在中国政府不断加大环境保护力度的背景下，本文探讨了环境管制对于中国工业的污染治理生产率进而对环境全要素生产率的影响。通过测算2001～2008年中国的污染治理生产率，并利用面板数据探讨环境管制强度及其他相关因素对污染治理生产率的影响，本文发现考察期内污染治理生产率对工业环境全要素生产率的提高贡献明显，前者对后者的贡献约为40%；环境管制对污染治理效率与生产率并不一定造成不利影响，而是存在着“U”形影响：当污染治理成本占工业增加值的比重高于3.8%～5.1%时，环境管制可能有利于污染治理生产率进而环境全要素生产率的提高。从测算结果来看，加强环境保护、快速推进生态文明建设的确有利于推动经济向集约、高效、循环、可持续的发展趋势转变，目前中国的工业发展可承受相当严格程度的污染防治管理，中国要进一步依靠全力发展节能环保产业来推进污染治理技术的进步。

  环境管制；工业环境全要素生产率；污染治理生产率；动态面板；广义矩估计方法

  国家社会科学基金重点项目“产业升级与环境管制提升路径互动研究”（批准号14AJY015）。

  近年来，由于中国的环境污染日益严重，经济发展与资源环境间的矛盾一天比一天突出，继的十八大提出要“把生态文明建设放在突出地位，融入经济建设、政治建设、文化建设、社会建设各方面和全过程”后，中央再次明白准确地提出要“协同推进新型工业化、信息化、城镇化、农业现代化和绿色化”。在这种“绿水青山就是金山银山”的理念指导下，中国政府加强了环境管制力度。由此带来的担心是，环境管制是否会对中国经济稳步的增长产生不利影响？在此背景下，研究环境管制对经济稳步的增长的影响，探索能兼顾经济稳步的增长与环境保护的发展道路，具有十分重要而紧迫的现实意义。本文主要着眼于探讨环境管制对于中国工业的污染治理生产率进而对环境全要素生产率的影响。

  关于环境管制对生产率的影响，现有理论研究大致可归纳为三种观点：“不利论”、“双赢论”与“综合论”。“不利论”认为，环境管制增加了公司制作成本，降低了企业的利润及生产效率（Viscusi，1983；Xepapadeas and Zeeuw，1999）。“双赢论”认为，从动态角度看，环境管制可能会导致环境水平提高与企业竞争力同时提升的“双赢”结果。Porter（1991）与Porter和 Linde（1995）较早提出这一观点，因而该观点又被称为“波特假说”。后来的研究者则认识到，环境管制对生产率有何种影响取决于多种因素，环境管制对生产率的影响结果是不确定的（Alpay，2001；Sinclair，1999），这些观点可统称为“综合论”。

  与理论研究相似，实证研究的结论存在较大分歧。正如Jaffe等（1995）、Jenkins（1998）、Hitchens（1999）等综述性文献所提到的，目前的实证研究并没有为上述三种观点中的任何一种提供足够令人信服的证据，或者说，三种观点均可以得到实证研究的支持。早期的多数研究认为，环境管制会降低企业的生产效率（Christainsen and Haveman，1981；Gray，1987；Barbera and McConnell，1990；Gray and Shadbegian，1993，1995；Boyd and McClelland，1999；Marklund，2003；Andres,Ernest and Hernandez-Sancho，2005）。后期的许多研究则发现，环境管制有利于技术扩散并提高企业的生产效率（Newell, Jaffe and Stavins，1999；Murthy and Kumar，2001；Berman and Linda，2001；Boyd, Tolley and Pang，2002；Snyder, Miller and Stavins，2003；Hamamoto，2006）。还有一些研究则注意到，环境管制对生产效率的影响可能随产业、国家及规制工具类型而表现出差异性。Alpay、 Buccola 和 Kerkvlie（t 2002）发现，美国的环境管制对本国食品加工业的盈利率与生产率没有影响，而墨西哥迅速提高的环境标准则加快了生产率的提升速度。Lanoie, Patry和 Lajeunesse（2001）将企业分为面临竞争强与面临竞争弱两类，发现企业面临的竞争越强，环境管制对企业全要素生产率的正面影响就越明显。Majumdar 和 Marcus （1998）发现，不同类型的规制手段对企业生产效率有不同影响，地方性的、管理式的、能赋予企业更多自主权的规制对生产率有正面影响，与之相反，全国性的、缺乏灵活性的技术推进指导原则对生产率有负面影响。

