隐性环境规制与节能减排的关系研究-省略-2016年95城市面板数据为例-张克森

1、隐性环境规制与节能减排的关系研究以中国东部地区20052016年95城市面板数据为例张克森（南京师范大学商学院，江苏南京210023）摘要：隐性环境规制在节能减排中发挥重要作用。基于20052016年东部地区城市面板数据， 构建经济计量模型，检验了隐性环境规制对节能减排的直接作用和间接作用。实证显示，隐性环 境规制力度整体表现较弱，其直接作用还不足以有效限制总体能耗的增加，表现为两者之间不存 在显著的负相关关系，但隐性环境规制能通过舆论压力向政府施压，进而负向调节外商投资、技 术水平、产业结构以及经济规模对能耗的作用，实现节能减排。建议相关部门降低非政府环保组 织或民间环保团体的准入门槛，充分

2、发挥隐性环境规制监督环境污染的作用，为建设美丽中国而 奋斗。关键词：隐性环境规制；调节效应；节能减排基金项目：国家自然科学基金项目“区域协调发展的理论基础和政策设计研究”（71473012）。中图分类号F062.1文章编号1673-0186（2019）010-0080-012文献标识码ADOI 编码10.19631/ki.css.2019.010.008改革开放以来，以“三高”（高能耗、高污染、高排放）为特征的经济高速增长模式，带来了日益严 峻的环境问题。目前我国通过节能减排以实现改善环境质量的目标主要依赖于宏观产业政策的调 节和干预，其中环境规制作为治理与改善环境的重要政策工具对促进节能减排

3、和改善环境质量发 挥了重要作用。根据外部性理论，环境污染是一种负的外部性，政府为减轻甚至消除环境污染的负 面影响，出台各类约束市场中对环境造成污染的经营活动的政策与措施，这是环境规制的最初含 义。但学界超越了基于政府角度定义的环境规制，对其分类进行了拓展。按照规制形式的不同将环 境规制划分为显性环境规制（命令型环境规制、市场激励型环境规制和自愿型环境规制）和隐性环 境规制口2。环保立法行政部门是命令控制型和以市场为基础的激励型环境规制的提出主体，政府 部门以及企业等是自愿型环境规制的提出主体；而隐性环境规制是内在于个体的、无形的环保思 想，其存在无形且作用无处不在。学界关于显性环境规制对节能减

4、排的作用机制研究很多，大多集 中于对技术创新、产业结构升级以及治理环境方面的作用。如叶琴等基于城市面板数据研究滞后期 一期的命令型和市场激励型两种环境规制对节能减排技术创新具有促进作用。阮陆宁等以长江 经济带30个城市为研究对象，发现显性环境规制与产业结构升级呈倒U型关系a。关于隐性环境规制对节能减排的机制研究不多，相关文献研究主要是基于媒体公布的环境 指数进行研究，忽视了拥有注册网络用户总数达8.29亿为基础更为广义的隐性环境规制主体的 作者简介：张克森（1989）,男，汉族，山东荷泽人，南京师范大学商学院博士研究生，研究方向：企业战略管理、资源与 环境经济学以及外商投资。公共管理与公共政策

5、研究 RESEARCHES ON PUBLIC ADM INISTRATION AND PUBLIC POLICY 作用，此类主体包含官方媒体、非政府环保组织等，这些广义隐性环境规制主体的节能减排作用 机制值得进一步研究探讨。本文从这一研究问题出发，并提供管窥之见，为我国的环保事业尽绵 薄之力。一、理论分析与假设纵观已有研究发现，影响节能减排作用的因素探讨主要集中在以下几方面：显性环境规制、外 商投资、技术水平、经济结构和经济规模。它们分别从环境库兹涅茨曲线(EKC)、外商投资流向及结 构、清洁技术外溢效应、经济结构调整和产能过剩等不同角度、不同侧面探究了各自对节能减排的 作用，无疑促进了我国

