环境规制、绿色全要素生产率与中国工业发展方式转变——基于36个工业行业数据的实证研究，本文主要内容关键词为：生产率论文,中国论文,工业发展论文,要素论文,规制论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
［中图分类号］F420 ［文献标识码］A ［文章编号］1006－480X(2013)04－0056－13
一、问题提出
改革开放以来，以高投资、高能耗及高排放为特征的中国工业GDP年均增速高达11.5％，工业的高速增长对保持经济平稳较快发展贡献巨大。然而，这种粗放型的工业增长模式引致大量的资源消耗和严重的环境污染，污染排放和资源消耗已逼近环境承载极限。据陈诗一(2009)的测算，改革开放以来只占GDP40.1％的工业却消耗全国67.9％的能源，并排放出全国83.1％的
。2007年中国已超越美国成为世界上最大的排放国，即将面临巨大的国际碳减排压力，近段时间的空气污染事件则进一步表明资源与环境将严重制约中国工业乃至经济的进一步发展。而要实现中国工业的可持续发展，唯一之路就是转变中国的工业发展方式，实现工业集约发展和绿色发展的双赢。工业绿色全要素生产率是实现节能减排和工业双赢发展的关键所在，中国工业发展方式转变的根本问题就是全面提高工业发展的绿色全要素生产率，因此通过合理的环境规制政策来推进工业绿色全要素生产率的持续改善就自然成为新型工业化的必然之路(陈诗一，2010)。
现有文献对环境规制、绿色全要素生产率及工业发展方式转变关系的研究主要集中在两个方面。一是工业发展方式转变的衡量。许多学者直接将工业全要素生产率作为工业经济增长方式的衡量标准(郑京海，胡鞍钢，2008；赵彦云，刘思明，2011)，或者尝试运用工业全要素生产率对工业经济增长的贡献率作为工业经济增长方式转变的衡量(赵文军，于津平，2012)。二是研究环境规制对工业绿色全要素生产率的影响。结果表明更加严格的环境规制将有利于工业生产效率的改善及工业绿色生产率的提高(李静，沈伟，2012)，环境规制与绿色全要素生产率、技术创新及技术效率的关系呈“U”型(李玲，陶锋，2012)，而环境全要素生产率已成为中国工业高速增长、污染减少的核心动力(涂正革，肖耿，2009)。通过梳理相关研究文献不难发现：相关学者并没有研究环境规制、绿色全要素生产率与中国工业发展方式转变间的关系，特别是没有理清环境规制通过作用绿色全要素生产率而引致工业发展方式转变的机理：现有文献对中国工业发展方式转变的衡量并没有考虑资源、能源及环境污染对工业经济发展的约束性作用；没有同时考虑碳排放和环境污染两种非期望产出来科学测度绿色全要素生产率，此外少有文献通过构建环境污染综合指数来全面反映环境污染；现有测算绿色全要素生产率的方法往往基于径向和角度的方向性距离函数，少有考虑松弛量的问题。基于此，本文首先采用考虑非期望产出和松弛问题的非径向非角度SBM效率测度模型并结合Malmquist－Luenberger生产率指数法来科学测度中国工业36个行业的绿色技术效率和绿色全要素生产率，进而测算出工业绿色全要素生产率对工业经济增长的贡献率，以作为中国工业发展方式转变的衡量标准并进行合理评价。同时采用面板门槛模型合理估计环境规制和中国工业发展方式转变间的非线性关系并计算出门槛值，进而理清环境规制通过绿色全要素生产率作用于工业发展方式转变的机理，为实现中国工业和环境的双赢发展提供一定的政策参考。
二、研究方法与分析框架
1.绿色全要素生产率的测度模型
环境技术P(x)给出考虑环境因素后产出的可能前沿，是测算绿色全要素生产率的基础。本文在环境技术集的基础上引入方向性距离函数，即对于某个具体的工业行业k′而言，第t期的方向性距离函数可以通过求解如下的线性规划而得到：
