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关键词：可持续发展;环境规制;技术门槛;门槛模型
摘要：“环境保护”和“创新驱动”是聚焦高质量发展总目标下推动可持续发展的应有之义。本文基于环境规制、技术进步和可持续发展间的作用机理，采用中国大陆30个省（市、自治区）2004-2016年的省级面板数据建立动态面板模型，定性定量检验三者之间的关系。研究结果表明：就全国层面而言，恰当的环境规制能够激发企业绿色技术创新活动， 环境规制、技术进步以及二者的互动都能显著推动区域可持续发展，进而“波特假说”被证实;而就区域分组结果来看，环境规制、技术进步对可持续发展的推动并不是无条件的，在经济发展水平和创新能力总体落后于东中部的西部来说，环境规制通过将环境成本内部化，增加企业的私人经营成本，产生挤出效应，减少了企业的研发投入，不利于企业技术创新活动的开展，环境规制对需要跨越一定的技术创新门槛才能对可持续发展发挥积极的推动作用，从而“波特假说”被证伪。
中图分类号：F061.5
文献标志码：A
文章编号：10012435（2019）03006909
Abstract：Environmental protection and innovation-driven are the proper meanings of promoting sustainable development under the overall goal of focusing on high-quality development. This paper uses the provincial panel data of 2004-2016 provinces in 30 provinces （municipalities and autonomous regions） in mainland China， bases on the interaction mechanism between environmental regulation， technological progress and sustainable development， establishes the dynamic panel model to examine the relationship between the three qualitatively and quantitatively. The results show that ：at the national level， appropriate environmental regulation can stimulate enterprises'green technological innovation activities. Environmental regulation， technological progress and their interaction can significantly promote regional sustainable development， and then the “Porter hypothesis” is confirmed. From the results of regional grouping， the promotion of environmental regulation and technological progress on sustainable development is not unconditional. As far as the level of economic development and innovation ability are generally lagging behind the western part of the eastern and central regions， environmental regulation is not conducive to the development of technological innovation activities by internalizing environmental costs， increasing the private operating costs of enterprises， resulting in crowding-out effect， reducing the R&D investment of enterprises. That is to say， environmental regulation has to cross a certain threshold of technological innovation to play a positive role in promoting sustainable development， thus the “Porter Hypothesis” has been falsified.
習近平总书记在中国共产党第十九次全国代表大会所作的《决胜全面建成小康社会，夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利》报告中指出：“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。”高质量发展以科技创新为手段，以人民向往为出发点，以实现经济的可持续发展为最终目的，而发展质量的高低取决于经济社会的发展能否满足人民对美好生活的不断增长的要求，其中最为直接的就是同人民生产生活密切相关的对环境的要求。[1]继2015年1月我国开始实施史上最严格环保法后，各省份也相继出台新的地方性环境保护的规章条例提升环境规制强度，释放出加强环保力度的积极信号。环境规制作为推动经济、资源、社会可持续发展的主要政策工具，其本质是使企业排污造成的社会成本内部化，促使企业节能减排、加快技术革新，在实现环境保护的同时又推动技术的进步。在现实中，不少企业却将绿色制造视作负担，由于研发成本过高、研发能力不足等原因无法进行产品、技术、生产设备和管理方式的优化革新，环境规制和技术进步无法有机结合，甚至造成了更大的负外部性。资源环境约束和自主创新能力不强现已成为推动中国可持续发展的重要制约瓶颈，因此，厘清环境规制、技术进步与可持续发展之间的关系，有助于推动经济高质量发展。 一、文献综述