6、环保事业，为节能减排作出贡献。但是，很少有人将以上后四个因素与隐性环 境规制相结合研究它们对节能减排的共同作用。随着人们步入“互联网+”的时代，隐性环境规制发 挥越来越重要的作用。本研究在分析隐性环境规制通过调节外商投资、技术水平、经济结构和经济 规模因素对节能减排发生作用的基础上提出相关假设，并构建如图1所示隐性环境规制对能耗的 作用机制图。隐性环境规制间接效应直接效应图1隐性环境规制对节能减排的作用机制图隐性环境规制对能耗的机制效应分析关于隐性环境规制对节能减排的作用机制，主要有直接效应和间接效应，直接效应体现在对个 体或组织环境行为的引导，调整和规范等“弱”环境规制形式，间接作用机制以协

7、议或抗议等集体行 为或组织行为模式呈现，更强的隐性环境规制则以有监督、环保功能的组织为主，外在体现为行政、 经济、法律、教育、科研以及非法暴力手段等形式，会影响技术、经济结构、经济规模以及外商投资等 进而影响能耗。但就我国目前的隐性环境规制整体力度体现在两个方面:一是有一定环保意识但行 动力不高，中国人民大学调研发现被调研者的平均环保意识得分在70.82分，公民生态环境行为调 查报告显示，公众在绿色消费、垃圾分类、环保实践和监督举报等领域还存在“高认知、低践行”现 象;第二是中国环保组织数量少、难注册、专业水平低、欠缺资金、影响力小等特点以上两点说 明中国隐性环境规制水平处在较弱的状态，所以隐

8、性环境规制不能像具有很强强制性的显性环境 规制那样整体上有效限制中国能耗的增加。据此提出假设：假设1（H1）：隐性环境规制与东部地区能耗不存在显著的负相关关系即两者呈现正相关关系 或不显著的负相关关系。（二）隐性环境规制调节外商投资对能耗的作用通过阅读文献，媒体监督或环保组织的环境监督可以引导企业进行绿色投资，发展绿色产业。 所谓绿色产业，是指在以较少的资源（含能源、环境副产品污染物等）的投入获得较高产出并与环境 形成良性循环的产业，包含第二产业中采用低碳、节能低能耗等环境友好型产业。张济建等研究 媒体监督对投资进行绿色投资的影响，发现媒体监督作为投资者外部环境规制的一种重要方式，可 以与法律

9、法规的环境规制政策一起有效引导企业投资于绿色产业。史贝贝等发现公众环境中心 （以广大网民举报环境污染事件为基础成立的非政府环保机构）公布的城市环境信息披露指数可以 引导外商投资的流向，促进了污染型企业外商投资的退出与清洁型企业外商投资的增加，提升了外 资结构的“绿色化”。毕茜和于连超研究发现媒体监督能够通过向外界传递相关信息影响投资者 的投资，促进上市投资者进行绿色投资四。绿色投资对减少工业三废排放和降低能耗以及推进环保 产业发展等均具有积极的作用如-。据此提出假设：假设2（H2）:隐性环境规制负向调节外商投资与节能减排之间的关联强度。（三）隐性环境规制对技术的调节作用传统命令控制型环境规制可

10、以逆向促使企业投入更多资金开展节能减排方面的技术创新，进 而引起“创新补偿”效应和“非生产性成本增长”效应。短期来看,企业需要增加环保投资以实现规制 目标，增加了企业的非生产性投入挤占了企业的生产性投资，影响企业生产率的提高。长期来看，环 境规制会刺激企业进行技术创新，其带来的收益弥补甚至超过环境规制带来的成本增加，提高企业 竞争力，同时能够降低能耗，算得上是“环保”与“高效”兼有的命令控制型环境规制。隐性环境规制 有前者以上特点的同时因其灵活性高，有一定倒逼性质,企业有足够的时间和韧性调整自身环保技 术标准和产能以应对隐性环境规制的要求，因此隐性环境规制对企业进行技术创新的作用主要体 现在长

