异质性环境规制对经济高质量发展的空间溢出效应——基于绿色创新的视角

王 淑 英，杨 祺 静

(郑州大学管理工程学院，河南 郑州 450001)

0 引言

习近平总书记在党的十九届五中全会上强调构建生态文明体系，促进经济社会发展全面绿色转型，同时指出“十四五”时期经济社会发展要围绕推动高质量发展。“既要金山银山，也要绿水青山”，中国要摒弃单纯追求庞大的经济总量，转向更高标准的质量型发展，就要既看“经济”的脸色，又重视“自然”的气色。当前，严重的环境污染已成为制约中国经济高质量发展的壁垒，由于环境污染的外部不经济性及环保产品的公共品属性，单纯依靠市场机制难以有效降低污染，政府出台的环境规制政策能够对“市场失灵”加以矫正[1]。政府可通过制定一系列环境法律法规推动企业生产方式向绿色化转型，降低本地污染物排放量，将经济增长的环境污染问题内部化，达到环境与经济发展相协调，从而实现全社会经济高质量发展。

绿色创新是关注并实现环境可持续发展的一种创新模式，促进区域人口、资源和环境由低水平协调向高水平持续共生迈进[2]。在经济高质量发展进程中，绿色创新作为引领发展的核心动力，既能以创新驱动旧动能向新动能转换，又可有效缓解粗放型增长模式带来的环境污染问题[3]。短期看，生产企业能够借助绿色创新实现高效率的生产模式，有效解决传统创新带来的环境污染问题，降低产品生产全过程对生态环境的影响，增强自身的市场竞争力；长期看，当企业的污染排放量控制在合理范围内，出于经济效益最大化考虑，企业往往不会选择持续性的绿色创新，此时市场力量不足以推动绿色创新，还需要适宜的环境规制政策辅助监督[4]。

鉴于此，本文突破现有研究的局限性，基于传统增长理论和外部不经济理论，解析异质性环境规制对经济高质量发展影响的差异以及经济高质量发展的空间溢出性，并考虑空间因素下3种类型环境规制的直接效应和溢出效应对经济高质量发展的影响；同时引入绿色创新作为中介变量，探究不同类型环境规制是否通过促进绿色创新实现经济高质量发展及其空间效应，以期为环境规制政策的合理制定和经济高质量发展提供借鉴。

1 文献回顾与研究假设

1.1 文献回顾

1.1.1 环境规制与经济高质量发展 环境规制旨在保护公共环境，对污染环境的各种行为进行有效规制，将全社会为其承担的成本转化为其自身承担的私人成本的一种负外部性行为。目前，关于环境规制与经济高质量发展的研究，国内外学者持有不同意见：一是环境规制抑制经济高质量发展。传统的经济学家从静态视角出发，认为环境规制对被规制的企业存在负面影响，由于环境规制需要企业将一些外部费用分配到劳动、资本等收入中，从而增加企业生产成本，迫使企业改变最优生产决策，削弱企业的市场竞争力[5]。二是环境规制有助于经济高质量发展。根据“波特假说”理论，部分学者认为严格而合理的环境规制能激发企业进行技术创新，获得产品的创新补偿[6-8]。实际上，当面临较高的减排成本时，企业往往会选择投资于创新行为，通过创新生产工艺以满足新的规制需要，新的生产程序或产品标准会降低污染和生产成本，并增加产品市场价值，进而弥补甚至超过由环境规制带来的成本。三是环境规制对经济高质量发展存在非线性的复杂关系。环境规制的经济高质量发展效应可能会受正向“补偿效应”与负向“成本效应”的综合作用，因此两者间可能呈“U”形或库兹涅茨曲线[9]关系，忽略环境规制内生性问题难以客观识别环境规制与经济发展质量的因果关系以及准确衡量环境规制的实施效果[10]。

