作者贾俊雪、罗理恒、顾嘉分别系中国人民大学财政金融学院教授、中国财政金融政策研究中心副主任、财税研究所高级研究员，上海社会科学院生态与可持续发展研究所助理研究员，泰康人寿保险有限责任公司，本文转自6月26日人大财税研究所，原文刊于《中国工业经济》2023年第5期。

内容提要：高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。其中，提升全要素生产率是促进高质量发展的重要路径选择。本文以国家环境保护重点城市政策为契机，从要素配置视角构建一个相对统一的分析框架，剖析了地方政府环境规制对全要素生产率增长的影响、机理及其蕴含的理论内涵。研究表明，地方政府环境规制总体上有利于遏制环境污染的同时，会对全要素生产率增长产生弱“U”型（近乎“L”型）影响；这体现在国家环境保护重点城市政策对地级市全要素生产率增长具有显著的抑制作用，但随着规制力度增加，不利影响明显减弱、趋于消失。基于中国工业企业数据的分析也得到了类似结果，为基准结论提供了良好的微观证据支持。这表明地方政府环境规制与经济高质量发展可较好地实现“鱼与熊掌兼得”。要素配置机制在其中发挥了重要作用，地方政府环境规制会影响企业自融资机制，进而对要素配置效率产生弱“U”型影响。本文对于完善地方环境治理以推进人与自然和谐共生的中国式现代化具有重要的政策启示。

一、引言

改革开放以来，中国经济实现了长达40多年的高速增长，并取得骄人的成就。然而，过多依赖物质资源消耗、规模粗放扩张的发展模式造成了十分突出的环境污染问题，严重影响人民群众的生命健康与经济社会的可持续发展。进入新时代，中央将环境保护提升到前所未有的高度，党的二十大报告明确指出，中国式现代化是人与自然和谐共生的现代化，协同推进降碳、减污、扩绿、增长，推进生态优先、节约集约、绿色低碳发展。然而，作为中国环境治理政策的主要实施主体，地方政府长期存在重增长、轻环保的职能扭曲，极大地制约着中国环境治理的成效和治理目标的顺利实现。这不仅与相关体制机制不足密切相关，更为关键的是，地方政府的认知与发展理念存在偏差，普遍将环境保护与经济增长割裂对立起来。因此，如何矫正地方政府的认知与发展理念偏差，促使其深刻认识“绿水青山就是金山银山”，实现环境保护与经济高质量发展的协同共进，成为一个亟待解决的重大现实问题。

由于具备信息与管理等优势，地方政府往往构成环境治理政策的主要实施主体；而基于中国改革开放以来的长期实践，厘清地方环境治理对经济高质量发展（核心在于全要素生产率（TFP）增长）的影响、逻辑机理及其蕴含的理论内涵，对于矫正地方政府的认知与发展理念偏差至关重要。目前，中国环境治理主要采取的是行政管控型规制政策。就理论层面而言，这类规制政策会减少企业环境要素投入，增加企业规制遵从成本，可能对TFP增长产生不利影响；但也可以改善环境质量，遏制环境污染对企业生产乃至整体经济的负外部性影响，因此可能促进TFP增长。更为重要的是，行政管控型规制政策可能倒逼企业进行技术创新，这一创新补偿效应有助于促进TFP增长；也可能影响企业间要素配置，从而对TFP增长产生重要影响。

就实证层面而言，学术界对中国行政管控型规制政策的影响进行了丰富讨论，但关于环境规制TFP增长效应的分析还主要集中于创新补偿效应的探讨上。相比而言，环境规制的创新补偿效应依赖于良好的制度环境（如产权保护制度），因此在中国这样一个制度条件较薄弱的发展中国家可能较弱；而环境规制的要素配置效应则更为直接，影响也更为广泛，这对于中国这样一个存在较严重要素配置扭曲的转型经济体而言尤为突出，近年来受到学术界越来越多的关注，但已有研究并未形成一致结论。

本文首先紧密结合中国现实，构建一个异质性企业模型，从企业间要素配置视角剖析了环境规制对TFP增长的影响及其机理。随后，以20世纪80年代末以来推行的国家环境保护重点城市政策为拟自然实验，利用地级市市辖区和中国工业企业数据匹配后的数据，在一个相对统一的分析框架内识别出地方政府环境规制对TFP增长的影响及其微观机理，对本文理论分析的结论进行实证检验。国家环境保护重点城市政策是中央为压实地方政府环境治理主体责任而推行的一项重要举措，实行了较严格的环境治理定量考核监督制度，使得国家环境保护重点城市较其他地级市普遍实施了更严格的环境规制，并且这一政策跨越了改革开放以来较长时期的经济发展和环境治理实践。这为本文深入研究改革开放以来地方政府环境规制的影响、检验理论结论提供了一个良好契机。