ML指数测算需要借助线性规划方法在不变规模报酬和可变规模报酬下求解四个方向性距离函数，其中两个线性规划求解当期方向性距离函数，对应的数据集为t或t＋1。而另外两个求解混合方向性距离函数，即基于第t＋1期或t期的投入产出值却需要分别参照第t期或t＋1期的技术进行求解。
2.工业发展方式转变的评价方法
表明工业绿色全要素生产率趋于下降或不变，这可能是由环境恶化、污染加重等原因造成的，本文认为这种情况往往属于粗放型工业发展方式。
三、中国工业发展方式转变的衡量与评价
1.指标和数据
本文使用中国工业分行业的面板数据来进行绿色全要素生产率的测算及工业发展方式转变的评价。考虑到数据的可获得性，本文的研究对象为国有及规模以上工业企业。鉴于《中国工业经济统计年鉴》及《中国环境统计年鉴》中2000年的统计数据只将工业划分为十几个行业，与新分类标准相差较大，难以找到完整的工业统计数据和环境数据，因此本文设定研究的时间跨度为2001—2010年。尽管《中国工业经济统计年鉴》中提供的是39个两位数工业行业的相关统计数据，但考虑到“其他采矿业”的相关统计数据很小，将其与“非金属矿采选业”合并为新的“其他采矿业”。同时《中国工业经济统计年鉴》并没有提供2001—2002年的“工艺品及其他制造业”的相关统计数据，从2003年才开始公布“废弃资源和废旧材料回收加工业”的统计数据，因此为保持数据的连续性，本文剔除这两个行业。此外，木材及竹材采运业在2001年和2002年的统计中属于农林牧渔业，故本文将其删除，不作为工业行业列入。
因此，本文实际研究的是2001—2010年36个工业行业的投入产出数据，关于投入、期望产出及非期望产出的相关指标及数据处理说明如下：
(1)劳动投入。选择分行业规模以上工业企业从业人员年平均人数来衡量。相关数据来源于《中国工业经济统计年鉴》各期，2004年的分行业从业人员年平均人数来源于《中国经济普查年鉴》(2004)。
(2)资本投入。选择分行业规模以上工业企业固定资产净值年平均余额作为资本存量的近似估计，并采用构建的分行业固定资产投资价格指数折算成2000年不变价。资本存量的估算是一个比较复杂的过程，通常采用永续盘存法进行估算而得到相应的物质资本存量数据，但是测算结果很大程度上取决于折旧率和初始资本存量的确定，采用不同的折旧率和初期资本存量测算出来的资本存量差异较大。因此为尽可能减少数据估计环节所带来的偏差，本文沿用涂正革(2008)及庞瑞芝和李鹏(2011)的做法，采用固定资产净值年平均余额作为资本存量的近似估计。此外，《中国工业经济统计年鉴》并没有提供2009年及2010年的分行业固定资产净值年平均余额数据，仅报告分行业的固定资产净值数据，因此本文以该年末固定资产净值和上年末固定资产净值的平均值来进行替代。
(3)能源消费量。采用分行业规模以上工业企业能源消费总量来衡量，数据源自《中国能源统计年鉴》中的分行业能源消费总量统计表，并按标准煤折合系数转换为万吨标准煤，折合系数来源于2010年《中国能源统计年鉴》相关附录。
(4)期望产出。由于能源消费具有明显的工业中间投入品性质，本文选择包含中间投入成本的工业总产值而非工业增加值作为工业分行业的期望产出，并利用《中国城市(镇)生活与价格年鉴》提供的“分行业工业品出厂价格指数”将分行业工业总产值调整为2000年不变价。
(6)环境污染排放非期望产出。与现有文献仅采取一种或几种环境污染排放指标不同，本文利用熵值法将工业废水排放量、工业废气排放量及工业固体废弃物排放量综合成环境污染综合指数来衡量环境污染排放非期望产出。
