环境规制类型与省域经济高质量发展

陈南岳，乔 杰

(南华大学 经济管理与法学学院，湖南 衡阳 421001)

21世纪以来，我国经济发展迅猛，GDP增长率年均9.2%，领先世界，为世界各国的经济发展提供了中国方案，成为引领世界经济增长的重要引擎。与此同时，环境问题则令人担忧，损害地方政府形象，阻碍经济发展质量提升。随着环境污染的不良影响愈发凸显，环境问题也引起社会各界的重视。政府一方面加强环保人才队伍建设，增加环保立法，另一方面利用市场机制通过征收排污费等方式影响微观企业的生产活动，促进企业的技术研发，同时，随着社会经济的不断发展，新闻媒体逐渐聚焦环境问题，对环境保护政策不断宣传，对环境污染问题不断曝光。

2017年，十九大明确提出，中国经济由高速增长阶段转为高质量发展阶段，统筹推进创新、协调、绿色、开放、共享的“五位一体”总体布局，这意味着在我国经济发展过程中将更加注重质的提升。那么近年来我国经济高质量发展水平如何？以政府或新闻媒体等为主体发布的各种类型的环境规制措施对我国省域经济高质量发展影响如何?这些问题将成为本文论证的核心。

一 文献综述

关于环境规制对经济发展影响的研究可追溯到新古典理论，新古典理论主张经济自由，反对国家干预，认为环境规制政策会增加企业的生产成本，降低企业的市场竞争力，从而阻碍经济增长(遵循成本论)。国内外学者们对这一观点从不同的角度展开论述，Stephens和Denison[1]采用美国的行业数据，研究发现环境规制政策使得生产率下降；Collop和Roberts[2]以二氧化硫的排放限制代替环境规制，探究其对电力产业生产率的影响，发现排放法规提高了发电成本，导致年均生产率的增长率降低0.59个百分点；傅京燕和李丽莎[3]构建了环境规制综合指标，发现环境规制对比较优势产生负面影响；余菜花等[4]以能源消耗和致癌有毒物质排放来衡量环境规制强度，研究发现环境规制不利于我国制造业的出口。上述学者研究结果均表明环境规制会对经济增长直接或间接产生负面影响。Porter与Vender Linde等学者则对以上观点发起挑战，他们认为环境保护和经济发展不是对立关系，短期内严格的环境规制政策确实会增加企业成本，但从长期来看，环境规制可促进企业技术创新，产生技术扩散效应，抵消由于环境规制而导致的成本上涨的损耗(创新补偿论)。此后，众多学者针对不同的国家、选取不同的样本数据、采用不同的计量分析方法对这一假说展开论证，Jaffe和Palmer[5]通过研究美国制造业环境支出和创新支出的关系，发现环境规制支出的滞后项对创新研发有积极作用；Murty和Kumar[6]研究了环境法规对印度水污染行业生产效率的影响，研究发现企业的技术效率随着企业遵守环境法规和节水努力的程度而提高；张娟等[7]构建环境规制强度指标，发现资源型城市环境规制未对经济增长造成不利影响，反而可以实现环境和经济的双赢；黄金枝和曲文阳[8]检验了东北老工业基地的波特效应，发现环境规制推动了城市全要素生产率与创新效率的提高。总之，上述学者研究结果均显示，环境规制未对经济增长造成负面影响，反而能够激发企业创新，提升企业绩效，促进经济增长。

梳理文献发现，由于研究背景和研究视角不尽相同，环境规制对经济发展存在促进还是抑制作用，在学术界仍然存在争议，而现有文献多以GDP或人均GDP作为变量，因此学者们在研究过程中，除了验证相关学说在某地区是否成立，还力图解释环境规制与GDP的相互作用关系，但是随着经济社会的发展，学者们需要更加全面地考量经济发展质量。在经济发展质量的测度过程中，就测度范围而言，多从全国层面或具体某个省(市、区)进行测度，缺乏全国各区域之间的比较研究。另外对于环境规制，尽管环境规制措施越来越多，含义也越来越丰富，但测度时多利用合成的综合指标进行实证研究，如环境规制强度，如此，一来不能很好地反映环境规制的含义，二来就环境规制无法提出针对性的政策建议，所以本文将通过以下两点试图对环境规制和经济增长的研究有所突破。第一，基于创新、协调、绿色、开放、共享五大发展理念，构建经济高质量发展指标，对2001—2017年各省(市、区)的经济发展质量进行量化，并以此作为被解释变量；第二，将环境规制细化为命令控制型、市场激励型、非正式环境规制三种类型，具体分析每一种类型的环境规制对于经济高质量发展的影响。

