多重異質下環境規制影響資源型城市綠色發展的傳導機制研究

薛雅偉 張楠

摘要：為探究環境規制對資源型城市綠色發展的影響機理與傳導路徑，以中國95座地級資源型城市2007—2020年面板數據為樣本，采用B-K中介效應模型分析環境規制的傳導機制，并在此基礎上，選取“空間區位+資源依賴度+發展階段”三重異質性進行分析，探究環境規制對資源型城市綠色發展傳導機制的異質特征。研究發現：環境規制與資源型城市綠色發展呈“倒U型”曲線關系；環境規制可以通過技術創新提升、產業結構調整、引導外商投資、人力資本積累4條路徑間接促進資源型城市綠色發展；環境規制的中介效應具有顯著的區域異質性，其中空間差異對其影響較大。

關鍵詞：環境規制；資源型城市；綠色發展

中圖分類號：F205

文獻標識碼：A

文章編號：1673-5595（2023）03-0018-09

一、引言

世界經濟論壇發布的2021年《全球風險報告》指出，無論從發生概率還是影響范圍來看，環境風險依舊是首要問題。為應對環境問題的發生，全球已有多個國家做出了實現碳中和的戰略承諾，中國作為世界碳排放大國，已宣布力爭于2030年前實現碳達峰、2060年前實現碳中和。在“雙碳”目標的驅動下，實現綠色發展迫在眉睫。中國資源型城市是中國經濟建設與社會發展的主要推動力，也必將成為綠色轉型的排頭兵。然而，面對經濟發展和生態建設的雙重挑戰，資源型城市受制于其資源依賴型的發展模式，出現自然資源枯竭、環境污染嚴重、替代產業匱乏等一系列問題，嚴重制約了城市綠色發展。2021年黨的十九屆六中全會提出不斷發展接續替代產業、加快推進轉型升級的步伐，將資源型城市的發展方向由資源依賴型轉為低碳環保型，使其逐步擺脫資源約束。在新要求新政策的指引下，資源型城市綠色轉型將成為未來發展的必然選擇。

環境規制是以保護環境為目的，對污染公共環境的行為進行的規制。自“十一五”以來，國家對環境規制不斷提出新要求，足以顯示出環境規制對綠色發展的重要作用。傳統環境經濟學認為，規制強度過高會產生“擠占效應”，占用城市其他生產性投資，如民生、基建等［1］；而強度過低又難以激勵技術創新的出現［2］。因此，僅靠調節環境規制強度來推動城市綠色發展是遠遠不夠的，關鍵要挖掘環境規制與綠色發展之間的傳導機制，引導環境規制政策的有效制定與有效實施。既有文獻中關于環境規制對綠色發展的影響的研究較為豐富，然而其研究范圍多為省域或城市群，且研究視角多為某一特定中介變量?；诖?，本文以中國資源型城市2007—2020年數據為樣本，從“空間區位+資源依賴度+發展階段”三重異質性出發，采用中介效應模型探究多重異質下環境規制影響資源型城市綠色發展的傳導機制。

二、機理分析與研究假設

環境規制對綠色發展的影響多是從“外部性理論”延伸而來。早期學者們普遍認為環境規制會通過“擠占效應”抑制綠色發展［3-4］，然而波特假說提出后，學者們對環境規制抑制綠色發展的觀點存疑，開始提出相悖觀點，即環境規制促進綠色發展。從微觀企業的角度來看，在環境規制的約束下，企業為降低能源消耗和污染排放，不得不提供更多的資金和人力，進行技術創新或購買先進設備，以達到政府的管制要求；從宏觀產業的角度來看，產業發展向綠色清潔行業傾斜，勢必要放棄一部分“三高”企業，以此來改變產業內能源消費結構，減少一次能源消耗。李虹等［5］、秦炳濤等［6］學者均驗證了該觀點的合理性。由此，提出本研究的第一個假設。

