排型环境规制，ε为空间误差项，μ为空间固定效应，ρ为空间自回归系数，λ为空间自相关系数，β1-β9为对应变量的系数。

3.4空间权重矩阵

为了全面客观地综合测度环境规制对中国循环经济绩效的空间溢出效应，空间权重矩阵W的设置分别以地理特征、经济特征和社会特征三个角度建立地理距离空间权重矩阵、经济距离空间权重矩阵和人力资本空间权重矩阵。

（1）地理距离空间权重矩阵（Wd）。常用的地理特征空间权重包括邻接标准和地理距离标准，本文选用能测度更远空间单元之间关系的地理距离空间权重矩阵，其形式如式（4）所示。

Wdij=eadij；

W′dij=Wdij∑jWdij，i≠j

0，i=j（4）

其中，Wij为第i行、j列的矩阵元素；dij为空间单元i和空间单元j之间的地理距离，在本文则为各个省份省会城市（首府）之间的直线欧氏距离。为了简化模型和便于解释结果，本文将地理距离空间权重矩阵进行标准化处理，使每行元素之和为1，并记标准化后的权重为W′dij。同理，本文也对经济距离空间权重矩阵和人力资本空间权重矩阵进行了标准化处理。

（2）经济距离空间权重矩阵（We）。区域经济绩效的空间溢出效应除了具有地理距离属性之外，还受到经济发展水平差距的影响。若仅采用地理距离空间权重矩阵来测度区域经济绩效的空间溢出效应，难免会使测算结果出现偏差。为此，本文选用各个省份的人均GDP作為矩阵元素，构建经济距离空间权重矩阵如式（5）所示。

Weij=Wdijdiag（Y1/Y，Y2/Y，……Yn/Y）；

W′eij=Weij∑jWeij，i≠j

0，i=j（5）

其中，Weij为经济距离空间权重矩阵，Yj=1/（t1-t0+1）∑t1t0Yij为观察期内第i省的人均GDP平均值，Y=1/（t1-t0+1）∑nt=1∑t1t0Yij为总观察期内人均GDP的平均值。

（3）人力资本空间权重矩阵（Wh）。区域经济绩效的空间溢出效应除了具有地理特征和经济特征之外，还受到人力资本要素集聚差异的影响。为此，本文选用各个省份的人力资本存量作为矩阵元素，构建人力资本空间权重矩阵如式（6）所示。

Whij=Wdijdiag（H1/H，H2/H，……Hn/H）；

W′hij=Whij∑jWhij，i≠j

0，i=j（6）

其中，Whij是人力资本空间权重矩阵，Hj=1/（t1-t0+1）∑t1t0Hij为观察期内第i省的平均人力资本存量，H=1/（t1-t0+1）∑nt=1∑t1t0Hij为总观察期内的平均人力资本存量，人力资本存量为平均受教育年限与各地区就业人数的乘积值[22]，并做了滞后一期处理。

4实证结果分析

4.1全国层面的实证结果

表2为选用气体污染指标，即节能型环境规制为碳排放强度、减排型环境规制为二氧化硫去除率时，全国层面的估计结果。通过观察可以发现：

（1）核心解释变量对循环经济绩效的影响。两种环境规制及其平方项的系数都通过了1%的显著性检验，而环境规制的系数为正，环境规制平方项的系数为负，说明环境规制对循环经济绩效存在显著的“门槛效应”，呈现倒“U”型变化特征，即环境规制对循环经济绩效存在非线性影响。