二 环境规制对经济高质量发展的影响机理

以“波特理论”为代表的理论认为，环境规制激发企业加大研发投入，提高生产技术，通过“创新补偿效应”降低企业的生产成本，弥补生产改良的成本，使资源环境与经济发展良性循环，实现经济的高质量发展。另一方面，以“遵循成本说”为代表的理论认为，当政府采取各种环境规制的措施时，企业必然需要更多的环境费用投入，其中包括污染治理成本、研发成本等，这些都会增加企业的运营成本，降低企业的市场竞争力，阻碍当地经济发展。

从环境规制对经济发展的内在影响机制分析，环境规制主要通过产业结构、创新研发以及外商直接投资影响经济高质量发展。

(一)产业结构

一方面，环境规制会弱化企业竞争优势，阻碍省域经济高质量发展。环境规制的实施必然会加大传统工业企业对环保设施的投入力度，增加生产成本，给产品价格带来上行压力，弱化竞争优势，降低行业生产效率，阻碍经济高质量发展。另一方面，环境规制会倒逼企业结构升级，促进省域经济高质量发展。高强度的环境规制意味着对厂商提出更高的技术要求，新企业的进入受限于排污设备的高成本和绿色生产方式的高技术，此时产生的产业壁垒会对该产业的原企业产生倒逼机制，促进结构优化升级和经济高质量发展。

(二)创新研发

一方面，环境规制会挤占企业的研发投入，阻碍省域经济高质量发展。环境规制会增加传统工业企业治污费用，会对创新研发投入产生挤出效应，创新研发缺少资金支持，创新乏力，阻碍该行业经济创新发展。另一方面，环境规制也会激发企业创新，促进省域经济高质量发展。环境规制会提升企业生产标准，引导企业以集约型、环保型、技术密集型方式组织生产，倒逼企业优化组织生产，激发企业创新；以市场为基础的激励型环境规制政策通过污染治理补贴、排污费、排污许可证交易制度、扶持清洁生产的技术进步专项资金等激励措施诱导企业更新生产设备，减少污染排放。

(三)外商直接投资

一方面，外商直接投资会由于环境规制对周边地区产生技术扩散效应，促进省域经济高质量发展。环境规制通过技术标准、环境税费、绿色产品认证、自愿披露协议等方式优化投资结构，引进先进的管理理念和生产方式，通过技术扩散效应带动本国产业结构升级，促进经济高质量发展。另一方面，环境规制对外商直接投资产生绿色壁垒，可能会阻碍经济高质量发展。环境规制的实施和加强意味着污染排放标准更加严格，外商直接投资门槛的提高，导致部分想进入我国市场的外商直接投资无法流入，以及我国境内的外商直接投资的被迫撤出，一定程度上会冲击到就业和产业发展，对经济发展产生不利影响。

分析环境规制对经济高质量发展的内在机制后，发现通过产业结构、创新研发、外商直接投资任一路径而言，环境规制对经济高质量发展均存在促进和阻碍两方面的影响(如图1所示)。为进一步考察环境规制对经济高质量发展的作用效果，笔者构建模型，采用定量方法进行讨论。

三 模型构建和变量说明

(一)模型构建

首先，本文参考颜廷峰等[9]研究经济增长的回归模型构建方程(1)考察环境规制对经济增长的作用效果。其次，根据环境规制对经济高质量发展的影响机理并参考蔡乌赶和李青青[10]的观点构建方程(2)，通过引入环境规制与产业结构、创新研发、外商直接投资的交互项考察其间接影响效应，方程(2)中没有涉及单独的变量ER、RD、UP、FDI，这是为了更好地考察因变量对于解释变量的偏效应。