假設H1：環境規制的實施可以促進資源型城市的綠色發展。

環境規制的實施對綠色發展不僅有直接效應，還可以通過作用于技術創新投入、地區產業結構、對外開放水平、人力資本水平、地區經濟發展水平等中介變量間接影響城市綠色發展（見圖1）。既有文獻中以技術創新為中介變量的研究較多。最早Porter［2］提出適當的環境規制將刺激技術革新，根據波特假說，環境規制對技術創新具有正面的“補償效應”，Lanjouwa等［7］、蔣伏心等［8］、高新偉等［9］的研究均印證了補償效應的存在。技術創新作為推動綠色發展的重要載體，不僅可以通過提高能源利用效率減少廢氣廢物的排放，還可以推動新能源的開發與利用，改變高碳、高污染、高耗能的生產方式，進而實現能源綜合循環利用。因此“環境規制—技術創新—綠色發展”傳導鏈在理論上成立。目前相關研究已較為豐富，例如，張娟［10］在研究資源型城市環境規制促進經濟增長的過程中發現，技術進步起到了顯著的中介效應；劉祎等［11］研究發現，推動企業自主創新與引進境外技術均可增強環境規制對綠色發展的促進作用；蘇培添等［12］提出中國的環境規制通過企業技術創新對生態環境績效起著積極的作用，技術創新的中介效應顯著。

產業政策的支持與引導是產業結構調整的主要推動力，環境規制的實施恰好提供了這種推動力。環境規制通過對污染型企業施壓來影響產業結構調整，由此可以派生出綠色需求，推動以清潔產業為主的第三產業發展，進而影響綠色發展。例如，張倩等［13］提出環境規制能夠影響產業結構合理化和高級化；陳浩等［1］基于產業結構轉型中介視角研究發現，環境規制有助于城市產業結構向中高端轉型，進而助益高質量發展；秦炳濤等［6］提出環境規制可通過“污染避難所”效應及淘汰“三高”產業來促進結構轉型，均驗證了產業結構的中介效應。

市場激勵型環境規制中，市場準入、技術標準、排放標準、污染稅費等都起到提高環境門檻的作用，因此應加強對外商投資流入的引導，鼓勵清潔型企業流入，限制“三高”企業流入；同時，針對污染型外資企業應施加額外的環境治理成本，控制污染排放。吳偉平等［14］提出環境規制的污染減排效應會隨外商直接投資水平的變化而發生結構性變化；謝宜章等［15］以中介效應視角從外商投資層面探討環境規制對污染排放的影響機制，發現FDI與環境規制的交互項可顯著促進綠色發展；范斐等［16］實證得出環境規制對城市綠色創新效率具有顯著促進作用，而FDI在其中具有部分中介效應。

除此之外，環境規制的實施也對人力資本積累產生一定影響，其內在機理在于：環境污染對當地居民的健康、認知及反應能力等都有不同程度的損害，搶手的高級人才在面臨多種選擇時更傾向于遷移至污染更少、環境更好的地區生存發展。因此，在理論上，環境規制水平越高的地區越有利于人力資本積累。而人力資本可以促進知識擴散和新技術的接受，降低知識溢出成本及技術學習的時間成本，對城市綠色發展、經濟轉型具有顯著的正向影響。目前，周杰琦等［17］、董會忠等［18］學者均提出人力資本因素的改善有利于充分發揮環境規制對城市高質量發展的影響。

根據環境庫茲涅茨曲線，當一個地區經濟發展達到一定水平后，其環境污染的程度逐漸減輕。［19］這是由于當地區GDP較高時，對個體來說，人均收入達到一定高度會刺激人們對優質環境質量的需求，繼而會利用更多的資源來改善環境；對城市來說，政府有更多的資金可用于生態治理和經濟轉型。因此，提高經濟發展水平也是促進城市綠色發展的良策。而環境規制的根本落腳點就在于促進經濟的可持續發展。從長期來看，迫于利潤最大化原則與環境成本的上升，該地區的生產企業逐漸向高回報、低污染的第三產業轉移，提高企業產值與生產力，進而影響該地區GDP穩步上升。

基于上述理論分析提出本研究的第二個假設。

假設H2：環境規制可以通過技術創新提升、產業結構調整、引導外商投資、人力資本積累、推動經濟發展等路徑間接作用于資源型城市綠色發展。

不同城市在地理位置、經濟發展水平和相關環境規制政策等方面存在較大差異，且中國地級資源型城市多達126座，環境規制的作用很難一概而論，不同變量的中介效應存在差異。因此，學者們在探究過程中通常會對此進行異質性分析。例如，秦炳濤等［6］從成長周期異質性角度，探究環境規制的影響在成長型、成熟型、衰退型和再生型城市中的差異；王瑤等［20］實證得出環境規制與生態效率之間的關系會因能源豐裕度高低而不同；劉晨躍等［21］研究發現，東部地區環境規制能夠通過改善能源結構、調整產業結構、推動技術進步三條路徑來改善環境質量，中部地區僅能通過優化能源結構來實現綠色發展，西部地區各變量的中介效應均不顯著。由此可以看出，不存在統一的標準來解釋不同類型城市環境規制的作用機理?；诖颂岢霰狙芯康牡谌齻€假設。

