多重异质下环境规制影响资源型城市绿色发展的传导机制研究

薛雅伟 张楠

摘要：为探究环境规制对资源型城市绿色发展的影响机理与传导路径，以中国95座地级资源型城市2007—2020年面板数据为样本，采用B-K中介效应模型分析环境规制的传导机制，并在此基础上，选取“空间区位+资源依赖度+发展阶段”三重异质性进行分析，探究环境规制对资源型城市绿色发展传导机制的异质特征。研究发现：环境规制与资源型城市绿色发展呈“倒U型”曲线关系；环境规制可以通过技术创新提升、产业结构调整、引导外商投资、人力资本积累4条路径间接促进资源型城市绿色发展；环境规制的中介效应具有显著的区域异质性，其中空间差异对其影响较大。

关键词：环境规制；资源型城市；绿色发展

中图分类号：F205

文献标识码：A

文章编号：1673-5595（2023）03-0018-09

一、引言

世界经济论坛发布的2021年《全球风险报告》指出，无论从发生概率还是影响范围来看，环境风险依旧是首要问题。为应对环境问题的发生，全球已有多个国家做出了实现碳中和的战略承诺，中国作为世界碳排放大国，已宣布力争于2030年前实现碳达峰、2060年前实现碳中和。在“双碳”目标的驱动下，实现绿色发展迫在眉睫。中国资源型城市是中国经济建设与社会发展的主要推动力，也必将成为绿色转型的排头兵。然而，面对经济发展和生态建设的双重挑战，资源型城市受制于其资源依赖型的发展模式，出现自然资源枯竭、环境污染严重、替代产业匮乏等一系列问题，严重制约了城市绿色发展。2021年党的十九届六中全会提出不断发展接续替代产业、加快推进转型升级的步伐，将资源型城市的发展方向由资源依赖型转为低碳环保型，使其逐步摆脱资源约束。在新要求新政策的指引下，资源型城市绿色转型将成为未来发展的必然选择。

环境规制是以保护环境为目的，对污染公共环境的行为进行的规制。自“十一五”以来，国家对环境规制不断提出新要求，足以显示出环境规制对绿色发展的重要作用。传统环境经济学认为，规制强度过高会产生“挤占效应”，占用城市其他生产性投资，如民生、基建等［1］；而强度过低又难以激励技术创新的出现［2］。因此，仅靠调节环境规制强度来推动城市绿色发展是远远不够的，关键要挖掘环境规制与绿色发展之间的传导机制，引导环境规制政策的有效制定与有效实施。既有文献中关于环境规制对绿色发展的影响的研究较为丰富，然而其研究范围多为省域或城市群，且研究视角多为某一特定中介变量。基于此，本文以中国资源型城市2007—2020年数据为样本，从“空间区位+资源依赖度+发展阶段”三重异质性出发，采用中介效应模型探究多重异质下环境规制影响资源型城市綠色发展的传导机制。

二、机理分析与研究假设

环境规制对绿色发展的影响多是从“外部性理论”延伸而来。早期学者们普遍认为环境规制会通过“挤占效应”抑制绿色发展［3-4］，然而波特假说提出后，学者们对环境规制抑制绿色发展的观点存疑，开始提出相悖观点，即环境规制促进绿色发展。从微观企业的角度来看，在环境规制的约束下，企业为降低能源消耗和污染排放，不得不提供更多的资金和人力，进行技术创新或购买先进设备，以达到政府的管制要求；从宏观产业的角度来看，产业发展向绿色清洁行业倾斜，势必要放弃一部分“三高”企业，以此来改变产业内能源消费结构，减少一次能源消耗。李虹等［5］、秦炳涛等［6］学者均验证了该观点的合理性。由此，提出本研究的第一个假设。

