高强度的环境规制真能促进技术创新的策略分析

一、引言
经济快速的增长伴随着持续下降的环境质量、较低的自然资源利用效率以及不断增加的环境健康损失等问题。由于技术创新在各国经济可持续发展中起到了重要作用，企业的环境技术创新将成为环境保护和经济发展的根本有效途径。环境规制政策一方面解决环境污染问题，同时也影响到企业技术创新的积极性及技术的扩散速度和深度，各国政府在制定环境规制中，逐渐开始重视生态环境与技术创新及经济发展的协调关系。由于制度、历史、区位环境和资源禀赋的差异，我国经济社会发展表现出明显的空间特征，特别是环境规制与科技进步的关系呈现出不同的模式。因此，考察我国不同地区环境规制与技术创新的关系，降低环境规制对技术创新的不利影响，实现环境保护与经济发展的“双赢”格局，对于提高我国自主创新能力，增强产业绿色核心竞争力等方面具有重要的战略意义。
二、文献回顾
传统经济学认为，环境保护与经济增长是相互抑制的，这种抵消关系会对一国的经济发展带来负面影响，即加强环境保护必然会增加企业的生产成本，过高的经济成本将妨碍企业产出的增长，最终影响一国的国际竞争力。但是波特(Michael Porter)在1991年向传统新古典经济学关于环境保护问题的理论框架提出了挑战，提出了波特假说(Porter hypothesis)[1]。该假说认为，真正意义上的环境保护政策不但不会增加企业成本，反而能够引发创新，产生净收益，进而提高企业的国际竞争优势。1995年，波特与范德林德(Class Van der Linde)[2]对此假说进行完善，进一步解释了环境保护经由创新而提升竞争力的机理。那么，在环境规制和技术创新之间能实现“双赢”吗？学者们基于不同的前提假设、研究样本、分析方法和变量设计得出不同的结论，实证研究结论大致可分为三种情况：
第一，“波特假说”不成立，即环境规制一定程度上导致技术创新和企业(产业)绩效下降。Denison(1981)研究发现，1960-1980年美国钢铁、化工、造纸、有色金属等产业10%-30%的生产率下降可归于污染治理投资。上述实证研究结果表明，环境规制对企业(产业)绩效产生负面效应，传统观点得到部分证实。
第二，“波特假说”成立，环境规制对技术创新或(企业)产业绩效产生积极效应。Lanjouw和Mody(1996)实证分析了环境规制对美国1988-1993年化工产业生产率的影响，结果显示，环境规制并不必然导致企业生产率的下降，在满足一定的条件下，也可能成为企业生产率提升的诱因。
第三，环境规制对技术创新和企业(产业)绩效影响具有不确定性。Conrad和Wastl(1995)[13]考察了德国1975-1991年环境规制对10个重污染产业生产率的影响，研发发现，环境规制政策对产业生产率的正面效应很小，其中一部分产业生产率降低。Boyd和McClelland(1999)[14]对美国1988-1992年环境规制对纸浆和造纸业生产率的影响。结果显示，环境规制政策的产出增加和产出损失效应并存。Lanoie、Patry和Lajeunesse(2001)[15]实证分析了环境规制对加拿大魁北克地区17个制造业生产率的影响，结果发现，短期来看，环境规制对产业生产率有负面作用，但长期来看，影响为正。Alpay、Buccola和Kerkvliet(2002)[16]考察了1971-1994年环境规制对美国和墨西哥食品加工业生产率和利润率的影响，发现环境规制对墨西哥食品加工业的生产率的影响为正，对利润率影响为负，但是环境规制对美国食加工业的生产率有负的影响，利润率影响不显著。