  就环境管制对生产率的影响这一主题，目前已有许多针对中国的实证研究。一些研究认为，环境管制提高了中国的全要素生产率。陈诗一（2009）估算了中国工业全要素生产率变化并进行绿色增长核算，发现中国工业的生产率水平经历了一个持续的提高过程，尤其是2003年前后大幅提升。陈诗一（2010）发现节能减排在初期对技术进步造成较大的负面影响，但由于前期赶超效应明显和技术效率高涨以及后期技术进步上升占据主导地位，中国工业全要素生产率不但未受影响，而且保持小幅提升的态势。王兵、吴延瑞、颜鹏飞（2010）发现，1998～2007年中国的市场全要素生产率平均增长率为1.14%，低于环境全要素生产率的平均增长率1.8%，其主要原因是，考虑资源环境因素后，纯技术进步和规模效率大幅提高。张成等（2011）发现，环境管制强度和企业生产技术进步之间呈现“U”形关系。上述研究为波特假说在中国的适用性提供了初步证据。

  另外一些研究则发现，考虑环境因素之后，中国的全要素生产率明显下降。Kaneko 和 Managi（2004）发现，1987～2001年中国的环境全要素生产率下降了27个百分点，而这段时间的市场全要素生产率却明显提升。在后来的一项研究中，Ma nagi和 Kaneko（2006）使用相同的数据，同时计算了Malm quist指数与Luenberger指数，发现两者分别下降27.3%与16.0%，年均下降2.0%和1.1%。Watanabe 和 Tanaka（2007）利用方向距离产出函数分别测算了仅考虑合意产出与同时考虑合意产出、非合意产出时1994～2002年的中国工业生产率，发现前者明显高估了中国工业的生产效率。

  还有一些研究则认为，环境管制对全要素生产率的影响取决于企业规模等因素。季永杰和徐晋涛（2006）发现，在1999～2003年国家加大环境政策执行力度的背景下，造纸行业的整体效率明显改进，但是环境管制政策对小企业的生产效率有负面影响。Xu（2000）发现，环境管制对造纸厂的影响存在差异：小企业生产率出现下降，但大多数大企业的生产率提高，这主要因为，面对环境管制时，规模较大的企业有足够能力采用新技术。

  Fukuyama和Weber（2009）构建了同时考虑投入与合意产出时的效率损失函数。在上述函数中加入非合意产出即环境变量，将其进一步扩展为：

  可进一步将效率损失函数值分解为三部分：投入利用效率损失、合意产出效率损失与污染治理效率损失。对于t时期的生产单元j，三者可分别表示为：

  1 对效率值与全要素生产率的区分有助于理解本文的研究思路。效率指标测度的是既定时期各决策单元与生产边界的相对关系，是一种静态分析；全要素生产率测度的是生产边界的移动（技术进步）以及各决策单元与生产边界相对位置的变化（效率变化），是一种动态分析。按照SDF（谢波德产出距离函数）、DDF、SBM与SBI四种方法均可测算出距离函数值，根据当期距离函数值则可以测算出效率值，根据当期距离函数值与跨期距离函数值则可以进一步测算出全要素生产率。以SDF值为基础的全要素生产率指数是姆奎斯特生产率指数（Malmquist Productivity Index，MI），代表性的文献有Färe 等（1994）、Ray 和 Desli（1997）等；以DDF值为基础的全要素生产率指数是曼姆奎斯特-卢恩伯格生产率指数（Malmquist-Luernberger Productivity Index，MLI），代表性的研究包括Färe等（2001），Boyd, Tolley 和 Pang（2002），Jeon 和 Sickles（2004），Yoruk 和 Zaim（2005）、Kumar（2006）、Yu 等（2008）；以S B M或S B I为基础的全要素生产率指数是卢恩伯格生产率指数（Luenberger Productivity Index，LI），代表性的文献包括Chambers（1996、2002），Chambers，Färe 和Grosskopf（1996），Managi 和 Kaneko（2006、2009），Fuji，Kaneko 和 Managi（2009）等。