假設H3：環境規制的中介效應具有顯著的異質性特征。

三、模型構建與變量說明

（一）模型構建

環境規制手段已成為目前推動城市綠色發展的重要舉措。本文以資源型城市綠色全要素生產率為被解釋變量，以環境規制水平及其二次項為核心解釋變量，計算分析變量之間的關系；通過靜態面板數據模型計算得出變量間的相關性、影響方向、影響程度等，進而結合B-K中介效應分析方法［22］（見圖2），深入挖掘環境規制對城市綠色發展的傳導路徑。

式中：x為投入要素，y、b分別為期望產出和非期望產出，D0為距離函數。投入要素包括資本投入（以固定資產投資額指代）、勞動力投入（以從業人員期末人數指代）、能源投入（以居民家庭用水量指代）、技術投入（以科學技術支出指代）和環保投入（以節能環保支出指代）。期望產出包含經濟、社會、生態三大層面，經濟層面用地區生產總值表示，社會層面用社會消費品零售總額與建成區綠化覆蓋率表示，生態層面用污水處理廠集中處理率與一般工業固體廢物綜合利用率表示。非期望產出包含工業廢水、二氧化硫排放量。由于計算出的數值為該年綠色全要素生產率的增長率，而非當年的綠色全要素生產率，因此需要對其進行調整以獲得當年的實際值，參考邱斌等［24］的研究，以當年的ML指數乘以上一年的綠色全要素生產率，即為本年的實際值。

（2）核心解釋變量：環境規制水平（ER）及其二次項（ER2）。

環境規制是為保護環境而提出的政策、措施與手段，這些內容很難量化，因此多數學者采用指標替代的方式對環境規制進行量化處理。已有文獻中主要有單一指標法和綜合指數法兩種方法。單一指標法中，部分學者以環境法規數或行政規章數來衡量［25-26］，或以環境相關支出來衡量，如環境污染治理投資［27］、節能環保支出比重［28］等；還有部分學者以排污費收入來考察環境規制強度，如Levinson［29］、蔡烏趕等［30］。綜合指標法中較為常見的是以廢水排放達標率、二氧化硫去除率和固體廢物綜合利用率三個指標或根據三廢排放量構建綜合指數。［31］相較而言，單一指標法作為度量環境規制水平的標準，方法簡單，便于計算，適合城市、地區間的橫向對比。因此，考慮地級市城市數據的可獲取性，本文選取節能環保支出占地區生產總值比重作為環境規制水平的代理變量。

（3）中介變量。

基于上述理論分析，本文選取地區經濟發展水平、人力資本水平、技術創新投入、對外開放水平和地區產業結構為中介變量。由于GDP數據單位差別過大，為防止異方差問題而進行取對數處理。具體代理指標如表1所示。

2.數據來源及處理

本文以中國95個地級資源型城市2007—2020年數據為樣本，數據來源于《中國城市統計年鑒》、中國知網統計數據庫、各省統計年鑒、各城市統計年鑒及統計公報，少量缺失數據采用線性插值法補齊。

四、實證分析

（一）環境規制對資源型城市綠色發展的直接效應分析

基于Stata14，本文采用最小二乘估計對包含所有變量的整體計量模型進行分析。根據Hausman檢驗結果，采用固定效應模型，回歸結果如表2所示?？梢钥闯?，環境規制的一次項、二次項系數均通過顯著性檢驗。僅從一次項來看，其系數為正且在1%的水平下顯著，表示環境規制促進資源型城市綠色發展，驗證了假設H1；結合二次項來看，其系數為負，說明環境規制與資源型城市綠色發展之間呈“倒U型”曲線關系，即前期環境規制水平較低時會促進綠色發展，當環境規制水平超過拐點后便開始抑制綠色發展。理論上，環境規制既會帶來成本壓力，也會促進技術創新，企業會在環境政策帶來的成本與收益之間進行權衡。前期環境規制水平較低，成本較小，環境規制帶來的收益大于成本，因此企業便會選擇積極轉型，對技術設備進行改造升級；后期隨著環境規制水平的提高，其帶來的收益會小于成本，那么企業便會選擇縮小投資規?；驕p產，從而阻礙了城市綠色全要素生產率的提升。對于各中介變量，地區經濟發展水平、人力資本水平、技術創新投入與對外開放水平系數顯著為正，且分別在1%、5%、1%、10%的水平下顯著；地區產業結構系數為負，并在1%的水平下顯著，說明各中介變量都會對綠色全要素生產率產生影響。

