一、引言和文献述评

改革开放以来,随着经济快速增长,中国环境问题日益突出。为应对严峻的环境形势,政府对企业的环境规制力度日趋增强。环境规制的趋紧对经济的影响是政策制定者必须考虑的问题。目前,关于环境规制对经济影响的研究中,主要存在两种观点:一种是“遵循成本说”,这种观点认为在环境规制约束下,企业会不断增加环境治理投入以达到环境标准,这样必然会增加企业的经营成本并对企业的绩效产生负向的影响,从而降低经济增长速度[1-2]。另一种观点是“创新补偿说”,提出这种观点的代表性人物是Porter,他认为经过严格且恰当的环境规制设计可以激励企业创新并能部分甚至完全抵消环境规制的成本,提高企业竞争力,促进经济增长,这就是著名的“波特假说”[3]。

针对两种观点的差异,大量文献实证检验了环境规制对经济增长的影响。比如,Olga和Grzegorz[4]发现波兰实施二氧化硫和氢氧化物的排放限制政策显著抑制了经济增长。封福育[5]利用中国2007—2012年的省级面板数据并构建包含环保部门和生产部门的两部门经济增长模型,实证检验了环境规制和经济增长之间的关系。研究结果显示,环境规制提升了我国经济增长速度。梁洁等[6]在动态随机一般均衡模型中引入环境规制冲击,探讨环境规制对经济产出的影响。结果表明,环境规制对经济增长数量具有长期正向效应。张林姣[7]基于2009—2013年中国省际面板数据,发现环境规制显著抑制了中国经济增长。进一步分析,这种负向效应在东部地区最小,中部地区次之,西部地区最大。夏勇和钟茂初[8]基于中国271个地级城市的数据,实证检验了环境规制对经济增长的影响。结果表明,递增的环境规制强度有助于促进经济增长且促进作用主要是通过倒逼企业调整生产方式实现的。

汪！汪！汪……车外右侧，突然蹿出一只狼狗来，足有半个牛犊那么大。轻灵的耳朵、黑黑的背，蹿起来有一米多高，爪子拍打过车窗玻璃，又有些不甘心地滑下。要不是铁链子拴着，狼狗敢上到车顶去。跟着狼狗，从右侧小区传达室里，竟然走出了一个身着僧人衣裳、身材魁梧、相貌凶恶的老男人。他好像瞎了一只眼，秃秃的脑壳，眉毛浓黑。走近了，才看清，是他的右眼皮耷拉得太低了，脖子上还挂着一串佛珠。狼狗看见主人，真是“心有灵犀一点通”啊！飞快地跑到墙角，蹲下身子，前爪蹬地，吐着舌头，呜呜！呜呜……地低吠着。

上述研究大多只探讨环境规制对经济增长数量的影响,本文认为这对于全面评价环境规制的经济社会影响远远不够。这是因为经济增长除了数量因素,还包含经济发展过程中效率增加、结构优化、稳定性提升、发展方式绿色化、福利水平改善和分配公平等经济增长质量因素的变化。任保平[9]认为数量型增长和质量型增长是经济增长理论同一问题的两个方面。数量型经济增长追求的是经济增长速度,而质量型经济增长是在数量增长基础上优劣程度的价值判断。不过,综合文献研究现状,只有在部分考察环境规制对全要素生产率、产业结构影响的研究中,隐含了环境规制可以带动增长效率提升、产业结构优化等某一方面经济增长质量因素的提升,并没有研究系统、全面地分析环境规制的经济增长质量效应。在现有研究不足的情况下,建立一个涵盖效率、结构、环境、社会等多方面因素的综合评价体系考察环境规制对经济增长质量的影响,对于理解环境规制对“新常态”下中国经济社会转型的全面影响是有必要的,既是对环境规制的经济社会效应理论的补充,也是国情转变下的现实需要。

因此,本研究将基于2000—2014年中国28个省区市(不包括港澳台地区和吉林、西藏、山东地区)面板数据,通过考察环境规制对经济增长质量的影响,将环境规制的经济增长数量效应拓展到经济效率效应、结构效应、稳定效应、环境效应、福利效应、收入分配效应和综合经济增长质量效应,以全面评价环境规制产生的经济社会影响,为科学制定环境规制政策提供借鉴。本文余下部分将做以下安排:第二部分为经济增长质量指标体系构建与测度;第三部分为影响机理分析与研究假设;第四部分为实证分析;第五部分为结论与讨论。

大型工业立体仓库的货位分配问题主要考虑货物数量、质量、出/入库频率等因素。为兼顾立体仓库的存储效率及其结构稳定性，主要采用的货位分配原则有存储效率优先原则和结构稳定性原则。