国内学者开展此项研究相对较晚，大多数文献是关于环境规制政策与技术创新及产业绩效关系的实证研究。总的来看，关于环境规制对技术创新影响研究的结论，多数文献是支持“波特假说”的；而关于环境规制对产业绩效的影响存在不确定性。许庆瑞(1995)[17]通过对江浙50余家企业环境政策进行调研，发现严格执法的环境政策是企业环境技术创新最重要的外部推动力。黄德春和刘志彪(2006)[18]在Robert模型中引入技术系数考察环境治理与生产效率的关系，研究发现，环境规制在提高企业成本费用的同时也一定程度上激励了技术创新。赵红(2008)[19]研究发现，在中长期下，环境规制对我国企业技术创新有一定的刺激效应，环境规制对滞后1或2期的专利授权数量和R&D投入强度有显著促进作用。李强和聂锐(2009)[20]的研究结果显示，环境规制对核心创新指标产生了显著的正向效应。黄平和胡日东(2010)[21]对环境规制与造纸及纸制品企业的技术创新关系进行实证研究，结果显示环境规制与技术创新之间呈现相互协调的促进关系。许冬 兰和董博(2009)[22]分析了1996-2005年期间我国受环境规制影响的技术效率变化和生产力损失。研究结果表明，环境规制提高了我国区域技术效率。白雪洁(2009)[23]考察了环境规制程度与中国火电行业效率的关系，结果表明，环境规制提高了中国火电行业的效率水平，但并非适用所有地区。王国印(2011)[24]的实证分析表明，我国东部地区支持“波特假说”，而在较落后的中部地区得不到支持。张成(2011)[25]构建了环境规制强度影响企业生产技术进步的数理模型，并检验了环境规制与企业技术进步之间的关系。
以往研究不论是否支持“波特假说”，但一个政策共识都是需要加大环境规制强度，以此促进技术创新。但是，环境规制强度与技术创新之间真是线性关系吗？以往文献使用的都是线性模型就环境规制对技术创新的影响进行估计。事实上，如果所研究的对象具有非线性特征，线性模型估计将是有偏的。如果环境规制强度与技术创新之间是非线性关系，那么这样的政策意图也许是南辕北辙了。考虑到中国各地区的巨大差异性，环境规制与技术创新存在非线性关系是很有可能的。另外，虽然有学者认为波特假说成立需要一定的前提假设，如：环境规制政策的严格执行，以市场机制为基础且恰当设计的环境政策，以及企业对待环境规制的积极策略，但对波特假说成立的条件并未实证分析。实际上，环境规制的技术创新效应的发挥会受多种条件因素的影响制约，面临着诸多“门槛”。所谓“门槛效应”，是指环境规制的技术创新效应中存在一个或几个关键点，若该国(地区)相关的经济初始条件位居这些关键点之下，那么这种效应就难以实现。比如，当地区人力资本贫乏时，环境规制对技术创新的影响可能相对有限；而当该地区跨越一定人力资本门槛后，环境规制对技术创新的效应就更为显著。由于环境规制的技术创新效应不可避免地受特定经济环境的影响，即地区的经济发展水平、人力资本等因素将会导致环境规制与技术创新的关系存在一定的非线性关系。因此，本文将结合这些变量因素分析环境规制促进技术创新的“门槛效应”，首先利用面板数据从全国及地区来判断我国环境规制和技术创新“波特假说”是否成立，进而利用非线性门槛面板模型实证研究我国环境规制和技术创新的“门槛效应”，并给出相应建议。
三、环境规制对技术创新影响的地区差异
(一)研究模型的建立
根据内生增长理论，技术创新是一种经济现象，其表现形式是一种产出。技术创新过程的生产函数可以用式(1)来表示：
I=f(H，M,A)(1)
式(1)中，I表示技术创新产出；H表示技术创新的人力资本投入；M表示技术创新的资金投入；A表示影响技术创新产出的其他因素。环境规制变量是本文考察的重点，所以将环境规制这一变量纳入技术创新产出函数中。另外，考虑到我国地区经济发展差异较大，经济资源的禀赋条件必然对区域技术创新产生影响，因此也将经济发展水平这一因素纳入模型中。因此，技术创新产出的扩展函数如(2)所示：
I=f(S，H，M，GDP)　(2)
式(2)中，S表示各地区环境规制强度；GDP表示各地区经济发展水平。
由于C-D函数及其扩展形式被认为是一种很实用的生产函数，在经济理论和实证研究中具有重要意义。技术创新过程是一种特殊的生产，因此，本文假设我国技术创新产出函数与传统的物质产品产出函数类似，是传统物质产品生产函数在知识生产领域的扩展。因此，我国技术创新产出函数形式如式(3)：