国内外学者基于不同视角，开展环境规制、技术进步与可持续发展的问题研究。（1）关于环境规制对可持续发展的影响。Grossman和Krueger提出了污染物排放与人均收入呈倒 U型曲线关系的环境库兹涅茨曲线（EKC曲线），[2]之后大量学者对这一假说进行了实证检验。Narayan通过建立碳排放量跟人均GDP的面板模型，验证了发展中国家EKC曲线呈现显著的倒U型特征;[3]徐盈之通过建立非参数面板数据模型，验证我国并不存在能源消费的EKC曲线;[4]而臧传琴的研究则表明，不同地区由于不同的条件，EKC曲线会呈现出一定的差异性。[5]随着可持续发展内涵的不断丰富，环境规制不断与低碳发展[6]、产业结构优化[7]、贸易模式[8]等问题紧密联系;（2）关于技术进步对可持续发展的影响。Anderson研究发现，静电沉淀器、煤清洁等高新技术的应用能大大降低电力生产成本并且有效减少大气中氮化物、硫化物的排放;[9]Norman指出技术进步可以弥补不可再生资源的制约因素，从而可以通过提升技术水平促进经济的可持续增长;[10]张自然提出，2012年以后中国城市可持续发展动力已经由城市化初期的产业发展带动转变为城市化中后期的以“技术进步，知识溢出”推动增长的阶段;[11]张同斌构建了中国高技术产业的面板平滑转换（PSTR）模型，提出科学研发是促进技术创新的是关键环节。[12]（3）关于环境规制与技术进步的关系。20世纪初，Michael Poter提出著名的“波特假说”认为合理的环境规制强度有助于提高企业技术水平和产品竞争力，从而为企业带来更大的利润空间[13]。此后大部分学者从不同角度出发基于“波特假说”进行检验。Jorgenson和Wilcoxen研究发现环境规制无助于技术创新，甚至阻碍经济发展，特别是对矿业、化工业、造纸业等产业的负向作用最为显著，因此判定波特假说不成立;[14]孙学敏基于面板Tobit模型，分层次验证了波特假说的存在。[15]此外，还有学者认为在波特假说的存在具有地区差异性，在我国东中部地区支持波特假说的成立，而西部地区则不支持[16]，沈能和刘凤朝认为这种不确定性是由环境规制强度和经济发展水平的不同造成的。[17]
综上所述，既有研究尚存在以下不足：一是部分学者剖析了环境规制、技术进步与可持续发展的相互关系，但研究维度基本为两两关系分析，鲜有将三者纳入同一框架下;二是以往研究甚少考虑到环境规制与技术进步之间的联动关系，忽视了环境规制与技术进步对可持续发展的作用因两者的不匹配而存在门槛效应。鉴于此，本文利用我国省级面板数据，建立动态面板模型，对环境规制、技术进步与可持续发展三者之间的关系进行更深刻的分析，以期在聚焦高质量发展目标下对我国改善环境质量、推进创新驱动、提升可持续发展综合能力提供有力的理论支撑。
二、环境规制、技术进步影响可持续发展的作用机理
（一）环境规制与可持续发展
林勇军指出只有在环境约束下实现经济个体增长，才能保障整体经济发展的持续性;[18]刘和旺也提出在合理的环境规制强度下，可以实现经济增长和环境保护的双赢。[19]环境规制推动区域可持续发展，具体体现在以下两个方面：一是地方政府对企业的排污制定清晰明确的标准，同时采取减免税收、费用补贴等优惠政策，支持环境友好型企业发展，起到了良好的资金流引导作用。此外，环境规制使得企业不得不寻求技术上的突破，倒逼企业进行生产技术的绿色革新;二是对高污染、高能耗企业形成“进入壁垒”，从而为避免沦为“污染避难所”提供了有力保障。
（二）技术进步与可持续发展
广义上来说，技术进步可以改善生产方式、优化产业结构，从而为可持续发展提供技术支撑。但宋马林等学者均指出由于环境规制而额外附加的约束条件，企业在进行技术创新时不可避免的要受到环境规制带来的“成本效应”和“补偿效应”的影响。[20]所谓“成本效应”是指环境规制作为政府对负外部性排污企业的强制约束，会加重企业的成本负担，抑制了企业的盈利空间;而“补偿效应”则是指企业在面临环境规制带来的成本压力时，为了提高企业的劳动生产率和产品竞争力从而创造更大的利润，企业会积极进行产品技术的革新。当环境规制的“成本效应”明显大于其“补偿效应”时，企业不会主动的积极寻求技术的创新，倾向于使用末端治理的方式治理环境污染，甚至有可能不惜违背法律法规的束缚，形成更大的负外部性。而当环境规制的“补偿效应”可以弥补甚至远远高于企业的“成本效应”时，环境规制会积极推动企业进行技术创新，降低成本，减少污染物排放，推动区域的可持续发展。
三、中國各省份可持续发展能力评价
（一）研究对象和数据来源
由于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》自2004年起才对本研究所需的资源环境类指标进行统计，为保证研究的完整性本文采用2004-2016年中国大陆30个省（市、自治区）（不包含西藏自治区）的面板数据，所有原始数据均来自于历年《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》，以及国家统计局网站的“分省年度数据库”。个别缺失数据，应用数据平滑法处理，即计算出2004-2016年的年平均增长率，然后用对应的年平均增长率代替缺失数据。
（二）可持续发展能力的指标体系及权重
1993年，欧洲环境署首次提出DPSIR模型（即驱动力-压力-状态-影响-响应模型），该模型由PSR模型演化而来，能够较好的揭示可持续发展所涉及的社会、经济和资源环境之间的多层次联系和相互制约的关系。DPSIR模型提供了一个很好的概念框架，可以分解、简化、有效综合复杂问题，为区域可持续发展问题的研究提供了较好的思路[21]，具体指标选取见表1。