二、经济增长质量指标体系构建与测度

一般来讲,学者对于经济增长质量内涵的界定,主要包括狭义经济增长质量和广义经济增长质量两方面。狭义的经济增长质量往往从效率变化、效益提升等某一方面阐述;广义的经济增长质量内涵除了包括经济增长因素外,还涵盖了与经济增长紧密联系的社会、环境、政治、收入分配和文化等各方面因素[10]。考虑到狭义经济增长质量只片面考虑经济增长数量,而没有将与经济发展紧密联系的资源消耗、环境改善、结构优化、福利增加、文化提升等多个因素涵盖在内,本文将构建广义的经济增长质量综合指标进行研究。综合文献现状和数据可得性,本文从经济增长效率、产业结构升级、经济发展稳定性、绿色发展、福利改善与收入分配公平六个维度构建地区经济增长质量指标体系。以下将详细介绍指标体系构成。

泰顺“百家宴”作为一项盛大的元宵节庆民俗活动，其民俗构成完整且复杂，对它的民俗构成进行仔细梳理有助于我们更好地进行研究工作，也有助于发展其现实意义，使其在新时代下焕发新的生命力。

在给予对照组康复训练的基础上，再予经颅直流电刺激法进行治疗，设置好经颅直流电治疗仪的各项参数，再将阳电极外置于患者病灶半球的口咽皮质头皮投影区，参考电极外置于对侧肩胛部，开始治疗，20 min/次，治疗1次/d，连续治疗5 d后停止2 d，再行下一次治疗。训练及治疗时间为2周。

(一)经济增长效率

经济增长效率衡量增长过程中各类要素和投入产出的比值,它反映了生产要素转换为产出的效率。本文选取的经济增长效率指标有劳动生产率、资本生产率和全要素生产率。劳动生产率等于国内生产总值(GDP)除以劳动力就业人口数。资本生产率等于GDP除以全社会固定资产投资额。全要素生产率参照孙琳琳等[11-12]采用超越对数生产函数的形式,并利用增长核算法进行计算。本文中,物质资本的方法主要采用了单豪杰[13]的处理方法,2000年初始资本存量直接采用张军[14]计算的资本存量;投资流量指标选择为每个省份历年固定资本形成额的时间序列;投资价格指数选择采用官方统计数据公布的固定资产投资价格进行平减;物质资本的折旧率按照张军[14]将各省区市固定资本形成总额的折旧率确定为9.6%。

(二)产业结构升级

本文定义的产业结构升级是指产业结构从低端形态向更优形态不断转变的过程。本文选取的衡量产业结构升级的基础指标有三个:第一个是第三产业增加值占GDP比重,用于反映地区服务业发达程度;第二个是高技术产业产值占规模以上工业企业总产值比重,用于反映工业行业内部结构升级状况;第三个是按劳动生产率差异赋权的产业结构升级系数,等于各产业劳动生产率和增加值占GDP比重的乘积。为了避免产业内高低产业率的差异,本文对劳动生产率做开方处理,该指标以劳动差异率为客观标准赋权,能较为全面地反映第一、二、三产业结构变迁带来的产出效率差异。

对妇幼保健档案管理工作有足够的重视度,一方面将档案管理工作与日常审查和绩效考核等联系在一起,经常性抽查档案管理工作质量,增强档案管理人员在这方面的重视度,使档案管理水平有显著提高;另一方面,通过宣传、教育等方式,使档案管理人员对妇幼保健档案管理在整个妇幼保健工作的作用有清楚的认识,在日常工作中自觉做好档案管理工作。

(三)经济发展稳定性

经济发展稳定性衡量的是地区经济增长过程是否遵循平稳增长的态势。本文选取的经济发展稳定性基础指标有三个:经济增长波动率、CPI和城镇登记失业率。其中经济增长波动率用于衡量产出稳定程度,CPI用于衡量价格稳定程度,城镇登记失业率用于衡量就业稳定程度。CPI和城镇登记失业率可直接通过查询相关统计年鉴得到,经济增长波动率指标计算方法见如下:

经济增长波动率=(当年GDP增长率-

去年GDP增长率)/去年GDP增长率

(四)绿色发展

本文定义绿色发展为经济发展过程中资源消耗和环境破坏的代价更低。本文选取的绿色发展指标有四个:地区单位GDP能耗(标准煤)、单位GDP工业废气排放、单位GDP工业废水排放和单位GDP工业废弃固体物排放。

(五)福利改善

假设H2b:环境规制抑制产业结构升级。

(六)收入分配公平

收入分配公平是指一个国家或者地区各个社会成员之间的收入差距减小,并保持在社会可接受的范围内。本文用于衡量收入分配公平性的基础指标有四个:城镇居民基尼系数、农村居民基尼系数、农村居民人均纯收入与城镇居民可支配收入比值和劳动者报酬占GDP比重。其中,采用田卫民[15]测算基尼系数的方式,可分别得到多数省区市城镇居民和农村居民的基尼系数。对于仅给出最低收入组和最高收入组的省区市,本文采用胡祖光[16]的简单估算法。另外,对于湖南、云南和天津三个省市的统计年鉴在少数年份并没有公布详细收入分组数据,本文通过中国统计局公布的历年基尼系数,采用全国基尼系数变化率估算出三个省市基尼系数的缺失值。另外,农村居民人均纯收入与城镇居民可支配收入比值和劳动者报酬占GDP比重指标可直接通过查询相关统计年鉴数据后简单计算获得。

