分權視角下的環境規制競爭與產業結構調整

鄭金鈴(暨南大學經濟學院，廣東廣州510632)

分權視角下的環境規制競爭與產業結構調整

鄭金鈴
(暨南大學經濟學院，廣東廣州510632)

摘要:基于經濟分權和環境規制地區差異，本文利用我國2003－2013年間279個城市的面板數據，考察了環境規制、環境規制競爭的產業結構效應。研究發現: (1)當不考慮環境規制競爭時，我國環境規制強度的增加有利于產業結構升級。(2)當運用空間Durbin模型刻畫環境規制競爭后，環境規制對本地產業結構升級的推動作用有所減弱，以模仿策略為主的環境規制競爭會對鄰近地區的產業結構水平產生了正向溢出，對鄰近地區的累積溢出效應是對本地效應的將近4倍。(3)分區域看，環境規制對本地產業結構升級的推動作用在中西部地區更為突出，東部地區負的空間溢出效應表明東部沿海城市的環境規制競爭并不利于區域整體產業轉型升級，政府間更傾向于采取差異化策略，而不是中西部地區的模仿策略。

關鍵詞:環境規制競爭;產業結構升級;溢出; SDM

一、引言

當前，中國經濟已進入新常態。經濟增速放緩使產業結構的調整升級進入了陣痛期，也為扭轉資源環境日益惡化的局面提供了新契機。沿海地區曾經為經濟發展做出重要貢獻的制造業，尤其是高污染高能耗的產業部門，在結構調整與資源約束的雙重壓力下，生存與發展空間日益受到擠壓，對經濟的拉動作用開始逐步讓位于服務業，地方政府紛紛出臺甚至抬高環境標準以制約污染產業的發展。而中西部地區正處在加速推進工業化時期，不少地方政府急于求成，不惜以環境為代價競相降低環境門檻與標準，吸引“利大稅高”的污染產業流入。可見，環境規制強度的地區差異，會改變現有或潛在企業的生產規模和區位選擇，引致污染產業轉移，進而影響地區產業布局。環境規制作為一種資源環境約束，引導并牽制著地區產業結構的發展。

造成地區環境規制呈現差異性的原因是多方面的，除了客觀上的資源稟賦與產業結構差異，更多的取決于規制主體(地方政府)和客體(企業或產業)的行為機制。本文將研究重點放在環境規制制定和實施的主體——地方政府間的策略競爭上。自1994年分稅制改革以來，分權結構極大地調動了地方政府發展區域經濟的積極性，形成了以“政治集中、經濟分權”為特征的中國式分權，地方政府擁有了更大的裁決權。我們推斷，在以GDP為主的績效考核體制下，地方政府可能更傾向于犧牲非經濟職能目標(環境保護)以實現短期的經濟利益，甚至可能為了爭奪經濟資源形成環境規制的競爭策略行為。本文嘗試用城市數據來驗證以上推斷，具體而言，我們將回答以下問題:環境規制競爭在我國各級政府間是否存在?如果存在，實行較強環境規制的地區是否會無法獲得其規制的全部利益，實行較弱環境規制的地區是否會導致周圍地區的績效損失?這種影響是否會體現在地區的產業結構布局上?回答上述問題，對于有序引導我國當前大規模的產業轉移具有重要意義，也能為匡正我國地方政府間的競爭行為，優化競爭環境，建立區域合作發展、利益共享機制提供有價值的依據。

二、文獻綜述

在有關環境規制與產業發展的研究中，多數學者基于“波特假說”［1］，認為環境規制是一個有效的倒逼機制:環境規制會在企業和產業群體內部進行一種強制性的“精洗”，通過優勝劣汰的作用，提升產業競爭力，最終驅動產業結構的調整［2］。也有學者基于新古典理論認為政府在糾正環境負外部性的同時，使受規制企業或部門的生產成本上升，進而對企業創新能力和產業競爭力造成不利的影響［3－4］。這類文獻往往將環境規制視作外生給定的，即從局部靜態的角度考察了環境規制對本地企業或產業發展的影響，而忽略了企業行為或產業遷移對政府規制行為的潛在作用。事實上，我國的環境規制政策由中央政府統一制定并由地方政府負責執行，地方政府間為爭奪經濟資源往往會采取策略性的環境規制競爭行為，由此帶來了環境政策的外部性。