2.测算结果和评价
基于2001—2010年36个工业行业的投入产出数据，本文运用考虑非期望产出的非径向非角度SBM方法测度分行业的绿色技术效率，同时鉴于在VRS和CRS不同的假设前提下，绿色技术效率的测算结果会存在一定的差异性，因此本文借鉴王兵等(2010)的处理方法，绿色技术效率的测算是基于VRS假设前提进行的。在测算出绿色技术效率的基础上，本文分别计算出四个方向性距离函数，进而测算得到分行业的ML指数，但鉴于ML指数反映的是绿色全要素生产率的增长率而非绿色全要素生产率本身，因此本文参考邱斌等(2008)的方法，假设2000年的绿色全要素生产率为1，然后根据测算出的ML，指数进行相乘而得到2001—2010年份行业的绿色全要素生产率。而工业分行业的绿色全要素生产率对工业经济增长的贡献率通过相关公式计算得到，DEA测算所基于的软件是DEA－sovler Pro及MAXDEA，具体测算结果如表1所示。
通过测算结果可以看出，在考虑非期望产出和松弛量后，2001—2010年中国工业分行业绿色技术效率的平均值仅为0.534，这主要是由中国以高投资、高消耗和高污染为特征的粗放型工业经济增长模式所造成的，严重的环境污染和剧增的二氧化碳排放势必会降低工业发展的绿色技术效率。而从分行业的测算结果来看，行业间的绿色技术效率差异较大，烟草制品业、家具制造业、文教体育用品制造业、通信设备计算机及其他电子设备制造业和仪器仪表及文化办公用机械制造业均处于绿色技术的生产前沿，这些行业的共同特征是生产技术相对清洁，能源消费量、二氧化碳排放及环境污染程度比较低。而绿色技术效率较低的行业分别是煤炭开采和洗选业、纺织业、造纸及纸制品业、化学原料及化学制品制造业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼业、有色金属冶炼业、电力热力的生产和供应业，这些行业一般属于重度污染行业，能源消耗及污染排放相对较大，其中煤炭开采和洗选业的绿色技术效率处于最低值0.073。
绿色技术效率体现的是一种静态技术效率，而ML指数和绿色全要素生产率可以体现绿色技术的动态变化。观察表1可知，2001—2010年中国ML指数和绿色全要素生产率的平均值分别为0.983和0.929。与现有研究文献测算出的绿色全要素生产率不同，本文在将二氧化碳排放和环境污染综合指数同时纳入绿色全要素生产率测算范畴并考虑松弛量后，研究发现2001—2010年间中国的绿色全要素生产率非但没有出现增长，反而出现一定的倒退，这与陈诗一(2010)的研究结论是保持一致的。而从分行业的测算结果来看，有色金属矿采选业、烟草制品业和文教体育用品制造业的ML指数大于1，表明整体而言绿色全要素生产率出现一定的增长，但文教体育用品制造业的绿色全要素生产率为0.992，反映出其中一些年份其绿色技术出现倒退现象。化学纤维制造业的平均ML指数等于1，但其绿色全要素生产率却大于1，表明分析期间也经历过绿色全要素生产率的增长。其他行业均出现绿色全要素生产率的倒退现象，最低值出现在电气机械及器材制造业，其绿色全要素生产率仅为0.705。之所以会出现绿色全要素生产率的倒退而非增长，究其原因可能在于进入21世纪后中国环境政策执行力度的下降及工业再次急剧重型化，从而致使能源消耗、碳排放及环境污染出现一定的飙升局面，能源强度和碳排放强度下降的趋势亦转缓，而环境污染加重的现象却没有得到有效遏制，因而一定程度上有违新型工业化的根本诉求。