与已有研究相比，本文的边际贡献主要体现在如下三个方面：

第一，紧密结合中国改革开放以来的长期实践，从企业间要素配置视角构建了一个相对统一的分析框架，就“地方政府环境规制→企业自融资机制→企业间要素配置→TFP增长”这一核心影响机理进行了较深入的理论与实证分析。第二，就理论分析而言，本文的异质性企业模型全面考虑了以往文献中对于中国地方政府环境规制和经济高质量发展尤为重要的因素，并进行了较丰富的拓展分析，极大增强了理论分析的现实性，更好地揭示行政管控型环境规制通过要素配置对TFP增长的影响及其机理。第三，就实证分析而言，与已有研究主要基于微观企业数据不同，本文期望能够提供宏观表现与微观机理较为统一的经验证据，以对本文理论分析的结论进行深入检验。

二、理论模型

首先，本文模型涉及的主体包括政府、工人和企业家。政府负责制定实施行政管控型规制政策，工人不存在差异。企业家是异质的，体现在其资产和生产率（创新能力等）不同。由此可以得到企业家的偏好。

假设每个企业家经营一家企业。关于污染排放与企业产出的关系，已有文献主要采取两种做法：一是将污染排放作为一种环境要素投入纳入企业生产函数中；二是采取标准的生产函数，将污染排放作为企业生产的一种副产品。这两种方法是等价的，第一种方法更简洁。因此，本文采取第一种方法，则有如下形式的企业生产函数：

这一生产函数可较好地刻画环境污染的重要特性及其对企业产出的两种影响：污染排放增加会增加企业产出，1-υ刻画了影响力度，但也意味着环境质量恶化，从而抑制企业产出增加；γ刻画了影响力度，单个企业污染排放增加带来的成本将由所有企业承担，因此会产生道德风险，激励企业过度污染，这捕捉了环境的“公共池”资源特性及其引发的过度攫取问题。

企业污染排放取决于规制力度和企业的物质资本投入规模，故所有企业面临的规制力度相同，但污染排放是特异性的，取决于企业物质资本投资规模，进而与企业生产率有关。这会激励企业增加投资以便排放更多污染，但不同生产率企业的投资行为反应可能有所不同，因此会改变企业间要素配置。实践中，企业往往会尽其所能排放污染，因此，通过求偏导，可以得到企业家的资产积累。

其次，假设企业家在环境规制和借贷约束下追求企业利润最大化，求解该优化问题可得企业产出的表达式。另外，经济均衡时，应当满足资本市场和劳动市场出清条件。在该设定下，可得到总物质资本积累方程、要素价格等的表达式。

最后，文章进行数值模拟。

(一）参数基准赋值。本文主要依据中国现实数据和相关文献对模型参数进行基准赋值。特别地，这里将劳动力总量和环境要素最大值正规化为1，将生产函数参数α、υ和γ分别设为0.53、0.84和0.014，符合中国现实数据和已有文献的取值范围。对于环境规制参数θ和β，中国尚缺乏相关经验数据，也缺少良好的文献依据，本文采取如下策略，即通过赋值使得物质资本租金率和储蓄率的模型预测值与现实数据相匹配。鉴于β对资本租金率的影响更直接，依据中国物质资本回报率将β设为0.08；依据总储蓄率将θ设为21，这与陈素梅和何凌云（2017）的取值一致。

(二)TFP增长效应。图1给出环境规制对经济高质量发展的影响。图1可知，环境规制对TFP增长产生弱“U型”（近乎“L型”）影响：当θ≤55时，θ增加将导致TFP增长率下降，且这一负效应主要集中于θ较小时；而当θ>55时，θ增加对TFP增长产生正向影响，但影响力度较弱（见图1(a)）。环境规制对总产出增长则始终产生负影响，但影响力度随着θ增加而持续减弱（见图1(b)）。