(1)

ECOit=c+β0ERit×FDIit+β1ERit×RDit+β2ERit×UPit+β3Zit+vi+ξit

(2)

以上方程中，下标i表示研究截面，即我国30个省(市、自治区)，由于数据缺失严重，没有包含港澳台以及西藏自治区的数据；下标t表示研究时间(2001—2017年)。ECO为被解释变量，代表经济高质量发展指数；ER为核心解释变量，代表环境规制；Z为控制变量；vi为个体异质性特征，估计过程中通过一阶差分转化消除；ξit为随时间和个体而变的扰动项。另外，ERit×FDIit、ERit×RDit、ERit×UPit分别代表三种环境规制与外商直接投资、创新研发、产业升级的交互项。

(二)变量定义与说明

1.被解释变量：经济高质量发展指数(ECO)

现有关于量化经济高质量发展的文献中，比较有代表性的是李梦欣和任保平[11]基于创新、协调、绿色、开放、共享五大发展理念提出的指标系统，参考他们的指标架构体系，笔者基于五大发展理念构建经济高质量发展的指标体系。在创新维度上，从人力资本、科技成果、创新投入和创新产出4个分项指标予以表征；在协调维度上，从产业协调发展和城乡协调发展2个分项指标予以表征；在绿色维度上，从环境治理投入、环境建设投入、能源消耗和绿化建设4个分项指标予以表征；在开放维度上，从开放水平、“引进来”和“走出去”的效果3个分项指标予以表征；在共享维度上，从脱贫攻坚、福利水平和收入分配3个分项指标予以表征，具体指标衡量方式及指标属性，如表1所示。

表1 经济高质量发展指标体系

根据构建的经济高质量发展的指标体系，笔者参考李书昊[12]对我国经济发展方式转变的测度方法，对2001—2017年的省域经济高质量发展水平予以测度。首先，对各分项指标的具体指标做Max-Min无量纲化处理，避免由于指标单位的差异，对最终的测度结果造成影响偏差；其次，在权重赋予方面采用变异系数法，变异系数反映了指标取值的差异程度，权重赋予相对客观，倘若指标离散度高，则其相应的变异系数也较大，其中所蕴含的经济含义是指标差异大，难以实现，则差距较大的指标应为提升整体经济高质量发展水平的重点，所以赋予其更高的权重；再次，根据变异系数所占比重计算得出一级指标的权重；最后，对一级指标进行加权计算，得到最终的经济高质量发展指数。具体步骤如下：

第一，对原始数据做Max-Min无量纲化处理，这里为了统一指标方向，便于合并计算，在无量纲化之前，先对逆向指标做倒数处理，然后再做无量纲化处理，计算公式为：

(3)

(3)式中，下标i和j分别代表省(市、区)和指标，xij为各指标的原始数值，xij min和xij max分别表示各二级指标中的最大值和最小值，这里为了避免数据计算无意义，取xij min为xij最小值的0.99倍，取xij max为xij最大值的1.01倍。

第二，对无量纲化处理后的二级数据求其平均值得到一级指标数值，根据各一级指标的均值和标准差，得到其变异系数，计算公式为：

(4)

第三，基于变异系数确定Xij的权重一级指标W，计算公式为：

(5)

第四，对一级指标做加权计算，得到最终的经济高质量发展指数,计算公式为：

(6)

(6)式中，ECO的数值越大，表明经济高质量发展水平越高。

本文基于2001—2017年30个省(市、区)面板数据(数据来源见下文)，根据以上测度方法，对省域经济高质量发展指数予以测算，结果如表2所示(部分结果)。

从空间范围看，我国各省市的区域划分逐渐形成了东部率先发展、中部崛起、西部开发以及东北振兴四大经济战略板块，省域经济高质量发展测度结果与我国经济现状吻合，经济形势整体呈现“东高西低”的局面，东部地区发展质量最高，中部和东北地区次之，西部地区较为落后。2017年，经济高质量发展指数排名前五位的都位于东部地区，依次为北京、上海、广东、江苏、浙江，排名靠后的主要位于西部地区。另外，根据变异系数可知，造成区域之间经济高质量发展差距较大的主要原因在于创新、协调和开放这三者之间的差异。