为了剔除异常项和异方差对数据平稳性的影响，本文对模型(3)取对数，得到：

其中，i代表地区，t代表年份。δ、α、β、γ、φ均为待估参数，ε表示影响技术创新产出的其他因素。
(二)数据来源与变量说明
由于我国经济社会发展水平地区空间差异较大，地区之间在环境规制、政策执行、技术创新、经济增长等方面存在明显差距，因此，本文将29个省(市)分为东、中、西部三大区域，其中东部包括北京、上海、天津、黑龙江、吉林、辽宁、河北、山东、江苏、浙江、福建、广东、海南；中部地区包括湖北、湖南、安徽、河南、江西、山西；西部地区包括内蒙古、甘肃、云南、广西、贵州、青海、四川、陕西、宁夏、新疆(由于西藏部分年份的数据缺失，考虑到数据的连续性，在计量过程中将其删除；重庆于1996年从四川分出，可以将其并入四川一起统计)。样本期为1992-2009年。数据主要来源于历年的《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》以及高校财经数据库。
(1)技术创新(I)
关于技术创新产出的代理指标目前还未有统一的认识，专利是否适合于衡量创新产出，目前学术界也存在分歧。一是由于部分发明并不申请专利，因此专利难以全面反映创新成果；二是专利不同，导致创新成果的经济价值存在差异。尽管存在上述缺陷，但由于难以找到更好的替代指标，目前研究中依然被广泛使用专利指标。在我国，专利包括发明、实用新型和外观设计三种形式。其中，发明专利能客观地反映出一国(地区)的原始创新能力与科技综合竞争力[26]。因此，本文选用发明专利授权量作为技术创新产出的代理指标。
(2)技术创新投入(M和H)
选取研究与开发机构从事科技活动人员数作为创新人员投入(H)的替代变量；选取研究与开发机构科技活动经费内部支出总额作为技术创新活动资金投入(M)的替代变量。考虑到数据的可比性，笔者以1999年为基期，用商品零售价格指数对研究与开发机构科技活动经费内部支出总额进行平减。
(3)经济发展水平(GDP)
用人均GDP反映地区经济发展水平指标。同样为了保持数据的可比，以每年GDP的名义值和国家统计局公布的GDP增长速度为基础，折算出一个以1999年为基期的GDP平减指数对人均GDP进行平减。
(4)环境规制()
关于环境规制强度的度量，学者们采用了不同的指标。如排污税额及比率、环境污染治理投资额、污染排放情况以及能源强度(GDP/Energy)等。以上环境规制强度的代理指标均存在一定程度的缺陷。为此，本文采用Levinson(1999)的方法设计环境规制评价指数，测算出各省份历年的环境规制强度。该指标的优点在于既包含各省份的实际工业污染治理投资额，又能避免因为地区产业结构的差异对环境规制强度评价造成的误差。各省份的单 位工业产值污染治理成本(Sit)表示式(4)：