假设H1：环境规制的实施可以促进资源型城市的绿色发展。

环境规制的实施对绿色发展不仅有直接效应，还可以通过作用于技术创新投入、地区产业结构、对外开放水平、人力资本水平、地区经济发展水平等中介变量间接影响城市绿色发展（见图1）。既有文献中以技术创新为中介变量的研究较多。最早Porter［2］提出适当的环境规制将刺激技术革新，根据波特假说，环境规制对技术创新具有正面的“补偿效应”，Lanjouwa等［7］、蒋伏心等［8］、高新伟等［9］的研究均印证了补偿效应的存在。技术创新作为推动绿色发展的重要载体，不仅可以通过提高能源利用效率减少废气废物的排放，还可以推动新能源的开发与利用，改变高碳、高污染、高耗能的生产方式，进而实现能源综合循环利用。因此“环境规制—技术创新—绿色发展”传导链在理论上成立。目前相关研究已较为丰富，例如，张娟［10］在研究资源型城市环境规制促进经济增长的过程中发现，技术进步起到了显著的中介效应；刘祎等［11］研究发现，推动企业自主创新与引进境外技术均可增强环境规制对绿色发展的促进作用；苏培添等［12］提出中国的环境规制通过企业技术创新对生态环境绩效起着积极的作用，技术创新的中介效应显著。

产业政策的支持与引导是产业结构调整的主要推动力，环境规制的实施恰好提供了这种推动力。环境规制通过对污染型企业施压来影响产业结构调整，由此可以派生出绿色需求，推动以清洁产业为主的第三产业发展，进而影响绿色发展。例如，张倩等［13］提出环境规制能够影响产业结构合理化和高级化；陈浩等［1］基于产业结构转型中介视角研究发现，环境规制有助于城市产业结构向中高端转型，进而助益高质量发展；秦炳涛等［6］提出环境规制可通过“污染避难所”效应及淘汰“三高”产业来促进结构转型，均验证了产业结构的中介效应。

市场激励型环境规制中，市场准入、技术标准、排放标准、污染税费等都起到提高环境门槛的作用，因此应加强对外商投资流入的引导，鼓励清洁型企业流入，限制“三高”企业流入；同时，针对污染型外资企业应施加额外的环境治理成本，控制污染排放。吴伟平等［14］提出环境规制的污染减排效应会随外商直接投资水平的变化而发生结构性变化；谢宜章等［15］以中介效应视角从外商投资层面探讨环境规制对污染排放的影响机制，发现FDI与环境规制的交互项可显著促进绿色发展；范斐等［16］实证得出环境规制对城市绿色创新效率具有显著促进作用，而FDI在其中具有部分中介效应。

除此之外，环境规制的实施也对人力资本积累产生一定影响，其内在机理在于：环境污染对当地居民的健康、认知及反应能力等都有不同程度的损害，抢手的高级人才在面临多种选择时更倾向于迁移至污染更少、环境更好的地区生存发展。因此，在理论上，环境规制水平越高的地区越有利于人力资本积累。而人力资本可以促进知识扩散和新技术的接受，降低知识溢出成本及技术学习的时间成本，对城市绿色发展、经济转型具有显著的正向影响。目前，周杰琦等［17］、董会忠等［18］学者均提出人力资本因素的改善有利于充分发挥环境规制对城市高质量发展的影响。

根据环境库兹涅茨曲线，当一个地区经济发展达到一定水平后，其环境污染的程度逐渐减轻。［19］这是由于当地区GDP较高时，对个体来说，人均收入达到一定高度会刺激人们对优质环境质量的需求，继而会利用更多的资源来改善环境；对城市来说，政府有更多的资金可用于生态治理和经济转型。因此，提高经济发展水平也是促进城市绿色发展的良策。而环境规制的根本落脚点就在于促进经济的可持续发展。从长期来看，迫于利润最大化原则与环境成本的上升，该地区的生产企业逐渐向高回报、低污染的第三产业转移，提高企业产值与生产力，进而影响该地区GDP稳步上升。

基于上述理论分析提出本研究的第二个假设。

假设H2：环境规制可以通过技术创新提升、产业结构调整、引导外商投资、人力资本积累、推动经济发展等路径间接作用于资源型城市绿色发展。

不同城市在地理位置、经济发展水平和相关环境规制政策等方面存在较大差异，且中国地级资源型城市多达126座，环境规制的作用很难一概而论，不同变量的中介效应存在差异。因此，学者们在探究过程中通常会对此进行异质性分析。例如，秦炳涛等［6］从成长周期异质性角度，探究环境规制的影响在成长型、成熟型、衰退型和再生型城市中的差异；王瑶等［20］实证得出环境规制与生态效率之间的关系会因能源丰裕度高低而不同；刘晨跃等［21］研究发现，东部地区环境规制能够通过改善能源结构、调整产业结构、推动技术进步三条路径来改善环境质量，中部地区仅能通过优化能源结构来实现绿色发展，西部地区各变量的中介效应均不显著。由此可以看出，不存在统一的标准来解释不同类型城市环境规制的作用机理。基于此提出本研究的第三个假设。