从时间范围看，2001—2016年整体而言呈现同步上升的态势，值得一提的是在2016和2017这两年的经济发展对比中，东部地区多数省市经济高质量发展指数下滑，而中西部及东北地区表现得较为稳健。这种现象出现可能的原因是：2016年底，国家商务部对我国企业对外投资加强审查，引导企业合理审慎投资，导致对外投资流量减少，最终使得我国的对外直接投资出现了首次大幅度下滑，据《2017年度中国对外投资统计公报》显示，2017年我国的对外直接投资同比下降19.3%，投资流量规模在全球的排位也由第二位降到第三位。而投资下滑的区域主要集中于东部沿海开放度较高的省市。经计算，2017年非金融类对外直接投资流量中，天津同比下降高达87.3%，江苏同比下降65.4%，北京同比下降59.1%，上海同比下降48.5%。在笔者的测算体系中，在创新、协调、绿色、开放、共享五大发展理念中，发展差距最大的就是开放度的差异，故而开放在经济高质量发展指数中占据的比重也最大，所以对外直接投资的大幅度下滑，造成东部沿海较为发达的省市的经济高质量发展指数的下降，然而对于开放度较低的中西部地区影响甚微。

2.解释变量

本文的核心解释变量为环境规制，近年来环境规制的主题范围不断延伸，方式趋于多样。从最初对环境的等闲视之，到政府的凝心聚力，再到现阶段民众环保意识的觉醒，新闻媒体的监督。笔者以为现在的环境规制是基于环境承载力的有限性，政府、社会团体、企业公司以及居民个人、新闻媒体采用合理合法的方式，减少或限制他人或其他组织环境污染，已达到保护环境的目的。在环境规制的方式中，学术界认可度较高的是命令控制型、市场激励型以及非正式的环境规制这三种规制方式。因此为具体分析不同的环境规制对经济高质量发展的影响，提出更加恰当可行的政策建议，笔者欲从以上三个角度对环境规制进行量化。

表2 省域经济高质量发展指数

(1)命令控制型(CER)。命令控制型环境规制是以政府为主体，采用立法、行政等强制措施监督规范企业的排污行为。无论是执法亦或是实施强制的行政手段，最终这种方式的落地执行要依靠相关管理人员，保护系统管理人员数作为环境规制的人力支撑，可以反映该地区政府对环境污染的监督和干预情况，环保体系人数越多，政府对污染行为的监督概率就越大，起到督促企业遵循环境政策，寻求技术升级的作用，于是本文以环境保护系统管理人员数来衡量命令控制型环境规制。

(2)市场激励型(MER)。市场激励型环境规制是利用市场机制，多采用经济奖惩手段促使企业减少污染，主要包括污染治理补贴、排污费、排污许可证交易制度、扶持清洁生产的技术进步专项资金、SO2排放总量控制及排污交易政策等方法[13]。目前，排污费制度是我国市场激励型环境规制工具体系中较为重要的工具，同时也被视为最有用的工具。所以本文参考(原毅军，2013)[14]，用单位工业增加值排污费征收(排污费/工业增加值)来测度市场激励型环境规制。

(3)非正式的环境规制(PER)。非正式的环境规制主要是以民众个人、社会团体、新闻媒体等为主体[13]，基于环保意识，对环境污染现象进行披露，提出抗议、投诉，以引起政府重视，降低污染性生产行为。随着新闻媒体在环境保护方面影响力的逐渐增大，一方面，环境问题经过媒体曝光后，会使得企业由于舆论压力采取相应的改进措施。另一方面，新闻媒体的正面宣传也会对企业起到一定的引导教育作用，故本文参考(Kathuria,V,2007[15];徐圆，2014[16])采用新闻媒体对环境问题的报道数衡量非正式环境规制，数据根据党机关报报道的关键词为环境污染、环保、生态环境等新闻统计而得。