11、期的补偿效应，从而达到节能减排的目标。本文提出下面假设：假设3（H3）：隐性环境规制可以负向调节技术进步对能源消耗的作用。（四）隐性环境规制对产业结构和经济规模的调节作用诸多研究表明，产业结构和行业结构比例失调是能源消费大幅度上升的原因之一。能耗总量与 产业规模有关，以化工、造纸、冶金等高耗能重工业为主的地区，其能耗总量会很大。如前所述环境 规制会给企业带来非生产性投资成本的增加，加重了高能耗企业成本负担，但企业投入的环保资金 除了用于拆除高耗能的落后生产设备外，还可以促进企业本身引进更加技术先进、环保节能的生产 设备，改善生产工艺流程，逐步发展成绿色清洁型企业，同时带动其他类型行业企业的变革

12、。因此， 合理设计并有效实施环境标准有助于地区产业和行业优胜劣汰，从而优化当地产业结构并降低能 源消费。技术进步能够从一定程度上减少能耗，但攻克节能减排这一艰巨任务主要靠产业结构调 整，降低“三高”企业在国民经济部门的比例来实现。隐性环境规制显著区别于命令控制型环境规 制，不具有后者技术排污标准方面的约束给企业带来遵循成本效应的苦恼。这类环境规制执行成本 较低，灵活性较强，企业拥有较大的自主权和选择权，有充足的时间和空间来改变自身环境标准软 肋以达到隐性环境规制的要求，环境改善效果在短期和长期都明显，从微观层面可以促进企业进行公共管理与公共政策研究 RESEARCHES ON PUBLIC A

13、DM INISTRATION AND PUBLIC POLICY 技术升级淘汰落后产能，上升到宏观层面表现为产业结构更加合理化，提高了一个地区的产业竞争 力产业结构的优化调整有利于节能减排目标的实现。因此，从调节效应整体效果看，隐性环境 规制会负向调节产业结构和经济规模对能源消费的影响。提出假设：假设4（H4）：隐性环境规制可以负向调节产业结构对能源资源的作用。假设5（H5）：隐性环境规制可以负向调节经济规模对能源资源的影响。综上所述，隐性环境规制对节能减排的作用机制包括直接效应和间接效应，如下图1所示（为作图 美观，假设1到假设5用H1到H5代替）。二、研究设计研究设计主要包括三个部分:样本

14、选择与数据来源、变量选取及定义、描述以及模型设定。（一）样本选取与数据来源样本主要来自中国东部地区95个城市2005到2016年的中国城市统计年鉴和由北京福卡 斯特信息技术有限公司创办的EPS数据库。剔除缺少年份的某些指标数据，并对连续变量在1%的 显著性水平上进行缩尾（Winsorize）处理，剔除异常值的影响。涉及货币计量的指标以采用2001年 为基期，采用居民消费价格指数（CPI）价格指数进行平减折算。（二）变量选取与定义被解释变量：能耗与绿色发展紧密相关的指标是环境污染和能源消耗,考虑到数据的可得性，选取衡量绿色发展 的两个反向指标:能源用量和资本-劳动力比率。贾利勒（Jalil）和马

15、哈茂德（Mahmud）利用环境库兹 涅茨曲线（EKC）理论对环境污染和能源消耗进行了实证分析，发现能源消耗与污染水平呈显著正 相关口气因为工业用电与总能耗水平高度相关-,工业用电量用来作为能耗替代量。资本劳动力 比率,一个地区工业的性质影响其环境污染水平，资本密集型产业多指如冶金工业、石油工业、机械 制造业等消耗能源资源较高的基础工业和重工业，本文参照涂正革的做法，利用城市固定资产投资 与就业人数之比的自然对数衡量即资本劳动比率。解释变量：隐性环境规制当今互联网比较发达，中国拥有8.29亿网民，公众监督环境污染行为主要通过互联网来进行 信息传播，从而约束排污行为，因此采用互联网用户数来代替，其

