引言

长江经济带的工业绿色转型是生态文明建设国家战略的重要内容。但是，长江经济带依然存在着产业结构“偏重偏化”、产业布局不合理以及工业企业治污投入不足等问题^[1]。为此，中央政府明确要求长江经济带加快产业转型升级，发展新型生态产业、淘汰落后产能、实行环保技术改造、优化行业企业结构。故此，提升长江经济带工业绿色转型效率，加快工业绿色转型进程，既是短期内应对长江经济带环境污染，扭转长江流域生态环境退化的关键内容，也是响应中央号召、加快长江经济带产业结构优化、引领中国经济高质量发展、践行生态文明国家战略的必由之路，具有重要的理论价值和实践意义。

推动长江经济带产业绿色发展的重要举措之一就是优化制度供给，包括采取最严厉的环境规制来推进供给侧改革^[2]。近年来，长江经济带沿线各省市分别采取了直接管制、经济管制和公众参与等手段来推进经济带的环境治理和绿色转型。直接管制包括行政命令和行政处罚，如浙江省政府推行的重污染企业关停并转措施^[3]；经济管制主要有排污费、排污许可证、排污权交易、排污技术改造补贴等；公众参与包括公众和媒体监督等。上述诸类环境规制措施是否促进了长江经济带工业绿色转型，如何促进的？学术界针对环境规制与工业绿色转型问题展开了诸多研究，但是关于长江经济带环境规制对工业绿色转型影响的专门研究却鲜有涉及。鉴于此，本文利用2002—2017年长江经济带11个省市的面板数据研究环境规制对工业绿色转型的影响与作用机理，进而为加快推进长江经济带绿色转型提供新的思路。

1 文献述评

自Porter和Linde^[4]提出了创新性的波特假说以来，环境规制问题逐渐成为学术界关注的焦点。既有文献主要围绕环境规制选择与评价以及环境规制效应等问题展开研究。

环境规制的选择与评价是研究的首要问题。理论上环境规制可以分为正式规制和非正式规制。正式规制进一步分为命令—控制型、市场激励型和自愿型，而非正式规制则是一种自下而上自发的公众参与型规制，对企业行为产生软约束^{[5, 6]}。以“督政”为特征的中央环保督察制度是中国命令—控制型规制的重要内容^[7-9]。另外，环境司法也是典型的命令—控制型规制^[10]。Shapiro在对1970年代以来美国环境治理效果进行评价后认为，命令与控制型规制的治理效果要明显好于市场激励型规制^[11]。但是，命令—控制型规制通过严格问责以及对违规企业实施叫停或处罚会增加生产者的服从管制成本，继而可能阻碍企业技术进步，最终会损害经济发展^[12]。与此相比，市场激励型规制可以在治理环境的同时促进企业技术进步和产业结构优化。市场激励型规制事实上是通过“利用市场”和“建立市场”的两大政策工具促进工业生产并实现绿色转型^[13]。既有文献对市场激励型规制在技术进步和产业结构优化中的作用进行了研究：一部分文献从微观视角研究市场激励型规制的企业TFP效应^[14]；另一部分文献则借助城市和省份数据从宏观层面上研究激励型规制措施对产业结构优化和经济增长的影响^[15]。上述诸类研究表明，命令—控制型规制对环境治理有效，但对技术进步和经济增长不利；自愿型规制虽有助于环境治理，但可控性不强，在实践中很难全面快速推进，只能作为一种补充机制；市场激励型规制不仅在环境治理方面有效，还有助于技术进步和绿色转型。