有關環境規制競爭行為，學界主要有三種觀點:一是標尺效應，認為若上級政府將環境因素明確納入官員晉升的考核體系，或者居民采用“用腳投票”的方式迫使地方政府提高環境標準，形成地區規制強度競相向上(race to the top)的局面［5］。第二種是競次理論(race to the bottom)，認為政府出于地方保護主義，為避免本地污染密集型制造業失去競爭優勢或者吸引其他地區的企業遷入，競相降低環境標準［6］。第三種是差別化競爭，發達地區與欠發達地區之間在發展初期往往會采取差異化競爭。當發達地區政府增強環境規制時，欠發達地區政府借機降低環境標準門檻，以謀發展。實證方面，國內研究也從我國省域或城市數據中找到了環境規制“逐底競爭”的證據［7－9］，但也有文獻指出并不存在全局的“逐底競爭”行為，僅在局部欠不發達地區較為顯著［10］，張文彬［11］甚至發現1998－2002年間的環境規制省際競爭以“差異化策略”為主，2004－2008年間競爭逐步形成“標尺效應”。在此基礎上，學界也逐漸開始關注這種環境規制競爭對FDI［12－13］、區域效率［14］等的影響。前者探討的是環境規制競爭的存在與否以及如何選擇策略的問題，而其經濟效應問題建立在經濟資源的爭奪、企業的區位選擇與環境規制強度關系的假定上，后者往往更能激發研究者的興趣［11］。

然而，鮮有文獻討論環境規制競爭與地區產業結構二者的關系，這顯然與當前環境保護、結構調整雙重任務的嚴峻性和緊迫性不相符。有文獻表明環境規制對地區產業結構的調整具有促進作用，不僅能提高服務業相對于工業部門的比重［15］，還能激發企業的創新熱情，優化升級產業內部的結構［16］，但這些研究并未將環境規制的競爭行為納入分析框架。近年，王文普［9］利用空間Durbin模型發現環境規制強度增加雖然不利于本地的產業發展，卻會對相鄰地區的產業競爭力造成正向的溢出。類似地，趙霄偉［17］通過城市層面的工業數據，發現環境規制競爭對本地工業增長效應具有明顯的區域特征，但并未指出其對產業結構調整效應。

綜上所述，關于環境規制、環境規制競爭對產業結構影響的文獻存在以下幾點不足。(1)涉及環境規制競爭效應的研究，多是利用博弈模型分析地方政府之間的互動策略及其污染治理效率，而對其經濟效應的研究也僅僅停留在經濟效率或招商引資等層面，有關環境規制競爭與地區產業結構二者關系的文獻幾乎為空白。結合產業結構效應考察政府間的環境規制競爭行為，將有助于政府全面地評估環境規制的政策效果，甚至推動環境規制成為產業結構轉型新的有力抓手和驅動力。(2)有關環境規制強度與產業結構的研究，多是基于污染產業區際轉移考察“污染避難所效應”的適用性問題，針對區域內產業空間布局以及產業結構調整的研究反而較少。因此，本文對于環境規制、環境規制競爭與產業結構升級關系的研究是一個有益的補充。(3)以往文獻多是基于省級數據展開研究，越低層級政府抱著“山高皇帝遠”的心理、在“保增長”的利益驅動下，越有動機扭曲執行國家的環境政策;而且在唯GDP的政績考核制度下，中國現階段的產業轉移通常遵循先省內后省外的模式［18］。因此，通過城市這一層面尋找環境規制溢出效應的區域特征，不僅更具差異性和代表性，也有別于以往根據省級層面數據僅尋找整體特征的研究。

基于上述問題，本文嘗試從環境規制競爭的角度考察環境規制對地區產業結構的影響。具體來說，本文以我國城市為研究對象，首先考察環境規制是否會影響地區產業結構，接著利用空間計量模型考察我國地區政府之間是否存在環境規制競爭的現象，并測度環境規制的溢出效應，實證檢驗環境規制競爭與地區產業結構的關系。

三、計量模型設定、數據和變量

(一)模型設定

1．不考慮環境規制競爭的模型

本文首先構建一個影響地區產業結構水平的模型。假定產業結構是各地產業政策和要素稟賦的函數［9］，其影響因素函數可以用Y = f(E，Z)表示，其中E表示政府對產業的干預，本文考察的是環境規制，Z為影響地區產出水平的其他因素(如資本要素、技術等)。以產業結構水平IND為被解釋變量，環境規制強度ER為核心解釋變量，模型Ⅰ可寫為:

模型Ⅰ并沒有考慮環境規制的政府競爭行為，只是考察政府實施環境規制的強度對本地產業結構調整的作用，可用普通最小二乘法(OLS)估計。系數β1的大小和符號反映了環境規制強度對地區產業結構水平的影響程度和方向，若β1＞0，則表明環境規制強度加大會促進產業結構升級，被規制的高污染、低層次企業發展受限，支持“新古典理論”，若β1＜0，則表明加強環境規制不利于產業結構升級，被規制企業的競爭力加強，支持“波特假說”。

2．考慮環境規制競爭的模型

在分權制度背景下，中央與地方、地方與地方之間的政府目標可能會發生沖突。在制定或實施公共政策時，地方政府出于機會主義和利己主義往往采取競爭策略，突出表現在對經濟資源的爭奪和搶占。由于環境規制強度的區域差異會影響企業區位選址和產業遷移方向，地方政府在制定或實施環境政策時不得不在“保增長”與“治污染”間作出權衡。

地方政府的環境競爭策略可以分為兩類: (1)模仿策略，包括競相逐底和競相向上。競相逐底，即“你弱我弱”，政績優先的地方政府，會隨著競爭者環境規制強度的降低而降低，形成搶占流動性生產要素擴張“利大稅高”重化工項目的傾向。而競相向上，即“你強我強”，地方政府隨著競爭地區環境規制強度的增加而增加，以縮小規制強度差距。這既可能是地區聯手整治污染、推進產業布局調整升級的舉措，也可能是地區盲目競爭的后果。(2)差異化策略，當部分地區提高環境標準門檻時，欠發達地區政府會放松環境規制，或者沒有明顯策略變化行為，以促進本地區經濟增長。因此，環境規制競爭意味著一個地區環境規制強度的調整會影響到鄰近地區政府的策略反應，進而影響受規制產業的區域分布，以及區域內部的產業結構。

那么，如何衡量環境規制競爭?文獻中主要采取兩種方法:一種是通過構建博弈模型，以定性分析地方政府策略行為的成本收益;另一種通過將競爭地區政府行為納入本地環境規制的反應函數，以尋找這種競爭的內在規律。本文采用第二種方法。但在地區競爭對象的選取問題上，有別于環境污染物的外部性，環境規制競爭并不能依靠風向、地域或流域等因素明確污染溢出的地區，因此采用對所有潛在競爭地區賦予權重的方法，以區分各個地區對本地環境規制競爭的參與程度。

若考慮了政府間的環境規制競爭行為，模型Ⅰ中環境規制變量ER的內生性問題則不容回避，此時OLS估計有偏。基于工具變量估計有可能使空間效應的系數估計值落在參數空間之外［19］，本文借鑒呂健［20］的方法來處理內生性問題: (1)利用最大似然估計給出一致無偏估計，使空間項系數受到對數似然函數中雅各比項(Jacobian Term)的約束; (2)采用空間杜賓模型，引入解釋變量的空間滯后項，能夠在一定程度上與遺漏變量相關，從而較好地解決由于遺漏變量產生的內生性問題; (3)采用面板數據，控制隨個體(時間)變化但不隨時間(個體)變化的其他因素對地區產業結構影響，部分消除了遺漏變量帶來的內生性問題。

公式(2)即為考慮了環境規制空間溢出的模型Ⅱ，簡化后得到公式(3)的矩陣形式，文獻上稱之為空間Durbin模型(SDM)。

其中，ρ為空間滯后回歸系數，體現地區間產業結構固有的空間依賴性;β表示環境規制及其他因素對地區產業結構的影響; W為體現地區之間相互關系的n階空間權重矩陣，當wij＞0，意味著地區j與地區i相鄰，或地區i與地區j聯系緊密。當θ= 0時，SDM模型簡化為僅考慮被解釋變量空間依賴的空間滯后模型(SLM)，當ρβ+θ= 0時，SDM模型簡化為考慮擾動項空間依賴的空間誤差模型(SEM)。