16、他解释变量为隐性环境规制与 其他控制变量的交互项。控制变量外商投资为城市当年实际利用外资额，将其单位美元按照当年平均汇率换算为人民币，产业结 构用第二次产业增加值与国内生产总值（GDP）的比值表示，经济规模用各地级市生产总值（万元） 表示，科学事业费支出（万元）表示各地级市的技术发展水平，人口密度（千人每平方公里）作为人类 日常生活活动所带来的污染代理变量,公路货物运量（万吨）代表交通运输业带来的环境污染排放， 工业固废综合利用率用来表示各城市的环境法律法规等显性环境规制水平和污染物处理效率。所 有变量及符号如表1所示。表1主要变量及说明变量类型变量名称变量代码变量解释被解释变量工业用电量LN

17、IND工业用电量(万千瓦时)，取对数资本劳动力比率LNCB固定资产投资总额/就业劳动人数(万元/万人)，取对数解释变量隐性环境规制LNINTER互联网用户数(户)，取对数隐性环境规制对经济规模的调节效应LNINTER*LNRGDP互联网用户数与经济规模的交互项隐性环境规制对经济结构的调节效应LNINTER SEC互联网用户数与经济结构的交互项隐性环境规制对技术的调节效应LNINTER*LNRSC互联网用户数与技术效应的交互项隐性环境规制对外商投资的调节效应LNINTER*LNRFDI互联网用户数与外商投资的交互项控制变量经济规模LNRGDP各地级市GDP(万元)，取对数产业结构SEC第二次产业

18、增加值与GDP的比值外商投资LNRFDI各地级市当年实际利用外资额(万元)，取 对数技术发展水平LNRSC科学事业费支出(千万元)，取对数人口密度POD千人每平方公里交通运输污染LREI用公路货物运量(万吨)作为代理变量，取 对数环境规制水平WASTE工业固废综合利用率年度变量YEAR2005-2016注：为了减少异方差的影响，对表中绝对指标取对数处理，相对指标不取对数；将所有自变量滞后一期模型设定为了说明所选取变量的合理性，基本模型不加入任何交互项，来考察模型的稳健性。基本模型 设定如下：ENERGY ao+alLNINTER CONTROL+s(1)为了检验假设1到假设3,在设定模型(1)

19、的基础上构建隐性环境监督与经济规模、产业结构 以及外商投资的交互项，设定模型(二)如下：ENERGY,户ao+aiLNJNTERiz+a2LNINTERiT*A CT+ CONTROL#(2)其中，能耗(ENERGY)表示工业用电量(LNIND)和资本劳动比(LNCB),控制变量(CONTROL) 包含年度在内的所有控制变量,4CT代表技术水平(LNSEC)、外商投资(LNRFDI)、经济结构(SEC) 和经济规模(LNRGDP)四个变量为扰动项。三、实证结果为了验证第二部分所设定模型的合理性和所提假设的正确性，从以下四部分进行分析：描述性 统计和多重共线性，隐性环境规制直接效应分析，隐性环境

20、规制间接效应分析，以及模型稳健性分 析。第一部分主要分析数据的主要表现特征以及排除因多重共线性过大带来的模型设定偏误，说明 所选变量的合理性以及价值性，第二和第三部分是对假设1到假设5的检验，最后一部分通过替换 解释变量和被解释变量来验证所构建模型是稳健的，保证结论的可靠性。（一）描述性统计和多重共线性分析表2中可以看出,工业用电量和资本劳动力比最小值分别为14 082万千瓦时和24 036.48万 元/万人,最大值分别为4 232 405万千瓦时和479 459.5万元/万人，标准差为741 577.4和87 322.72o 互联网用户数（刀V理状）的最小值为24 713户、最大值为6 97

21、0 000户、标准差为793 698.6,说明互 联网处于较高水平。表2变量的统计描述变量平均值标准差最小值最大值IND700 919.600741577.40014082.0004232405.000CB164 843.50087322.72024036.480479459.500INTER727 663.000793698.60024713.0006970000.000SEC49.92413.6029.41083.110RFDI519941.600766791.80073.9715534011.000RGDP1.67E+071.51E+071082931.0009.91E+07RSC42.