在构建好经济增长质量基础指标体系的基础上,本文将采用主成分分析法(PCA)将各个基础指标生成经济增长效率、产业结构、经济发展稳定性、绿色发展、福利改善和收入分配公平性六个分维度的经济增长质量指数,然后基于分维度经济增长质量指数生成经济增长质量综合指数。其中,对于表1中涉及的原始指标采用均值化方法进行无量纲化处理,逆向指标在无量纲化处理前取倒数,以确保逆向指标与经济增长质量的作用方向趋同。

表1 经济增长质量指标体系构建一览表

一级指标二级指标基础指标单位指标属性综合经济增长质量经济增长效率劳动生产率正向指标资本生产率正向指标全要素生产率正向指标产业结构升级第三产业增加值占GDP比重%正向指标高技术产业产值占工业总产值比重%正向指标产业结构升级系数正向指标经济发展稳定性经济增长波动率%逆向指标CPI%逆向指标城镇登记失业率%逆向指标绿色发展单位GDP能耗吨标准煤/万元逆向指标单位GDP工业废水排放量吨/万元逆向指标单位GDP工业废气排放量立方米/万元逆向指标单位GDP工业固定废弃物排放量吨/万元逆向指标福利改善城镇居民恩格尔系数%逆向指标农村居民恩格尔系数%逆向指标每千人医疗卫生技术人员数量人正向指标高等教育师生比正向指标城市人均绿化面积m2正向指标每万人社区福利设施数量个/万元正向指标收入分配公平性城镇居民基尼系数逆向指标农村居民基尼系数逆向指标农村居民人均纯收入与城镇居民可支配收入比值正向指标劳动者报酬占GDP比重%正向指标

三、影响机理分析与研究假设

研究将分别探讨环境规制对不同维度经济增长质量的影响机理并提出研究假设,然后在此基础上提出环境规制对综合经济增长质量的影响假设。

(一)环境规制对经济增长效率的影响机理

环境规制政策通过税收、费用等方式增加企业额外经营成本时,直接削弱了产业的发展条件,对经济增长效率产生了负向影响。另外,一些环境规制方式和手段往往带有强制性,使得一个经济体无法通过市场机制实现资源最优配置,意味着经济增长效率的损失。不过,环境规制可以通过提高环境标准倒逼企业进行技术创新,进而改善技术水平,提升经济增长效率;环境规制还可以迫使企业改善管理效率,最大化发挥劳动力、资本等生产要素的使用效率,人尽其才、物尽其用,从而促进经济增长效率提升。考虑到环境规制对经济增长效率存在正反两方面的效应,本研究设立下列对立假设:

假设H1a:环境规制促进经济增长效率。

假设H1b:环境规制抑制经济增长效率。

突变操作产生的栖息地与原栖息地差异巨大，可随机产生一个新栖息地Hm替换原栖息地H，即M(λ,μ):H←Hm。

(二)环境规制对产业结构升级的影响机理

环境规制常见的方式之一就是通过行政性命令和强制性措施降低高污染、高耗能等传统产业的产量或产值水平,使得地区传统产业比重下降,新兴产业占比上升,推动产业结构升级。另外,环境规制还可以激励技术创新,不断推动新兴产业诞生、成长并壮大,推动产业结构升级。不过,环境规制也可能对产业结构升级产生负向影响。环境规制的成本效应会降低企业生产经营绩效,减少企业资源。在更紧缩的资源预算下,重污染产业选择技术创新和向新兴产业转型的激励反而出现下降,进而对产业结构升级产生抑制作用。由于环境规制对产业结构升级的影响同时存在正反两方面效应,本研究设立以下对立假设:

假设H2a:环境规制促进产业结构升级。

本文定义福利改善为全民共享经济发展成果,包含个人福利改善和公共福利水平改善。本文采用的用于反映福利水平的基础指标有城镇居民恩格尔系数、农村居民恩格尔系数、每千人医疗卫生技术人员数量、高等教育师生比、城市人均绿化面积、每万人社区福利设施数量。这些基础指标从消费升级、医疗、教育、环境和公共福利设施等方面全面反映地区公众福利水平的改善。

(三)环境规制对经济发展稳定性的影响机理

关于环境规制对经济发展稳定性的影响,本研究认为仍然存在正反两方面的效应。负向的效应在于环境规制提高了企业生产经营的环境标准,进而提高了企业生产和管理成本,成为企业和经济运营的外部风险,尤其是一些非预期的环境规制可能影响企业的生产计划并造成经济波动。不过,环境规制也可能有助于平抑经济波动,对经济稳定发展产生正向效应。主要的逻辑在于:当环境规制因素成为企业不可控的政策风险时,反而会倒逼企业进行技术创新并改善管理效率,提升企业竞争力进而抵御政策调整、市场变化、技术革新等冲击带来的经济波动风险,提升经济发展稳定性。考虑到同时存在正反效应,本研究提出以下对立假设:

4.数据来源说明。本文所需数据来源于2000— 2014年《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国税务年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国高技术统计产业年鉴》《中国劳动统计年鉴》《2005年经济普查年鉴》《中国科技统计年鉴》和各地区统计年鉴。个别年份缺失数据用平均增加率法补全。在进行实证分析之前,本研究对各变量数字特征进行了描述性统计,结果见表2。

假设H3b:环境规制降低经济发展稳定性。

选取2017年10月—2018年3月期间在芝罘区妇幼保健院进行超声检查，根据《产前超声检查指南》检查标准，诊断为正常的149例胎儿，检查孕周19～34周，孕妇年龄23～41岁，平均年龄为28.1±2.9岁。入选标准：（1）孕妇末次月经准确，月经规则；（2）单胎妊娠；（3）超声测量胎儿生长指标、双顶径、头围、股骨径等与孕周相符：（4）胎儿产前超声诊断未发现明显异常，追踪至分娩后无明显异常。

要完善我国上市公司的治理机制，必须发挥经理人市场的治理作用。Fama(1980)最先提出了经理人市场竞争作为激励机制的开创性想法，强调了经理人市场对经理人行为的约束作用，由于经理人市场自发的“事后清付”机制，“时间”本身便能解决公司内的代理问题。他认为，在有效的经理市场上，公司绩效是反映CEO能力的一种信号，市场参与者通过CEO过去的表现来推断其能力。可见，经理人市场的形成有利于促进上市公司治理的完善。

(四)环境规制对绿色发展的影响机理

环境规制对地区绿色发展的影响来自于“结构红利”和“技术红利”。“结构红利”是指环境规制推动能源、资本和劳动等生产要素从重污染产业部门流向清洁产业部门,推动清洁产业发展,加快产业结构清洁化,从而降低能源强度和污染排放;“技术红利”是指环境规制可以倒逼技术创新从而推动技术进步,而技术进步可以改变非能源类生产要素对能源类生产要素的替代率,单位的非能源类生产要素能替代更多量的能源类生产要素,有助于减少能源消费,降低能源强度,从而降低对环境的损害,提升绿色发展水平。考虑到“结构红利”和“技术红利”都可以推动经济绿色发展,本研究提出:

ZGrow-qualityit=α0+α1EritI(Erit≤γ)+

经过积极探索，以所得税管理为核心的全球税务管理模式成功地促进了中海油税务管理职能从传统的单一纳税申报演变为“税收政策研究与税收筹划”“纳税申报与重大税务纠纷的处理”“与财务报告相关的税务会计核算与涉税信息披露”与“税务风险管理与控制”四大核心职能，促进了公司建立全球税务管理体系的目标实现。

(五)环境规制对福利改善的影响机理

考虑到本文综合经济增长质量有经济增长效率、产业结构升级、经济发展稳定性、绿色发展、福利改善与收入分配公平六个维度,采用主成分分析法取主成分得到,因此环境规制对综合经济增长质量的影响方向和大小取决于环境规制对各分维度经济增长质量的影响方向和大小。据此,本研究提出:

假设H5a:环境规制促进福利水平。

假设H5b:环境规制抑制福利水平。

(六)环境规制收入分配公平的影响机理

本研究认为,采用费用、税收等环境规制手段本身就会直接影响收入分配。比如,常见的排污费、税收、罚款等规制方式会直接减少污染产业的收益,从而减少收入所得,进而影响收入分配。不过,污染产业收益减少究竟会改善收入分配公平性还是恶化收入分配公平性却并不确定。因此,本研究认为环境规制对收入分配公平的影响取决于被规制行业的利润水平以及环境规制力度等。被规制行业利润水平越高,环境规制越有利于提升收入分配公平,且环境规制力度将强化环境规制对收入分配的正向影响。反之,当被规制行业利润水平较低时,环境规制反而加剧了分配不均。据此,本研究提出:

假设H6a:环境规制提升收入分配公平性。

τ2Erit+λZit+ui+εit

环境规制只能通过作用于经济增长来影响地区福利水平。一方面,环境规制可能会促进经济增长,其背后的逻辑主要在于环境规制会激励创新并提升技术水平进而推动经济增长;另外一方面,环境规制也可能会降低经济增长速度,其理论依据在于环境规制会增加企业成本,降低生产率从而降低经济增长速度。那么经济增长如何影响地区福利水平呢?首先,经济增长可以通过增加个人可支配收入提升改善福利水平。其次,经济增长可以通过促进政府提升公共服务水平实现。尽管经济增长可以促进地区福利水平改善,但环境规制对经济增长数量的影响存在正反两方面效应,影响方向并不确定。据此,本研究提出:

假设H7a:环境规制提升综合经济增长质量。

假设H7b:环境规制降低综合经济增长质量。

经世教育SMAR睿智职业规划体系自2016年实践至今，收到较好的成效，同时也出现了问题，校企合作是目前很多高校和企业期望采取的一种合作模式，因为这种模式能够帮助企业和高校初步解决各自的相关问题，如能帮助企业解决企业用工荒、培育人才或定向培养的需求，提前在大学生中找到适合自己企业的人才，能帮助高校解决人才就业率提高、提升高校的整体转型质量，解决生源质量等相关问题。

四、实证分析

(一)变量和数据来源说明

1.被解释变量。本文被解释变量为各分维度经济增长质量指数和经济增长质量综合指数,包括经济增长效率指数(Efficiency)、产业结构升级指数(Structure)、经济发展稳定性指数(Stability)、绿色发展指数(Green)、福利改善指数(Welfare)、收入分配公平性指数(justice)和经济增长质量综合指数(ZGrow-quality)。

2.主要解释变量。本文的主要解释变量为综合反映环境规制力度的环境规制强度综合指数(Er)。其中,按照环境规制工具类型,将环境规制分为命令控制型环境规制、市场激励型环境规制和公众参与型环境规制。用于衡量命令控制型环境规制强度的指标有环境治理投资占GDP比重、执行环境影响评价项目环保投资占GDP比重、环保系统人数占人口比重和环境行政处罚案件占人口比重四个;用于衡量市场激励型环境规制强度的指标有排污费占GDP比重、车船税占GDP比重和资源税占GDP比重;用于反映公众参与型环境规制强度的指标有三个:自然保护区数量占人口比重、人大政协环境问题提案占人口比重、环境信访来信数量占人口比重。然后,基于基础指标并采用主成分分析法提取主成分,分别获取命令控制型环境规制强度指数、市场激励型强度指数、公众参与型强度指数,在此基础上,继续采用主成分分析法得到环境规制强度综合指数。

3.控制变量。本文实证采用的控制变量包括:城镇化率(Urbanization),用于控制城市化水平对经济增长质量的影响;人均受教育年限(Education),用于控制地区教育水平对经济增长质量的影响,其中人均受教育年限=未受教育人口占比×0+小学文化人口占比×6+初中文化人口占比×9+高中文化人口占比×12+大学专科及以上人口占比×16;人口抚养比(Dependency ratio),等于少年儿童人口(0～14岁)抚养比与老年人口(65岁以上)抚养比之和,用于控制人口红利因素对经济增长质量的影响;财政支出占GDP比重(Public expenditure ratio),用于控制政府支出规模对经济增长质量的影响;国有化率(State-owned ratio),用于控制地区国有化程度对经济增长质量的影响,等于国有企业职工占城镇总就业人口比重。

假设H3a:环境规制提升经济发展稳定性。

(二)基本回归模型

为实证检验环境规制对经济增长质量的影响,本文建立如下的回归模型:

Grow-qualityijt=τ0+τ1Grow-qualityijt-1+

假设H6b:环境规制降低收入分配公平性。

(1)

表2 变量描述性统计结果

变量观测值平均值标准差最小值最大值经济增长质量综合指数(ZGrow⁃quality)420-850e⁃100646-12792241经济增长效率综合指数(Efficiency)420-298e⁃090503-11551572产业结构升级综合指数(Structure)420940e⁃100874-11573439被解释变量经济增长稳定性综合指数(Stability)420352e⁃100519-20882025绿色发展综合指数(Green)420-136e⁃090668-28151086福利改善综合指数(Welfare)420843e⁃100905-13973024收入分配公平综合指数(justice)420136e⁃090624-10952188主要解释变量环境规制强度综合指数(Er)420205e⁃100594-17673517城镇化率(Urbanization)4200488015302330880人均受教育年限(Education)4208348107159621203控制变量人口抚养比(Dependencyratio)42003490074101930576财政支出占GDP比重(Publicexpenditureratio)42001870086200700612国有化率(State⁃ownedratio)4200601015902070880

其中,Grow-qualityijt是i地区t年第j类经济增长质量指标,包含经济增长效率指数(Efficiency)、产业结构升级指数(Structure)、经济发展稳定性指数(Stability)、绿色发展指数(Green)、福利改善指数(Welfare)、收入分配公平性指数(justice)和经济增长质量综合指数(ZGrow-quality);Grow-qualityijt-1是滞后一期的各类经济增长质量指标,代表经济增长质量的惯性趋势;Erit为i地区t年的环境规制强度综合指数;Zit为影响经济增长质量的控制变量;ui为不可观测的地区固定效应;εit为服从独立同分布的误差项。