在該模型中，本文重點考察系數β1和θ1的方向，β1仍然表示環境規制產業結構效應的本地效應，θ1表示環境規制產業結構效應的空間溢出效應。β1＞0，表明環境規制強度與本地產業結構的調整方向存在正相關。此時，若政府間的環境規制競爭采取模仿策略，將會同步帶動鄰近地區產業結構的轉型升級，意味著環境規制的產業結構效應存在正向的空間溢出(θ1＞0) ;若政府間的環境規制競爭呈差異化策略，鄰近地區環境規制強度的減弱將不利于產業結構的調整升級，意味著環境規制的產業結構效應存在負向的空間溢出(θ1＜0)，具體見表1。

表1　模型Ⅱ主要變量系數含義

與模型Ⅰ線性估計不同的是，在含有滯后解釋變量或被解釋變量的空間模型中，系數大小并不具有直接的解釋力，其既包含了解釋變量的任何一個地區變動對該地區本身的影響(直接效應)，又包含了對周圍所有地區的潛在影響(間接效應或溢出效應)。Lesage［21］指出這兩種影響可以通過計算式(3)中解釋變量的自偏導數和交叉偏導數得到，也就是說，式(4)中等式右邊矩陣主對角線上元素的平均值和非主對角線元素的平均值分別表示解釋變量變化所引起的直接效應和溢出效應，二者之和為變化引起的平均總效應。

?Y/?Xk= (In－ρW)－1(βkIn+θkW) (4)

此外，空間權重矩陣W的選擇是模型Ⅱ估計的關鍵。本文將分別采用地理特征和經濟特征兩大類空間權重矩陣進行估計。對于地理權重矩陣，首先采用常見的地理距離矩陣W1，若兩地距離d≤dm，元素wij= 1，否則wij= 0，其中dm為確保每個地理單元有鄰近單元的最小地理距離。進一步地，同一個上級管轄的地方官員由于經常參加上層政府組織的活動，彼此之間相互了解［22］，同一省份的地市級在環境標準制定或實施的過程中更有可能存在競爭策略行為。因此，本文將考慮行政區劃的地理鄰近性，構建行政權重矩陣W2，若兩地屬于同一省份，元素wij= 1，否則wij= 0。對于經濟特征矩陣，借鑒李婧等［23］構造嵌套空間權重矩陣的方法，具體為:

其中Wg為地理權重矩陣W1或W2，Yi表示城市i樣本考察期內人均GDP的均值，Y表示樣本考察期內所有城市人均GDP的均值。通過這種方式構建的權重同時考慮了地理特征和經濟特征，且賦予了經濟發展水平較高地區對經濟水平較低地區更強的空間影響和輻射作用，如北京對河北的影響強度顯然大于河北對北京的影響強度，更符合經濟現實。

(二)數據和變量

本文將研究時期定為2003－2013年，數據均來自于《中國城市統計年鑒》、《中國區域統計年鑒》。鑒于統計數據的完整性，排除西藏、新疆、海南以及其他省份內數據缺失的城市，采用我國279個地級及以上城市(以下簡稱城市)的面板數據，統計口徑均為全市范圍。所有名義變量統一按照所在省份平減指數調整為2003年不變價。

對于環境規制強度ER的測度，國內外采用的指標存在較大的差異。由于地級市層面缺少污染物排放費用支出數據，本文參照趙霄偉［17］的代理變量法得到環境規制強度ER。首先計算各個城市的污染排放強度: Eli= eli/ Yi，eli表示第i個城市第l種污染物的排放總量，Yi表示第i個城市實際工業總產值;接著計算污染物l的全國排放強度: El=∑eli/ ∑Yi，并得到每個地區的相對排放強度EMli= Eli/ El，EMli的數值越大并超過1，表明當期第i個城市第l種污染物的排放量強度在全國范圍內相對越高，則表示環境管制強度越放松。最后，對城市多種污染物排放的相對強度EMli求算術平均，得到一個無量綱的變量EMi。其中，用到的污染物數據包含工業廢水排放量、工業SO2排放量、工業煙塵排放量。污染物排放量越少，表明政府實行較為嚴格環境標準，因此也對該指數進行逆處理，得到環境規制指標ER，數值越小，表明環境規制強度ER越弱。