整體估計結果無法揭示上述中介變量對核心解釋變量與被解釋變量的關系有何影響，是否對二者間的關系產生沖擊。因此，本文采用靜態面板數據模型，通過分步添加中介變量的方式考察其對環境規制與資源型城市綠色發展間關系的影響，計算結果如表3所示。

其中模型1僅含有核心解釋變量環境規制水平ER的一次方項，結果顯示環境規制與資源型城市綠色發展之間顯著正相關，這與整體估計結果一致，再次驗證了假設H1。根據分步估計的思想，依次加入技術創新投入（模型2）、地區產業結構（模型3）、對外開放水平（模型4）、人力資本水平（模型5）、地區經濟發展水平（模型6）。在模型2與模型3中，隨著技術創新投入、地區產業結構變量的依次加入，雖然ER的顯著性沒有變化，但其系數逐漸減小，說明環境規制對綠色發展的影響逐漸減弱，即技術創新投入與地區產業結構的介入削弱了環境規制對資源型城市綠色發展的促進作用；在模型4中，ER的顯著性降低，但系數變化不大且t值差距較小，說明加入對外開放水平對整體結果的影響微乎其微；在模型5中，加入人力資本水平后ER的系數估計值變得更為顯著，且系數有小幅度提升，說明人力資本水平加強了環境規制對綠色發展的促進作用；在模型6中，地區經濟發展水平的加入使得ER的系數估計值變小，且lnGDP系數在1%的水平下顯著，說明地區經濟發展水平與環境規制之間存在隱性矛盾。盡管通過逐步回歸可以大致看出各中介變量的影響，但技術創新投入、地區產業結構、對外開放水平等變量的中介效應與理論分析均有所出入，因此，為再一次驗證各中介變量的“強化”或“弱化”效應，本文將借鑒B-K中介效應分析方法，深入挖掘環境規制對綠色發展的傳導路徑。

（二）穩健性分析

為了確保上述回歸結果的穩健性，本文通過替代被解釋變量進行穩健性檢驗，避免僅用全要素生產率指代綠色發展水平所帶來的片面性。參考楊新梅等［32］的思路，以城市綠色發展水平為目標層，以綠色生產、綠色生活兩方面為準則層，構建城市綠色發展評價指標體系。其中，綠色生產方面選取GDP、第二產業比重、科技支出、節能環保支出、廢水排放量、二氧化硫排放量與一般工業固體廢物綜合利用率為三級指標；綠色生活方面選取建成區綠化覆蓋率、污水處理廠集中處理率、生活垃圾無害化處理率與居民家庭用水量為三級指標，采用熵值法計算城市綠色發展指數，以此作為被解釋變量。保持核心解釋變量與各中介變量不變，同樣采用靜態面板數據模型進行分析，具體結果如表4所示。

結果顯示，環境規制的一次項系數、二次項系數仍通過顯著性檢驗。僅從一次項系數來看，結果為正，說明環境規制促進資源型城市綠色發展，再次驗證假設H1；結合二次項系數來看，其結果為負，說明環境規制與資源型城市綠色發展之間的“倒U型”曲線關系依然存在。這

與上文整體估計結果一致，穩健性分析結果充分表明本文實證結果的可靠性和科學性。

（三）環境規制對資源型城市綠色發展的中介效應分析

為探究中介變量是否在環境規制對資源型城市綠色發展的影響中起作用，本文采用GLS估計方法構建中介效應模型，將中介變量技術創新投入、地區產業結構、對外開放水平、人力資本水平與地區經濟發展水平作為中介效應模型中的被解釋變量，將環境規制水平作為中介效應模型的解釋變量，具體結果如表5所示。模型7—模型11中被解釋變量分別為技術創新投入、地區產業結構、對外開放水平、人力資本水平與地區經濟發展水平，環境規制的系數依次是0.0357、-4.6059、0.1008、0.8295、-7.7715，且均顯著，說明這些中介變量的中介效應明顯，驗證了假設H2。