  其中，ELIb表示污染治理生产率，Effeb表示污染治理技术利用效率的变化，Techb表示污染治理技术进步率。

  为避免出现技术进步为负值的情况，我们在计算时使用序列DEA方法（Oh and Heshmati，2010），即假设在计算某一期的生产效率损失时，该期及之前各期的生产技术均可使用，在构建生产前沿面时，使用该期及之前各期的生产组合。对位于生产前沿面上也即不存在效率损失的生产单元，（1）式无法测出其相对效率。而且，在计算跨期效率损失值时，由于用以构建生产前沿面的技术参照t期及之前各期的生产组合，而考察期t+1的生产组合经常会位于生产前沿面之外，也即，t +1期的生产组合效率可能会“超过”t期及之前所有的生产组合，利用（1）式会出现线性规划不可解的情形。对于不可解的情形，Yo urk和Zaim（2005）建议，将相应的技术进步值直接设置为0，Cooper、Seiford 和 Zhu（2004）与Cooper、Seiford和 Tone（ 2 0 0 7 ）等建议，将出现不可行解的值均设为零，依此计算的LI值与Tech值也相应进行调整。这里借鉴了Du , Lian g和Zhu（2010）在构建基于松弛的效率测度法（Slacks -based Measure Efficiency，SBM）超效率（Super-Efficien cy）模型时的思路，对于使用（1）式测算时位于生产前沿面上或之外的生产组合（用o标记），效率损失值采用下述模型测算：

  约束条件表示，生产组合o本身不参与构造生产前沿面。第一个与第三个约束条件表示，生产组合o的投入与非合意产出要经过“扩张”才能使其进入生产前沿面之内，第二个约束条件表示，生产组合o的合意产出要经过“缩减”才能使其进入生产前沿面之内。通过（10）式测算的效率损失值为非正数，表示其生产效率超出或至少等于生产前沿面上的生产单元。

  将除港澳台地区与西藏外的30个省、市、自治区（以下简称为省市）规模以上工业企业（全部国有企业及主营业收入在500万元以上的非国有企业）作为生产单元，投入产出变量的选择与数据来源如下：1.合意产出。由于造成污染排放的是整个工业生产过程，本文选用工业总产值作为合意产出，并使用工业品出厂价格总指数平减为2000年不变价。2.非合意产出。考虑到我国环境保护《十一五规划纲要》提出的“确保到2010年二氧化硫、化学需氧量比2005年削减10%”目标，本文选择SO2和COD作为非合意产出指标。3.生产要素投入，包括投入劳动力、资本与中间投入三类。劳动力投入选取工业从业人员数量。对于资本投入的测算，受统计资料限制，用工业部门固定资产净值作为固定资本存量的替代变量，并经固定资产投资价格指数平减为2000年不变价。中间投入由工业总产值与工业增加值的差额部分计算而得，并经工业品出厂价格总指数进行平减为2000年不变价。样本时间区间为2000～2008年。

  由于全要素生产率的计算要利用跨期数据，利用2000～2008年的数据可以测得2001～2008年的工业环境全要素生产率，具体见图1与图2。测算结果表明：第一，从要素构成的角度来看，工业环境全要素生产率的提高有40%左右来源于污染治理生产率的提高，这表明污染治理生产率对工业环境全要素生产率提高的贡献明显。第二，从效率提高与技术进步的角度来看，污染治理生产率的提高基本来源于污染治理技术的进步。第三，在污染治理生产率中，COD治理生产率的贡献大致占2/3，SO2治理生产率的贡献大致占1/3。第四，分区域来看，东部地区、东北地区、中部地区与西部地区的区域差异较为明显，东部地区的工业环境全要素分产率明显高于其他地区，尤其在污染治理技术进步方面，东部地区往往扮演“先进者”的角色，其他地区更多的是扮演“学习者”的角色。可以推测，通过在全国范围内推广东部地区的先进清洁生产与污染治理技术，提高中西部地区企业的污染治理技术利用效率，将更有助于提高全国范围内的污染治理生产率，进而提升环境全要素生产率。