（2）控制变量对循环经济绩效的影响。产业结构的系数都为正且通过了1%的显著性检验，说明产业结构对循环经济绩效存在正向影响，即中国的产业结构日趋合理化对循环经济绩效有明显的提升作用，因此要深入推进产业结构转型升级，通过大力发展第三产业提升循环经济绩效。要素禀赋的系数都为负且通过了1%的显著性检验，说明要素禀赋对循环经济绩效存在负向影响，即近年来生产要素过度集中造成的要素扭曲和效率损失对对循环经济绩效有明显的抑制作用，因此要引导生产要素在全国合理布局，通过资源配置的优化重组提升循环经济绩效。城镇化水平的系数符号和显著性存在明显差异，说明从不同角度来看，城镇化水平对循环经济绩效的影响具有不确定性，这与近年来城镇化加速推进过程中偏重“速度”而忽视“质量”有关，因此要走新型城镇化道路，通过有效利用城市资源提升循环经济绩效。投资开放度的系数符号和显著性存在明显差异，说明从不同角度来看，对外开放对循环经济绩效的影响具有不确定性，这与近年来FDI引进质量参差不齐有关，因此在提升FDI引进力度的同时要设置相应的“质量门槛”，从而避免成为外资的“污染避难所”。

（3）空间溢出效应。空间自回归系数ρ在三种空间权重矩阵下都为正，且全部通过了1%水平的显著性检验，这说明循环经济绩效相邻（或相近）区域间的空间溢出效应比较明显，在地理维度、经济维度和人力资本维度上都具有很强的正相关性。

空间自相关系数λ在三种空间权重矩阵下都为负，且全部通过了1%水平的显著性检验，这说明环境规制对循环经济绩效具有较强的负向溢出效应，即周围（或相近）省域的环境规制强度越高，本地区的循环经济绩效越差。另外，考虑到地方政府寄希望于周围（或相近）省域正向溢出的“搭便车”心理和“以邻为壑”的零和博弈思维，地方政府缺乏主动净化经济增长质量的动力，以致循环经济绩效不断恶化。

4.2区域层面的实证结果

中国幅员辽阔，东部地区与中西部地区在地理区位条件、资源环境禀赋、产业结构分布与经济发展水平等方面存在着较大差距，即存在明显的空间异质性。为此，本文将考察样本按照国家地理区域划分标准分为东部和中西部两大区域，以对比分析气体污染指标的节能型环境规制和减排型环境规制对循环经济绩效的影响及空间溢出效应的变化。通过对比表2、表3和表4可知，无论是核心解释变量的系数，还是空间相关系数与空间自回归系数，东部样本、中西部样本的符号正负整体上与全国样本都具有一致性，但显著性普遍降低，这也从侧面说明本文结论的普适性。另外，与中西部样本相比，东部样本的空间溢出效应较为显著，即区域之间具有明显的空间异质性也得到验证。

4.3稳健性检验

对全国性样本进行稳健性检验（见表5），同时对不同类型环境规制之间关系的估计结果（见表6）进行对比分析，结果表明：

（1）环境规制变量的选取对本文的结果至关重要，上述实证分析中环境规制变量都为气体污染指标，本小节将环境规制变量替换为水体污染指标，对环境规制与循环经济绩效关系的稳健性进行检验。其中，节能型环境规制变量替换为工业废水排放强度，减排型环境规制变量替换为

化学需氧量去除率。表5为全国样本的稳健性检验结果，核心解释变量和空间溢出效应的正负和显著性基本保持不变，即本文的实证检验结果是稳健的。

（2）为了检验在影响循环经济绩效方面，节能型与减排型环境规制之间存在替代关系还是互补关系，本文进一步对模型3采用广义空间模型（SAC）进行空间回归分析。由表6可知，气体污染指标和水体污染指标的交互项系数在三种空间权重矩阵下都通过了10%的显著性水平检验，即节能型与减排型环境规制在促进循环经济绩效提升方面存在互补关系。节能型和减排型环境规制分别作用于污染物排放的前端预防和末端治理，其中，前端预防主要指清洁生产技术的研发和创新，末端治理主要指减排设施的安装和使用。两种不同类型的环境规制各有所长，在提升循环经济绩效中扮演着不同的角色，即多样化环境规制工具组合使用对净化经济增长质量，实现经济效益和生态效益的“双赢”具有重要意义。另外，与加入交互项前相比，分别基于气体污染指标与水体污染指标的节能型环境规制与减排型环境规制对循环经济绩效同样存在倒“U”型变化特征，空间溢出效应的系数正负与显著性也具有一致性，从而再次验证了本文实证结果的穩健性。再者，与基于气体污染指标的估计结果对比，基于水体污染指标的交互项的显著性更为明显，说明基于水体污染指标的节能型环境规制与减排型环境规制之间的互补效应更为突出，即两种不同环境规制工具在提升循环经济绩效的过程中组合作用，对水体污染的治理效果更为明显。