分行业绿色全要素生产率的下降导致其对工业经济增长的贡献率降低甚至为负，测算结果显示除石油和天然气开采业、有色金属矿采选业、饮料制造业和烟草制品业出现正值外，其他工业行业的ATY均为负值。而根据中国工业发展方式转变的判断标准可知，整体而言中国工业仍处于粗放型增长模式，这与赵文军和于津平(2012)的研究结论是一致的。21世纪以来中国工业经济增长对资源、资本、劳动及能源等投入的依赖性非但没有减弱，反而出现一定的强化迹象，工业规模的扩张过程排放出大量的二氧化碳并造成严重的环境污染，中国工业增长方式越发显现粗放和外延性特征。可见，中国要彻底实现工业发展方式的转变还有很长的路要走，但资源与环境的严重制约将使得中国工业发展方式的转变刻不容缓。
四、实证分析
1.实证模型设定
相关研究表明更严格的环境规制有利于工业绿色全要素生产率的提高，进而有利于工业发展方式的转变(李静，沈伟，2012)，并且环境规制与绿色全要素生产率的关系呈现“U”型(李玲，陶锋，2012)，沈能和刘凤朝(2012)则运用非线性面板门槛模型实证研究中国环境规制和技术创新的“门槛效应”，研究发现只有环境规制强度跨越特定门槛值时，“波特假说”才能实现。那么严格的环境规制是否有利于中国工业发展方式转变？“门槛效应”是否存在？为验证环境规制与中国工业发展方式转变的非线性关系，本文设定如下的实证模型：
2.变量选取及数据来源
为保持数据的一致性，本文采用2001—2010年中国工业36个行业的面板数据来进行实证研究，所有数据均来源于各期《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》及《中国环境统计年鉴》。
指标选取方面，ATY[,it]采用测算的分行业绿色全要素生产率对工业经济增长的贡献率来衡量③，环境规制强度参考李玲和陶锋(2012)的做法，选取工业废水排放达标率、工业二氧化硫去除率及工业固体废弃物综合利用率来测算环境规制强度综合指标。具体测算方法为：①对工业废水排放达标率、工业二氧化硫去除率及工业固体废弃物综合利用率进行0－1区间标准化和无量纲化以消除衡量单位的影响。
此外，科技创新水平采用分行业科技活动经费内部支出总额占工业总产值的比重来衡量，所有制结构则采用分行业国有及国有控股工业企业资产合计占规模以上工业企业资产合计的比重来衡量。工业增值率指标为分行业工业增加值与同期工业总产值之比，全员劳动生产率为分行业工业增加值与全部从业人员年平均人数之比，能源生产率为分行业工业增加值与行业能源消费总量之比。其中，《中国工业经济统计年鉴》并没有统计2008—2010年的分行业工业增加值数据，本文借鉴高越和李荣林(2011)的方法，根据国家统计局所公布的“工业分大类行业增加值增长速度”计算得到相应年份的分行业工业增加值。
3.实证检验
面板门槛回归要求面板数据必须是平稳的，从而避免伪回归问题，因此必须先进行面板数据的单位根检验，以考察各变量是否存在同阶单整。根据原假设的不同可将单位根检验分为同质面板单位根检验(LLC检验和Breitung检验)、异质面板单位根检验(IPS检验、Fisher－ADF检验和Fisher－PP检验)及不存在同质面板单位根检验(Hadri检验)。本文采用LLC检验、Fisher－ADF检验及Fisher－PP检验三种方法对各变量进行单位根检验。从表2可以看出，无论是同质单位根检验还是异质单位根检验均表明所有变量是水平序列平稳的。
而面板门槛估计涉及两方面的问题：一是估计门槛值及其系数；二是对门槛效应进行显著性检验。门槛值的估计通过格栅搜索法(Grid Search)得到，一般先赋初始值
，通过OLS估计得到相应的残差平方和
()，当λ从小到大取值时可以得到