市场激励型规制对工业绿色转型的影响是文献研究的重点内容。一部分文献分析了市场激励型规制与工业绿色转型之间的关系。申晨等发现市场激励型规制存在着显著的绿色技术促进效应^[13]。景维民和张璐采用研发补贴和环境税作为市场激励型规制工具分析其对工业绿色进步的正向促进效应^[16]。朱东波和任力则采用成本和绩效型规制工具考察环境规制对工业绿色转型的影响，并揭示了市场激励型规制与工业绿色竞争力之间的“U”形关系^[17]。孙海波和刘忠璐采用治污费用比例作为市场激励型规制的代理变量，研究了环境规制影响工业绿色转型的门槛效应^[18]。Aditi分析了投资型市场规制对产业绿色转型的促进效应^[19]。另有一部分文献探寻环境规制影响工业绿色转型的作用渠道。杜龙政等分析投资型规制与工业绿色竞争力的关系，揭示了投资型规制通过成本节约、性能提升和心理价值三因素促进了工业绿色进步^[20]。申晨等发现技术效应和结构效应是环境规制影响中国工业绿色转型的两类重要渠道^[13]。Du等认为市场激励型规制促进工业绿色转型主要通过绿色技术创新和产业结构转型升级两个渠道，而经济发展水平则是重要的调节变量^[21]。王书斌和徐盈之揭示了中小企业在市场规制下通过学习效应实现绿色转型^[22]。

市场激励型规制对工业绿色转型的分类效应是文献研究的热点。部分文献分析了异质性市场激励型规制对工业绿色转型的影响。杨喆等通过对市场规制强度的工业结构绿色转型效应研究，揭示了规制强度与绿色转型之间的“U”形关系^[23]。Maia和Bernard分析了包括排放税、排放配额和排放标准在内的市场规制对生态产业转型的异质性影响^[24]。Brolund和Lundmark以欧洲造纸行业为例，揭示了针对不同排放物的市场规制所产生的工业绿色转型效应^[25]。另有部分文献分析了市场规制在不同环境下所产生的差异化工业绿色转型效应。市场规制效应往往因区域生态环境等因素存在明显差异性^{[26, 27]}。周桂荣和李晓慧发现市场激励型规制的工业绿色转型效应还存在着行业异质性，清洁行业比污染密集型行业对环境规制的容忍度更高，更易实现绿色转型^[28]。上述文献研究表明，市场激励型分类规制存在着多重工业绿色转型效应。为此，本文进一步将市场激励型的分类规制与多重异质性工业绿色转型效应结合起来，更全面地考察市场激励型规制作用下的多重工业绿色转型效应。

本文尝试在现有文献基础上作出如下两方面的边际贡献：一是揭示市场激励型规制促进工业绿色转型的内在机理；二是拓展既有市场激励型规制效应的研究路径，以长江经济带环境规制与工业绿色转型为背景，进一步揭示市场激励型规制所产生的工业绿色转型分类效应与边际效应。

2 理论分析

申晨等^[13]、邓慧慧和杨露鑫^[29]分别运用Copeland和Taylor^[30]的建模思想推演出环境治理与工业绿色转型的分析框架。基于此，本文进一步构建一个双重市场激励型规制与工业绿色转型的结构框架，以考察市场激励型规制促进工业绿色转型的内在机理。

假设省份j的生产部门i，其生产函数由技术a_ij、劳动l_ij和排污量d_ij构成。省份j设定一个排污量上限λ_j，当排污量d_ij > λ_j时，该部门被限制生产；当排污量d_ij ≤ λ_j时，该部门被允许生产。具体的生产函数如式（1）所示：

(1)

约束条件为：

(2)

其中，r_ij为技术投入强度；w_j工资水平；τ_j为排污费，r_ij > 0，τ_j > 0，0 < α_ij < 1。

鉴于成本函数比利润函数有着更好的性质，本文接着将该部门的生产决策转化为式（3）所示的成本最小化问题。

(3)

(4)

由此得到条件要素需求函数分别为：

(5)

(6)

(7)

进一步得到最优的成本函数：

(8)

由谢泼德引理得到：

(9)

(10)

由式（10）进一步得到：

(11)

由于0 < α_ij < 1，容易得到：

(12)

(13)

(14)

式（12）说明，随着排污费的增加，部门i的排污量将减少。式（13）说明，随着技术投入强度的增强，生产技术水平将上升，进而会减少污染性部门的排污量。式（14）意味着式（12）的排污费与排污量之间存在着二次函数关系，且随着排污费的提升，减排效应存在着递减趋势。结合Bhringer等^[31]、原毅军和刘柳^[32]和申晨等^[13]关于费用型和投资型市场规制的两分法，本文将排污费作为费用型规制的代理变量，将技术投入强度作为投资型规制的代理变量，进而构建双重市场激励型规制变量。由此，结合式（12）、式（13）和式（14）的分析结果，本文提出H1假设：