對于地區產業結構水平IND的衡量，目前研究者一般簡單采用非農產業比值或者第三、第二產值之比作為產業結構升級的粗略度量，但這些指標僅僅反映了產業結構升級的某一階段①產業結構高級化對應的路徑應當是勞動密集產業——資本密集產業——技術密集產業——知識密集產業的一個漸進過程，干春暉(2013)指出第三、第二產值之比主要衡量的是最后一個階段，而傳統的非農產業比值指標則集中于前三個階段。。為了更確切地反映地區各產業間的分布情況，付凌暉［24］基于象征產業結構變化程度的Moore值重新定義了一種度量產業結構水平的指標:在地級市層面缺少各產業增加值數據的情況下，采用三大產業的產值比重作為分量構造向量Q0= (q1，q2，q3)，然后分別計算Q0與代表產業結構由低層次(以第一產業為主)向高層次(以第三產業為主)的基向量Q1= (1，0，0)，Q2= (0，1，0)，Q3= (0，0，1)之間的夾角γ1、γ2、γ3，最終通過式(6)得到各地區的產業結構水平。若該地區第三產業產出比重相對上升時，則向量Q0與基向量Q3的夾角γ3減小，與Q1、Q2的夾角增大，由于γ1與γ2被賦予更高的權值，IND指標最終將增加，即產業結構升級。

我們選取的控制變量Z包括:城市的對外開放程度FDI，用外商直接投資實際利用額與固定資產投資額的比值表示，隨著區域對外依存度的提高，產業結構的調整更容易受國際環境的影響，而學術界對FDI推動產業結構調整的作用也尚未形成定論;城市的人力資本水平Tech，用每萬人普通高等學校在校學生數表示，一個地區所擁有的人力資本數量、質量和結構狀況在一定程度上決定了地區產業結構的轉換能力，因此在產業結構調整過程中，人力資本起著至關重要的作用;城市的財政自主權Gov，用各城市人均預算內財政支出與地方(城市本級和省級)、中央人均預算內財政支出總和之比表示［25］，由于在中國式分權模式下，地方政府的投資行為往往存在著得失利弊的權衡，這對地方產業結構調整的影響是直接而顯著的。

四、計量檢驗與結果分析

(一)空間相關性檢驗

為了避免異方差和多重共線性，對各變量進行對數處理。根據前文分析，環境規制不僅會影響本地的產業結構布局，也可能會通過政府間的環境規制競爭對鄰近地區的產業結構升級造成影響。為此，在做空間計量分析之前，需要對被解釋變量產業結構水平IND進行空間相關性檢驗，以檢驗各城市的產業結構水平是否存在空間相關，同時對環境規制強度ER進行空間相關性檢驗，以考察政府間是否存在環境規制競爭行為。表2表示，我國279個城市產業結構水平的Moran's I值呈逐年上升的趨勢，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明我國各城市間的產業結構布局具有明顯的空間相關性;環境規制強度的Moran's I值總體呈下降趨勢，從2003年的0．2743減少到2013年的0．2270，盡管2009年后有小幅增加，空間相關性依然顯著。

(二)模型Ⅰ回歸

根據公式(1)，分別進行無固定效應模型(即混合OLS)、個體固定效應模型以及個體時間雙固定效應模型的回歸分析，結果見表3中的第(1) (2) (3)列。可以看到，OLS估計雖然擬合優度較高，且所有變量系數均顯著，但對數似然值偏低。考慮個體固定效應后，對數似然值隨之增大，變量的系數值與顯著性水平也發生了較大的變化。考慮時間和個體固定效應后，似然值繼續上升，但擬合優度降至0．04，多數變量并未通過顯著性水平檢驗。顯然結果(2)要優于(1) (3)。事實上，我國區域間的產業發展狀況存在著結構性差異，東部地區“經濟服務化”趨勢明顯、中西部地區仍然主要依靠傳統工業的發展來推動地區經濟，忽略個體差異的無固定效應模型回歸顯然不能體現產業結構的地區差異。此外，由于在一定時期內各地產業結構的布局具有一定的穩定性，時間固定效應并不顯著，因此雙固定效應模型的估計結果并不理想也就在情理之中了。