22、52777.0540.155803.388POD514.780344.26023.2502648.110FREI9167.1586840.41459.00039696.000WASTE85.83219.7395.490100.000由表3中可以看出，单个自变量的方差膨胀因子值（Variance Inflation Factor,VIF）和所有自变 量的方差膨胀因子平均值均小于10,不存在严重的多重共线性。表3自变量的多重共线性检验变量VIF值LNRGDP8.27LNINTER4.79LNRSC3.71LNFREI2.71LNRFDI2.13LNCB1.53POD1.52SEC1.43WASTE

23、1.32P78平均值3.05（二）隐性环境规制直接效应回归分析表4为模型回归结果。如表4所示,在模型（1）样本回归结果中，前四个参与调节效应的自变量 系数在工业用电和资本劳动比的回归方程中均在1%的水平上显著。说明所构建的模型（1）比较稳 健。互联网用户数与被解释变量呈正向相关，说明中国的隐性环境规制处于弱势地位，还不能有效 限制中国能耗整体的增加，假设1得证。外商投资，经济结构以及经济规模在不同回归结果中出现 系数符号不同的情况，从生产函数理论来看，把工业用电量和资本劳动比看作产出，把以上自变量 看作投入，那么针对不同的产出指标，不同自变量之间都有最优组合,所以相对于工业用电量的外 商投资、

24、经济结构以及经济规模投入要素的最优组合不一定在资本劳动比生产函数中也是最优组 合，这才出现同一自变量在不同因变量的回归结果中出现系数符号不同的情形，但这并不影响相关 假设的验证。表4东部地区工业用电量回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)LNINDLNINDLNINDLNINDLNINDLNINDLNINDLNINDLNINTER0.159*(5.424)0.122*(4.184)0.121*(4.116)0.086*(2.944)0.090*(3.062)0.092*(3.107)0.083*(2.786)0.081*(2.720)SEC0.014*(7.178)0.0

25、13*(7.068)0.012*(6.385)0.011*(5.861)0.011*(5.938)0.012*(6.034)0.011*(5.832)LNRFDI-0.029*(-1.665)-0.058*(-3.310)-0.063*(-3.531)-0.062*(-3.480)-0.059*(-3.371)-0.062*(-3.468)LNRGDP0.684*(6.851)0.763*(7.200)0.766*(7.227)0.721*(6.821)0.716*(6.750)LNRSC-0.001(-0.043)-0.001(-0.030)0.002(0.102)0.011(0.518)P

26、OD0.518(1.578)0.421(1.277)0.424(1.285)LNFREI0.054*(1.848)0.043(1.445)WASTE0.001(0.760)CONS10.477*(29.696)10.317(29.881)10.673*(26.279)0.910(0.615)-0.276(-0.175)-0.619(-0.389)-0.241(-0.153)-0.066(-0.042)R-Square0.5080.5310.5290.5500.5490.5490.5520.552注：*、*、*分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误表4 （续）东部地区资本劳动比回

27、归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)LNCBLNCBLNCBLNCBLNCBLNCBLNCBLNCBLNINTER0.078*(2.846)0.125*(4.688)0.129*(4.919)0.105*(4.005)0.079*(3.021)0.078*(2.983)0.080*(3.040)0.083*(3.092)SEC-0.017*(-9.868)-0.017(-10.140)0.018(-10.869)-0.018*(-10.396)-0.018(-10.437)-0.018*(-10.422)-0.018(-10.303)LNRFDI0.152*(10.038

28、)0.134*(8.659)0.137*(8.950)0.136*(8.897)0.137*(8.906)0.140*(8.935)LNRGDP0.468*(5.251)0.584*(6.307)0.583*(6.294)0.590*(6.317)0.559*(5.944)LNRSC-0.069*(-3.603)-0.069*(-3.615)-0.068*(-3.530)-0.067*(-3.454)POD-0.389(-1.361)-0.347(-1.197)-0.333(-1.141)LNFREI-0.018(-0.679)-0.018(-0.694)WASTE0.002*(2.479)C