H1：费用型和投资型规制对长江经济带工业绿色转型产生促进效应，但费用型规制的促进效应呈现递减特征。

另外，既有文献对分类环境规制的异质性效应和单一环境规制的多重异质性效应展开了实证研究^{[13, 29, 33]}，本文进一步结合分类环境规制以及多重效应特征，提出了双重市场激励型规制的多重异质性工业绿色转型效应假设H2：

H2：费用型和投资型规制对工业绿色转型的促进效应存在显著的多重异质性特征。

最后，既有研究显示，末端治理技术创新不仅对末端污染治理和废物回收利用起着至关重要的作用，还与产品生命周期密切相关^[34]。因此，末端治理技术也可能是实现工业绿色转型的重要因素^[33]。据此，结合双重市场激励型规制推进工业绿色转型的作用机理，本文提出H3假设：

H3：末端治理技术是费用型和投资型规制产生工业绿色转型促进效应的传导渠道。

3 研究设计与研究数据 3.1 样本选择与数据来源

本文选取2002—2017年长江经济带11个省市的年度面板数据作为研究样本。相关数据分别来自《中国环境统计年鉴》《中国统计年鉴》、省级统计年鉴以及EPS全球统计数据库。

3.2 计量模型设定

为检验费用型和投资型规制对工业绿色转型的影响，本文构建如下面板数据计量模型：

(15)

其中，j表示省份，t表示年份；IGT表示工业绿色转型程度；charge是以排污费为代表的费用型规制强度，charge2为费用型规制强度的二次项；invest表示以治污投资为代表的投资型规制强度；X是一组控制变量；u为个体效应；λ为时间效应；ε表示随机扰动项。本文关注市场激励型规制影响工业绿色转型的估计系数β₁、β₂和β₃。根据理论分析结果判断，系数的预期符号分别为β₁ > 0、β₂ < 0和β₃ > 0。

3.3 变量选取与说明 3.3.1 关键变量选取

（1）工业绿色转型（IGT）。采用长江经济带11个省市的工业绿色转型综合指数作为被解释变量。基于彭星和李斌^[27]的综合指标体系构建方法，本文建立了包含16个分类指标的综合指标。在确定综合评价指标权重时，本文采用了适用于面板数据的面板熵值法。

（2）环境规制。参考申晨等^[12]的方法，选择排污费收入与污染排放之比的对数作为费用型规制的代理变量；采用工业污染治理投资额与工业增加值之比作为投资型规制的代理变量。

（3）末端治理技术创新（G3）。本文采用工业固体废弃物综合利用率、工业废水治理能力和废水治理设施数共同衡量末端治理技术创新程度。工业固体废弃物综合利用率越高、废水治理能力越强和废水治理设施数越多意味着末端治理技术创新程度越强。

3.3.2 控制变量选择

控制变量包括了企业层面和省级层面两类控制变量。企业层面的控制变量有企业规模、研发水平、人力资本、资源禀赋和工业结构高级化。省级层面的控制变量有外商直接投资、经济发展水平和工业增加值占GDP比重。其中，企业规模采用规模以上工业主营业务收入与企业个数比值衡量；研发水平采用单位研发投入技术市场成交额衡量；人力资本采用规模以上工业企业研发人员与从业人员数比值衡量；资源禀赋采用规模以上工业企业资本投入量与从业人员数的比值衡量；工业结构高级化采用高新技术产业主营业务收入与工业总产值比值衡量；外商直接投资采用实际使用外商投资额与地区生产总值比重衡量；经济发展水平采用人均GDP的对数衡量。