  为了进一步测算环境管制对污染治理生产率的影响，这部分将环境管制强度以及其他影响污染治理生产率的因素一起综合纳入计量模型进行实证检验。

  的关键变量——环境管制强度，考虑到环境管制主要通过增加企业的污染治理成本对企业的生产经营产生影响，本文用工业污染治理成本占工业增加值的比重来表示，用ec标记。由于中国目前的环保投资统计口径与国际通用的欧盟环保支出（Environmental Expenditure）统计口径有较大差异（吴舜泽等，2007a、2007b），将企业所负担的“污染治理成本”计为三部分之和：污染治理投资额（包括工业污染源治理投资企业自筹部分与建设项目“三同时”环保投资之和）、污染治理设施运行费用（废气治理设施运行费用与废水治理设施运行费用）和排污费三部分（董敏杰等，2011），基期为2000年，其中，污染治理投资额利用固定资产投资价格总指数调整，污染治理设施运行费用与排污费利用原材料、燃料、动力购进价格总指数调整，工业增加值利用工业品出厂价格指数调整。由于2001年与2002年污染治理投资统计口径与后面年份不同，这两年的“工业污染源治理投资企业自筹部分”为“污染治理项目本年投资—环保贷款”与“污染治理项目本年投资—其他资金”两部分之和。

  张成等（2011）曾证明，随着环境管制强度的加强，企业技术水平会呈现先下降后上升的“U”形趋势，并发现了这一关系在中国东部与中部地区的存在证据。这意味着，环境管制对污染治理效率与生产率的影响可能是非线性的，因此本文在模型中引入平方项ec2。另外，企业既可以通过增加污染治理投入，也可以增加专职环保人员来应对环境管制，考虑到这一点，本文在模型中引入企业环保人力投入（lnew），用每亿元工业增加值的企业专职环保人员的自然对数表示。

  许多文献（Atkinson and Lewis，1974；Seskin，Anderson and Reid，1983；Kling，1994；Markandya，1998）发现，环境管制政策的效果在很大程度上取决于其政策类型。按照世界银行（Word Bank，1997）的划分标准，环境管制政策划分为“命令控制型工具”、“市场型工具”与“公众参与”三大类，而在中国，主要以前两类工具为主。考虑到这一点，本文在模型中引入两个反映环境管制政策类型的变量——市场型规制工具（mbi）与命令控制型规制工具（cac），前者用排污费占工业污染治理成本的比重表示，后者用建设项目“三同时”环保投资占工业污染治理成本的比重表示。另外，针对中国的实证研究也发现，自愿协议与公众压力对企业的排污行为有明显影响（Dasgupta and Wheeler，1997；D asgupta等，2000；Wang，2000；Wang等，2002；Wang and Di，2002），因此我们引入公众压力（lncom）变量，用环境信访来信总数的自然对数表示。

  其余解释变量包括：（ 1 ）经济发展水平（lngdp）：用人均GDP（2000年不变价）的自然对数表示。这主要考虑到，经济发达地区的企业既有承担环境管制带来的成本增加的经济能力，又有采用先进污染治理设备的技术能力，因此经济发展水平可能对企业的污染治理效率及生产效率有正向影响。（2）环保部门管理能力（lnoff）：用每亿元工业增加值环保系统人员数的自然对数表示。这主要考虑到，政府部门有效的环境保护管理可以更合理地配置环保资源，有助于降低企业因污染治理而承担的费用支出。（3）环保科技投入（res）：用环保科研经费占工业增加值比重表示。在环保方面增加科研投入，有助于开发推广先进的污染治理技术，提高污染治理效率及生产率。（4）环保产业的发展程度（epi）：用环保产业产值占工业增加值比重表示。这主要考虑到，发达的环保产业既可以通过市场化运作的方式合理配置环保资源，降低企业的污染治理成本，又可以通过对污染物或废弃物的循环利用，创造新的增加值。

  考虑到部分解释变量难以获得2008年的数据，计量回归使用的是2001～2007年的面板数据。为防止出现非平稳数据出现的“伪回归”现象，需要对数据首先利用IPS方法与LLC方法进行稳健性检验。检验结果显示，各变量数据均平稳。