上述回归方程均引入了被解释变量的滞后一期,成为动态面板,采用简单固定效应模型做实证分析,会产生内生性问题。系统广义矩估计(GMM)将差分方程和原水平方程作为一个联立方程体系,然后使用变量滞后项作为差分方程的工具变量,同时使用差分变量的滞后项作为水平方程的工具变量进行估计,既可以估计不随时间变化变量的系数,又不要求扰动项的准确信息分布,允许随机误差项存在异方差和序列相关,提高估计的效率和稳健程度[17]。本文也将采用两步系统GMM方法估计模型参数。基于模型(1)的回归结果见表3。系统GMM估计量的一致性的重要前提是差分以后的扰动项不存在二阶序列相关。此外,由于系统GMM使用了滞后项作为工具变量,也需要对工具变量做过度识别检验。在表3中,通过Arellano-Bond序列相关检验二阶序列相关检验(AR(2))均显示各回归方程不存在二阶序列相关;Sargan检验也显示各回归方程接受工具变量有效性的原假设。采用系统GMM模型是合理的。

具体来看,环境规制显著促进了经济增长质量综合指数的提升,环境规制强度指数每增加1,经济增长质量综合指数增加0.0912,表明环境规制总体上促进了我国经济增长质量的改善,假设H7a得以证明。分项来看,环境规制显著提升了经济增长效率,环境规制强度综合指数每增加1,经济增长效率指数增加0.103,假设H1a得证;环境规制显著提升了绿色发展程度,环境规制强度综合指数每增加1,绿色发展指数增加0.108,假设H4得到证明;环境规制显著改善了福利水平,环境规制强度综合指数每增加1,福利改善指数增加0.0361,假设H5a得以证明;环境规制显著提升了收入不平等性,环境规制强度综合指数每增加1,收入分配公平综合指数下降0.0624,假设H6b得以证明。不过,回归结果显示,环境规制对产业结构升级指数和经济发展稳定性指数的影响并不显著。其中,环境规制对产业结构升级指数有着不显著的正向影响,对经济发展稳定性指数有着不显著的负向影响。尽管假设H2a和假设H3b得以证明,但在10%水平下并没有通过显著性检验。

(三)环境规制对综合经济增长质量的区域差异分析:分地区回归

表3 环境规制对经济增长质量的影响:基于全样本的回归结果

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)变量经济增长质量综合指数经济增长效率综合指数产业结构升级综合指数经济发展稳定性综合指数绿色发展综合指数福利改善综合指数收入分配公平综合指数经济增长质量综合指数滞后一期0573∗∗∗(00299)经济增长效率综合指数滞后一期0145∗∗∗(00432)产业结构升级综合指数滞后一期00844∗∗∗(00247)经济增长稳定性综合指数滞后一期00181(00254)绿色发展综合指数滞后一期0654∗∗∗(00317)福利改善综合指数滞后一期0857∗∗∗(00210)收入分配公平综合指数滞后一期0786∗∗∗(00361)环境规制强度综合指数00912∗∗∗(00196)0103∗∗(00470)00095(00371)-00011(00048)0108∗∗∗(00383)00361∗∗(00163)-00624∗∗∗(00206)城镇化率1777∗∗∗(0491)-0357(0386)2313∗∗∗(0146)0358(1296)1940∗∗∗(0537)0707∗(0404)1691(1368)人均教育年限00194∗∗∗(00028)00883∗∗(00419)-00009(00124)-00442(00312)-00017(00115)0122(0184)-00385(00345)人口抚养比2018∗∗∗(0327)-0689(0908)0514(0633)4426∗∗∗(0676)-00877∗∗∗(0027)-0918∗∗(0443)0691∗∗(0297)财政支出占GDP比重2098∗∗∗(0506)-1224∗∗∗(0240)1271∗∗∗(0287)4151∗∗∗(0409)1250∗∗∗(0217)10313∗∗∗(0338)00483(0194)国有化率00183(0299)-1015∗∗∗(0356)-0592∗∗∗(00735)0376(0780)-0296(0184)-0877∗∗(0372)01917∗(0106)常数项-2363∗∗∗(0437)-0307(0832)1739∗∗∗(00979)-1742∗(0989)-0475(0438)-0723∗∗(0297)-0714∗(0365)个体固定效应控制控制控制控制控制控制控制AR(1)—p值00006000070129300005001690000000001AR(2)—p值05832058300341106589023510811603269Sargan04534077790749104238052770575008684观测值392392392392392392392省份数28282828282828

注:括号内为标准误差,* * *、* *、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著,下同。

考虑到不同地区经济社会发展的差异,环境规制对经济增长质量的影响可能存在异质性。本研究仍然基于模型(1),分别检验了环境规制对东、中、西部地区经济增长质量综合指数的影响东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、广东和海南等10个省市;中部地区有7个省级行政区,分别是山西、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古11个省区市。另外,受限于篇幅,此处只分地区汇报了环境规制对综合经济增长质量指数影响的回归结果。读者如有兴趣,可索取环境规制对分维度经济增长质量指数影响的回归结果。,结果如表4所示。