图1 环境规制（θ变化）对高质量发展和要素价格的影响

注：相对TFP和总产出是除以基准TFP和总产出得到的，反映的是相较于基准情形的增长变化。

其原因在于，环境规制会影响企业家财富积累（即企业自融资机制），进而影响企业借贷约束，最终对企业间要素配置产生影响。特别地，环境规制会遏制企业污染排放，减少企业产出进而抑制企业家的财富积累，加剧企业借贷约束；但也会改善环境质量，增加企业产出，促进企业家财富积累，缓解企业借贷约束。前一种效应更突出，故环境规制对总产出增长始终产生负影响，但影响力度持续减弱。这会导致工资率和资本租金率下降（见图1(b)），降低企业要素投入成本，促进企业家财富积累，缓解企业借贷约束、减少要素错配。在这些影响的共同作用下，环境规制对TFP增长呈现出弱“U型”效应。而就模拟结果来看，当前中国环境规制力度与“U型”曲线拐点还存在一定差距，要实现环境规制对要素配置效率的正影响，还需进一步加大环境规制力度。

为直观揭示上述机理，本文利用如下两个变量捕捉要素错配程度，来考察环境规制对要素配置的影响：（1）非借贷受限企业与借贷受限企业的资本产出比的比值；（2）借贷受限企业家的累积资产损失份额。这两个变量越大，要素错配越严重。模拟结果显示，环境规制对二者均产生弱“倒U型”影响，且“倒U型”曲线顶点对应的θ均为55。这较好契合了环境规制对TFP增长的影响，凸显出要素配置机制对于认识理解环境规制对TFP增长影响的重要性。

综上所述，本文发现，环境规制对TFP增长产生弱“U”型（近乎“L”型）影响，要素配置机制在其中发挥了重要作用，即环境规制会影响企业家的财富积累即企业自融资机制，从而对要素配置效率产生弱“U”型影响。因此，就理论而言，地方政府环境规制与经济高质量发展并非割裂对立的，而是可以较好地实现“鱼与熊掌兼得”。

(三）拓展与稳健性分析。本文进行了如下拓展与稳健性分析。（1）引入固定生产成本从而引入内生企业退出机制，以捕捉环境规制通过影响企业退出影响TFP增长的作用机理。（2）引入污染税费和减排补贴，以捕捉市场激励型规制政策的影响。（3）在效用函数（而非生产函数）中引入环境质量外部性，以捕捉环境质量偏好的影响。（4）考虑两类不同的行政管控型环境规制政策。（5）改变一些重要参数的取值。上述分析的主要结论不变。

三、政策背景、计量策略与数据

（一）国家环境保护重点城市政策

改革开放以来，伴随着工业化进程加快，中国环境污染问题日趋严重。中央高度重视这一问题，陆续颁布了数十部环保法律法规，形成了较完备的环保政策体系。确切来讲，1988年12月，原国务院环境保护委员会通过了《城市环境综合整治定量考核实施办法（暂行）》（简称《实施办法》），规定自1989年起将所有的直辖市和省会城市（拉萨市除外）以及大连和苏州等32个城市列为国家环境保护重点城市，由中央直接负责对这些城市进行环境综合整治定量考核（简称“城考”）。1992年，将青岛、宁波、厦门、深圳和重庆5个计划单列市增加为国家环境保护重点城市。此后，国家环境保护重点城市不断拓展：1996年为46个，2003年为47个，2004年为113个并保持至今。对于新增的国家环境保护重点城市，中央没有公布明确的选择标准，但选取的主要是那些人口规模较大和污染较严重的城市（魏正明，1999），故可能存在内生性选择问题。国家环境保护重点城市相较于其他城市普遍实施了更严格的环保标准和行政管控型规制措施，在遏制环境污染、改善环境质量方面取得较好成效。这为本文深入考察地方政府环境规制对TFP增长的影响、检验本文理论分析的结论提供了一个良好契机。

（二）两步双重差分策略

国家环境保护重点城市政策具有较典型的拟自然实验性质，但正如前文指出的，这一政策并非随机的，国家环境保护重点城市与其他地级市的TFP增长率可能在政策实施前就存在差异，标准一步双重差分法可能存在估计偏差。为此，本文采用两步双重差分策略。