(三)实证检验及分析
由于面板数据具有截面数据和时间序列的优点，同时可以解决不可观测的个体差异造成的遗漏变量偏差问题，所以，本文以东、中、西部地区的29个省(市)为研究对象，采用面板变系数模型，考察环境规制对技术创新的作用程度是否存在地区空间差异。考虑到面板数据中截面相关和异方差可能对模型估计的影响。本文采用Stata10.0计量软件，利用截面相关稳健的标准差和异方差方法对面板变系数模型进行估计，结果如表1所示。从回归结果来看，为0.94，总体模型拟合度较高，科技活动经费对技术创新有显著的促进作用，科技活动经费每增加1%，专利授权总量将增加0.42%；但是科技人员数对专利授权数量影响不明显，表明我国技术创新产出在很大程度上靠的是科研经费的大量投入，科研人员的科研效率普遍不高的现象值得关注。同时，各地的经济发展水平与技术创新活动密切相关，人均GDP每增加1%，发明专利授权量就会分别增加1.17%。可以看出，我国各地的经济发展水平仍然是技术创新活动最主要的影响因素。
分别按东、中、西部三大地区分组进行检验。结果表明，环境规制对技术创新的影响存在显著的地区差距。东部地区环境规制的系数显著为正，尤其是上海、浙江、福建等沿海省份，表明环境规制对较发达地区的技术创新具有正的影响作用，一定程度上支持了“波特假说”的成立。相比之下，在较落后的中西部地区，环境规制对技术创新具有挤出效应，而有些影响还带有不确定性。其中，中部地区的山西、江西等省份环境规制对技术创新产生负面效应；西部地区环境规制对技术创新的促进作用最不明显，大部分省份环境规制对技术创新甚至起到负面作用。以上情况表明，中西部地区的情况不支持“波特假说”成立。
由此可见，环境规制对技术创新的作用具有明显的地区差异。改革开放以来，相对于中西部地区而言，东部地区市场化水平较高，激烈的市场竞争激励东部的企业不断创新。此外，东部地区凭借良好的区位优势及人才发展环境，吸引着优秀人才源源不断地流入，从而提高了东部的人力资本水平，为技术创新提供了人力资本保障。中西部地区虽然在西部大开发、东北振兴与中部崛起、建设两型社会的国家区域政策倾斜下，环境规制对技术创新的促进作用有了一定的成效，但仍然受制于软硬件条件的制约，基础设施、人力资本、资本投入、技术水平等要素都比较匮乏，导致对国内外先进技术的吸收能力不足，创新能力薄弱，同时环境规制的技术创新效应也很难实现。
四、环境规制影响技术创新的“门槛效应”
面板数据结果显示，环境规制对技术创新的作用具有明显的地区差异。究其原因，一方面与环境规制强度的地区差异有关，另一方面还和其他因素，特别是经济发展水平密切相关。为此，本文建立门槛面板数据模型来测度环境规制程度及其经济发展水平因素的门槛值。
(一)门槛面板模型
以往文献不考虑环境规制的技术创新效应存在“门槛效应”。关于“门槛效应”的检验，常用两种方法：一是分组检验(Girma，Greenaway和Wakelin，2001[27]；Chen，2003[28])。先验地选择割点将样本分为若干组。但是该方法对样本进行分组难以提供客观的标准，同时也无法对回归结果的差异性进行显著性检验。另一方法是交叉项模型(Kinoshita，2001[29])。建立包含交叉项的线性模型，考察变量之间的相互作用。虽然该方法能估计出具体门槛值，但难以确定合适的交叉项形式，同样也无法对“门槛效应”进行显著性验证。为此，本文采用Hansen(1999)[30]提出的面板门槛回归模型。它的优点在于一方面能估计出门槛值，同时也能对内生的“门槛效应”进行显著性检验。其思想是将某门槛值作为一个未知变量纳入回归模型中，构建分段函数，并对该“门槛效应”及相应门槛值进行实证估计和检验。

除了环境规制强度()的门槛值，本文还选取了经济发展水平(GDP)作为门槛测定的对象。考虑到门槛变量可能会存在多个门槛值，因此分别建立如下以和GDP作为门槛变量的门槛面板数据模型，如式(6)和式(7)：

(二)模型估计及检验方法


(三)环境规制对技术创新影响效应结果
根据前面介绍的模型估计及检验方法，本文利用Stata 10.0统计软件稳健的估计方法进行实证分析。对于门槛模型，首先应先确定门槛的个数。我们分别按照不存在门槛值(原假设)或存在一个门槛值(备选假设)，只存在一个门槛值(原假设)或存在两个门槛值(备选假设)和只存在两个门槛值(原假设)或存在三个门槛值(备选假设)三种条件下进行检验，采用Hansen(1996，1999)建议使用的bootstrap方法估计出p值，检验结果如表3所示。

表3中LM统计量的显著性水平表明，门槛变量存在单一门槛值，GDP则存在2个门槛值。门槛效应检验过后，其次利用上述提到的三步法确定门槛值。三步法各自得到的结果及参数估计如表4所示。