1.1.2 环境规制与绿色创新 绿色创新是绿色发展与创新驱动的双重融合，在经济发展和资源环境保护中发挥着重要作用。由于环境规制同时存在成本遵从效应、创新补偿效应两方面的正负交叉作用，因而，关于环境规制与绿色创新之间的因果关系，现有研究并未得出一致结论。总之，环境规制对区域绿色创新的影响研究主要有以下3种观点：1)环境规制会产生“遵规成本效应”，传统学派基于污染产业转移假设，认为严格的环境规制会改变企业原有生产路径，给生产活动带来多重叠加的额外成本，导致企业的竞争力下降，进而阻碍企业推进创新改革[11-13]；2)环境规制会带来“倒逼效应”，严格的环境规制虽在一定程度上限制了企业的生产运营活动，但同时也促使企业为适应既定的环境标准而进行新产品研发和技术创新，以此提升企业的生产效率和市场竞争力，实现经济发展与环境保护“双赢”[14]；3)环境规制与绿色创新可能存在“U”形曲线关系，有研究表明现阶段环境规制强度尚未达到拐点，仍处于下降阶段[15]，只有达到特定的经济状态，环境规制才能显著促进绿色创新。

综上，现有研究大多关注环境规制与绿色创新、环境规制与经济高质量发展的关系，鲜有将环境规制、绿色创新与经济高质量发展纳入同一研究框架进行考察，且未考虑环境规制与经济高质量发展可能存在的空间溢出效应。因此，本文基于“创新、协调、绿色、开放、共享”新发展理念设计经济高质量发展的综合评价指标体系，采用熵权法测算综合指数，以此作为经济高质量发展的代理变量；在研究环境规制的经济高质量发展效应时，探讨不同类型环境规制对经济高质量发展的差异性；引入绿色创新这一中介变量，验证异质性环境规制对经济高质量发展的空间溢出效应，为提升经济高质量发展水平提供新思路和新视角。

1.2 研究假设

由于政策施力点不一致，不同类型的环境规制之间存在差异，分别体现了不同的环境保护倾向及目的，且政策执行方式存在差异，对经济高质量发展的激励作用也各有不同[16，17]。在环境规制约束下，小型生产企业难以承受环境污染所造成的额外成本，出于对产品经济效益的考虑，企业偏向于选择将整个生产活动或部分污染密集型生产环节转移到生态成本较低的邻近地区，因此环境规制对相邻地区的经济高质量发展存在影响。在环境规制政策的实施过程中，稀缺资源和良好生态环境等自然资本能够实现经济增长的外生因素内部化以及生态产品和服务价值化，迫使企业通过绿色创新降低外部性成本，推动传统产业绿色化和新兴产业发展。环境规制通过绿色创新作用于经济发展，适度的环境规制将为经济高质量发展提供较好的制度保证，提高经济发展效率和质量[18]。基于此，本文提出以下假设：

H1：各类型环境规制对经济高质量发展的影响具有空间溢出效应，且不同类型环境规制的影响效果存在差异；H2：绿色创新在环境规制与经济高质量发展的关系中具有中介效应，即环境规制可通过促进绿色创新提高经济高质量发展水平。

2 研究设计

2.1 基准模型

为准确探究异质性环境规制对经济高质量发展的影响，本文构建了基准模型(式(1))；为进一步考察绿色创新是否在环境规制影响经济高质量发展的过程中存在中介效应，本文参考温忠麟等[19]的观点，设定了中介效应模型(式(2)-式(4))。

HEDit=β0+β1ERit+β2Controlit+εit

(1)

HEDit=α1+cERit+δ1Controlit+ui1+νt1+εit1

(2)

GIit=α2+aERit+δ2Controlit+ui2+νt2+εit2

(3)

(4)

式中：HED表示经济高质量发展(*表示模型中加入绿色创新变量)；i、t、ER、GI分别表示省域、年份、环境规制、绿色创新；Control为控制变量；u、ν、ε分别表示年份、地区固定效应、随机误差项，c、c′分别表示环境规制对经济高质量发展的总效应和直接效应，ab表示经过中介变量绿色创新的中介效应。

依次考察式(2)-式(4)变量的系数以判断中介效应：c显著说明环境规制对经济高质量发展存在总效应；系数a和b显著则存在中介效应，在此基础上若c′不显著，则绿色创新存在完全中介效应，反之绿色创新发挥部分中介效应；最后比较ab和c′的符号，相同则属于中介效应，否则为遮掩效应。