  在现实中，如果污染治理效率或者生产率较低，影响到经济效益，企业从自身利益出发有可能会自动加大或降低污染治理力度，例如，调整污染治理投入或者增减环保专职管理人员。表现在回归方程，有可能存在着被解释变量EEb、ELIb、Effeb与Techb对解释变量ec、ec2与lnew的反向效应，换而言之，ec、ec2、lnew并不是严格外生的，而是具有内生性。内生性会导致回归结果的偏误，为了克服内生性，采用广义矩估计方法（Generalized Method of Moments，GMM）进行估计。G MM包括一步系统（Onestep System）、两步系统（Twostep System）、一步差分（Onestep Difference）与两步差分（Twostep Difference）四种估计方法。考虑到系统估计比差分法利用了更多的信息，可以更有效地控制解释变量的内生性问题，同时两步法的标准差存在的向下偏倚会导致估计量不可靠（Bond，2002），这里主要报告按照一步系统法估计的结果。

  具体操作时，究竟以滞后多少阶的内生变量作为G M M工具变量，目前尚无严格标准，通常的经验做法是，用Arellano-Bond AR (2) 检验（原假设为残差不存在二阶自相关）与Sargan检验（原假设为工具变量与残差不相关）进行判断。我们选择ec、ec2、Lnew的二阶滞后变量作为工具变量，估计结果二、结果三与结果四的Arellano-Bond AR(2) 检验与Sargan检验表明，工具变量的选择是有效的。而对于估计结果一，虽然Arellano-Bond AR (2)检验值表明残差不存在二阶自相关，但Sargan检验意味着工具变量的选择是无效的。之所以无效，可能是因为，污染治理效率存在惯性，也即前期的污染治理效率可能对本期的污染治理效率造成影响。考虑到这点，我们在解释变量中增加了污染治理效率的一阶滞后项，估计结果见表2第二列。Arellano-BondAR(2)与Sargan检验值表明，在加入滞后项后，工具变量的选择变得有效。

  污染治理成本对污染治理效率与生产率的影响呈“U”形，拐点大致位于3.8% -5.1%，也就是说，在污染治理成本占工业增加值的比重高于这个范围后，污染治理成本可能会提高污染治理效率与污染治理生产率，进而提高工业环境全要素生产率。企业环保人力投入有利于提高污染治理效率与生产率，这一结果符合我们的预期。

  市场型规制工具并没有对污染治理效率与生产率产生正面作用，这可能是因为，一方面，中国目前的市场型规制工具种类较少且尚未广泛运用，已开征的排污费在工业污染治理成本中的比重非常小，排污交易政策实践虽然走过近20年的路程，但适应国情的排污交易市场机制尚未线）；另一方面，排污费征收政策在各地执行的力度存在差异，受各地经济发展水平与污染状况的影响，排污费实际征收率具有明显的“内生性”特征（Wang and Wheeler，2000，2005）。

  命令控制型规制工具总体上有利于提高污染治理效率与生产率，这有悖于命令控制型工具效率较低（Atkinson and Le wis，1974；Seskin，Anderson and Reid，1983；Kling，1994；Markandya，1998；保罗·R·伯特尼，罗伯特·N·史蒂文斯，2004，）的理论观点，一个可能的解释是，我国的污染治理技术起步较晚且比较落后，工业治理效率与生产率处在较低水平，一旦经过规范管理，便能取得较好的效果。

  环保部门管理能力有利于提高污染治理效率与生产率，这与预期相符合。公众压力污染治理技术与生产率没有显著影响。

  经济发展水平在静态面板模型的回归系数显著为正，动态面板模型的回归系数虽然为正，但是显著性有所下降，总体来看，经济发展水平有利于提高污染治理效率与生产率，这符合我们的预期。

  环保科技投入在静态面板模型的回归系数显著为正，动态面板模型的回归系数虽然为正，但基本不显著，这种不稳定性可能意味着，环保科研成果转化过程还存在一定问题，这也与我国科技成果转化困难的大背景一致。

  环保产业的发展对污染治理技术与生产率也没有明显影响，这可能是因为，目前环保产业的发展还相当有限。

  注：括号内为t检验值；***表示估计系数在1%水平上显著，**表示估计系数在5%水平上显著， *表示估计系数在10%水平上显著；计量软件为Stata 10.0。

  注：括号内为t检验值；* * *表示估计系数在1%水平上显著，* *表示估计系数在5%水平上显著， *表示估计系数在 10%水平上显著；计量软件为Stata 10.0。