对于环境规制而言，是不是环境规制强度越大越能促进技术创新行为呢？或者是否存在“拐点”，既然提到“拐点”，就自然引出一个问题，环境规制强度和技术创新的关系是否线性关系。目前多数文献认为两者是线性的，环境规制要么促进技术创新或抑制，由此给出相应的政策建议。但是，从表4结果不难看出，当低于门槛0.4274时，系数估计值显著为负(-0.015)，环境规制会抑制技术创新；当跨越门槛值时，系数估计值显著为正(0.022)，环境规制促进技术创新。也就意味着，环境规制对技术创新的影响并非单调递增(递减)的，而是存在一个“拐点”或“门槛”。即在时间维度上，特定的环境规制强度和技术创新之间符合“U”型曲线关系。
为什么环境规制强度和技术创新之间符合“U”型曲线关系呢。为了满足政府环境规制的要求，企业通常会采取以下两种方式使自身的污染排放水平控制在环境规制以内。一是企业通过治污开支实现末端治理，即企业的“治污技术进步效应”；二是通过加大技术创新，提高产出水平和利润，最终用更多的治污支出来治理污染水平，即企业的“创新补偿效应”。当政府对环境规制的力度较弱时，为了获取高额利润，企业通常会抽离部分利润或技术创新支出经费去治理污 染，短期来看，如果为治理污染而减少生产技术创新投入，则会降低当期企业的研发力度。从长期来看，如果企业发现这种被动的末端治理污染效果不理想时，为了增强单位治污支出的治理效果，自然会尝试加大治污技术创新，这样只能通过降低生产技术创新投入来满足治污技术创新的资金需求，从而降低了企业长期的研发力度。如果环境规制强度逐步加大达到“门槛”值后，部分高耗能企业由于严格的环境规制逐步退出市场，市场集中度进一步提高，留下来的企业更加重视技术创新提高其核心竞争力。面对边际绩效递减的末端治污以及政府较高的环境规制强度，企业将逐步加大技术研发强度，以期提高企业产量和利润，再从利润中拿出更多的资金用于治理污染。

正是在严格的环境规制强度下，迅速提升了企业的技术创新能力。因此，在不同的环境规制强度约束下，企业在末端治污技术创新投入和生产技术创新投入上的均衡比较结果，导致了环境规制强度和技术创新在时间维度上呈现的“U”型轨迹关系。但是，提高环境规制强度并不是唯一手段，产业或企业对环境规制强度的承受能力是有限的。当环境规制强度操作空间受限时，环境政策的效果就取决于环境规制的手段和形式。如果环境规制手段单一或不合理，即使提高环境规制强度也可能达不到预期的效果，在推迟“U”型曲线拐点出现的同时还会降低“U”型曲线上升趋势的显著性。
根据各地区环境规制强度与门槛值大小关系，本文将各省市划分为低区制(即低于门槛值)和高区制(即高于门槛值)两组。从表5可以发现，我国大部分省份都处于低区制，由此，这些省份的环境规制的技术创新效应相对较低，甚至部分省份处于环境规制的技术创新效应的递减阶段。在2009年，全国仅有7个省份位于高区制，分别为上海、北京、江苏、浙江、山东、广东、福建，这些省份中，环境规制对技术创新的积极影响较大，处于环境规制的技术创新效应的递增阶段。
既然环境规制强度与技术创新的关系存在“门槛效应”，是否意味着只要加大环境规制强度就一定能促进技术创新呢？实际上，环境规制的技术创新效应还受到诸多因素的影响，面临其他方面的“门槛”。一个重要的“门槛”是地区经济发展水平(从表5中处于递增阶段的都是东部沿海经济发达地区也可以看出)。接下来，我们重点关注的是在不同经济发展水平下，环境规制对技术创新影响的差异性。与环境规制强度门槛有所不同的是，经济发展水平的影响不仅仅表现出单一门槛特征，而是呈现出相对复杂的双重门槛特征(见表4)。具体而言，当一个地区的人均GDP低于第一门槛值(11505元)时，环境规制的边际影响系数为-0.005；当一个地区的人均GDP介于11505-17979元之间，环境规制的边际影响系数开始上升，为0.018；而当一个地区的人均GDP跨越17979这一门槛时，环境规制的边际影响系数最大，为0.025。
同样按照经济发展水平与其门槛值的大小关系，将我国各省份划分三组。从表5可以看出，有10个省份经济发展水平介于第一个门槛和第二门槛之间，共有13个省份经济发展水平低于第一个门槛值2，仅有6个省份经济发展水平跨越第二个门槛值。与直观判断一致，跨越第二个门槛的省份均位于东部沿海地区。显然，东部发达地区较高的经济发展水平为环境规制的技术创新效应的发挥创造了良好的外部条件。
(四)理论解释与启示
以上实证表明，“波特假说”支持存在地区差异。一般来说，我国东部等发达省份支持了“波特假说”的成立，而中西部欠发达省份不支持“波特假说”。这一结论引发我们的思考：“波特假说”与“环境库兹涅茨曲线假说”之间是否存在着某种内在的联系，是否可以借用“波特假说”来分析环境库兹涅茨曲线U型走势的原因，同时用“环境库兹涅茨曲线假说”对“波特假说”在不同地区获得支持的差异性做出合理的解释。1991年Grossman和Krueger提出了刻画经济增长与环境质量的环境库兹涅茨曲线(Environmental Kuznets Curve，EKC)(图1)。在一国(地区)经济处于起飞阶段，环境污染随着经济的增长日趋严重，并达到峰值(a点)；随后，环境污染随着经济的进一步发展而得到改善。