表4 环境规制对经济增长质量的影响:分地区回归结果

变量经济增长质量综合指数东部中部西部经济增长质量综合指数滞后一期0349∗∗(0161)0175∗∗(00761)-000475(0299)环境规制强度综合指数0287∗∗∗(0074)0149(01103)00217∗∗∗(00066)城镇化率1719(1118)1808∗(0917)1301(0987)人均受教育年限00365(0112)00101(00944)00553∗(00332)人口抚养比4597∗∗∗(1036)0464(0617)1578∗∗(0721)财政支出占GDP比重0673(0937)1830∗∗∗(0522)4672∗∗∗(0963)国有化率0131(0494)0487(0462)-0226(0451)常数项-2881∗∗(1207)-2310∗∗(1008)-0829(0814)个体固定效应控制控制控制AR(1)—p值000020000600423AR(2)—p值045880521506322Sargan096710941108923观测值14098154省份数10711

环境规制对东、中、西部地区经济增长质量综合指数的影响都是正向的。不过,环境规制对东部、西部地区经济增长质量的提升效应是显著的,但对中部地区经济增长质量综合指数的影响并不显著。另外,在不考虑显著性的情况下,环境规制对东部地区经济增长质量综合指数影响最大,环境规制强度综合指数增加1,经济增长质量综合指数提高0.287;对中部地区经济增长质量综合指数影响次之,环境规制强度综合指数增加1,西部地区经济增长质量综合指数提高0.149;对东部地区经济增长质量综合指数影响最小,环境规制强度综合指数增加1,西部地区经济增长质量综合指数提高0.0217。

可以看出,环境规制表现出对东部地区综合经济增长质量更高的促进效应。为什么会出现这一结果?本研究认为一个重要原因在于环境规制对综合经济增长质量的影响存在环境规制强度的门槛效应。具体分析如下:由于不同地区经济发展阶段、产业结构、政府和公众环境保护意识等因素的差异,不同地区的环境规制强度也存在差异。从本文测算的环境规制强度指数来看,浙江、北京、广东和江苏等东部地区环境规制强度排名靠前,而大部分中西部省区市排名较为靠后*限于篇幅,正文中不再详细公布通过主成分分析法(PCA)计算出的各省区市环境规制强度指数,读者如有兴趣可向作者索取结果。。由于环境规制对经济增长质量存在门槛效应且多数东部省区市跨越这一门槛值,因此环境规制对东部地区综合经济增长质量的影响程度更大。

例如梁文伦的经典作品《隙》中，有老旧的土墙，水磨的青砖，还有雕花的窗棂，从中可以看出在岁月的痕迹下透着原先的精致和细腻。断檐残瓦是对岁月的怀念和感慨，也是对时代变迁的反思。该作品为了更好地表现这个主题，采用特殊的角度，设置了夹缝装置，让观者透过缝隙观看一座老宅，增加了历史神秘感和厚重感。

(四)扩展性探讨:环境规制的门槛效应检验

为检验环境规制对经济增长质量的影响是否存在门槛效应,借鉴Hansen等[18-19]采用的方法,以环境规制强度综合指数(Er)为门槛变量,建立以下动态面板门槛模型*限于篇幅,本文只检验了环境规制对综合经济增长质量的门槛效应,如读者有兴趣,可向作者索取环境规制对各分维度经济增长质量门槛效应检验的实证结果。:

假设H4:环境规制直接提升绿色发展水平。

α2EritI(Erit>γ)+α3ZGrow-qualityit-1+ψZit+

ui+εit

(2)

在式(2)中,I(·)为指标函数,取值取决于门槛变量(Er)和门槛值(γ):当括号内表达式成立时,I(·)=1,否则I(·)=0。通过比较环境规制强度指数(Er)和门槛值(γ)的大小,可以将样本省区市分为高环境规制强度地区和低环境规制强度地区,然后分别估算系数。另外,式(2)中涉及的其它变量与式(1)保持一致。

由于动态面板门槛模型有被解释变量的滞后项,传统对均值离差消除固定效应会使得式(2)中被解释变量滞后项与个体误差均值存在相关性,采用一阶差分消除固定效应又会使误差项出现负相关,使得Hansen[19]提出的分布理论无法直接应用于动态面板数据模型。为解决上述问题,Kremer等[20]采用Arellano和Bover[21]提出的前向离差变换来消除固定效应。经过前向正交离差变换处理后,误差项变换为:

(t=1,…,T-1)

400 MPa级钢筋在工程实践中的应用已逐步增多，目前要加强500 MPa级及500 MPa级以上高强钢筋和抗震钢筋的研发、推广和应用，突破生产、市场和应用过程中的对接瓶颈，保证钢筋产品的质量稳定、可靠地满足工程实践的要求。

(3)