第一步：事件分析（Event Study）。特别地，本文采用如下事件分析方程：

第二步：识别政策效应。本文以第一步回归得到的估计值为被解释变量，利用如下方程识别国家环境保护重点城市政策的TFP增长效应：

第一步回归控制了时间固定效应，但仍可能无法完全控制处置组与对照组事前TFP增长趋势差异的影响。为此，本文引入事件窗口时间趋势项，则有：

而且，考虑到政策影响往往具有时滞性和持续性，例如企业需要时间来调整生产经营策略以应对政策变化，本文也尝试引入政策实施0-1变量与事件窗口时间趋势0-1变量的交互项，则有：

本文重点关注政策实施5年后（p=5）的影响，以识别较长时期的政策累积效应。最后，为避免估计误差的影响，本文以图片标准误差的倒数为权重，对上式作加权处理。实证分析也给出拓展一步双重差分法的回归结果，以便于比较。

（三）数据说明

本文使用的是地级市市辖区数据和规模以上工业企业调查数据。地级市市辖区数据来自历年的《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》以及各省份统计年鉴。鉴于数据的可获取性，本文的样本期设为1988-2014年。为能较好地进行平行趋势检验，本文剔除了1989年纳入国家环境保护重点城市的32个城市。本文还剔除了重庆市，以及样本期内发生过行政区划变动和数据缺失严重的地级市。最终使用的样本包含257个地级市。中国工业企业数据来自1998-2007年国家统计局规模以上工业企业调查数据库，该数据库提供了全部国有工业企业和规模以上（即年销售额在500万元以上）非国有工业企业的详细信息。本文将制造业企业作为考察对象，由企业所在地，识别出样本地级市市辖区内的工业企业，得到1998-2007年企业面板数据，共有95777家企业和325469个观测值。

（四）TFP增长率测算

本文利用索罗残差法和如下生产函数估算地级市市辖区TFP增长率。由于缺少地级市地区生产总值平减指数，本文利用省份地区生产总值平减指数将地级市地区生产总值折算成以1988年为基期的实际值。实际物质资本存量由永续盘存法测算。本文也考虑以企业TFP增长率和要素配置效率作为被解释变量。

四、地方政府环境规制对经济高质量发展的影响

（一）基准回归结果

图2(a)显示，政策实施前，国家环境保护重点城市相较于其他地级市的事前TFP增长总体较慢，故不满足平行趋势条件，标准一步双重差分估计将有偏。政策实施后，发生明显的趋势反转，由之前总体上升态势转变为下降趋势，并于政策实施后第6年达到谷底，表明国家环境保护重点城市政策对地级市TFP增长倾向于具有负向冲击，且这一不利影响具有较强的持续性。

本文也考察了国家环境保护重点城市政策对地级市地区生产总值增长的影响。图2(b)显示，国家环境保护重点城市与其他地级市的地区生产总值增长也存在较明显的事前趋势差异。进而，由第二步回归结果可知，这一政策对地级市地区生产总值增长也具有显著的抑制作用，一步双重差分法的结果类似。此外，两步双重差分法的回归结果表明，国家环境保护重点城市政策总体上有助于改善地级市的环境质量，促使国家环境保护重点城市的工业废水和二氧化硫排放量分别下降23%和25.90%，但对工业烟尘排放量的负影响不显著。

图2 国家环境保护重点城市政策影响事件分析

注：这里给出的两步双重差分法第一步回归式（16）的政策影响系数 σp 的估计结果，图（a）和图（b）分别以地级市 TFP 增长率和地区生产总值增长率为被解释变量。

（二）规制力度的影响

前文实证分析表明，地方政府环境规制有利于遏制环境污染，改善环境质量，但对TFP增长产生了显著的抑制作用。结合前文理论分析的结论可知，这很可能主要是因为样本期内中国地方政府环境规制力度总体较弱所致，可能尚处于“U”型曲线的左端。中国目前尚缺乏良好的地级市市辖区的环境规制力度数据。因此，本文采用如下策略捕捉处置组城市市辖区环境规制力度差异：依据2003年、2005年、2006年和2008年国家环境保护重点城市的“城考”综合排名，计算出每个处置组城市的排名变化；将累计排名上升前25%分位数的城市归为规制力度较大组，其余为力度较小组。

分别基于这两组处置组样本的两步双重差分组回归结果表明，随着规制力度增加，地方政府环境规制对经济高质量发展的不利影响明显减弱、趋于消失。不过，按照上述分组办法，“城考”排名始终靠前的国家环境保护重点城市可能被归为规制力度较小组，而这些城市也很可能需要实施严格的规制政策以保持排名靠前。因此，本文尝试利用四次“城考”平均排名情况捕捉规制力度差异，将平均排名前25%分位数的国家环境保护重点城市归为力度较大组，其余为力度较小组。规制力度对地区生产总值增长的影响结果总体类似。