假设H3：环境规制的中介效应具有显著的异质性特征。

三、模型构建与变量说明

（一）模型构建

环境规制手段已成为目前推动城市绿色发展的重要举措。本文以资源型城市绿色全要素生产率为被解释变量，以环境规制水平及其二次项为核心解释变量，计算分析变量之间的关系；通过静态面板数据模型计算得出变量间的相关性、影响方向、影响程度等，进而结合B-K中介效应分析方法［22］（见图2），深入挖掘环境规制对城市绿色发展的传导路径。

式中：x为投入要素，y、b分别为期望产出和非期望产出，D0为距离函数。投入要素包括资本投入（以固定资产投资额指代）、劳动力投入（以从业人员期末人数指代）、能源投入（以居民家庭用水量指代）、技术投入（以科学技术支出指代）和环保投入（以节能环保支出指代）。期望产出包含经济、社会、生态三大层面，经济层面用地区生产总值表示，社会层面用社会消费品零售总额与建成区绿化覆盖率表示，生态层面用污水处理厂集中处理率与一般工业固体废物综合利用率表示。非期望产出包含工业废水、二氧化硫排放量。由于计算出的数值为该年绿色全要素生产率的增长率，而非当年的绿色全要素生产率，因此需要对其进行调整以获得当年的实际值，参考邱斌等［24］的研究，以当年的ML指数乘以上一年的绿色全要素生产率，即为本年的实际值。

（2）核心解释变量：环境规制水平（ER）及其二次项（ER2）。

环境规制是为保护环境而提出的政策、措施与手段，这些内容很难量化，因此多数学者采用指标替代的方式对环境规制进行量化处理。已有文献中主要有单一指标法和综合指数法两种方法。单一指标法中，部分学者以环境法规数或行政规章数来衡量［25-26］，或以环境相关支出来衡量，如环境污染治理投资［27］、节能环保支出比重［28］等；还有部分学者以排污费收入来考察环境规制强度，如Levinson［29］、蔡乌赶等［30］。综合指标法中较为常见的是以废水排放达标率、二氧化硫去除率和固体废物综合利用率三个指标或根据三废排放量构建综合指数。［31］相较而言，单一指标法作为度量环境规制水平的标准，方法简单，便于计算，适合城市、地区间的横向对比。因此，考虑地级市城市数据的可获取性，本文选取节能环保支出占地区生产总值比重作为环境规制水平的代理变量。

（3）中介变量。

基于上述理论分析，本文选取地区经济发展水平、人力资本水平、技术创新投入、对外开放水平和地区产业结构为中介变量。由于GDP数据单位差别过大，为防止异方差问题而进行取对数处理。具体代理指标如表1所示。

2.数据来源及处理

本文以中国95个地级资源型城市2007—2020年数据为样本，数据来源于《中国城市统计年鉴》、中国知网统计数据库、各省统计年鉴、各城市统计年鉴及统计公报，少量缺失数据采用线性插值法补齐。

四、实证分析

（一）环境规制对资源型城市綠色发展的直接效应分析

基于Stata14，本文采用最小二乘估计对包含所有变量的整体计量模型进行分析。根据Hausman检验结果，采用固定效应模型，回归结果如表2所示。可以看出，环境规制的一次项、二次项系数均通过显著性检验。仅从一次项来看，其系数为正且在1%的水平下显著，表示环境规制促进资源型城市绿色发展，验证了假设H1；结合二次项来看，其系数为负，说明环境规制与资源型城市绿色发展之间呈“倒U型”曲线关系，即前期环境规制水平较低时会促进绿色发展，当环境规制水平超过拐点后便开始抑制绿色发展。理论上，环境规制既会带来成本压力，也会促进技术创新，企业会在环境政策带来的成本与收益之间进行权衡。前期环境规制水平较低，成本较小，环境规制带来的收益大于成本，因此企业便会选择积极转型，对技术设备进行改造升级；后期随着环境规制水平的提高，其带来的收益会小于成本，那么企业便会选择缩小投资规模或减产，从而阻碍了城市绿色全要素生产率的提升。对于各中介变量，地区经济发展水平、人力资本水平、技术创新投入与对外开放水平系数显著为正，且分别在1%、5%、1%、10%的水平下显著；地区产业结构系数为负，并在1%的水平下显著，说明各中介变量都会对绿色全要素生产率产生影响。