從表3結果(2)看，環境規制ER影響產業結構水平IND的彈性系數β1為0．0031，表明政府環境規制強度加大能促進本地區產業結構的升級，通過增加受規制企業(以工業部門為主)的生產成本、抬高產業進入壁壘，環境規制會對第二產業的發展起到一定的抑制作用，進而引導生產要素流向第三產業。對外開放程度FDI的系數為負，改革開放以來第二產業特別是工業部門一直是FDI的流入重地，這種偏向性的投資部門結構會加劇地區的產業結構傾斜，并不利于產業結構升級。人力資本水平Hcap的增加對本地產業結構的升級均具有推動作用。財政自主權Gov的估計系數為負，地方政府為獲得更好的績效，傾向于將資源投資于大型工業和經濟基礎建設等部門，不利于產業結構的優化升級［25］。

表2　不同年份產業結構水平IND與環境規制強度ER的Moran's I值

表3　模型Ⅰ估計結果

此外，為進一步檢驗模型的空間相關性，還需要對模型Ⅰ殘差進行LM統計量檢驗，其原假設為模型不包含空間滯后因變量或空間誤差項。表3結果顯示，三種估計的LMLAG和LMERR統計量均拒絕了原假設，在使用穩健性檢驗后，個體固定效應模型的R－LMLAG和R－LMERR統計量也通過了1%的顯著性檢驗。這表明，考慮個體固定效應的SDM模型比雙固定效應的空間計量模型更優。

(三)模型Ⅱ回歸

結合Moran's I統計量以及LM檢驗，地區間的產業結構水平和環境規制強度均存在較強的空間依賴性。若忽略這種空間相關性，勢必導致估計結果的偏差，無法確切考察環境規制對地區產業結構調整的影響。因此，本文利用空間權重矩陣刻畫環境規制的空間溢出，構建SDM模型以檢驗環境規制競爭與產業結構的關系。對于SDM模型能否簡化為SLM模型和SEM模型，需要通過LR統計量檢驗，其中LR－Lag檢驗的原假設為θ= 0，LR－Err檢驗的原假設為ρβ+θ= 0。表4中所有估計的LR檢驗均拒絕了原假設，表明SDM模型設定是合理的。

表4　模型Ⅱ估計結果

具體地，表4的(1) (2) (3)分別是采用地理距離矩陣W1、行政距離矩陣W2以及經濟特征矩陣W3估計模型Ⅱ的結果。三種估計結果中，被解釋變量IND的空間滯后系數ρ均顯著為正，充分說明了我國各城市間的產業結構布局存在顯著的正向相關效應。比較結果(1)和(2)，可以發現行政距離矩陣W2比地理距離矩陣W1具有更強的空間相關性(ρ的估計結果分別為0．5920和0．4890)，表明屬于同一行政區劃下的城市產業空間配置更具互補和依賴性，這顯然得益于上級政府以行政區劃為界的橫向引導與調整。由于行政鄰近關系能更好地刻畫本文地區間產業結構水平的地域關聯性，結果(3)采用的經濟特征矩陣W3嵌套行政鄰近矩陣。鑒于其估計系數最顯著，擬合優度最高，接下來將集中分析經濟特征矩陣W3的估計結果。

此外，結果(3)中，環境規制ER及其空間滯后項W·ER的系數β1、θ1均為正，根據表1，這表明環境規制對本地產業結構升級具有推動作用，地方政府間的環境規制競爭總體采取模仿策略，進而本地環境規制強度的增加對鄰近地區產業結構水平存在正向的溢出。但如前文所述，空間計量模型的系數大小并不直接反映解釋變量的邊際影響，為進一步檢驗環境規制強度變化對地區產業結構水平的空間溢出效應，需要分解直接效應、間接效應和總效應來進行判斷。考慮到我國區域間的環境規制強度和產業結構水平本身就存在巨大的差異，本文還將城市樣本按東部和中西部區域劃分，以考察政府環境規制競爭對地區產業結構的溢出影響是否存在地域差異，估計結果見表5。

我們可以發現:

(1)從全國看，環境規制變量ER的直接效應為0．0021，且高度顯著。與不考慮空間溢出時環境規制估計系數值0．0031(見表3結果(2) )相比，可見模型Ⅰ的環境規制對本地產業結構水平的影響被高估，更何況直接效應中還包含了城市間的空間反饋效應，即政府間的環境規制競爭行為，引致鄰近地區產業空間布局的改變，進而再返回影響本地產業升級速度的反饋過程。這也是直接效應并不等于表3結果(3)中ER系數估計值0．0016的緣故。