29、ONS10.241*(30.889)10.452*(32.829)8.517*(23.530)1.833(1.386)0.330(0.240)0.582(0.419)0.561(0.402)0.803(0.572)R-Square0.5650.6010.6400.6490.6580.6580.6560.655注：*、*、*分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误（三）隐性环境规制间接效应回归分析表5中，（1）到（4）是模型（2）工业用电量的调节效应回归结果，（5）到（8）是模型（2）资本劳动比 的调节效应回归结果。主效应均显示为正相关且在1%水平上显著，交互项显示均为负，假设2到

30、假 设5被证明。表5模型2回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)LNINDLNINDLNINDLNINDLNCBLNCBLNCBLNCBLNINTER1.043*(4.839)0.322*(6.185)0.298*(2.397)0.090*(3.005)0.552*(2.887)0.168*(3.569)0.343*(3.126)0.092*(3.473)LNINTER*LNRGDP-0.063*(-4.505)-0.031*(-2.478)LNINTER*SEC-0.005*(-5.604)-0.002*(-2.197)LNINTERLNRFDI-0.019*(-1.7

31、95)-0.023*(-2.445)LNINTER*LNRSC-0.023*(-3.681)-0.027*(-4.780)SEC0.012*(6.294)0.081*(6.441)0.011*(5.892)0.012*(6.003)0.017*(-10.030)0.007(0.596)-0.018*(-10.239)-0.017*(-10.220)LNRFDI0.071*(-3.982)-0.078*(-4.345)0.174(1.309)-0.072*(-3.962)0.136*(8.618)0.135*(8.517)0.424*(3.622)0.130*(8.289)LNRGDP1.413

32、*(7.556)0.625*(5.903)0.700*(6.576)0.682*(6.440)0.905*(5.384)0.527*(5.548)0.543*(5.775)0.526*(5.630)LNRSC0.037(1.638)0.035(1.587)0.025(1.059)0.327*(3.696)-0.055*(-2.738)-0.059*(-2.975)-0.052*(-2.533)0.296*(3.772)POD0.688*(2.072)0.303(0.931)0.455(1.378)0.695*(2.069)-0.192(-0.647)-0.371(-1.272)-0.286(-

33、0.981)-0.008(-0.027)LNFREI0.024(0.812)0.032(1.079)0.042(1.400)0.023(0.768)-0.028(-1.057)-0.022(-0.844)-0.021(-0.803)-0.043(-1.589)WASTE0.000(0.485)0.000(0.510)0.001(0.624)0.001(0.599)0.002*(2.308)0.002*(2.340)0.002*(2.305)0.002*(2.263)CONS-10.631*(-3.770)-1.407(-0.893)-2.479(-1.195)0.503(0.318)-4.43

34、5*(-1.749)0.321(0.226)-2.157(-1.165)1.364(0.978)R-Square0.5610.5650.5530.5580.6570.6570.6570.663注：*、*、*分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误表5回归结果（3）和（7）所示，环境规制对外商直接投资调节效应系数为负，且系数变化不大， 并分别在10%和5%水平上显著。表明隐性环境规制能够通过优化外资投资结构、引导外商投资企 业进行绿色投资，从而间接降低能源使用量，但这一作用还不十分明显（不在1%水平上显著）。原因 包括两个方面，首先，在以国内生产总值为核心的政绩考核机制下，为了招商

35、引资发展地区经济，以 便在政绩竞争中优势获胜，政府关于隐性环境规制如公众对环境的某种诉求表现出象征性应允或 消极怠工执行等虚伪乱象；环境规制的“逐底竞争”行为在发展中国家容易发生，发展中国家为了 发展本国经济，削减本国职工待遇水平，设置门槛较低的环境规制，对外资企业审查宽松，污染密集 型外资乘虚而入，会造成本国资源能源消耗又会恶化环境。第二，中国进一步深化改革开放，进入中 国的外资企业越来越多，目前中国涉及到能源使用方面的技术性法规措施不足，再加上相关公众媒 体宣传力度不够，导致外资企业难以辨析这方面的法律法规。因此，除了政府层面实施更为细致的 命令控制型环境规制如进一步规范外资进入中国的能源