经前向离差变换后的误差项不再存在序列相关,且方差具有单位的形式。不过,由于式(2)中含有被解释变量的滞后项ZGrow-qualityit-1,模型存在内生性的问题。本研究将内生变量ZGrow-qualityit-1作为被解释变量,然后对其一阶滞后项(ZGrow-qualityit-2)和其它解释变量做最小二乘回归,然后将回归得到的预测值作为内生解释变量的工具变量带入回归方程中。然后,就可按照Hansen[19]的方法确定门槛值。门槛值确立后,考虑到解释变量会使得传统参数估计方法出现有偏性和非一致性,而GMM允许随机误差项存在异方差和序列相关性,因此采用GMM方法得到参数的估计值。在进行门槛模型估计之前,必须先检验是否存在门槛效应,并确定门槛数量。拔靴法bootstrap(300次)的门槛效应检验如下:

从表5的结果可以看出,存在单一门槛的p值为0.0633,双重门槛和三重门槛模型的p值为0.2367和0.6600,在10%的显著性水平下只能接受单一面板门槛模型。另外,动态面板门槛效应检验还确定了单一门槛估计值为-0.6690,95%置信区间为(-0.6832,-0.6674)。确定好单一门槛值后,采用GMM方法就可以得到参数的估计值,表5为回归结果。

表6的估计结果显示:当环境规制强度低于-0.6690时,环境规制强度指数增加1,经济增长质量综合指数增加0.0349,但p值为0.266,在10%显著性水平下无法接受这一系数。不过,当环境规制强度高于-0.6690时,环境规制强度对经济增长质量综合指数的影响为0.1377,且p值为0.006,在1%显著性水平下可接受这一回归系数。这个结果表明环境规制强度对综合经济增长质量的影响的确存在门槛效应,环境规制强度跨越门槛之后,环境规制对综合经济增长质量的显著促进效应开始显现。

表5 动态面板门槛效应检验

模型F值p值BS次数自抽样临界值10%5%1%单一门槛2550∗∗00633300219768273041375934双重门槛115502367300158518237716322365三重门槛118806600300420426521101805511

表6 基于环境规制强度的动态面板单一门槛模型回归结果

变量系数标准误差t值p值95%置信区间经济增长质量综合指数滞后一期04631∗∗∗0042011026200000(03808，05455)城镇化率18727∗∗∗050483709800000(08802，28652)人均受教育年限00451003041483601390(-00146，01048)人口抚养比16042∗∗037364293900000(08697，23387)财政支出占GDP比重11506039772893100040(03686，19326)国有化率-01961∗∗∗001512630000090(00102，00694)环境规制强度指数(Er≤γ)00349003131115002660(-00267，00965)环境规制强度指数(Er>γ)01377∗∗∗005002754000060(00393，02361)常数项-21681∗∗∗04465-4855800000(-30460，-12902)

五、结论与讨论

十九大报告中提出要“加快生态文明体制改革,建设美丽中国”。与此同时,十九大报告也指出“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段,要推动经济发展质量变革”。可以看出,环境保护和提升经济增长质量两者都是政府的执政重点和目标。本文发现:两者还存在内在关联,环境规制是影响经济增长质量的手段之一。基于2000—2014年中国28个省区市面板数据的实证研究结果显示:环境规制除了能改善环境,还可以促进地区提升经济增长效率并改善福利水平。不过,环境规制也对一些维度的经济增长质量存在负面效应或影响不显著:环境规制一定程度上加剧了收入分配的不公平,环境规制并没有显著促进产业结构优化和提升经济发展稳定性。最后,在各种效应综合作用下,环境规制可以显著改善综合经济增长质量。不过,环境规制对综合经济增长质量产生显著正向效应需建立在环境规制跨越特定强度门槛的前提下,如果未突破这一门槛,环境规制并不会显著影响综合经济增长质量。

1930年6月11～13日，南国社在上海中央大戏院演出了田汉根据法国P.梅里美同名小说改编的《卡门》，演出的第三天，遭到反动当局禁演。1930年9月，南国社被查封。南国社中大部分成员在田汉率领下加入左翼戏剧运动，成为左翼戏剧运动的重要力量。

本文的贡献体现在理论价值和现实意义上。理论意义方面,本文通过探讨环境规制对经济增长质量的影响,从单一考察环境规制的经济影响扩展到全面考察环境规制对涵盖效率、结构、稳定、环境、福利和社会公平等更广层次的经济社会影响。从这个角度来看,本研究是对现有环境规制经济社会效应理论的丰富或补充。

另外,本研究还具有适用中国经济社会发展国情的现实意义。首先,本文的现实意义在于系统、科学评估环境规制政策。在新常态发展模式下,经济增长速度从高速增长转为中高速增长,经济发展逐步进入优化、调整、转型、升级并行的质量优化过程。本文从经济增长质量效率效应、结构效应、稳定效应、环境效应、福利效应、分配效应和综合效应出发,探讨环境规制对经济增长质量的影响。研究结论有助于科学、合理制定环境规制政策,为新常态下中国经济实现更高质量增长提供政策支撑。其次,本文关于影响机理的探讨为在环境规制约束下,改善经济增长质量提供了可行路径建议。政府决策者必须思考的是如何制定财税、金融、土地、人才等配套政策以激励企业创新、优化管理效率和产业转型,提升中间路径对经济增长质量的积极效应。

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