4 经验结果及分析 4.1 基准回归结果

考虑到可能存在组间异方差、组内自相关和组间同期相关等因素的干扰，本文采用全面FGLS进行基准回归分析。表 1报告了基准回归结果：其中，第（1）列为费用型规制和企业层面控制变量的回归结果；第（2）列加入了省级层面的控制变量；第（3）列为投资型规制和企业类别控制变量的回归结果；第（4）列在第（3）列基础上加入了省级层面的控制变量；第（5）列为两类规制和企业类别控制变量的回归结果；第（6）列在第（5）列基础上进一步加入了省级层面控制变量。基准回归模型的结果均显示：charge的系数显著为正，二次项系数显著为负，而invest系数显著为正。这意味着费用型规制对工业绿色转型存在先增后减的倒“U”形特征，而投资型规制对工业绿色转型促进效应呈现单调递增特征。据此，基准回归结果验证了假说H1。

4.2 内生性问题的处理

基准模型依然可能存在反向因果或遗漏变量带来的内生性问题。故此，本文将投资型规制变量滞后一期作为工具变量实施面板2SLS回归。表 2的回归结果显示，三个核心解释变量的系数符号、估计值大小和显著性水平与基准模型回归结果保持一致。这说明核心解释变量的内生性问题并不严重。

4.3 稳健性分析 4.3.1 “OLS+ 面板校正标准误差”法

针对可能存在的异方差、截面数据相关性和自回归等问题，本文采用OLS+ 面板校正标准误差的方法进行稳健性检验。表 3第（1）列的结果表明基准回归的稳健性。

4.3.2 环境规制的其他界定方法

考虑环境规制的测度偏误干扰，本文采用申晨等^[12]的做法，将省级政府工作报告中有关环境的词频（frequency）作为投资型规制的代理变量进行稳健性检验，表 3第（2）列的回归结果再次验证了基准模型估计的稳健性。

4.3.3 剔除2008年金融危机期间的样本

为确保样本选取具有随机性和代表性，本文剔除了2008年金融危机期间的样本进行稳健性检验。回归结果显示，在排除了2008年金融危机样本后市场激励型规制的系数仍然显著。具体检验结果如表 3第（3）列所示。

5 异质性分析与渠道检验 5.1 异质性分析

考虑到流域上下游地区在地理区位、经济发展水平、产业结构上的差异性，双重市场激励型规制的工业绿色转型效应可能呈现出多重异质性特征。为此，本文分别从区位异质性、人均GDP异质性、第二产业占比异质性三个角度去考察双重环境规制所产生的多重异质性工业绿色转型效应。

5.1.1 区位异质性

鉴于省级环境分权治理中存在的污染流域转移和逆转移等问题，不同区位的环境规制对工业绿色转型的影响可能存在显著差异性。为此，本文借鉴传统做法将湖北段以上的长江经济带地区界定为上游地区，湖北段以下的长江经济带界定为中下游地区，以此进行分样本回归。表 4的回归结果显示，在上游地区，投资型规制效应显著为正，而费用型规制效应不显著。在中下游地区，两类规制的影响都仅在10% 的显著性水平上拒绝原假设。上述结果说明，双重市场激励型规制效应存在显著的区位异质性。

5.1.2 人均GDP异质性

本文将人均GDP较高的江浙沪分为第一组，其他省份为第二组，以此考察人均GDP异质性对环境规制效应的影响。表 5的第（1）列说明了在第一组中，费用型规制效应在5% 的水平上显著为正，二次项的检验结果也符合预期，但是投资型规制效应不显著。第（2）列说明了在第二组中，仅投资型规制效应显著为正。这意味着在人均GDP较高的地区，费用型规制具有较好的工业绿色转型促进效应；而在人均GDP较低的地区，投资型规制具有较好的工业绿色转型促进效应。

5.1.3 第二产业占比异质性

第二产业占比也是影响环境规制效应的重要因素。为此，本文以工业增加值占GDP比重为分组指标，比重小于0.4的时序样本归为低占比组，大于0.4的时序样本归为高占比组。表 6的回归结果显示，在第（1）列的低占比组中，费用型规制的系数仅在10% 水平上显著为正，二次项的系数在5% 水平上显著为负，而投资型规制效应不显著。在第（2）列的高占比组中，费用型规制的系数在5% 水平上显著为正，二次项系数均在5% 水平上显著为负，投资型规制效应依然不显著。这一结果说明双重市场激励型规制效应存在显著的第二产业占比异质性。据此，验证了H2。