從表5中模型7的結果來看，環境規制的系數為0.0357，且在1%的水平下顯著，說明技術創新投入的增加會增強環境規制對綠色發展的促進作用。一方面，環境規制的壓力與財政傾斜，迫使企業進行綠色轉型與技術創新，環境規制對技術創新的影響具有正面的“補償效應”；另一方面，隨著環境規制的強度增加，財政資金會更偏向于解決環境問題，可能會占用了原本用以技術創新的資金，即環境政策的實施對技術創新存在負面的“擠占效應”。兩種理論相悖，因此難以從理論上確定預期方向。由表5可知，以技術創新投入為被解釋變量時，環境規制的系數為正，即環境規制的實施促進技術進步，故其補償效應大于擠占效應。企業在環境規制的壓力下通過技術創新改進生產技術或優化生產方式，其新增利潤可減緩或抵消環境成本，在一定程度上證明了“波特假說”在中國城市層面的適用性，因此在制定環境規制政策時應充分考慮技術的影響，以更高效地促進資源型城市綠色發展。

從模型8的結果來看，環境規制的系數為-4.6059，二者顯著負相關，即環境規制的實施不利于第二產業發展。第二產業多為資本與能源密集型產業，其發展是建立在大量消耗礦產、石油等不可再生能源的基礎上，往往存在資源利用率低、消耗量大、廢棄物多等問題，導致環境規制對第二產業帶來的沖擊較大。由于第二產業發展不利于城市綠色轉型，因此可以通過調整產業結構，減少對第二產業的資金支持和政策引導，以此來加強環境規制對城市綠色發展的正向作用。

從模型9的結果來看，環境規制的系數為0.1008，且在5%的水平下顯著，說明環境規制可以促進外商投資的增加，即對外開放水平具有正向中介作用。與環境規制的提高相匹配的企業技術創新投入增加和清潔產業補貼政策的出臺，對清潔型外商投資企業的流入具有一定程度的吸引力。同時伴隨著環境規制水平提高，與之一同增強的還有公眾的環保意識和對綠色產品的追求，需求吸引投資，因此形成正向循環，進一步吸引外商投資流入。

從模型10的結果來看，環境規制的系數為0.8295，且在1%的水平下顯著，說明環境規制可通過提高人力資本水平間接影響城市綠色發展。結合表2結果，環境規制水平高的地區綠色發展水平相對較高，即污染程度較低，城市趨于清潔化發展，高級人才更傾向于遷移至環境更好的地區生存發展。換言之，環境規制程度越高越有利于人力資本積累，進而促進知識擴散和新技術的接受，對城市綠色發展、經濟轉型具有顯著的正向影響。

從模型11的結果來看，環境規制的系數為-7.7715，說明環境規制并不利于地區經濟發展水平的提升，即經濟發展水平削弱了環境規制的綠色效應。該結果與理論有較大差距。理論上，基于利潤最大化原則，環境規制的實施使生產企業逐漸向高回報、低污染的第三產業轉移，提高企業產值，進而助推城市經濟發展；實際上，環境規制的實施使更多的資金用于環境治理與污染處理，使得原本用于城市其他方面的資金減少，如基礎建設、民生保障等，導致“擠占效應”出現，對于城市整體經濟發展來說未必是正向影響。

（四）異質性分析

考慮到不同地理位置、不同資源依賴度以及不同發展階段的地區，其回歸結果可能存在差異，本文基于“空間區位+資源依賴度+發展階段”三重異質性進行實證分析。其中，空間區位按東部、中部、西部劃分；發展階段參考《全國資源型城市可持續發展規劃（2013—2020年）》，將資源型城市劃分為成長型、成熟型、衰退型和再生型；資源依賴度參考改進的Krugman空間基尼系數［33-34］，分為高資源依賴度和低資源依賴度。三重異質性下共分為11類城市，但由于部分類型中城市數量太少，不具有代表性，因此將其剔除，最終劃分為6個類別，分別為東部高資源依賴度成熟型、東部低資源依賴度再生型、中部高資源依賴度成熟型、中部高資源依賴度衰退型、中部低資源依賴度成熟型、西部低資源依賴度成熟型。通過細致的分類進行比較與分析，結果如表6所示。