由于各个评价指标对区域可持续发展能力的影响程度不同，需要对各指标赋权。为了充分利用不同指标数据的离散信息，客观真实地反映我国各省市可持续发展的能力及差异，本文采用客观赋值法中的熵值法确定各指标权重，指标权重如表1中括号内数据所示。 从整个评价指标的系统层来看，经济发展动力、社会发展动力、污染控制与技术支撑四个方面在整个评价体系中占比最高，对可持续发展影响显著，所占权重依次为0108，0106，0102，0101。这一评价结果与可持续发展的内涵基本相符：持续是时间的纵向延展，只有不断协调资源-人口-社会的关系，才能维持人类社会的持续;发展是利益的合理分配，如何让利益在人与自然、人与社会、部分与整体、现在与未来之间合理分配，才是发展的最终目的。污染控制和技术支撑对可持续发展的影响非常显著，再一次验证了资源环境约束和创新水平不高是当前制约中国可持续发展的重要瓶颈。
（三）可持续发展能力分析
利用上述熵值法处理后得到的各指标权重，再使用标准化处理后的数据计算得到各省份可持续发展能力得分，图1显示了中国可持续发展能力的动态演变特征：一，随着经济和社会发展，核密度曲线的峰值不断右移，表明中国整体可持续发展能力不断增强;二，核密度分布均为“单峰”，但对应的核密度呈现出先上升再下降随后保持平稳的趋势。这表明在2004-2008年间，中国各省份可持续发展能力之间差距逐步扩大，2008年-2012年间，各省份可持续发展能力差异有所下降，2012由图2可知，2004-2016年间我国各省市可持续发展能力整体不断提高，赋色最深的省份不断增多;各省市的可持续发展能力呈现明显的空间分布差异，东部地区的可持续发展能力最强，中部地区次之，西部地区最弱。如东部地区的长江经济带下游地区碳减排效率显著高于中上游地区，可持续发展能力显著提升[22]。由表1给出的指标权重可知，经济发展动力和社会发展动力对各省份可持续发展能力的影响最为显著，不均衡分布趋向最为明显;另一方面，在经济发展动力内部第三产业占比对可持续发展能力影响最大，结合原始数据，发现东、中部地区与西部地区差异明显，东、中部地区第三产业多集中于高附加值的金融业、信息传输、计算机服务和软件业等现代科技服务业，而西部地区多集中于低附加值的批发零售业、交通运输业等，西部地区第三产业提升空间较大。
四、环境规制、技术进步与可持续发展间关系再检验
（一）模型设定
为了检验环境规制、技术进步对可持续发展的影响关系，同时考虑到被解释变量的滞后性以及内生性问题，本文拟建立动态面板数据模型如下：
可持续发展的理念中包含了社会、经济和自然协调发展的多层复杂关系，从本文建立的指标体系来看，除前文所述资源环境约束和创新水平外，还有其他影响可持续发展能力的重要因素，从经济社会自然三个角度出发，选定如下控制变量：经济发展水平（Economy）、开放化程度（Opening）、人力资本质量（Human capital）、社会福利水平（Welfare）、水资源丰裕度（Water）、矿产资源丰裕度（Mineral）。同时为验证环境规制与技术创新的之间的互动关系对可持续发展的影响，在模型中加入环境规制与技术进步的交互项。
对于方程（1）的估计，不可回避的问题是内生性和短面板数据的局限性。环境规制、技术进步以及二者的交互关系相对于可持续发展能力的提升可能是内生的，即同当期的误差项无关且与误差项的一阶滞后及更高阶滞后相关。鉴于文中被解释变量滞后项的存在会导致传统OLS估计产生偏差，而系统GMM估计将差分方程与水平方程作为一个方程系统进行估计，不仅可以提高估计的效率，而且可以很好的解决内生性问题。
（二）解释变量的选取与数据处理
环境规制强度指标的选取，在参考傅京燕[8]指标构建方法的基础上，选取各省份废水排放达标率、二氧化硫去除率、生活垃圾无害处理率和固体废物综合利用率4个指标的平均值，综合测量环境规制的强度。
技术进步指标的选取，参考谢婷婷[23]的方法，从技术创新投入、技术创新产出和技术创新可持续性3个维度进行衡量，其中选取R&D经费支出表示技术创新投入，选取专利申请受理数表示技术创新产出，选取每万人中在校大学生人数表示技术创新可持续能力，然后取這三项指标与全国平均值的比，再计算三者的平均值来综合测量技术创新水平。
经济层面的控制变量首先选取人均GDP来衡量一个地区的经济发展水平;而开放程度的高低，也是地区经济发展水平的重要体现，为消除用绝对量带来的不利影响，本文选择进出口总额与GDP的比值来衡量地区的开放程度;其次从社会层面来说，人才是推动地区技术进步与可持续发展的主体，选取劳动力平均受教育年限来衡量地区的人力资本质量①;可持续发展以增进人民福祉为最终目的，选取各省预算内人均本级财政支出/全国预算内人均本级财政支出来衡量社会福利水平;从水资源和矿产资源两方面出发，分别选取人均水资源拥有量衡量水资源丰裕度，选取各地区采矿业职工从业人数/总职工从业人数度量地区的矿产资源禀赋。
（三）实证结果与分析
由表2中的估计结果可知，AR（1）的值均小于005，AR（2）的值均大于005，可以推断出在5%的显著水平上扰动项差分的二阶自相关系数为0，而Sargan检验P值均大于005，可以在5%的显著性水平上接受“所有工具变量都有效”的假设，即系统GMM估计有效。
滞后一期的可持续发展能力在全国层面和区域分组层面的系数均为正值，在5%的水平上显著，这说明可持续发展能力具有显著的“时间惯性”，上一期的生态环境、经济发展水平、技术创新水平对当期的可持续发展能力存在显著的影响。