5.2 环境规制对工业绿色转型的影响渠道分析

根据理论部分的分析，市场激励型规制可以通过末端治理技术创新的渠道实现工业绿色转型。为验证这一影响渠道存在性，本文采用中介效应模型进行验证，其中G3为末端治理技术。构建如下递归计量模型：

(16)

(17)

(18)

表 7报告了渠道分析的回归结果。第（2）列显示费用型和投资型规制的系数均显著为正，这说明两类规制对末端治理技术均具有显著促进作用。第（3）列中两类规制变量及G3的系数均显著为正，这表明末端治理技术在环境规制与工业绿色转型中发挥了部分中介效应。从数值上看，中介效应大小约为0.237，在总效应中占较大比重。由此，验证了H3。

6 进一步讨论 6.1 环境规制对工业绿色转型组成部分的影响

工业绿色转型指标是一个由多种要素构成的综合指数。故此，市场激励型规制对工业绿色转型各组成部分的影响可能存在差异性。由于高能耗行业产值占比是综合指数的重要构成，本文将高能耗行业的产值占比作为被解释变量进行单独回归。此外，包括废水、二氧化硫、烟粉尘和固体废物在内的“四废”排放量指标也是综合指数的重要构成。为此，本文分别采用万元工业增加值废水排放量（liquid）、二氧化硫排放量（SO₂）、烟粉尘排放量（dust）和固体废物产生量（solid）作为“四废”排放量分类指标考察市场激励型规制对工业绿色转型各个部分的差异化影响。

表 8第（1）列为双重市场激励型规制对高能耗行业产值占比影响的回归结果，第（2）至（5）列为双重市场激励型规制对“四废”排放量分类指标影响的回归结果。第（1）列显示，费用型规制的系数显著为负，二次项也显著为负，而投资型规制的系数不显著。在第（2）列中，费用型规制的影响不显著，投资型规制的影响则显著为负。这意味着投资型规制能显著抑制废水排放量。第（3）列结果显示，费用型规制对二氧化硫排放量的影响显著为负，且呈现逐步强化趋势；投资型规制对二氧化硫排放量的影响仅在10% 水平上显著为正。第（4）列显示，费用型规制对烟粉尘排放量的影响显著为负，二次项显著为正；投资型规制的影响仅在10% 水平上显著为负。第（5）列显示，费用型规制对固体废物排放的影响在5% 水平上显著为正，二次项影响不显著；投资型规制的影响则显著为负。上述回归结果表明，市场激励型规制的工业绿色转型效应在分类结构上也存在着明显的异质性特征。

6.2 环境规制对工业绿色转型影响的边际效应演化分析

在实践中，我们更关注在不同的工业绿色转型水平上，市场激励型规制的边际效应是否存在显著的结构性变化？为此，本文利用面板分位数回归模型探究不同工业绿色转型水平上市场激励型规制边际效应的演化轨迹。构建如下面板分位数回归模型：

(19)

其中，Q_τ(IGT_jt|charge_jt, charge_jt², invest_jt) 为给定双重市场激励型规制的前提下，工业绿色转型在第τ分位数上的值；δ_τi为核心解释变量在第τ分位数上的回归系数。参考已有文献的做法，本文选取五个代表性的分位点（0.2，0.25，0.5，0.75，0.9）展开分析。表 9报告了相应的面板分位数回归结果。对比不同分位点上的回归系数及其显著性水平，可以发现从0.2分位点开始，回归系数基本保持稳定，但是在0.75和0.9分位点上，双重市场激励型规制的回归系数均不显著，即无法拒绝零假设。