上述分析进一步证实：地方政府环境规制与经济高质量发展并非割裂对立的，而是可以较好地实现“鱼与熊掌兼得”。这为更好地矫正地方政府的认知与发展理念偏差，加强地方环境治理，全面贯彻落实新发展理念提供了良好的经验支撑与借鉴启示。

（三）平行趋势与结构性断点检验

本节对两步双重差分策略的有效性进行检验，包括平行趋势检验和结构性断点检验。本文利用反事实分析进行平行趋势检验，特别地，选取了两个事前样本期：（1）1988-1995年。为确保样本城市在此期间均未受过处置，这里剔除1992年纳入国家环境保护重点城市的地级市样本。（2）1988-2002年。基于类似考虑，本文剔除1992年、1996年纳入国家环境保护重点城市的地级市样本，分别以2000年、2001年为虚拟政策实施年份。结果显示，无论是1988-1995年还是1988-2002年，政策影响系数和5年政策效应均不显著，满足平行趋势条件，表明两步双重差分策略有效。

此外，本文进行结构性断点检验，检验回归系数β1和β3是否在政策实施当年及之后年份存在结构性断点：若存在断点，则表明政策产生了有效影响，采用两步双重差分法是合理有效的；否则，是无效的。检验结果显示，就地级市TFP增长而言，在国家环境保护重点城市政策实施当年就出现了结构性断点，最大F值对应的时点为0，QLR检验统计值大于99%置信水平的临界值；对于地级市地区生产总值增长，在政策实施后第1年出现了结构性断点。因此，本文采用的两步双重差分法有效，基准结论可信。

（四）稳健性检验

为进一步确保基准结论的可靠性，本文作如下稳健性检验：（1）选择不同的事件窗口范围，为检验结果对p范围变化的敏感性。（2）考虑国家环保模范城市政策的影响，原国家环境保护总局自1997年起开始评选国家环保模范城市，这可能导致基准结果有偏。为此，本文剔除国家环保模范城市样本。（3）考虑“两控区”政策的影响，国务院在1998年批准实施了“两控区”政策，可能导致基准结果有偏。因此，本文在第一步回归式中引入“两控区”政策0-1变量，即“两控区”地级市1998年及之后年份取值1，否则为0；非“两控区”地级市均取值0，以此控制该政策的影响。（4）考虑外溢性的影响，污染通常具有外溢性且环境规制力度增强也可能引发企业迁移，从而可能导致基准结果有偏。为此，本文尝试剔除与处置组城市地理相邻的对照组城市样本。（5）增加控制变量，本文尝试在第一步回归中增加一组新的控制变量，包括财政收入、财政支出、城镇职工工资总额和劳动人数与总人口的比值。与基准结果相比，结果没有明显变化.

五、微观机理分析

（一）对企业TFP增长的影响

回归结果表明，这一政策对企业TFP增长产生了显著的抑制作用，导致国家环境保护重点城市的企业TFP增长率5年累积下降4.18个百分点，一步双重差分法的结果类似。本文依据国家环境保护重点城市“城考”综合排名累计变化情况进行分组回归，来识别规制力度差异的影响。结果显示，规制力度较小组的5年TFP增长效应显著为负，力度较大组的则为正值，但统计上不显著。上述结果表明，地方政府环境规制对企业TFP增长也倾向于产生弱“U”型（近乎“L”型）影响，这为前文基于地级市宏观数据得到的结论提供了良好的微观证据支持。

（二）异质性效应

本文从以下几个方面考察异质性效应：

第一，企业借贷约束越严重，环境规制对TFP增长的负向影响越突出。为此，本文利用Guariglia et al.（2011）的方法，测算每个样本企业的借贷约束指数（CFS）。结果表明，借贷约束较大组的5年企业TFP增长效应显著为负且力度较大，借贷约束较小组的5年企业TFP增长效应则显著性较差且力度较小，意味着缓解企业借贷约束有助于抵消地方政府环境规制对经济高质量发展的不利影响。