环境规制全国层面的系数为0468，并且在1%水平上显著，说明环境规制在全国层面上对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用;东部地区环境规制的系数为0791，在1% 水平上显著，说明环境规制在东部地区对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用;中部地区环境规制的系数为0228，在5%水平上显著，说明环境规制在中部地区对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用;西部地区环境规制的系数为-0167，在1%的水平上显著，说明环境规制在西部地区对可持续发展综合能力具有显著的负向阻碍作用。而技术进步无论是从全国层面，还是从区域分组层面来看，对可持续发展能力的提升均具有显著的正向促进作用。但值得注意的是，环境规制与技术进步的交互项，从全国层面上来说，该交互项的系数为0008，在1%的水平上显著，表明二者的良性互动对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用，东部地区该交互项系数为0012，在1%的水平上显著，系数明显大于全国整体水平，这表明在我国较为①劳动力平均受教育年限计算公式：平均受教育年限=小学文化程度比例*6+初中文化程度比例*9+高中文化程度人口比例*12+大专文化程度人口比率*15+本科文化程度人口比例*16+研究生文化程度人口比例*19。 发达的地区，环境规制能够更好的促进企业进行生产技术的革新;中部地区该交互项系数为0003，在5%的水平上显著，表明在我国中部地区，二者的良性互动在推动可持续发展能力的提升上效果不如东部地区显著。而西部地区该交互项的系数却为负，在5%的水平上显著，表明环境规制和技术进步无法有机结合，共同提升区域可持续发展能力，这也间接验证了在我国东中部支持“波特假说”，而西部地区却难以支持。而其余的控制变量，经济发展水平、开放化程度、人力资本质量、社会福利水平、水资源丰裕度、矿产资源丰裕度均对可持续发展能力的提升具有显著的正向促进作用。
（四）稳健性检验
本文以空气质量达标天数占全年的比重代替环境规制强度，选用全要素生产率 （ Total Factor Productivity，TFP）来测度技术进步进行稳健性检验。回归结果发现，该方程仅在系数上与原结果有所差距，而在系数和显著性上均与原结果保持一致，回归结果如表3所示（仅列出关键参数，其它省略），证实了该回归的稳健性。
五、门槛效应分析——环境规制推动可持续发展的技术门槛效应
（一）模型设定
上述动态面板模型回归结果表明，环境规制、技术进步以及二者的良性互动对我国整体可持续发展具有显著的正向促进作用，但环境规制以及二者的互动对我国西部地区的可持续发展能力具有负向阻碍作用，而西部地区同时恰是环境监管与区域创新能力较弱的地区，在区域创新能力较弱的地区，创新能力弱意味着学习能力缺失，企业选用的末端治理环境污染的方式难以和技术进步相融合，从而无法带动生产技术的研发革新。与此同时，环境规制的估计系数显著为负，在一定程度上也源于规制的作用力度不足，未对可持续发展能力的提升形成显著的正向影响。由此不难想到环境规制对可持续发展能力的提升并不是无条件的，还要受到当地技术创新水平的制约，即需要跨越一定的技术水平门槛。基于Hansen[24]的研究方法，先将模型设定为单一门槛模型，模型设定如下：
其中，Y表示可持续发展综合能力，ER代表环境规制水平，TP代表技术创新水平，I（·）为示性函数，CV代表控制变量，γ1为未知门槛值，εit为随机扰动项。
（二）门槛回归结果分析
1.门槛效应的检验
为了保证门槛估计的准确性，本文构建了以技术创新水平为门槛变量的门槛模型，分析环境规制、技术进步与可持续发展的关系，依次检验测试模型的门槛数，得到F统计量和P值，具体结果见表4。
2. 门槛回归结果分析
如表5所示，当技术创新水平低于031时，环境规制并不能促进可持续发展能力的提升，反而会对可持续发展起显著的阻碍作用;当技术创新水平在031和109之间时，环境规制有利于提升区域可持续发展能力，但并不如当技术创新水平高于109时显著。具体来看：当技术创新水平处于初级阶段时，一味严苛的环境规制并不能促进区域的可持续发展，因为此时环境规制的“成本效应”远远高于“补偿效应”，不同企业之间技术经济实力存在差异，并非所有企业都能主动进行技术革新，以应对不断提升的环境规制强度。
从现实来看，我国中东部的环境规制强度明显高于西部地区，我国西部地区仍难以支持“波特假说”，这与西部地区技术水平远远落后于中东部地区有直接关系。而当技术创新水平迈过031这一门槛，环境规制将积极促进区域的可持续发展，且随着技术创新水平的提高，促进效应也更为显著，这是因为此时技术进步的“补偿效应”大于“成本效应”，企业更加积极主动的进行技术革新，以便最大程度发挥环境规制带来的创新补偿效应，实现经济效益和环境保护的双赢。
六、基本结论与启示
本文以中國大陆省级行政区域单位为研究对象，建立动态面板模型，采用系统GMM估计环境规制、技术进步与可持续发展之间的关系;同时，利用门槛模型，对如何实现环境规制与技术进步的积极良性互动进行了定性与定量的检验。研究结果表明：2004-2016年，中国各省份可持续发展能力均有所提升，同时呈现出明显的空间分异;而环境规制、技术进步对可持续发展的推动并不是无条件的，对于经济发展和创新能力总体落后于东中部地区的西部地区而言，环境规制对于可持续发展的推动需要跨越一定的技术创新门槛。
基于以上研究，本文得到以下政策启示 ：第一，地方政府应结合当地的实际发展情况，制定差异化的环境规制政策。不要盲目的追求过分严格的规制强度，更不可完全的“一刀切”，应在充分了解地区比较优势的基础上寻求经济、资源、社会的可持续发展。第二，技术进步作为发挥环境规制的“补偿效应”推动可持续发展的重要中介，政府应以积极激发企业创新活力为出发点，引导企业自主研发绿色技术、高新技术，实现经济效益和环保责任的双丰收，同时加大对一些低污染、低能耗的高新企业的扶植力度，以达到良好的资金导向作用。第三，各级地方政府应改变以GDP为主的政绩观，在绩效考核中适当提高生态绩效、创新绩效等考核指标的比重，加大环境保护、科教支出在财政预算中的支出比重。第四，我国创新能力较弱、生态环境脆弱的西部地区政府财力有限，中央应该继续加大政府转移支付和政策倾斜力度，推动三大地区的协调可持续发展。