  本文首先测算了2001～2008年中国的工业污染治理生产率，并探讨了影响工业污染治理生产率的因素。主要发现及政策含义如下：

  第一，加强环境保护、加快推进生态文明建设的确可以成为推动生产方式变革的重要推手。

  本文的测算发现，污染治理生产率对工业环境全要素生产率提高的贡献明显，考察期内前者对后者的贡献约为40%。基于该结论，可以认为，通过加强环境保护、提高治理生产率，有利于粗放式的经济发展转向集约、高效、循环、可持续的发展。加快推进生态文明建设能够推动生产方式的变革。

  第二，目前中国的工业发展能够承受相当严格程度的污染防治管理，无须过度担心环境管制对制造业的影响。

  本文发现，环境管制并没有造成生产效率的明显下降，企业环保人力投入有利于提高污染治理效率与生产率。其他的研究也发现，环境管制对中国制造业的不利影响非常有限（李钢、马岩、姚磊磊，2010；董敏杰等，2011）。中国社会科学院工业经济研究所最近的一项调查（董敏杰、李钢、梁泳梅，2010）显示，仅有4%的企业与7%的经济学工作者认为，环境管制必然提高企业的生产所带来的成本；只有31%的企业认为，环境管制强度过高会导致成本高涨。事实上，早在1995年的一项针对326家企业的问卷调查（薛进军、荒山裕行、彭近新，2002）也得出相近的结果，多数被调查企业认为中国有能力克服环境问题并希望强化当前的环境政策。

  从这个角度来看，目前中国的工业发展是可以承受相当严格程度的污染防治管理的。因此，政府应当加大环境保护力度，全面推进污染防治，无须过度担心环境管制对制造业的影响，使经济的发展真正建立在生态环境受到严格保护的基础上。

  本文测算结果发现，污染治理生产率的提高基本来源于污染治理技术的进步。因此，如何进一步提升污染治理的技术进步，就成为提高治理生产率的关键。在这个环节中，大力发展节能环保产业，一方面，有利于通过利用先进的装备和规模化的专业服务来推进治污技术的进步；另一方面，也有利于培育新的经济增长点，推动经济高效、持续发展。在前文环境管制对污染治理生产率的影响分析中，环保产业的发展对污染治理技术与生产率的影响并不大。我们认为，这很可能是因为在前期，环保产业自身的发展还相当有限，相关技术装备的研发和推广都比较缓慢，有的还未形成产业化，因而未能为提升污染治理技术提供重要支撑。随着国家对环境保护的日益重视，环保产业发展所面临的市场需求环境和政策环境都在快速改善，总理在2015年的政府工作报告中还提出要把节能环保产业打造成新兴的支柱产业，相信这些因素的变化都极大地推动环保产业的发展并最终推进污染治理技术的进步。

  虽然中国已建立了较完善的环境管理体制，但环境保护部门的执法力量薄弱。一方面，中西部地区环保经费保障率较低，以2004年为例，经费缺口达24.3亿元，占经费预算的58.4%（逯元堂、吴舜泽、张治忠，2007）。另一方面，不少县甚至没有独立的环境保护机构，基层第一线年为例，环保系统各级机构平均人员数仅为15人，其中，地市级与县级环保机构分别为21.9个与14.6个，西部地区状况更不乐观，贵州、云南、西藏、青海与新疆环保系统各级机构平均只有5～10名工作人员，县级环保机构工作人员只有3～8人，难以满足工作需要2。尽管中国的人口规模远超过美国，但环境保护部机关行政编制为311名3，仅仅是美国国家环保局的1/8（Liu and Diamond，2008）。即便是算上事业单位人员，中国环保系统机构的人员规模仍然与美国相距甚远：美国国家环保局的区域办公室有9000多名公务员，外加数以千计的承包方；而中国的区域环保督察中心仅有30名工作人员（齐晔等，2008）。