5结论及政策建议

本文基于2007—2016年中国30个省域面板数据，采用广义空间模型（SAC），通过设置地理距离空间权重矩阵、经济距离空间权重矩阵和人力资本空间权重矩阵，着重分析了空间视角下节能型与减排型环境规制对循环经济绩效的空间溢出效应和空间异质性，研究显示：其一，中国省域循环经济绩效对周围（相近）省域存在显著的正向溢出效应，且循环经济效应的空间变动趋势具有较好的稳健性；其二，环境规制与中国循环经济绩效之间存在倒“U”型曲线的动态关系，即环境规制对循环经济绩效呈现先促进后抑制的作用；其三，与中西部样本相比，东部样本的空间溢出效应较为显著，不同区域之间存在明显的空间异质性；其四，节能型与减排型环境规制在促进循环经济绩效提升方面存在互补效应，且水体污染指标比气体污染指标的互补效应显著，多样化环境规制工具应该配套、组合使用；其五，产业结构对中国循环经济绩效有显著的促进作用，要素禀赋对中国循环经济绩效有显著的抑制作用，而城镇化水平和投资开放度对中国循环经济绩效的影响具有不确定性。根据上述实证结果和研究结论，认为应从以下几个方面着手提升循环经济绩效：

第一，适当加强环境规制强度，发挥环境规制对经济发展质量的净化效应，同时要注重多样化环境规制工具的配套、组合使用，从节能与减排两个方面着手形成合力促使循环经济绩效提升。各地在制定和实施环境规制时，在达到国家基本环境标准的基础上，应建立在企业的承载力范围之内，遵循地区经济发展现实进行动态调整，从而避免进入盲目提高或放松环境规制强度的误区，进而实现改善生态环境与净化经济质量的双赢。

第二，大力发展第三产业，推进产业转型升级。随着“中部崛起”和“西部大开发”战略的实施和改革开放在中西部地区的深入推进，国外和东部沿海省份的污染密集型产业“西迁”在快速拉动当地经济增长的同时，也给当地的环境带来了严重的污染。因此，中西部地区在承接产业转移时应提高环境规制的“质量门槛”，避免重蹈东部地区“先污染后治理”的覆辙，发挥环境规制对产业转型升级和循环经济绩效提升的空间联动效应。

第三，打破市场分割壁垒，建立自由流通的要素市场，并鼓励不同地区企业之间进行合作与交流，发挥人才、资金和技术的正向溢出效应，提高要素配置效率和技术进步水平，从而促进循环经济绩效的提升。将环境规制效果纳入政绩考核范围之内，并积极引导公众和媒体对环境问题的监督，压缩地方政府在落实环境规制政策时的政治空间，推进要素市场建设和技术交流平台搭建，从而建立良好的循环经济发展环境。

第四，坚持走新型城镇化道路，实现由偏向“速度”向注重“质量”的转变。受户籍制度和公共服务供给制度的影响，“大城市太拥挤、中等城市无法形成规模、小城市集聚不足”成为城镇化建设的现实困境。因此，推进公共服务的人口均等化，从制度上保障进城农民的应得权益，才能彻底消除城乡二元经济结构的传统壁垒，进而为环境规制促进循环经济绩效提升创造新的市场潜能，形成新型城镇化建设与循环经济绩效提升协调发展的局面。

第五，提高对外开放水平，形成“陆海内外联动、东西双向互济”的全面开放格局。通过提高引进外资的“质量门槛”避免成为“污染避难所”，并加强外资与国内重大科技创新项目的结合，建立约束与激励并重的环保技术市场，通过提高环境规制强度倒逼企业进行清洁技术创新和生产工艺改良，并通过研发补贴、金融支持和知识产权保护为企业的环保研发创新提供有效的制度保障，形成对外开放水平提高和循环经济绩效提升的良性互动局面。

（编辑：李琪）

参考文献（References）

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