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責任编辑：孔庆洋
摘要：“环境保护”和“创新驱动”是聚焦高质量发展总目标下推动可持续发展的应有之义。本文基于环境规制、技术进步和可持续发展间的作用机理，采用中国大陆30个省（市、自治区）2004-2016年的省级面板数据建立动态面板模型，定性定量检验三者之间的关系。研究结果表明：就全国层面而言，恰当的环境规制能够激发企业绿色技术创新活动， 环境规制、技术进步以及二者的互动都能显著推动区域可持续发展，进而“波特假说”被证实;而就区域分组结果来看，环境规制、技术进步对可持续发展的推动并不是无条件的，在经济发展水平和创新能力总体落后于东中部的西部来说，环境规制通过将环境成本内部化，增加企业的私人经营成本，产生挤出效应，减少了企业的研发投入，不利于企业技术创新活动的开展，环境规制对需要跨越一定的技术创新门槛才能对可持续发展发挥积极的推动作用，从而“波特假说”被证伪。
中图分类号：F061.5
文献标志码：A
文章编号：10012435（2019）03006909
Abstract：Environmental protection and innovation-driven are the proper meanings of promoting sustainable development under the overall goal of focusing on high-quality development. This paper uses the provincial panel data of 2004-2016 provinces in 30 provinces （municipalities and autonomous regions） in mainland China， bases on the interaction mechanism between environmental regulation， technological progress and sustainable development， establishes the dynamic panel model to examine the relationship between the three qualitatively and quantitatively. The results show that ：at the national level， appropriate environmental regulation can stimulate enterprises'green technological innovation activities. Environmental regulation， technological progress and their interaction can significantly promote regional sustainable development， and then the “Porter hypothesis” is confirmed. From the results of regional grouping， the promotion of environmental regulation and technological progress on sustainable development is not unconditional. As far as the level of economic development and innovation ability are generally lagging behind the western part of the eastern and central regions， environmental regulation is not conducive to the development of technological innovation activities by internalizing environmental costs， increasing the private operating costs of enterprises， resulting in crowding-out effect， reducing the R&D investment of enterprises. That is to say， environmental regulation has to cross a certain threshold of technological innovation to play a positive role in promoting sustainable development， thus the “Porter Hypothesis” has been falsified.
習近平总书记在中国共产党第十九次全国代表大会所作的《决胜全面建成小康社会，夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利》报告中指出：“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。”高质量发展以科技创新为手段，以人民向往为出发点，以实现经济的可持续发展为最终目的，而发展质量的高低取决于经济社会的发展能否满足人民对美好生活的不断增长的要求，其中最为直接的就是同人民生产生活密切相关的对环境的要求。[1]继2015年1月我国开始实施史上最严格环保法后，各省份也相继出台新的地方性环境保护的规章条例提升环境规制强度，释放出加强环保力度的积极信号。环境规制作为推动经济、资源、社会可持续发展的主要政策工具，其本质是使企业排污造成的社会成本内部化，促使企业节能减排、加快技术革新，在实现环境保护的同时又推动技术的进步。在现实中，不少企业却将绿色制造视作负担，由于研发成本过高、研发能力不足等原因无法进行产品、技术、生产设备和管理方式的优化革新，环境规制和技术进步无法有机结合，甚至造成了更大的负外部性。资源环境约束和自主创新能力不强现已成为推动中国可持续发展的重要制约瓶颈，因此，厘清环境规制、技术进步与可持续发展之间的关系，有助于推动经济高质量发展。 一、文献综述