为进一步揭示环境规制促进效应的边际变化趋势，本文从0.2到0.9分位点间构建步长为0.01的多重分位数回归模型。双重市场激励型规制的回归系数变化趋势如图 1所示，在分位数较小时，费用型规制的边际效应随着分位数的增加而减小，投资型规制的边际效应随着分位数的增加而增加。费用型规制的边际效应递减现象源自排污费的持续增加所产生的污染治理效果边际递减效应^①。投资型规制是以工业污染治理中的投资额与工业增加值之比为指标，以工业治污技术投入为核心的治理模式。投资型规制的推进过程存在着由技术引进或技术创新带来的边际报酬递增效应^[34]。但是这两类变化趋势在分位数较大时存在“L”形的骤降现象。骤减的原因在于随着工业绿色转型水平的提升，样本方差显著变大，也即样本分布更加分散，转型效应更加分化，从而导致样本回归系数不显著。这意味着，工业绿色转型初期，两类市场激励性规制的治理效果较明显，而随着工业绿色转型的推进，不同地区的治理效果出现持续分化，当分化到达一定程度后，即在10% 显著性水平上无法拒绝零假设时，这两类市场激励型规制的边际效应实质上降为零。另外，两类市场激励型规制出现“L”形骤降的拐点位置也是有差异的，投资型规制效应的拐点相比费用型规制效应的拐点出现的更早。原因在于，随着工业绿色转型水平的提升，费用型规制效应分化较缓慢，而投资型规制效应分化得更快更显著。

①《国务院关于2018年度环境状况和环境保护目标完成情况的报告》，中国人大网，2019年4月20日。

7 研究结论与政策启示

本文首先系统梳理了费用型和投资型两类市场激励型规制推进工业绿色转型的内在机理，并提出了一系列待检验的理论假说。在此基础上，本文基于2002—2017年长江经济带11个省市的面板数据，对环境规制的工业绿色转型效应展开实证研究。经验结果显示：双重市场激励型规制显著促进了工业绿色转型，在考虑了潜在内生性问题和进行一系列稳健性检验后，该结论依然成立。投资型规制对长江经济带上游地区的工业绿色转型具有显著的促进效应，而费用型规制作用不明显；两类规制对长江经济带中下游地区的工业绿色转型在10%水平上具有显著的促进效应。从人均GDP异质性角度看，费用型规制对江浙沪地区的工业绿色转型具有显著的促进效应，投资型规制的作用却不明显。对于其他地区，投资型规制对工业绿色转型具有显著的促进效应，费用型规制作用则不明显。第二产业占比高的地区，费用型规制的影响更大，而投资性规制的影响均不明显。渠道检验发现，末端治理技术是环境规制促进工业绿色转型重要渠道。在双重市场激励型规制对工业绿色转型组成部分的影响分析上，费用型规制对高能耗占比、二氧化硫排放量、烟粉尘排放量均有着显著的抑制效应，且在高能耗占比上的影响呈现递减特征，在二氧化硫排放量、烟粉尘排放量上的影响呈现递增特征。投资型规制对废水排放量、烟粉尘排放量和固体废物产生量均具有显著抑制效应。随着工业绿色转型水平的提升，双重市场激励型规制的边际效应呈现“L”形骤降特征。

本文的研究结论蕴含着丰富的政策启示。首先，政府应针对不同地区、不同产业以及工业绿色转型的不同时期实施差异化的环境规制政策。通过环境规制类型和实施强度的有效切换，确保环境规制在不同状态下均能发挥最佳的工业绿色转型促进效应。其次，从实践经验看，为人所诟病的环境分权制度事实上具有一定的科学性，双重市场激励型规制所表现出来的多重异质性特征恰好佐证了环境分权制度在实施差异化环境规制上有着天然的优势。再次，从传导渠道来看，目前的双重市场激励型规制在影响工业绿色转型过程中主要是通过末端治理技术实现的。研究尚未发现在生产率与研发能力等重要的内生技术创新上表现出显著的工业绿色转型渠道效应。这也恰好是未来深入推进长江经济带工业绿色转型的可能突破领域。最后，从双重市场激励型规制的边际效应考察，两类规制的边际效应随着分位数的增加出现一增一降趋势，并且先后出现“L”形骤降特征。上述变化特征意味着相关政府和企业均应当高度重视两类环境规制所产生的差异化边际效应，特别关注两类效应的“L”形骤降节点，及时创新环境规制手段，以确保双重市场激励型规制在工业绿色转型进程中始终发挥着显著的正向促进效应。