2.2 空间计量模型

根据地理学第一定律[20]可知，距离越近，事物间的关联性越强，因此，在传统计量模型的基础上，本研究纳入空间因素构建空间计量模型，其中空间滞后模型(SLM)反映被解释变量及其空间滞后项间的关系(式(5))，空间误差模型(SEM)考虑随机扰动项的空间滞后项(式(6))，而空间杜宾模型(SDM)综合考察解释变量和被解释变量的空间关系(式(7))。

y=ρWy+βx+ε

(5)

(6)

y=ρWy+βx+θWx+ε

(7)

式中：y为被解释变量；x为解释变量；W为空间权重；ρ、β、λ、θ为空间相关估计系数；ε、μ为误差项。

2.3 变量定义

2.3.1 被解释变量：经济高质量发展(HED) 经济高质量发展既注重经济数量，更注重经济质量。新时代中国经济发展背景下，经济高质量发展的涵义应与新发展理念中“创新、协调、绿色、开放、共享”五大理念保持高度一致。创新是引领经济高质量发展的第一动力，协调是经济高质量发展的表现形态，绿色是经济高质量发展的内在要求，开放是经济高质量发展的内外联动机制，最根本目的是使共享理念深入人心[21]。对于经济高质量发展，有采用全要素生产率[22]、劳动生产率[23]等单一指标进行衡量，容易导致评价结果的片面性，因此，本文借鉴郑耀群等[24-26]的研究思路，围绕五大新发展理念构建综合评价指标体系，对经济高质量发展进行综合分析(表1)，再基于熵权法计算综合数值，表示各省域经济高质量发展水平。

表1 经济高质量发展综合评价指标体系Table 1 Comprehensive evaluation index system for high-quality economic development

2.3.2 解释变量：环境规制(ER) 多数学者按照环境规制工具类型将环境规制分为显性和隐性两种，显性环境规制又可分为[27，28]：1)命令控制型环境规制(ERA)。政府管理部门制订环境标准、污染物排放标准、技术标准以及其他形式的规章，对工业企业的生产活动进行直接管理、严格监督和强制干预，以满足环境质量目标。本文借鉴薄文广等[29]的研究，以各地区工业SO2去除率(%)、环保系统实有人数(人)和行政处罚环境案件数(起)衡量命令控制型环境规制的强度。2)市场激励型环境规制(ERB)。以市场为基础，利用环境经济手段将外部费用纳入企业内部成本，利用市场机制的价格信号引导企业的排污行为与治理决策，促进资源的有效利用，并鼓励低成本高效率的技术革新及扩散的持续激励。基于这种规制模式，企业能够权衡污染成本和治理收益，合理安排污染排放量。本文参考王红梅[30]的研究，综合考虑建设项目“三同时”环保投资、排污费收入以及工业污染治理项目投资，测度市场激励型环境规制的强度。3)公众参与型环境规制(ERC)。其核心推动力是社会公共舆论、社会道德压力、公众监督、公众劝说等，公众通过上述渠道向政府有关管理部门如实反映环境治理现状和问题，以保证相关环保法律法规和规章制度的严格落实，提高全社会的环境治理绩效。现实情况下受能力和水平限制，公民可以参与的环境规制方式仅有信访、环境起诉、投诉等[31]，因此本文选取信访办结总数、人大建议与政协提案数表示公众参与型环境规制的强度。由于不同的环境规制测算指标存在量纲差异，本文直接利用熵权法测算各地区不同类型环境规制的强度。

2.3.3 中介变量：绿色创新(GI) 绿色创新是产品和工艺顺应绿色化、可持续化的时代潮流，旨在以最少的人力、资本和能源投入减少污染排放，获得更多的经济效益、技术进步和绿色生态空间[32]。现有关于绿色创新的研究多选用发明申请授权量、实用型专利申请授权量和R&D经费占比作为绿色创新指标，认为全部专利均有助于提高环境质量，未能筛选出与绿色、环保相关的专利，无法凸显“绿色创新”。因此，本文借鉴杜江等[33]的研究，选取当年获得的绿色发明数量、绿色实用新型数量两个指标，基于熵权法计算各省域绿色创新程度。具体操作是结合世界知识产权组织(WIPO)公布的绿色专利清单中的绿色专利国际专利分类编码，根据国家知识产权局专利检索及分析网站公布的所有专利申请信息，筛选和整理出各省的绿色专利数据。