国内外学者基于不同视角，开展环境规制、技术进步与可持续发展的问题研究。（1）关于环境规制对可持续发展的影响。Grossman和Krueger提出了污染物排放与人均收入呈倒 U型曲线关系的环境库兹涅茨曲线（EKC曲线），[2]之后大量学者对这一假说进行了实证检验。Narayan通过建立碳排放量跟人均GDP的面板模型，验证了发展中国家EKC曲线呈现显著的倒U型特征;[3]徐盈之通过建立非参数面板数据模型，验证我国并不存在能源消费的EKC曲线;[4]而臧传琴的研究则表明，不同地区由于不同的条件，EKC曲线会呈现出一定的差异性。[5]随着可持续发展内涵的不断丰富，环境规制不断与低碳发展[6]、产业结构优化[7]、贸易模式[8]等问题紧密联系;（2）关于技术进步对可持续发展的影响。Anderson研究发现，静电沉淀器、煤清洁等高新技术的应用能大大降低电力生产成本并且有效减少大气中氮化物、硫化物的排放;[9]Norman指出技术进步可以弥补不可再生资源的制约因素，从而可以通过提升技术水平促进经济的可持续增长;[10]张自然提出，2012年以后中国城市可持续发展动力已经由城市化初期的产业发展带动转变为城市化中后期的以“技术进步，知识溢出”推动增长的阶段;[11]张同斌构建了中国高技术产业的面板平滑转换（PSTR）模型，提出科学研发是促进技术创新的是关键环节。[12]（3）关于环境规制与技术进步的关系。20世纪初，Michael Poter提出著名的“波特假说”认为合理的环境规制强度有助于提高企业技术水平和产品竞争力，从而为企业带来更大的利润空间[13]。此后大部分学者从不同角度出发基于“波特假说”进行检验。Jorgenson和Wilcoxen研究发现环境规制无助于技术创新，甚至阻碍经济发展，特别是对矿业、化工业、造纸业等产业的负向作用最为显著，因此判定波特假说不成立;[14]孙学敏基于面板Tobit模型，分层次验证了波特假说的存在。[15]此外，还有学者认为在波特假说的存在具有地区差异性，在我国东中部地区支持波特假说的成立，而西部地区则不支持[16]，沈能和刘凤朝认为这种不确定性是由环境规制强度和经济发展水平的不同造成的。[17]
综上所述，既有研究尚存在以下不足：一是部分学者剖析了环境规制、技术进步与可持续发展的相互关系，但研究维度基本为两两关系分析，鲜有将三者纳入同一框架下;二是以往研究甚少考虑到环境规制与技术进步之间的联动关系，忽视了环境规制与技术进步对可持续发展的作用因两者的不匹配而存在门槛效应。鉴于此，本文利用我国省级面板数据，建立动态面板模型，对环境规制、技术进步与可持续发展三者之间的关系进行更深刻的分析，以期在聚焦高质量发展目标下对我国改善环境质量、推进创新驱动、提升可持续发展综合能力提供有力的理论支撑。
二、环境规制、技术进步影响可持续发展的作用机理
（一）环境规制与可持续发展
林勇军指出只有在环境约束下实现经济个体增长，才能保障整体经济发展的持续性;[18]刘和旺也提出在合理的环境规制强度下，可以实现经济增长和环境保护的双赢。[19]环境规制推动区域可持续发展，具体体现在以下两个方面：一是地方政府对企业的排污制定清晰明确的标准，同时采取减免税收、费用补贴等优惠政策，支持环境友好型企业发展，起到了良好的资金流引导作用。此外，环境规制使得企业不得不寻求技术上的突破，倒逼企业进行生产技术的绿色革新;二是对高污染、高能耗企业形成“进入壁垒”，从而为避免沦为“污染避难所”提供了有力保障。
（二）技术进步与可持续发展
广义上来说，技术进步可以改善生产方式、优化产业结构，从而为可持续发展提供技术支撑。但宋马林等学者均指出由于环境规制而额外附加的约束条件，企业在进行技术创新时不可避免的要受到环境规制带来的“成本效应”和“补偿效应”的影响。[20]所谓“成本效应”是指环境规制作为政府对负外部性排污企业的强制约束，会加重企业的成本负担，抑制了企业的盈利空间;而“补偿效应”则是指企业在面临环境规制带来的成本压力时，为了提高企业的劳动生产率和产品竞争力从而创造更大的利润，企业会积极进行产品技术的革新。当环境规制的“成本效应”明显大于其“补偿效应”时，企业不会主动的积极寻求技术的创新，倾向于使用末端治理的方式治理环境污染，甚至有可能不惜违背法律法规的束缚，形成更大的负外部性。而当环境规制的“补偿效应”可以弥补甚至远远高于企业的“成本效应”时，环境规制会积极推动企业进行技术创新，降低成本，减少污染物排放，推动区域的可持续发展。
三、中國各省份可持续发展能力评价
（一）研究对象和数据来源
由于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》自2004年起才对本研究所需的资源环境类指标进行统计，为保证研究的完整性本文采用2004-2016年中国大陆30个省（市、自治区）（不包含西藏自治区）的面板数据，所有原始数据均来自于历年《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》，以及国家统计局网站的“分省年度数据库”。个别缺失数据，应用数据平滑法处理，即计算出2004-2016年的年平均增长率，然后用对应的年平均增长率代替缺失数据。
（二）可持续发展能力的指标体系及权重
1993年，欧洲环境署首次提出DPSIR模型（即驱动力-压力-状态-影响-响应模型），该模型由PSR模型演化而来，能够较好的揭示可持续发展所涉及的社会、经济和资源环境之间的多层次联系和相互制约的关系。DPSIR模型提供了一个很好的概念框架，可以分解、简化、有效综合复杂问题，为区域可持续发展问题的研究提供了较好的思路[21]，具体指标选取见表1。