3.控制变量

(1)产业结构(UP)。产业结构的调整直接影响经济运行状况，产业结构愈加趋于服务化、智能化和信息化，说明产业结构水平越高。本文参考蔡乌赶等[10]采用第三产业与第二产业产值的比来衡量产业结构。

(2)创新研发(RD)。创新是引领经济发展的第一动力，笔者参考蔡乌赶等[10]采用研究与发展内部经费支出衡量创新研发。

(3)对外开放(FDI)。即外商直接投资，笔者根据当年人民币兑美元的平均汇率，将美元换算为人民币，去除由于汇率变动对结果造成的影响。

(4)教育水平(EDU)。根据新古典增长理论，教育水平的累计提高可以促进人力资本的提高，进而促进经济增长。参考纪建悦等[17]以人均受教育年限衡量教育水平，计算公式为：

人均受教育年限=Σ对应学历的人口数占比×对应教育程度的受教育年限

其中，教育年限设定为：从未上过学(0年)，小学(6年)，初中(9年)，高中(12年)，大专及以上(16年)。

(5)宏观调控，从我国的政治体制和经济发展逻辑来看，政府对经济的系列宏观调控措施是促进经济稳定增长的重要原因，参考师博等[18]以地方政府财政支出占地方生产总值的比重衡量政府宏观调控力度。

(6)劳动充裕度(L)。根据索罗增长模型，劳动力数量是促进经济增长的重要因素，以当年年末就业人数衡量劳动力充裕度。

(7)资本充裕度(IFA)，在索罗增长模型中，资本同样也是一个不可或缺的促进经济增长的要素，本文参考张娟[7]以固定资产投资总额来衡量。

(三)数据来源与统计特征

本文选取2001—2017年我国30个省市(不含港澳台和西藏)的省级面板数据进行实证分析。原始数据主要来源于国家统计局、各省市统计年鉴、《中国环境统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国高新技术产业统计年鉴》、《中国第三产业统计年鉴》、《中国对外直接投资统计公报》等，原始数据存在少量缺失值，为保证样本容量，参考陈强教授在《高级计量经济学及stata应用》中介绍的线性插值法及相关stata命令补全。本文各变量的描述统计结果如表3所示：

表3 各变量数据统计特征描述

四 实证分析

(一)平稳性检验

在实证分析前，需要对数据进行面板单位根检验。否则，就会出现系数估计偏误、t检验失效以及伪回归或虚假回归的现象，进而导致我们后续的研究失去意义。现有针对面板单位根检验的研究方法中，根据自回归系数的假定，分为两大类检验方法。一是假定各面板单位的自回归系数相同(共同根)，一般采取LLC检验、HT检验或Breitung检验；二是假定各面板单位的自回归系数不同(不同根)，则采用IPS检验或费雪式检验。基于论证的科学性、合理性以及稳健性，笔者从两种假定中各选取一种进行平稳性检验。检验的原假设均为变量存在单位根，检验结果如表4所示，一阶差分后均拒绝原假设，表明各变量均为平稳序列，同阶单整。

表4 各变量单位根检验

(二)协整检验

由上可知，原变量存在单位根，笔者通过一阶差分得到了平稳序列，但差分之后变量的经济含义和原变量大相径庭，为了更好地解释经济含义，我们仍希望采用原序列进行回归分析，所以我们协整检验存在单位根的变量是否存在长期的均衡关系。倘若通过协整检验，我们仍旧可以采用原数据进行回归分析。

目前的面板协整检验方法为基于Engle-Granger两步法进行的推广和基于Johansen迹检验的方法发展而成的两类研究方法，主要有Kao、Pedrioni以及westerlund检验等。由于采用Pedrioni以及westerlund检验要求检验变量不超过7个，不适用于本文研究，故而采用Kao检验。Kao检验的原假设为变量之间不存在协整关系，如下检验结果拒绝了原假设，则各变量之间存在协整关系，如表5所示。

表5 Kao检验结果

(三)环境规制对经济高质量发展的直接影响测度

为了进一步说明环境规制对经济高质量发展的影响，笔者基于式(1)，通过豪斯曼检验来判断使用固定效应还是随机效应模型，豪斯曼检验的原假设为不随时间改变且不可观测的个体特征与解释变量不相关，即随机效应模型成立。检验结果拒绝原假设，故而本文采用固定效应对模型做回归分析。F统计量显著表明模型整体设置较为合理，表6中第1列为解释变量，第2～4列为基于不同类型环境规制对经济高质量发展指数的回归结果。