2.3.4 控制变量 为排除其他因素对研究结果产生影响，本文在现有文献基础上选取以下控制变量：1)人力资本(HC)。经济发展水平从总体上决定着人力资本的投入与积累水平，而人力资本的状况又反作用于经济社会生产的各方面，人力资本正逐步成为中国经济高质量发展的新优势。一般用平均受教育年限[4]表征人力资本，计算方式为：(小学学历人数×6+初中学历人数×9+高中(含中专)学历人数×12+大学(含大专)学历人数×16)/该地区6岁以上人口总数。2)固定资产投资(FAI)。固定资产投资是国民经济的重要组成部分，投资增加可促进国民经济总量相应增加，形成投资需求对经济发展的拉动作用。由于各省的固定资产投资规模会对经济高质量发展产生不可忽视的影响，本文采用各省固定资产投资与省际GDP的比值进行测度。3)金融发展水平(FD)。金融能为经济发展提供资金支持，促进资金融通，提高经济发展效率，实现经济高质量发展，本文用年末人均金融机构贷款余额表示金融发展水平。

2.4 数据来源

囿于统计数据的可得性，本文选用2010-2017年中国30个省(市、区)面板数据作为研究样本，数据主要来源于历年《中国工业统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国环境年鉴》及国家知识产权局，缺失数据运用移动平均法补齐。为消除通货膨胀的影响，数据中所有价值类变量均以2010年为基期进行平减处理。

3 空间计量分析

3.1 空间相关性检验

为深入探究我国经济高质量发展的空间集聚特征，运用Stata 15.0对被解释变量的全局Moran′sI指数进行相关性检验。从表2可以看出，Moran′sI统计量均显著大于0，说明我国各省域间经济高质量发展在空间上并非随机分布，表现出较强的正相关性，即经济高质量发展水平高的地区间、发展水平低的地区间分别相互集聚。因此，本文利用空间计量模型分析经济高质量发展与各变量的空间关系，以确保结果的客观性和合理性。

表2 2010-2017年经济高质量发展的Moran′s I指数值Table 2 Moran′s I index values for high-quality economic development from 2010 to 2017

3.2 空间计量模型选择

由表2可知地区间经济高质量发展存在空间相关性，但无法准确判断选用何种空间计量模型，因此需进行Wald检验和LR检验(表3)。结果显示，Hausman检验结果均拒绝了原假设，表明在经济高质量发展模型中固定效应优于随机效应，即采用空间杜宾模型比空间误差模型或空间滞后模型更合理。参考Elhorst[34]提出的空间面板模型，本文构建固定效应的空间杜宾模型(SDM)，并在回归中控制个体效应：

表3 空间计量模型的甄别结果Table 3 Screening results of spatial measurement model

HEDit=ρWHEDit+α0+δ1WERit+γControlit+μ

(8)

GIit=ρWGIit+α0+θWERit+γControlit+μ

(9)

(10)