表3显示的是分别以环境规制强度、科技创新水平及所有制结构为门槛变量的显著性检验、门槛估计值及其置信区间。门槛个数确定方面，本文依据原假设分别进行单一门槛、双重门槛和三重门槛检验。结果表明若以环境规制强度为门槛变量，模型存在两个门槛值；若以科技创新水平为门槛变量，模型只有一个门槛值；而以所有制结构为门槛变量的模型有两个门槛值。本文还估计出具体的门槛值和95％的置信区间，环境规制强度的两个门槛值分别为1.999和3.645，科技创新水平的单一门槛值为0.288，而所有制结构的两个门槛值分别为60.723和71.329。
在面板门槛显著性检验的基础上，本文运用面板门槛估计方法实证检验模型(1)—模型(3)，相关参数估计的结果如表4所示。环境规制强度越大是否越有利于绿色全要素生产率的提高进而促进工业发展方式转变呢？环境规制强度与工业发展方式转变之间是否是线性关系？
从表4的估计结果不难看出，当ER低于门槛值1.999时，环境规制对工业发展方式转变的促进作用并不显著，而当ER介于两个门槛值1.999和3.645之间时，逐步加大环境规制力度会有利于促进工业发展方式的转变，不过当环境规制强度大于3.645时，加强环境规制会对工业发展方式的转变产生负面作用。其实环境规制与工业发展方式转变之间的非线性关系，正是环境规制与绿色全要素生产率之间非线性关系的最好体现。当环境规制强度处于较低水平时，一方面较弱的环境规制强度所引致的环境支付成本在企业总成本中所占的比重很小，企业没有任何动力去进行管理制度创新及绿色技术创新以实现节能减排；另一方面当面对较弱的环境规制强度时，企业为获取高额利润，往往会抽离部分绿色技术创新经费去治理污染，这势必会降低企业的绿色技术研发力度，长期而言难以促进绿色全要素生产率的提高，但如果环境规制强度达到及越过第一门槛值1.999而小于第二门槛值3.645时，排污成本在企业总成本中所占的比重较大，企业不得不考虑通过管理制度创新和绿色技术创新来达到节能减排的目的，同时部分高耗能企业由于严格的环境规制而逐步退出市场，市场集中度进一步提高，存留的企业更加注重绿色技术创新以提高其核心竞争力，长期而言绿色全要素生产率会上升。不过当环境规制强度继续加大至超过第二门槛值3.645时，过高的环境规制力度会加重企业的负担，甚至超过其承受能力，企业利润急剧下降，这对企业绿色技术创新会产生严重的负面影响，进而导致绿色全要素生产率的下降。陈诗一(2010)的研究结果表明工业绿色全要素生产率是实现节能减排和工业双赢发展的关键所在，工业绿色全要素生产率的提高既可以使得工业由粗放外延发展转变为集约内涵发展，又可以实现工业由“三高”到绿色发展的转变，不断降低环境污染和二氧化碳排放。可见，环境规制可以通过作用于绿色全要素生产率而影响中国工业发展方式的转变，表5显示出2001—2010年中国以环境规制强度为门槛变量的分行业数据分布。
然而，若仅仅考虑环境规制强度门槛是不够的，行业的科技创新水平及所有制结构也会对环境规制与工业发展方式转变之间的非线性关系产生重要影响。观察表4可知，当行业的科技创新水平RRD小于单一门槛值0.288时，加大环境规制强度不利于绿色全要素生产率的提高及工业发展方式的转变。可能的原因在于当企业的科技创新水平较低时，面对逐渐加大环境规制力度所带来的环境支付成本，企业更愿意采用末端治污的方式而非绿色技术创新的方式来规避。这是因为对科技创新水平较低的企业而言，绿色技术研发成功的概率较小，同时也难以满足绿色技术创新所要求的资金投入，而末端治理技术往往容易模仿且成本较低，因此长期而言绿色全要素生产率会下降，不利于中国工业发展方式的转变。参数估计结果还显示，当行业的科技创新水平达到甚至越过门槛值0.288时，并无经验证据表明环境规制会对绿色全要素生产率及工业发展方式转变产生有利影响，这似乎与现实相悖。对此的解释是，长期以来中国环境规制工具主要是以命令—控制型为主，其倾向于迫使每个企业承担同样份额的污染控制负担，而没有考虑到它们的成本差异。企业把技术标准、排放总量控制作为一种目标而非减少排放的一种手段，因此即使企业的科技创新水平较高，这种方式很难形成企业通过绿色技术创新来减少排放达到预期规制目标的激励。