整体估计结果无法揭示上述中介变量对核心解释变量与被解释变量的关系有何影响，是否对二者间的关系产生冲击。因此，本文采用静态面板数据模型，通过分步添加中介变量的方式考察其对环境规制与资源型城市绿色发展间关系的影响，计算结果如表3所示。

其中模型1仅含有核心解释变量环境规制水平ER的一次方项，结果显示环境规制与资源型城市绿色发展之间显著正相关，这与整体估计结果一致，再次验证了假设H1。根据分步估计的思想，依次加入技术创新投入（模型2）、地区产业结构（模型3）、对外开放水平（模型4）、人力资本水平（模型5）、地区经济发展水平（模型6）。在模型2与模型3中，随着技术创新投入、地区产业结构变量的依次加入，虽然ER的显著性没有变化，但其系数逐渐减小，说明环境规制对绿色发展的影响逐渐减弱，即技术创新投入与地区产业结构的介入削弱了环境规制对资源型城市绿色发展的促进作用；在模型4中，ER的显著性降低，但系数变化不大且t值差距较小，说明加入对外开放水平对整体结果的影响微乎其微；在模型5中，加入人力资本水平后ER的系数估计值变得更为显著，且系数有小幅度提升，说明人力资本水平加强了环境规制对绿色发展的促进作用；在模型6中，地区经济发展水平的加入使得ER的系数估计值变小，且lnGDP系数在1%的水平下显著，说明地区经济发展水平与环境规制之间存在隐性矛盾。尽管通过逐步回归可以大致看出各中介变量的影响，但技术创新投入、地区产业结构、对外开放水平等变量的中介效应与理论分析均有所出入，因此，为再一次验证各中介变量的“强化”或“弱化”效应，本文将借鉴B-K中介效应分析方法，深入挖掘环境规制对绿色发展的传导路径。

（二）稳健性分析

为了确保上述回归结果的稳健性，本文通过替代被解释变量进行稳健性检验，避免仅用全要素生产率指代绿色发展水平所带来的片面性。参考杨新梅等［32］的思路，以城市绿色发展水平为目标层，以绿色生产、绿色生活两方面为准则层，构建城市绿色发展评价指标体系。其中，绿色生产方面选取GDP、第二产业比重、科技支出、节能环保支出、废水排放量、二氧化硫排放量与一般工业固体废物综合利用率为三级指标；绿色生活方面选取建成区绿化覆盖率、污水处理厂集中处理率、生活垃圾无害化处理率与居民家庭用水量为三级指标，采用熵值法计算城市绿色发展指数，以此作为被解释变量。保持核心解释变量与各中介变量不变，同样采用静态面板数据模型进行分析，具体结果如表4所示。

结果显示，环境规制的一次项系数、二次项系数仍通过显著性检验。仅从一次项系数来看，结果为正，说明环境规制促进资源型城市绿色发展，再次验证假设H1；结合二次项系数来看，其结果为负，说明环境规制与资源型城市绿色发展之间的“倒U型”曲线关系依然存在。这

与上文整体估计结果一致，稳健性分析结果充分表明本文实证结果的可靠性和科学性。

（三）环境规制对资源型城市绿色发展的中介效应分析

为探究中介变量是否在环境规制对资源型城市绿色发展的影响中起作用，本文采用GLS估计方法构建中介效应模型，将中介变量技术创新投入、地区产业结构、对外开放水平、人力资本水平与地区经济发展水平作为中介效应模型中的被解释变量，将环境规制水平作为中介效应模型的解释变量，具体结果如表5所示。模型7—模型11中被解释变量分别为技术创新投入、地区产业结构、对外开放水平、人力资本水平与地区经济发展水平，环境规制的系数依次是0.0357、-4.6059、0.1008、0.8295、-7.7715，且均显著，说明这些中介变量的中介效应明显，验证了假设H2。