表6 三种环境规制对经济高质量发展的直接影响

1.三种类型的环境规制均不同程度地对经济高质量发展指数有显著影响且并非简单的线性关系。其中，市场激励型(MER)对经济高质量发展指数(ECO)的影响呈现先促进后抑制的“倒U”型关系，而命令控制型环境规制(CER)和非正式环境规制(PER)对经济高质量发展指数(ECO)的影响呈现先抑制后促进的“U”型关系。原因有三：其一，本文以排污税作为市场激励型环境规制的衡量指标，拐点前的排污税可以促进经济高质量发展，一旦排污税越过拐点，则会导致企业成本增加挤占创新投入，产生负向效应；其二，以新闻报道环境数量来衡量的非正式环境规制作为一种舆论压力，不属于强制性手段，当报道数量达到一定程度时，才会对经济高质量发展产生正向促进作用,这和Campbell J L[19]不谋而合；其三，命令控制型环境规制作为强制性规制政策，短期内会增加企业成本阻碍经济高质量发展，长期中的创新补偿会大于上升成本，对经济高质量发展起到正向促进作用，符合波特假说。

2.劳动力投入数量(L)对经济高质量发展影响并不显著，而人均教育年限(EDU)即劳动力素质在三个模型中影响都极为显著且影响力度为最大。可能的原因是，近年来人口红利消失，单纯为提高就业率而实施的积极就业政策无法促进经济高质量发展，经济高质量发展应更加注重劳动力素质，提高劳动者教育水平。

3.产业结构升级(UP)、科技创新投入(RD)、外商直接投资(FDI)和固定资产投资(IFA)均对经济高质量发展有积极显著的影响，符合笔者经济意义的预期。从模型估计来看，产业结构升级和资本存量的影响相对较大，说明近几年我国经济结构调整的系列措施卓有成效，由劳动密集型向资本密集型转变，推动经济转型发展，提高了经济发展质量。另外，科技创新投入对经济高质量发展影响甚微。可能的原因是在研究的样本期间，创新发展驱动不足，创新还没有成为驱动经济高质量发展的主要动力。此外，2001年我国加入WTO之后，各级政府制定优惠政策吸引外商投资，逐年增长且外商直接投资总量居于世界前列，但是外商投资对我国经济高质量发展的促进作用微乎其微，可能的原因是外商投资水平较低，虽然可以促进经济总量的增长，但是对经济质量的发展影响有限。在我国经济转型的关键时期，要严格把控外商直接投资的质量水平，发挥外商投资的技术扩散效应，避免我国成为“污染避难所”。

4.宏观调控这只“看得见的手”在我国经济发展中占据重要地位，统计结果也显示宏观调控(GOV)对于经济高质量发展影响显著，且影响力度大。不同环境规制情况下，宏观调控对于经济增长的影响系数都较大，且均呈现“倒U”型关系。说明政府在经济发展前期加大宏观调控力度有利于经济高质量发展，当经济发展到一定水平之后，应尽可能发挥市场的自动调节机制，以促进经济高质量发展，这与国家现阶段让市场在资源配置中起决定性作用吻合。

(四)环境规制对经济高质量发展的间接影响测度

表(6)将产业升级、创新研发以及外商直接投资作为解释变量考察了三种类型的环境规制对经济高质量增长的影响，为了进一步研究环境规制对经济高质量发展的间接影响，笔者采用固定效应模型引入交互项对方程(2)予以估计，表7中模型(Ⅳ)～(Ⅵ)分别对应命令控制型、市场激励型和非正式环境规制对于经济高质量发展的间接影响，模型均通过整体显著性检验。

表7 三种环境规制对经济高质量发展的间接影响

模型(Ⅳ)～(Ⅵ)中我们重点关注交互项的参数估计，若交互项的系数为正，则环境规制通过影响产业升级、创新研发、外商直接投资，进而影响环境高质量发展的效应为正；若交互项效应为负，则影响效应为负。