在以所有制结构为门槛变量的模型中，当分行业的所有制变量小于门槛值60.723时，环境规制与工业发展方式转变间的关系并不明显，而所有制变量介于门槛值60.723和71.329之间时，环境规制力度的加强有利于促进工业发展方式转变，但其值一旦越过第二门槛值，环境规制将对工业发展方式产生不利影响。可能的原因在于，行业中的国有及国有控股工业企业往往是大中型工业企业，资本实力雄厚，具有较好的绿色技术研发基础。当该比重低于第一门槛值时，意味着该行业中存在较多的小型工业企业，在面对更严格环境规制时它们往往难以投入充足的研发经费进行绿色技术创新。而越过第一门槛值时，表明该行业中国有及国有控股工业企业占有相对合理的比例，面对较强的环境规制，它们有能力进行绿色技术的研发创新。不过当越过第二门槛值时，说明该行业国有化比重过高，政府环境规制很有可能因为利益的结合而被俘获，进而导致环境规制的制度软化现象，因而绿色技术研发严重滞后，绿色全要素生产率不断下降。
五、结论与启示
资源耗竭和环境污染目前已成为世界性难题，如何走一条既能发展经济又能保护资源环境的可持续发展之路，逐渐成为学术界关注的热点。在污染排放和资源消耗已逼近环境承载极限的背景下，中国工业发展方式转变已迫在眉睫，而绿色全要素生产率始终是实现节能减排和工业双赢发展的关键之所在。因此，研究环境规制如何通过绿色全要素生产率而促进中国工业发展方式转变是具有非常重要的理论和现实意义的。本文的研究结论如下：2001—2010年间中国工业分行业的绿色全要素生产率非但没有出现增长，反而出现一定的倒退，而绿色全要素生产率的下降导致其对工业经济增长的贡献率降低甚至为负，中国工业增长方式越发显现粗放和外延性特征。环境规制可以通过作用于绿色全要素生产率而影响中国工业发展方式的转变，但却存在环境规制强度的“门槛效应”，当环境规制强度低于门槛值1.999时，环境规制对工业发展方式转变的促进作用并不显著，而当环境规制强度介于门槛值1.999和3.645之间时，逐步加大环境规制力度会有利于促进工业发展方式的转变，当环境规制强度越过门槛值3.645时，加强环境规制会对工业发展方式的转变产生负面作用。尽管如此，环境规制还必须同时跨越科技创新水平门槛和所有制结构门槛才能真正促进中国工业发展方式的转变。当科技创新水平低于单一门槛值0.288时，加大环境规制强度不利于绿色全要素生产率的提高及工业发展方式的转变，当行业的科技创新水平达到甚至越过门槛值0.288时，环境规制对绿色全要素生产率及工业发展方式转变的影响并不显著。而所有制结构的双重门槛值分别为60.723和71.329，当分行业的所有制结构小于门槛值60.723时，环境规制与工业发展方式转变间的关系并不明显，而所有制结构介于门槛值60.723和71.329之间时，环境规制力度的加强有利于促进工业发展方式转变，但其值一旦越过第二门槛值，环境规制将对工业发展方式产生不利影响。