由于各个评价指标对区域可持续发展能力的影响程度不同，需要对各指标赋权。为了充分利用不同指标数据的离散信息，客观真实地反映我国各省市可持续发展的能力及差异，本文采用客观赋值法中的熵值法确定各指标权重，指标权重如表1中括号内数据所示。 从整个评价指标的系统层来看，经济发展动力、社会发展动力、污染控制与技术支撑四个方面在整个评价体系中占比最高，对可持续发展影响显著，所占权重依次为0108，0106，0102，0101。这一评价结果与可持续发展的内涵基本相符：持续是时间的纵向延展，只有不断协调资源-人口-社会的关系，才能维持人类社会的持续;发展是利益的合理分配，如何让利益在人与自然、人与社会、部分与整体、现在与未来之间合理分配，才是发展的最终目的。污染控制和技术支撑对可持续发展的影响非常显著，再一次验证了资源环境约束和创新水平不高是当前制约中国可持续发展的重要瓶颈。
（三）可持续发展能力分析
利用上述熵值法处理后得到的各指标权重，再使用标准化处理后的数据计算得到各省份可持续发展能力得分，图1显示了中国可持续发展能力的动态演变特征：一，随着经济和社会发展，核密度曲线的峰值不断右移，表明中国整体可持续发展能力不断增强;二，核密度分布均为“单峰”，但对应的核密度呈现出先上升再下降随后保持平稳的趋势。这表明在2004-2008年间，中国各省份可持续发展能力之间差距逐步扩大，2008年-2012年间，各省份可持续发展能力差异有所下降，2012由图2可知，2004-2016年间我国各省市可持续发展能力整体不断提高，赋色最深的省份不断增多;各省市的可持续发展能力呈现明显的空间分布差异，东部地区的可持续发展能力最强，中部地区次之，西部地区最弱。如东部地区的长江经济带下游地区碳减排效率显著高于中上游地区，可持续发展能力显著提升[22]。由表1给出的指标权重可知，经济发展动力和社会发展动力对各省份可持续发展能力的影响最为显著，不均衡分布趋向最为明显;另一方面，在经济发展动力内部第三产业占比对可持续发展能力影响最大，结合原始数据，发现东、中部地区与西部地区差异明显，东、中部地区第三产业多集中于高附加值的金融业、信息传输、计算机服务和软件业等现代科技服务业，而西部地区多集中于低附加值的批发零售业、交通运输业等，西部地区第三产业提升空间较大。
四、环境规制、技术进步与可持续发展间关系再检验
（一）模型设定
为了检验环境规制、技术进步对可持续发展的影响关系，同时考虑到被解释变量的滞后性以及内生性问题，本文拟建立动态面板数据模型如下：
可持续发展的理念中包含了社会、经济和自然协调发展的多层复杂关系，从本文建立的指标体系来看，除前文所述资源环境约束和创新水平外，还有其他影响可持续发展能力的重要因素，从经济社会自然三个角度出发，选定如下控制变量：经济发展水平（Economy）、开放化程度（Opening）、人力资本质量（Human capital）、社会福利水平（Welfare）、水资源丰裕度（Water）、矿产资源丰裕度（Mineral）。同时为验证环境规制与技术创新的之间的互动关系对可持续发展的影响，在模型中加入环境规制与技术进步的交互项。
对于方程（1）的估计，不可回避的问题是内生性和短面板数据的局限性。环境规制、技术进步以及二者的交互关系相对于可持续发展能力的提升可能是内生的，即同当期的误差项无关且与误差项的一阶滞后及更高阶滞后相关。鉴于文中被解释变量滞后项的存在会导致传统OLS估计产生偏差，而系统GMM估计将差分方程与水平方程作为一个方程系统进行估计，不仅可以提高估计的效率，而且可以很好的解决内生性问题。
（二）解释变量的选取与数据处理
环境规制强度指标的选取，在参考傅京燕[8]指标构建方法的基础上，选取各省份废水排放达标率、二氧化硫去除率、生活垃圾无害处理率和固体废物综合利用率4个指标的平均值，综合测量环境规制的强度。
技术进步指标的选取，参考谢婷婷[23]的方法，从技术创新投入、技术创新产出和技术创新可持续性3个维度进行衡量，其中选取R&D经费支出表示技术创新投入，选取专利申请受理数表示技术创新产出，选取每万人中在校大学生人数表示技术创新可持续能力，然后取這三项指标与全国平均值的比，再计算三者的平均值来综合测量技术创新水平。
经济层面的控制变量首先选取人均GDP来衡量一个地区的经济发展水平;而开放程度的高低，也是地区经济发展水平的重要体现，为消除用绝对量带来的不利影响，本文选择进出口总额与GDP的比值来衡量地区的开放程度;其次从社会层面来说，人才是推动地区技术进步与可持续发展的主体，选取劳动力平均受教育年限来衡量地区的人力资本质量①;可持续发展以增进人民福祉为最终目的，选取各省预算内人均本级财政支出/全国预算内人均本级财政支出来衡量社会福利水平;从水资源和矿产资源两方面出发，分别选取人均水资源拥有量衡量水资源丰裕度，选取各地区采矿业职工从业人数/总职工从业人数度量地区的矿产资源禀赋。
（三）实证结果与分析
由表2中的估计结果可知，AR（1）的值均小于005，AR（2）的值均大于005，可以推断出在5%的显著水平上扰动项差分的二阶自相关系数为0，而Sargan检验P值均大于005，可以在5%的显著性水平上接受“所有工具变量都有效”的假设，即系统GMM估计有效。
滞后一期的可持续发展能力在全国层面和区域分组层面的系数均为正值，在5%的水平上显著，这说明可持续发展能力具有显著的“时间惯性”，上一期的生态环境、经济发展水平、技术创新水平对当期的可持续发展能力存在显著的影响。