首先，通过产业升级这一路径来看，三种类型的环境规制和产业升级的交互项系数均为正，即环境规制通过影响产业升级进而影响经济高质量发展的效应为正。其中，命令控制型环境规制的间接影响效应大于市场激励型和非正式环境规制，市场激励型次之，意味着政府通过行政强制手段实施的环境规制制度对于产业升级的影响力更为明显。

其次，通过创新研发这一路径来看，命令控制型环境规制影响并不显著，市场激励型和非正式环境规制均呈现正向促进效应。笔者以为，政府对于环保整治过程中的行政强制力度多作用在污染型小微工业企业，表现为由于环保不达标责令其立即关停，这些企业大多属于作坊式生产，研发投入资金微乎其微甚至没有。总体上来讲，命令控制型环境规制没有促进企业研发创新，所以命令控制型环境规制和创新研发的交互项不显著；而市场激励型环境规制则多作用在具有一定规模的生产型企业，通过污染治理补贴、排污费等市场激励型措施促进其加大创新研发投入，媒体报道等非正式环境规制也对企业创新研发投入，进而促进经济高质量增长有一定正向推动作用。

最后，通过外商直接投资这一路径来看，只有命令控制型环境规制对其统计结果有显著影响，但因其系数较小，从经济学意义上来说影响甚微。其他两种环境规制类型对其影响并不显著，与表(6)中的结果基本吻合，外商直接投资对于经济高质量发展影响不大。

(五)基于工具变量的稳健性检验

上文采用固定效应模型探讨了环境规制对于经济高质量发展的影响，尽管固定效应模型在一定程度上可以处理由遗漏变量导致的内生性问题，但是考虑到环境规制和经济高质量发展可能存在双向因果关系再一次导致内生性问题，使得模型估计结果出现偏误。于是，笔者引入工具变量，采用面板工具变量法对模型进行稳健性检验。我们参照相关研究的一般做法，将环境规制的滞后一阶设置为工具变量，对模型进行重新估计。Sargan检验的原假设为工具变量设置合理，以下模型估计中Sargan检验均没有拒绝原假设，表示工具变量选取合适，结果如表8所示。稳健性检验结果参数符号以及显著性和表6中回归结果基本一致，区别在于系数大小，并不影响实证结论，说明以上模型估计具有较强的稳健性[20]。

表8 工具变量法估计结果

五 结论及政策启示

本文基于2001—2017年30个省、市、自治区的面板数据，构建了省域经济高质量发展指数，分类讨论了不同环境规制对于经济高质量发展的影响。研究发现：(1)我国的经济高质量发展呈现东高西低的局面，差距较大的是创新、协调和开放程度。(2)市场激励型对经济高质量发展指数的影响呈现先促进后抑制的“倒U”型关系，而命令控制型环境规制和非正式环境规制对经济高质量发展指数的影响呈现先抑制后促进的“U”型关系。(3)劳动力数量对于经济高质量发展影响不显著，外商直接投资影响甚微，人均教育年限以及政府宏观调控等对经济高质量发展影响较大。(4)环境规制通过产业升级、创新研发以及对外直接投资影响经济高质量发展，产业升级的偏效应明显，综合来看，三种规制手段中命令控制型环境规制力度最大。

上述结论的政策含义如下：(1)找准发展差距，补足发展短板，加大欠发达地区创新扶持力度，促进协调发展，积极扩大开放程度。区域协调发展过程中，对于中西部经济发展相对落后的地区，加强科技园区建设，引进科技型企业和高层次人才，引导本土企业创新发展；统筹城乡发展，推动城镇化建设，促进一二三产业协调发展；加强中西部地区基础设施建设，承接产业转移，引进外资。(2)重视非正式环境规制，加强舆论引导；完善环境立法，加强环境执法；排污税的征收要相机抉择。打好环境规制的组合拳，助力经济高质量发展。(3)加强教育投入，建立终身教育体系。完善教育公平，推动教育资源下沉；加强对民工的职业教育培训，提升劳动者的素质，推动经济高质量发展。

注释：