本文的研究结果表明：环境规制设计不合理不能形成绿色全要素生产率增长的激励，因而成为重化工业化阶段中国工业发展方式呈现粗放和外延特征的重要原因。但我们应该清醒地认识到，盲目加强环境规制并不能提高绿色全要素生产率，从而促进中国工业发展方式转变。政府应该根据不同行业的实际情况，设定合理而具有差异化的环境规制强度。对规制度较低的轻度污染行业而言，尽管知识和技术密集型的行业特性注定其资源能源消耗小、环境污染轻及碳排放少的特点，但部分行业仍有可能对资源与环境产生重大威胁。政府长期对其忽视造成该行业环境规制强度较低，未能对绿色全要素生产率的提高产生足够的激励。因此要适度提高轻度污染行业的环境规制强度以激励企业进行管理制度创新及绿色技术创新，从而提高行业的绿色全要素生产率。而规制度偏中的中度污染行业应该在继续保持现有环境规制强度的基础上，将环境规制的重点由规制程度的制定转移到规制工具的创新上来，积极推进环境规制工具由命令—控制型向激励型转变，刺激企业进行绿色技术创新以提高绿色全要素生产率。一方面要更加注重市场化手段在节能减排及环境保护方面的基础性作用，通过开展环境税、排污权交易试点工作，有序推进排污市场建设，应给予规制企业选择更先进技术实现节能减排的灵活性。另一方面则应推进自愿减排协议、自主治理等节能减排及环境保护新机制的应用，通过企业自愿减排获益、政府参股监督的方式可以降低交易成本并实现减排与治污目标。对于规制度较高的重度污染行业，若进一步提高环境规制强度则不仅不能通过“创新补偿效应”实现工业经济发展与环境保护的双赢，反而会使那些效益低下、绿色技术落后的中小企业短期内不能达到环境标准，进而产生规避行为和寻租行为，减少绿色技术研发的投资。因此，政府绝不能设定超过企业所能承受范围的环境规制强度，但也不宜通过降低环境规制强度的方式来提高行业绿色全要素生产率，而是应通过资源整合和要素重置的方式，坚决淘汰技术创新水平低、污染特别严重的企业，实现产业重新优化组合，将资源配置到技术水平高、环境效益好的企业中去，引导企业进行绿色技术研发。
与现有研究文献仅讨论环境规制强度的设定不同的是，本文认为合理的环境规制政策还应该综合考虑分行业工业企业的科技创新水平和所有制结构。若没有达到科技创新水平门槛和所有制结构门槛，即使环境规制设计合理，也未必真能促进绿色全要素生产率的提高和工业发展方式的转变。因此，政府部门应该适当加大对科技创新水平较低企业的政策扶持，通过税收及补贴等方式加大对其进行绿色技术研发的投资力度，积极培育绿色技术人才，努力让企业越过科技创新水平的门槛。而对于国有化比重过高的行业，一方面应该努力完善相关的考核评价体系及环境规制监督体系，应对该行业制定更为严格的规制执行标准，加强环保监测与违规处罚力度，以避免出现环境规制制度的软化；另一方面应当通过市场化改革进一步推动工业所有制结构调整，在提升国有企业绿色全要素生产率的同时，着力提升更有活力的非国有经济所占比重，通过融资支持、财政补贴等手段鼓励非国有经济企业进入行业，特别是应该让有绿色技术研发实力的民营企业进入行业，通过引入竞争的方式刺激企业进行绿色技术创新，从而跨越环境规制的所有制结构门槛。此外，政府部门还应该合理搭配其他激励政策来促使工业企业将“节能减排”等外部规制措施内部化为企业自身发展模式转变的动力，只有如此才能真正实现通过环境规制，提高绿色全要素生产率而促进中国工业发展方式转变的目标。
［收稿日期］2013－03－10
注释：
①鉴于本文的目标主要在于测算绿色全要素生产率而非探究绿色全要素生产率的来源分解，限于篇幅本文并未将ML指数分解为技术效率变化指数(MLEFFCH)与技术进步指数(MLTECH)。
②鉴于ATY和ER变量相关取值较小，本文并未对其采用对数形式，RRD和OS也未采用对数形式。
③考虑到绿色全要素生产率对工业经济增长的贡献率中已经包含绿色全要素生产率因素，因此，本文实证分析模型中不再加入绿色全要素生产率变量。
标签：全要素生产率论文; 中国资源论文; 中国能源统计年鉴论文; 环境保护论文;