从表5中模型7的结果来看，环境规制的系数为0.0357，且在1%的水平下显著，说明技术创新投入的增加会增强环境规制对绿色发展的促进作用。一方面，环境规制的压力与财政倾斜，迫使企业进行绿色转型与技术创新，环境规制对技术创新的影響具有正面的“补偿效应”；另一方面，随着环境规制的强度增加，财政资金会更偏向于解决环境问题，可能会占用了原本用以技术创新的资金，即环境政策的实施对技术创新存在负面的“挤占效应”。两种理论相悖，因此难以从理论上确定预期方向。由表5可知，以技术创新投入为被解释变量时，环境规制的系数为正，即环境规制的实施促进技术进步，故其补偿效应大于挤占效应。企业在环境规制的压力下通过技术创新改进生产技术或优化生产方式，其新增利润可减缓或抵消环境成本，在一定程度上证明了“波特假说”在中国城市层面的适用性，因此在制定环境规制政策时应充分考虑技术的影响，以更高效地促进资源型城市绿色发展。

从模型8的结果来看，环境规制的系数为-4.6059，二者显著负相关，即环境规制的实施不利于第二产业发展。第二产业多为资本与能源密集型产业，其发展是建立在大量消耗矿产、石油等不可再生能源的基础上，往往存在资源利用率低、消耗量大、废弃物多等问题，导致环境规制对第二产业带来的冲击较大。由于第二产业发展不利于城市绿色转型，因此可以通过调整产业结构，减少对第二产业的资金支持和政策引导，以此来加强环境规制对城市绿色发展的正向作用。

从模型9的结果来看，环境规制的系数为0.1008，且在5%的水平下显著，说明环境规制可以促进外商投资的增加，即对外开放水平具有正向中介作用。与环境规制的提高相匹配的企业技术创新投入增加和清洁产业补贴政策的出台，对清洁型外商投资企业的流入具有一定程度的吸引力。同时伴随着环境规制水平提高，与之一同增强的还有公众的环保意识和对绿色产品的追求，需求吸引投资，因此形成正向循环，进一步吸引外商投资流入。

从模型10的结果来看，环境规制的系数为0.8295，且在1%的水平下显著，说明环境规制可通过提高人力资本水平间接影响城市绿色发展。结合表2结果，环境规制水平高的地区绿色发展水平相对较高，即污染程度较低，城市趋于清洁化发展，高级人才更倾向于迁移至环境更好的地区生存发展。换言之，环境规制程度越高越有利于人力资本积累，进而促进知识扩散和新技术的接受，对城市绿色发展、经济转型具有显著的正向影响。

从模型11的结果来看，环境规制的系数为-7.7715，说明环境规制并不利于地区经济发展水平的提升，即经济发展水平削弱了环境规制的绿色效应。该结果与理论有较大差距。理论上，基于利润最大化原则，环境规制的实施使生产企业逐渐向高回报、低污染的第三产业转移，提高企业产值，进而助推城市经济发展；实际上，环境规制的实施使更多的资金用于环境治理与污染处理，使得原本用于城市其他方面的资金减少，如基础建设、民生保障等，导致“挤占效应”出现，对于城市整体经济发展来说未必是正向影响。

（四）异质性分析

考虑到不同地理位置、不同资源依赖度以及不同发展阶段的地区，其回归结果可能存在差异，本文基于“空间区位+资源依赖度+发展阶段”三重异质性进行实证分析。其中，空间区位按东部、中部、西部划分；发展阶段参考《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020年）》，将资源型城市划分为成长型、成熟型、衰退型和再生型；资源依赖度参考改进的Krugman空间基尼系数［33-34］，分为高资源依赖度和低资源依赖度。三重异质性下共分为11类城市，但由于部分类型中城市数量太少，不具有代表性，因此将其剔除，最终划分为6个类别，分别为东部高资源依赖度成熟型、东部低资源依赖度再生型、中部高资源依赖度成熟型、中部高资源依赖度衰退型、中部低资源依赖度成熟型、西部低资源依赖度成熟型。通过细致的分类进行比较与分析，结果如表6所示。