第二，本文将企业分为国有企业与非国有企业，其中国有企业包括国有、国有联营、国有独资公司以及国有经济处于绝对控股地位的股份合作和股份有限责任公司，非国有企业包括集体、民营、港澳台和外资企业，以此考察地方政府环境规制对不同所有制企业的影响差异。分组回归结果表明，相较于其他所有制企业，国家环境保护重点城市政策对国有企业TFP增长的抑制作用较弱。原因可能在于，国有企业可获得更大的借贷支持，因此受到的冲击影响较弱。

第三，地方政府环境规制对污染性不同行业的冲击影响也可能有所不同，相较于低污染行业，高污染行业对污染排放的依赖性更大，因此受到的冲击影响可能更大。分组回归结果证实了这一点，与低污染行业相比，国家环境保护重点城市政策对高污染行业企业TFP增长的5年负效应更为突出。由此可见，地方政府环境规制有助于遏制高污染行业的发展，进而有利于改善环境质量，这为前文基于地级市污染数据得到的结论提供了良好的微观证据支持。

第四，地方政府之所以在实践中会普遍忽视环境治理，激励结构偏差（即以地区生产总值增长为核心的晋升激励）也在其中扮演了重要作用。为此，本文依据所在地级市市委书记的年龄将样本企业分为两组：激励较强组即市委书记年龄较小组（小于57岁）和激励较弱组即年龄较大组（大于等于57岁）。结果表明，市委书记年龄较小组的5年政策效应显著为负，年龄较大组的则为正值，但统计上不显著。既然以地区生产总值增长为核心的晋升激励越强，地方政府越有可能采取较弱的环境规制力度，这与前文结果保持了良好的一致性。

（三）要素配置效应

前文理论分析指出，环境规制之所以会影响TFP增长，主要原因在于其会影响要素配置效率。为检验这一核心作用机理，本文分别以企业的资本份额和劳动份额为权重度量地级市行业要素配置效率，并将其作为被解释变量。结果表明，国家环境保护重点城市政策显著降低了要素配置效率，导致国家环境保护重点城市以资本份额为权重度量的要素配置效率5年内累积下降0.08，以劳动份额为权重度量的要素配置效率5年内累积下降0.06，分别相当于样本均值的18.10%和11.90%，一步双重差分法的结果类似。本文依据国家环境保护重点城市“城考”综合排名累计变化进行分组回归，以识别规制力度差异的影响。结果显示，地方政府环境规制对要素配置效率总体上产生弱“U”型（近乎“L”型）影响，依照平均排名的分组回归结论类似，较好地验证了本文理论分析的结论。

六、结论与启示

地方政府环境规制与经济高质量发展能否实现“鱼与熊掌兼得”？厘清这一问题具有良好的理论意义，对于完善地方环境治理，实现环境保护与经济高质量发展协同共进，推进中国式现代化至关重要。本文以国家环境保护重点城市政策为契机，从要素配置视角构建一个相对统一的分析框架，考察了地方政府环境规制对经济高质量发展的影响、作用机理及其蕴含的理论内涵。研究表明，地方政府环境规制在总体有利于遏制环境污染、改善环境质量的同时，对TFP增长产生弱“U”型（近乎“L”型）影响。国家环境保护重点城市政策对地级市TFP增长产生了显著的抑制作用。但随着环境规制力度增加，这一不利影响明显减弱、趋于消失。缓解企业借贷约束有助于规避地方政府环境规制对经济高质量发展的不利影响。因此，地方政府环境规制与经济高质量发展并非割裂对立的，而是可以较好地实现“鱼与熊掌兼得”。

上述结论的政策启示在于，在一个多级政府框架下地方政府因信息与管理等优势而往往构成环境治理政策的主要实施主体，这在中国这样一个地域辽阔、国情复杂的发展中国家愈发突出。因此，就本文的研究来看，新时代推进人与自然和谐共生的中国式现代化的关键在于，进一步持续强化新发展理念的贯彻践行，促使地方政府深刻认识“绿水青山就是金山银山”，切实转变发展理念，更好地发挥主体积极性，将地方环境治理与经济高质量发展有机统一融合起来。这也正是“两山”理论的重要意义之所在，也是中国式现代化的本质要求。（1）加强环境规制力度，用最严格制度最严密法治保护生态环境。（2）督促地方政府压实多元化差异化的环境规制政策，提升要素配置效率。（3）持续推进市场化改革，有效消除金融摩擦等因素导致的要素配置障碍。（4）加强地方环境治理激励约束机制，压实地方政府生态环境保护责任。

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