图1　环境库兹涅茨曲线
理论解释：当一国(地区)经济处于起飞阶段，发展经济、提高收入是各级政府面对的首要任务，且较低的收入水平决定了此时人们对高质量的环境需求相对较小，即使面对严厉的环境规制标准，也难以激励企业实施清洁生产，这也就解释了环境库兹涅茨左侧曲线所描述的环境污染递增的走势。当一国(地区)经济发展到一定阶段后，前一阶段粗放型的经济发展模式使得环境污染也达到空前严重的峰值(a点)，生态恶化破坏了经济环境的协调，且较高的收入水平提出了对高质量环境的需求。对企业实施严格的环境规制政策已经势在必行，严格而合理的环境规制“迫使”企业加大对技术创新的投入，加快末端治理模式向清洁生产模式转变。一方面能满足严格的环境规制要求，另一方面又能通过“创新补偿”效应提高企业的核心竞争力。这也就解释了环境库兹涅茨右侧曲线所描述的环境污染递减的走势。
环境规制对技术创新的影响具有空间异质性，有的地区促进作用明显，有的地区暂时不甚明显，甚至是负面影响。因此，政府应针对不同的区域禀赋特征，在环境规制政策中体现出差异化特征，只有提高环境规制政策的科学性和合理性，才能改善技术创新的非对称性，实现经济绩效提升与生态环境改善的“双赢”局面。
五、结论
本文利用我国省际面板数据，构建门槛回归模型，实证研究我国环境规制与技术创新的“门槛效应”，得出以下结论和启示。环境规制对技术创新的作用具有明显的地区差异。我国较发达的东部地区基本上支持“波特假说”，而较为落后的中西部地区不支持“波特假说”。由于环境规制的技术创新效应需要跨越一定的“门槛”，从而产生了“波特假说”支持的区域差异。环境规制强度与经济发展水平是重要的门槛变量，当环境规制强度与经济发展水平处在不同水平时，环境规制的技术创新效应呈现出较大的不同。环境规制强度和技术创新之间呈现“U ”型关系，只有环境规制强度跨越特定门槛值时，“波特假说”才能实现。而经济发展水平则存在双重门槛，GDP跨越的门槛值越高，环境规制对技术创新的促进作用越显著。
本文政策涵义明显：我们必须清晰地认识到，提高环境规制强度不能自动促进技术创新，政府应根据不同地区的实际情况，环境规制体现差异化的特征，不能走入盲目提高环境规制强度的误区。从实证结果来看，经济发展水平仍然是影响各地技术创新的主要因素，从门槛效应检验来看，一个国家或地区只有达到一定的经济规模，严厉的环境规制才是有效的，这也是“波特假说”成立的必要条件。需要注意的是，达到经济规模门槛并非通过粗放型增长实现的，应通过技术创新走新型工业化发展道路，注意经济发展的质量。而这又需要改革原有的环境政策，创新环境规制体系。为了持续促进技术创新，要避免原有环境政策单一、固定的静态标准，应根据区域发展情况滚动修订，及时调整至合理水平。同时环境规制应适度地超前于经济增长，不应以经济落后为借口，忽视环境规制政策的积极作用。中西部地区在承接产业转移的过程中，尤其要注意环境保护，强化产业转移的甄别机制，防止污染型产业或企业的过度转移。对于中西部等欠发达地区而言，尽管实证结果表明，环境规制对技术创新的促进作用不甚明显，但并不能否认这种积极作用的存在。实际上，环境规制对技术创新的促进作用始终是存在的，并随着这些地区社会环保意识和经济规模的增强，环境规制对技术创新的刺激作用及其效果终会得到显现。所以，这些地区在抓经济发展的同时，也应逐步提高环境规制标准和强度，决不能等到经济发展后再重视环境规制政策的实施。