式中：W为空间权重，两地区间相邻为1，反之为0。

4 实证结果与分析

4.1 环境规制对经济高质量发展的空间计量分析

由表4可知，命令控制型、市场激励型和公众参与型环境规制的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明考虑变量的空间相关性，3种环境规制的严格实施有助于各地区经济高质量发展水平的提升。对系数值大小进行比较，环境规制的促进效应从高到低依次为公众参与型、市场激励型、命令控制型环境规制。这可能是因为公众积极参与环境治理和监督，通过不同渠道向地方政府反映社会各层级的真实诉求和意见，有助于政府全面了解环境现状，及时采取相应治理措施，充分发挥环境规制对经济高质量发展的“补偿效应”；而命令控制型环境规制通过政府强制性环境监督解决环境污染问题存在一定的局限性，虽有可能减少污染物的排放，但在这种情况下中小型生产企业难以同时实现经济效益与环境效益，在一定程度上削弱了经济高质量发展水准。与普通面板回归模型相比，空间杜宾模型的回归结果能更准确地反映出不同类型环境规制的经济高质量发展效应。比较不同类型环境规制的R2值，可知市场激励型环境规制的空间拟合效果优于命令控制型和公众参与型环境规制的拟合效果，市场激励型环境规制可直接鼓励企业创新，一方面通过“创新补偿”弥补环境规制所带来的成本，另一方面通过“学习效应”积累经验，促使企业敢于创新，形成环境保护和经济增长双赢局面。

表4 3种环境规制对经济高质量发展的回归结果Table 4 Regression results of three kinds of environmental regulations on high-quality economic development

4.2 空间溢出效应估计

为对各变量参数估计值进行比较，本文列出不同类型环境规制对经济高质量发展的直接效应、溢出效应估计结果(表5)。可以看出，不同类型环境规制的经济高质量发展模型中，空间自相关系数ρ均在1%水平上显著为正，表明经济高质量发展水平在空间上具有正向外溢效应，且不同类型环境规制对经济高质量发展的空间外溢程度不同。

表5 空间溢出效应估计结果Table 5 Estimation results of spatial spillover effect

核心解释变量方面，除公众参与型环境规制的溢出效应外，不同类型环境规制的直接效应及溢出效应回归系数均为正，且通过1%水平的显著性检验，说明命令控制型、市场激励型环境规制对本地及邻近省域的经济高质量发展均有促进作用，而公众参与型环境规制仅对本地区的经济高质量发展有明显的推动作用，该类型环境规制的溢出效应不显著的主要原因在于大部分公民长期生活在同一地区，出于对个人生活质量/水平的考虑，公民对本地的环境状况尤为重视。对比环境规制的直接效应回归系数及空间溢出效应回归系数值可知，命令控制型和市场激励型环境规制对本地的直接效应小于其溢出效应，表明新时代发展背景下，地方政府采取环境规制不仅有助于本地区经济高质量发展，更有利于邻近地区经济高质量发展，环境规制的经济扩散效应能够有效实现各地区环境和经济的共同发展。

从控制变量看，人力资本和金融发展水平直接效应的回归系数为负，即人力资本和金融发展水平对本地经济高质量发展产生一定阻碍。在溢出效应方面，人力资本、固定资产投资和金融发展水平对邻近地区经济高质量发展均有正向溢出影响，说明本地人才规模和资金储备量的扩大更容易产生外溢效应，促进人才流动和知识传播。

4.3 中介效应检验

为验证绿色创新是否在环境规制与经济高质量发展之间发挥中介效应，本文结合式(2)-式(4)进行中介效应检验，结果如表6所示。所有模型的空间自相关系数ρ均显著为正，说明各地区间绿色创新和经济高质量发展水平存在空间溢出效应，呈现“一荣俱荣，一损俱损”现象。总体上看，不同类型环境规制对经济高质量发展净效应为正，从影响机制分析，环境规制主要通过促进绿色创新实现经济高质量发展。具体而言，命令控制型环境规制对绿色创新、经济高质量发展的系数显著为正，表明绿色创新在命令控制型环境规制与经济高质量发展的关系中起到部分中介效应，约有51.36%是通过绿色创新的中介作用实现的，地方政府可以通过命令控制型环境规制有效激发创新思维，积极引导绿色创新，进而推动各省经济高质量发展；单独考虑市场激励型环境规制对绿色创新或对经济高质量发展的影响，回归结果均在1%的水平下显著为正，但市场激励型环境规制、绿色创新与经济高质量发展三者被纳入同一个框架时，市场激励型环境规制对经济高质量发展的正向影响仅通过10%水平的显著性检验，意味着绿色创新在市场激励型环境规制的经济高质量发展效应中也起到部分中介效应，约有72.95%是通过绿色创新的中介作用实现的，市场激励型环境规制能够赋予企业更多的自由选择权，企业可以结合自身情况做出最佳选择，尽可能使排污成本合理化，有效保证污染源排放量的缩减；公众参与型环境规制与经济高质量发展的系数显著为负，但比较ab和c′的符号，发现直接效应与间接效应符号相反，表明绿色创新在公众参与型环境规制的经济高质量发展效应中存在遮掩效应，其遮掩效应是直接效应的75.6%，可能是因为公众参与型环境规制存在一定的间接性和较长的滞后期，而且公众参与型环境规制需要依靠外力的强烈支持，如公民自身生活受到明显干扰才会进行投诉，也间接表明公众参与的积极性和诉说渠道不够明晰、便捷。