36、技术标准外，还可以结合隐性环境规制的 监督如扩大媒体对政府环境规制的宣传力度，增加信息对称性,更有利于外企评估自身是否达到了 中国环境规制标准。表5回归结果(4)和(8),隐性环境规制与技术水平交互项回归系数为负，且系数大小基本一 致，并在1%水平上显著。说明现阶段隐性环境规制能够通过促使技术创新降低能耗总量。隐性环 境规制引导技术创新提高能源利用率优化能源结构，减少能源总的用量，降低传统煤、石油等污 染型能源消耗比例。技术水平制约着能源消费结构，特别是以利用可燃冰、页岩气以及太阳能等 绿色技术进步，能够减少对燃煤等污染严重的传统化石燃料能源的使用，增大风能、天然气等清 洁能源的使用比例，优化

37、能源结构实现能源使用的减量增效。同时，隐性环境规制通过引导技术进 步方向迫使传统“三高”的产业升级转型，考虑到技术外溢效应，处于技术领先地位的企业会带动 其他同类型企业的技术进步，同时淘汰技术落后的企业，也能达到能源利用减量增效的目的如。 因此，隐性环境规制长期的逆淘汰机制能够有效促进企业的技术创新，提高能源效率，降低能耗 总量。表5回归结果(2)和(6),隐性环境规制与产业结构交互项回归系数为负，回归结果(1)和(5)隐 性环境规制对经济规模调节系数也为负，所有系数都非常显著。说明当下隐性环境规制通过倒逼产 业结构调整促进了能耗的降低。隐性环境规制会引起政府对污染严重企业的重视，政府施加严厉

38、的 环境措施约束污染型企业。根据边际成本理论，拥有边际治污成本优势的企业更容易承受高成本压 力适应行业竞争，表现相反的企业会被市场淘汰,企业数量减少，行业整体的生产规模也会缩小。隐 性环境规制通过向政府施加舆论压力倒逼其制定相关环境政策淘汰污染密集型的产能，从而促进 产业结构调整。隐性环境规制还可以培育绿色需求，因为公众对环境的诉求间接反映他们对某类绿 色产品或服务的需求。根据需求与供给理论，某种需求增加，生产者将会增加相关产品或服务的供 给，而此时生产要素也会由低效率的污染型生产部门向高效率的清洁生产部门转移，实现产业价值 链纵向延伸，优化产业分工，从而提升绿色效率，达到节能减排的目标。总之

39、，隐性环境规制有助于 驱动地区产业结构的“绿色化”调整，降低污染型产业比重和规模进而降低能耗，印证了假设4和假 设5。稳健性检验首先，用工业二氧化硫总排放量(单位：吨)的对数(LNSOTWO)作为被解释变量，进行隐性环境 规制四种调节效应的稳健性检验，如表6所示，主效应系数为显著正相关系数或不显著的负相关系 数，而调节效应系数均为显著性负相关系数，假设1到假设5均成立。其次,移动电话年末用户数(LNMOBILE)作为互联网用户数的替代变量检验隐性环境监督的 三种调节效应。如表7所示，主效应系数为正相关系数或不显著的负相关系数，而调节效应系数均 为显著性负相关系数，假设1到假设5同样成立。总之，

40、通过以上稳健性检验可知，所构造的节能减排模型是稳健的。表6工业二氧化硫总排放稳健性检验变量(1)(2)(3)(4)LNSOTWOLNSOTWOLNSOTWOLNSOTWOLNINTER1.103*(4.513)0.243*(4.173)0.460*(3.444)-0.013(-0.401)LNINTER *LNRGDP-0.073*(-4.666)LNINTER *SEC-0.006*(-5.577)LNINTER *LNRFDI-0.043*(-3.762)LNINTER *LNRSC-0.033*(-4.603)CONTROL-一CONS-4.291(-1.326)6.763*(3.910