  3 国务院办公厅：《国务院办公厅关于印发环境保护部主要职责内设机构和人员编制规定的通知》，2008年7月30日。

  在相同的污染减排控制目标下，市场型工具的费用要明显低于命令控制型工具的费用，充分发挥市场型工具的作用能有效降低中国治理污染的经济代价（Dasgupta等，1996；杨金田等，2004）。相关实证研究也发现，SO2边际处理成本在各省间存在比较大差异（杨金田等，2004；Xu,Hyde and Ji，2 0 1 0 ）。这主要因为，当经济发展水平较高、生产技术较先进时，重置给定资源来减排的空间越来越小，减少污染排放的代价较高（Lee, Park and Kim，2002）；而经济发展水平较低、生产技术较为落后时，减少污染排放的代价较低。通过构建跨区域的排放权交易市场，由污染治理代价相对较低的企业（主要位于欠发达地区）向污染治理代价相对较高的企业（主要位于发达地区）出售污染排放配额，实质上是扩大了发达地区相对先进的污染治理技术的使用范围，促进了先进治理技术在全国范围内的推广使用。

  [1] 保罗·R·伯特尼，罗伯特·N·史蒂文斯主编.环境保护的公共政策[M].穆贤清,方志伟译.上海:上海人民出版社,2004年版.

  [2] 陈诗一.能源消耗,二氧化碳排放与中国工业的可持续发展[J].经济研究, 2009年第4期.

  [4] 敏杰,李钢,梁泳梅.对中国环境管制现状与趋势的判断—基于企业与经济学家问卷调查的报告[J].经济研究参考,2010年第51期.

  [5] 董敏杰,李钢,梁泳梅.环境规制对中国出口竞争力的影响—基于投入产出表的分析[J].中国工业经济, 2011年第3期.

  [6] 国务院办公厅.国务院办公厅关于印发环境保护部主要职责内设机构和人员编制规定的通知,2008年7月30日.

  [7] 季永杰,徐晋涛.环境政策与公司制作技术效率—以造纸企业为例[J].北京林业大学学报（社会科学版）, 2006年第6期.

  [8] 李钢,马岩,姚磊磊.中国工业环境管制强度与提升路线—基于中国工业环境保护成本与效益的实证研究[J].中国工业经济, 2010年第3期.

  [9] 逯元堂,吴舜泽,张治忠.环保部门经费保障问题调研报告[C].中国环境政策（第三卷）,中国环境科学出版社2009年版.

  [10] 齐晔等.中国环境监管体制研究.上海:上海三联书店2008年版.

  [11] 王兵,吴延瑞,颜鹏飞.中国区域环境效率与环境全要素生产率增长[J].经济研究, 2010年第5期.

  [12] 王金南,董战峰,杨金田,李云生,严刚.排污交易制度的最新实践与展望[J].环境经济, 2008年第10期.

  [13] 吴舜泽,陈斌,逯元堂,王金南,张治忠.中国环境保护投资失真问题分析与建议[J].中国人口•资源•环境,第17卷,第3期,2007a.

  [14] 吴舜泽,逯元堂,王金南,张治忠“. 十五期间”中国环境保护投资分析[C].中国环境政策（第四卷）,中国环境科学出版社2004年版,2007b.

  [15] 薛进军,荒山裕行,彭近新.中国的经济发展与环境问题—理论,实证与案例分析[M].沈阳:东北财经大学出版社,2002年版.

  [16] 严刚,杨金田,王金南,陈潇君,许艳玲.推行SO2排污交易建立减排长效机制[C].中国环境政策（第六卷）,中国环境科学出版社2009年版.

  [17] 杨金田,葛察忠,罗虹,曹东.中国实施SO2排污交易政策的可行性分析[C].中国环境政策（第六卷）,中国环境科学出版社2009年版.

  [18] 张成,陆旸,郭路,于同申.环境规制强度和生产技术进步[J].经济研究, 2011年第2期.

  China Economist （中文刊名：《中国经济学人》）是由中国社会科学院主管、中国社会科学院工业经济研究所主办的面向全球发行的中英文学术期刊。China Economist创刊于2006年3月，始终致力于向全球传递中国经济学与管理学最前沿研究进展，搭建中外学者相互交流的学术平台和研究阵地，向全世界宣传能够代表中国人民根本利益诉求的研究成果，促进国外读者更好地了解中国，慢慢地加强我国的国际影响力和国际话语权。《中国经济学人》先后被EconLit、EBSCO、ProQuest、SCOPUS等全球主流、权威数据库及索引系统收录，入选中国社会科学院中国人文社会科学期刊（AMI），是“代表我国人文社会科学英文刊顶配水平”的期刊。