表6 绿色创新在异质性环境规制与经济高质量发展间的中介效应Table 6 Mediating effect of green innovation on heterogeneous environmental regulations and high-quality economic development

5 结论与建议

基于传统增长理论和外部不经济理论，本文结合2010-2017年中国30个省(市、区)的样本数据，运用固定效应的空间杜宾模型考察了异质性的环境规制对经济高质量发展的直接影响及溢出效应，并探究绿色创新的中介作用机制，研究结论如下：1)根据空间滞后系数显著为正可知，我国经济高质量发展水平存在显著的空间相关性，即一个地区的经济高质量发展并非随机独立的，会受到邻近地区的正向影响；2)考虑空间因素的影响，除公众参与型环境规制的溢出效应外，不同类型的环境规制对经济高质量发展均存在显著的正向直接效应和外向溢出性，且溢出效应明显大于直接效应；3)引入绿色创新这一中介变量后，不同类型的环境规制对经济高质量发展的影响具有差异性，其中绿色创新在命令控制型和市场激励型两种环境规制与经济高质量发展之间发挥部分中介效应，而在公众参与型环境规制影响经济高质量发展的过程中具有遮掩作用，即公众参与型环境规制能够促进经济高质量发展，但这种促进作用被绿色创新所掩盖，导致总效应不显著。

为进一步增强环境规制实施强度，发挥绿色创新对经济高质量发展的促进作用，本文提出如下建议：1)加大环境规制政策实施强度，充分发挥经济高质量发展的辐射带动作用。环境规制政策的增强可有效推动经济向创新、协调、绿色、开放、共享发展方式转变。一方面严格的环境规制政策“倒逼”企业实施绿色创新，提高企业生产率，引导经济高质量发展；另一方面政府应引导企业在生产过程中注重资源节约和环境保护，同时提高资源配置效率及技术利用效率，进而发挥环境规制对生产效率的积极补偿作用。研究表明，经济高质量发展的提升会受到邻近地区的影响，则区域战略合作能够有效促进经济中高质地区向经济发展低洼地区外溢，助推全社会经济高质量发展。2)注重绿色创新的经济高质量发展效应，实现绿色创新驱动各地区经济高质量发展。实践证明经济发展与绿色创新可以共存，经济高质量发展不能以牺牲生态环境为代价，应积极转变经济发展模式，提高自主创新能力，培养绿色创新的高级人才，倡导绿色化产品研发，激发公众的创新意识和环保意识，推动社会向生态友好型发展，形成全社会加快促进绿色创新驱动经济发展迈向高端的新局面。3)有针对性地制定与实施环境规制政策以改善生态环境质量，提高绿色创新水平，促进经济高质量发展。由于区域经济发展存在明显的差异，制定环境规制政策不仅要由上而下的顶层设计，也要自下而上的因地制宜，不能采取“一刀切”行为。具体而言，对于高污染排放企业，生产技术的改进可能不足以达到预期标准，则可以采用污染治理投资、高税率资源征税等市场激励型环境规制控制这类企业的数量，这有利于大公司模式的崛起，通过规模效应填补高昂的环境成本，从而有效降低污染排放。对于积极满足污染排放标准的企业，适宜的税收优惠或补贴可激励企业绿色创新，在产品生产全过程中努力实现“绿色”与“经济”并重。此外，地区可利用互联网等平台进行环保宣传，让公众有意识地通过信访、人大提案等渠道推动美好家园建设与经济高质量发展。