對于東部高資源依賴度成熟型城市，中介效應顯著的變量有技術創新投入、對外開放水平、人力資本水平與地區經濟發展水平，環境規制的系數分別為0.1718、2.5432、-1.4663、-85.4629，與整體回歸結果相比存在較大差距。在該類城市中，人力資本水平削弱了環境規制的綠色效應，而地區經濟發展水平加強了環境規制對城市綠色發展的促進作用。對于東部低資源依賴度再生型城市，效應顯著的中介變量僅有技術創新投入與地區經濟發展水平。值得注意的是，東部城市地區產業結構的中介效應普遍不顯著，這可能是由于東部地區經濟發展水平較高、產業更新升級相對較快，環境規制政策的重心不再局限于產業轉型。對比中部成熟型城市，高、低資源依賴度之間的差異在于技術創新投入與對外開放水平。模型12中，中部高資源依賴度地區ER系數為0.0384且在10%的水平下顯著，而低資源依賴度地區系數為0.0172且不顯著；模型14中，中部高資源依賴度地區ER系數為-0.2548且不顯著，低資源依賴度地區系數為-0.9791且在1%水平下顯著，可見資源依賴度的提升導致技術創新投入的中介效應擴大、對外開放水平的中介效應縮小。對于中部高資源依賴度衰退型城市，技術創新投入、第二產業比重、對外開放水平和人力資本水平均具有顯著的中介作用。與整體回歸結果相比，中部城市環境規制實施均不利于外商投資。究其原因，可能是中部城市地處內陸，接南進北，成為許多原材料工業基地、交通要地與中轉站，依賴豐富的煤炭資源成為傳統制造業基地等，與東部地區相比較為落后，技術人才等仍處于稀缺困境，導致其外商投資多為粗放式產業，難以吸引清潔型企業流入，因此在環境規制的壓力下外商投資較少。對于西部低資源依賴度成熟型城市，5個中介變量在環境規制對城市綠色發展的作用中均有顯著影響。該結果與整體回歸結果較為一致，但地區經濟發展水平的作用方向與整體效果相反，這與西部地區的發展方式有關。西部地區由于交通、資源等因素的限制，仍處于依賴能源開發的粗放型經濟發展模式下，受制于其自然條件，西部城市即使在環境規制的壓迫下也很難完成技術創新或結構轉型。因此，西部發展的當務之急是提高整體經濟水平后再進行綠色轉型，若盲目提高環境規制水平反而會適得其反，抑制西部地區經濟發展。

五、結論與建議

本文以中國95座地級資源型城市2007—2020年數據為樣本，借鑒B-K中介效應分析方法構建中介效應模型，探究環境規制對資源型城市綠色發展的影響機制與傳導路徑，并從“空間區位+資源依賴度+發展階段”多重異質的視角出發，分析不同類型城市的中介效應的差異，研究得到以下結論。

（1）從直接效應上看，環境規制的實施顯著促進資源型城市綠色發展，而環境規制的二次項系數顯著為負;同時其綠色效應還受技術創新投入、產業結構、對外開放水平、人力資本水平、經濟發展水平等多因素共同影響，屬于復雜的非線性曲線關系。

（2）從間接效應上看，環境規制可以通過技術創新提升、產業結構調整、引導外商投資、人力資本積累4條路徑間接促進資源型城市綠色發展，即4個變量的介入加強了環境規制對綠色發展的促進作用；而推動經濟發展反而削弱了環境規制的綠色效應，因此不可盲目追求經濟的快速發展。

（3）基于異質性的分析結果顯示，環境規制對資源型城市綠色發展的傳導路徑在地理區位上存在較大差異。東部地區的環境規制主要依賴技術進步來有效促進綠色發展；中部地區的環境規制能夠通過促進技術進步、調整產業結構和增加人力資本這3種路徑有效影響綠色發展；西部地區則由于經濟發展的迫切性，應先提高整體經濟水平再進行綠色轉型。

基于上述結論，本文提出以下建議。第一，合理控制環境規制強度?；诃h境規制與資源型城市綠色發展的“倒U型”關系，在制定政策時不宜一味加大環境規制力度，應考慮到政策的靈活性，打好不同類型環境規制手段的“組合拳”，將偏向強制的剛性約束轉為市場化手段，或通過網絡、短視頻等新型媒介推廣綠色發展。第二，強化環境規制的綠色效應。在制定政策時可與技術創新、產業轉型、人才引進、外商投資等形成良性互動，充分發揮其中介效應。例如，完善并推廣《環境保護科學技術獎勵辦法》，促進環境保護科技事業發展；對于綠色環保的高質量外資予以優先引進，并提供稅收優惠；建立綠色生產激勵機制，等等。第三，制定因地制宜的發展政策?？紤]到城市間發展情況各有不同，各城市應根據自身實際發展情況動態調整環境規制強度，避免“一刀切”現象的出現。例如，科技資源應向東部資源型城市傾斜，提高其技術創新水平；對中部資源型城市應著力改變其資源依賴式、粗放式產業結構，加快發展現代服務業；而對于西部資源型城市，要以提升經濟實力為基礎，學習先進的技術與管理經驗，實現綠色轉型。

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責任編輯：曲紅