对于东部高资源依赖度成熟型城市，中介效应显著的变量有技术创新投入、对外开放水平、人力资本水平与地区经济发展水平，环境规制的系数分别为0.1718、2.5432、-1.4663、-85.4629，与整体回归结果相比存在较大差距。在该类城市中，人力资本水平削弱了环境规制的绿色效应，而地区经济发展水平加强了环境规制对城市绿色发展的促进作用。对于东部低资源依赖度再生型城市，效应显著的中介变量仅有技术创新投入与地区经济发展水平。值得注意的是，东部城市地区产业结构的中介效应普遍不显著，这可能是由于东部地区经济发展水平较高、产业更新升级相对较快，环境规制政策的重心不再局限于产业转型。对比中部成熟型城市，高、低资源依赖度之间的差异在于技术创新投入与对外开放水平。模型12中，中部高资源依赖度地区ER系数为0.0384且在10%的水平下显著，而低资源依赖度地区系数为0.0172且不显著；模型14中，中部高资源依赖度地区ER系数为-0.2548且不显著，低资源依赖度地区系数为-0.9791且在1%水平下显著，可见资源依赖度的提升导致技术创新投入的中介效应扩大、对外开放水平的中介效应缩小。对于中部高资源依赖度衰退型城市，技术创新投入、第二产业比重、对外开放水平和人力资本水平均具有显著的中介作用。与整体回归结果相比，中部城市环境规制实施均不利于外商投资。究其原因，可能是中部城市地处内陆，接南进北，成为许多原材料工业基地、交通要地与中转站，依赖丰富的煤炭资源成为传统制造业基地等，与东部地区相比较为落后，技术人才等仍处于稀缺困境，导致其外商投资多为粗放式产业，难以吸引清洁型企业流入，因此在环境规制的压力下外商投资较少。对于西部低资源依赖度成熟型城市，5个中介变量在环境规制对城市绿色发展的作用中均有显著影响。该结果与整体回归结果较为一致，但地区经济发展水平的作用方向与整体效果相反，这与西部地区的发展方式有关。西部地区由于交通、资源等因素的限制，仍处于依赖能源开发的粗放型经济发展模式下，受制于其自然条件，西部城市即使在环境规制的压迫下也很难完成技术创新或结构转型。因此，西部发展的当务之急是提高整体经济水平后再进行绿色转型，若盲目提高环境规制水平反而会适得其反，抑制西部地区经济发展。

五、结论与建议

本文以中国95座地级资源型城市2007—2020年数据为样本，借鉴B-K中介效应分析方法构建中介效应模型，探究环境规制对资源型城市绿色发展的影响机制与传导路径，并从“空间区位+资源依赖度+發展阶段”多重异质的视角出发，分析不同类型城市的中介效应的差异，研究得到以下结论。

（1）从直接效应上看，环境规制的实施显著促进资源型城市绿色发展，而环境规制的二次项系数显著为负;同时其绿色效应还受技术创新投入、产业结构、对外开放水平、人力资本水平、经济发展水平等多因素共同影响，属于复杂的非线性曲线关系。

（2）从间接效应上看，环境规制可以通过技术创新提升、产业结构调整、引导外商投资、人力资本积累4条路径间接促进资源型城市绿色发展，即4个变量的介入加强了环境规制对绿色发展的促进作用；而推动经济发展反而削弱了环境规制的绿色效应，因此不可盲目追求经济的快速发展。

（3）基于异质性的分析结果显示，环境规制对资源型城市绿色发展的传导路径在地理区位上存在较大差异。东部地区的环境规制主要依赖技术进步来有效促进绿色发展；中部地区的环境规制能够通过促进技术进步、调整产业结构和增加人力资本这3种路径有效影响绿色发展；西部地区则由于经济发展的迫切性，应先提高整体经济水平再进行绿色转型。

基于上述结论，本文提出以下建议。第一，合理控制环境规制强度。基于环境规制与资源型城市绿色发展的“倒U型”关系，在制定政策时不宜一味加大环境规制力度，应考虑到政策的灵活性，打好不同类型环境规制手段的“组合拳”，将偏向强制的刚性约束转为市场化手段，或通过网络、短视频等新型媒介推广绿色发展。第二，强化环境规制的绿色效应。在制定政策时可与技术创新、产业转型、人才引进、外商投资等形成良性互动，充分发挥其中介效应。例如，完善并推广《环境保护科学技术奖励办法》，促进环境保护科技事业发展；对于绿色环保的高质量外资予以优先引进，并提供税收优惠；建立绿色生产激励机制，等等。第三，制定因地制宜的发展政策。考虑到城市间发展情况各有不同，各城市应根据自身实际发展情况动态调整环境规制强度，避免“一刀切”现象的出现。例如，科技资源应向东部资源型城市倾斜，提高其技术创新水平；对中部资源型城市应着力改变其资源依赖式、粗放式产业结构，加快发展现代服务业；而对于西部资源型城市，要以提升经济实力为基础，学习先进的技术与管理经验，实现绿色转型。

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责任编辑：曲红