41、)3.008(1.332)9.101*(5.312)R-Square0.2990.3050.2930.298注：*、*、*分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误表7移动用户数稳健性检验回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)LNINDLNINDLNINDLNINDLNCBLNCBLNCBLNCBLNMOBILE0.715*(3.281)0.355*(5.746)0.267*(1.827)0.014(0.504)1.016*(5.288)0.183*(3.281)0.686*(5.320)0.112*(4.520)LNMOBILE*LNRGDP-0.044*(

42、-3.422)-0.060*(-5.282)LNMOBILE*SEC-0.007*(-6.685)-0.003*(-3.414)LNMOBILE*LNRFDI-0.021*(-2.033)-0.048*(-5.336)LNMOBILE*LNRSC-0.018*(-2.629)-0.047*(-7.927)CONTROL一一一一一一一一CONS-2.676(-1.528)0.438(0.283)-0.935(-0.570)0.311(0.196)-3.01T(-1.935)0.958(0.686)-1.458(-1.009)1.742(1.280)R-Square0.5580.5710.5540

43、.5520.6630.6570.6630.675注：*、*、*分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误；因版面有限，此处简略控制变量四、结论与建议中国东部是率先实现产业转型升级的地区，东部城市节能减排实施效果具有较强代表性，本文 重点分析隐性环境规制影响能耗的间接效应，发现隐性环境规制与显性环境规制的作用机制相似 但效果有显著差异，结合以往狭义的隐性环境规制研究成果，以生产成本、技术创新、外商绿色投资 为桥梁，研究广义的隐性环境规制与节能减排的关系。首先，从理论上解析了隐性环境规制通过直 接效应和间接效应影响能源消费的作用机理;其次，采用计量经济学模型实证表明，东部地区隐性 环境

44、规制强度还不能有效降低能耗，但能够通过倒逼技术创新间接降低能源引导外企绿化投资，倒 逼产业结构和缩小污染产业规模调整的降低能耗。以上结论的重要启示如下：第一，隐性环境规制能够通过舆论压力促使外企进行绿色投资，促进产业结构的“绿色化”调整 和技术创新水平的提升，以充分发挥隐性环境规制对以上因素的调节作用，从而达到降耗的目的。 实证结果表明，在长期，隐性环境规制促进技术创新的和产业结构的调整效应及经济规模效应显 著。因此，隐性环境规制迫使政府制定环境政策，以便企业开发自身降耗潜能，改进生产工艺，并激 励企业进行产业结构调整，构建新型绿色产业结构，提高产业竞争力，淘汰落后“三高”产业，发展清 洁型循

45、环型及高技术产业。第二，重视并发挥隐性环境规制如媒体监督、网民监督等的作用促进外商投资的绿化效应促进节 能减排。实证结果表明，隐性环境规制能够引导外资进入清洁型产业。引进外资的同时,政府应重视隐 性环境规制的舆论导向，并运用法律和行政手段引导外资企业进行绿色技术创新。随着中国深化改 革，政府应尽快出台针对性强的环境法规及能源技术标准，同时鼓励国内企业与外资合作，充分利用 其先进的技术和管理经验即技术知识外溢效应,带动相关产业的结构调整达到降耗目标。第三，建议相关部门降低非政府环保组织或民间环保团体的准入门槛，包括注册标准，体制障 碍等,充分发挥隐性环境规制监督的作用，配合政府一起为建设美丽的中

46、国而出一份力。参考文献成德宁，韦锦辉.不同类型环境规制影响我国产业竞争力的效应分析J.广东财经大学学报， 2019(3):26-33.赵玉民，朱方明，贺立龙.环境规制的界定、分类与演进研究J.中国人口 资源与环境,2009,19 (6)：89-94.叶琴，曾冈I,戴劭劫.不同环境规制工具对中国节能减排技术创新的影响基于285个地级 市面板数据J.中国人口 资源与环境,2018(2):115-122.阮陆宁，曾畅，熊玉莹.环境规制能否有效促进产业结构升级？ 基于长江经济带的GMM 分析J.江西社会科学,2017(5):106-113.生态环境部环境与经济政策研究中心课题组.公民生态环境行为调查报

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