环境规制全国层面的系数为0468，并且在1%水平上显著，说明环境规制在全国层面上对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用;东部地区环境规制的系数为0791，在1% 水平上显著，说明环境规制在东部地区对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用;中部地区环境规制的系数为0228，在5%水平上显著，说明环境规制在中部地区对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用;西部地区环境规制的系数为-0167，在1%的水平上显著，说明环境规制在西部地区对可持续发展综合能力具有显著的负向阻碍作用。而技术进步无论是从全国层面，还是从区域分组层面来看，对可持续发展能力的提升均具有显著的正向促进作用。但值得注意的是，环境规制与技术进步的交互项，从全国层面上来说，该交互项的系数为0008，在1%的水平上显著，表明二者的良性互动对可持续发展综合能力具有显著的正向促进作用，东部地区该交互项系数为0012，在1%的水平上显著，系数明显大于全国整体水平，这表明在我国较为①劳动力平均受教育年限计算公式：平均受教育年限=小学文化程度比例*6+初中文化程度比例*9+高中文化程度人口比例*12+大专文化程度人口比率*15+本科文化程度人口比例*16+研究生文化程度人口比例*19。 发达的地区，环境规制能够更好的促进企业进行生产技术的革新;中部地区该交互项系数为0003，在5%的水平上显著，表明在我国中部地区，二者的良性互动在推动可持续发展能力的提升上效果不如东部地区显著。而西部地区该交互项的系数却为负，在5%的水平上显著，表明环境规制和技术进步无法有机结合，共同提升区域可持续发展能力，这也间接验证了在我国东中部支持“波特假说”，而西部地区却难以支持。而其余的控制变量，经济发展水平、开放化程度、人力资本质量、社会福利水平、水资源丰裕度、矿产资源丰裕度均对可持续发展能力的提升具有显著的正向促进作用。
（四）稳健性检验
本文以空气质量达标天数占全年的比重代替环境规制强度，选用全要素生产率 （ Total Factor Productivity，TFP）来测度技术进步进行稳健性检验。回归结果发现，该方程仅在系数上与原结果有所差距，而在系数和显著性上均与原结果保持一致，回归结果如表3所示（仅列出关键参数，其它省略），证实了该回归的稳健性。
五、门槛效应分析——环境规制推动可持续发展的技术门槛效应
（一）模型设定
上述动态面板模型回归结果表明，环境规制、技术进步以及二者的良性互动对我国整体可持续发展具有显著的正向促进作用，但环境规制以及二者的互动对我国西部地区的可持续发展能力具有负向阻碍作用，而西部地区同时恰是环境监管与区域创新能力较弱的地区，在区域创新能力较弱的地区，创新能力弱意味着学习能力缺失，企业选用的末端治理环境污染的方式难以和技术进步相融合，从而无法带动生产技术的研发革新。与此同时，环境规制的估计系数显著为负，在一定程度上也源于规制的作用力度不足，未对可持续发展能力的提升形成显著的正向影响。由此不难想到环境规制对可持续发展能力的提升并不是无条件的，还要受到当地技术创新水平的制约，即需要跨越一定的技术水平门槛。基于Hansen[24]的研究方法，先将模型设定为单一门槛模型，模型设定如下：
其中，Y表示可持续发展综合能力，ER代表环境规制水平，TP代表技术创新水平，I（·）为示性函数，CV代表控制变量，γ1为未知门槛值，εit为随机扰动项。
（二）门槛回归结果分析
1.门槛效应的检验
为了保证门槛估计的准确性，本文构建了以技术创新水平为门槛变量的门槛模型，分析环境规制、技术进步与可持续发展的关系，依次检验测试模型的门槛数，得到F统计量和P值，具体结果见表4。
2. 门槛回归结果分析
如表5所示，当技术创新水平低于031时，环境规制并不能促进可持续发展能力的提升，反而会对可持续发展起显著的阻碍作用;当技术创新水平在031和109之间时，环境规制有利于提升区域可持续发展能力，但并不如当技术创新水平高于109时显著。具体来看：当技术创新水平处于初级阶段时，一味严苛的环境规制并不能促进区域的可持续发展，因为此时环境规制的“成本效应”远远高于“补偿效应”，不同企业之间技术经济实力存在差异，并非所有企业都能主动进行技术革新，以应对不断提升的环境规制强度。
从现实来看，我国中东部的环境规制强度明显高于西部地区，我国西部地区仍难以支持“波特假说”，这与西部地区技术水平远远落后于中东部地区有直接关系。而当技术创新水平迈过031这一门槛，环境规制将积极促进区域的可持续发展，且随着技术创新水平的提高，促进效应也更为显著，这是因为此时技术进步的“补偿效应”大于“成本效应”，企业更加积极主动的进行技术革新，以便最大程度发挥环境规制带来的创新补偿效应，实现经济效益和环境保护的双赢。
六、基本结论与启示
本文以中國大陆省级行政区域单位为研究对象，建立动态面板模型，采用系统GMM估计环境规制、技术进步与可持续发展之间的关系;同时，利用门槛模型，对如何实现环境规制与技术进步的积极良性互动进行了定性与定量的检验。研究结果表明：2004-2016年，中国各省份可持续发展能力均有所提升，同时呈现出明显的空间分异;而环境规制、技术进步对可持续发展的推动并不是无条件的，对于经济发展和创新能力总体落后于东中部地区的西部地区而言，环境规制对于可持续发展的推动需要跨越一定的技术创新门槛。
基于以上研究，本文得到以下政策启示 ：第一，地方政府应结合当地的实际发展情况，制定差异化的环境规制政策。不要盲目的追求过分严格的规制强度，更不可完全的“一刀切”，应在充分了解地区比较优势的基础上寻求经济、资源、社会的可持续发展。第二，技术进步作为发挥环境规制的“补偿效应”推动可持续发展的重要中介，政府应以积极激发企业创新活力为出发点，引导企业自主研发绿色技术、高新技术，实现经济效益和环保责任的双丰收，同时加大对一些低污染、低能耗的高新企业的扶植力度，以达到良好的资金导向作用。第三，各级地方政府应改变以GDP为主的政绩观，在绩效考核中适当提高生态绩效、创新绩效等考核指标的比重，加大环境保护、科教支出在财政预算中的支出比重。第四，我国创新能力较弱、生态环境脆弱的西部地区政府财力有限，中央应该继续加大政府转移支付和政策倾斜力度，推动三大地区的协调可持续发展。
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責任编辑：孔庆洋