表5　全國、分地區樣本直接、間接和總效估計結果(采用經濟特征權重)

(2)從全國看，環境規制變量ER的間接效應顯著為正。正向的空間溢出，說明我國地方政府間的策略行為仍以模仿為主，一種情況是區域產業結構布局由于環境規制競爭的“標桿效應”呈現出同步升級的局面，另一種則是各地競相降低環境標準，淪為“污染避難所”的同時，使產業結構水平逐漸惡化。這無疑取決于地方政府對“保增長”與“調結構”甚至“治污染”等問題的衡量。此外，從環境規制競爭產業結構效應的溢出程度看，全國所有地區的累積空間溢出均值為0．0081，是其直接效應的3．8倍。如果一個地區的環境規制強度增加1%，則其對鄰近地區和本轄區產業結構升級的推進作用之比為1: 3．8，這種較大的正向空間溢出，使得區域整體具有較高的社會效益，相反地，一旦環境規制強度下降，則會對區域造成乘數效應般的惡性循環。

(3)分區域看，東部、中西部地區環境規制ER系數β1均為正，但空間滯后項W·ER系數θ1的符號分別是一負一正①限于篇幅，文中并未列出分區域后模型Ⅱ估計結果。，說明環境規制對本地產業結構的調整方向具有一定的穩定性，但由于東部和中西部地方政府采取的環境規制策略不同，通過環境規制競爭對地區產業結構的溢出影響存在差異，這在分解直接效應和間接效應后體現得更加明顯。

(4)東部、中西部地區的直接效應分別為0．0018和0．0042，可見環境規制對產業結構升級的推動作用存在程度上的差異，中西部地區的效應更為突出。我們對此的解釋是，大多數中西部城市依靠資源型產業支撐地區經濟發展，環境規制強度增加勢必會削弱產業競爭力，第二產業產值比重相對下降，使產業結構水平指標IND呈遞增趨勢。當然，目前中西部地區城市化與服務業發展雙重滯后，一味強調服務業比重提升并不合時宜，若放松資源環境約束又會重蹈“粗放式增長”的覆轍，因此，如何制定合理的環境門檻成為了這些地區促進產業結構合理轉型升級的關鍵。相比之下，東部地區工業化起步較早，產業集中度高，嚴格的環境資源約束“倒逼”部分企業或產業創新補償，淘汰不達標的中小企業，產業競爭力和產出規模不降反增，并因技術溢出促進一二三產業聯動發展，因此，強化資源約束對于東部地區的產業結構升級尤為重要。

(5)東部地區環境規制ER的間接效應從全國樣本的正向溢出變為負向溢出，表明東部某些城市環境規制強度的提高，雖然有利于推動本地經濟“服務化”發展，但卻會導致鄰近地區陷入“污染避難所”的困境。事實上，我國很多東部發達地區在進行產業轉移過程中，為協調區域的經濟發展，政府會出臺一些省內城市間產業轉移的定點對接［2］。“肥水不流外人田”，同一省份下的其他城市為吸引被嚴格環境標準地區淘汰的污染企業，更有可能降低環境規制強度，而不顧產業結構的加速惡化。中西部經濟放松環境標準欠發達地區政府也唯有亦步亦趨地跟隨，使得產業結構水平隨環境規制強度的下降而下降。這也意味著，環境規制強度高的東部地區，政府間的環境規制競爭采取差異化策略，環境規制強度弱的中西部地區，政府間的環境規制競爭主要采取模仿甚至是競次策略。

(6)對于控制變量，對外開放程度FDI的直接效應只在東部地區顯著為正，表明當前我國的FDI利用東部沿海地區發揮出對產業結構升級的促進作用。人力資本水平Hcap各效應估計值均顯著為正，與不考慮空間溢出時的系數相比，人力資本對產業結構升級的推動作用顯然被低估。此外，財政自主權Gov的溢出影響也呈現出區域差異性，東部地區溢出效應為負，中西部地區的溢出效應為正。

五、結論與政策啟示

本文利用我國城市面板數據，考察了環境規制、環境規制競爭的產業結構效應。首先通過不考慮環境規制競爭的普通面板模型，發現我國環境規制強度的增加有利于產業結構升級。接著通過構建刻畫環境規制競爭的空間杜賓模型，發現不考慮環境規制競爭的模型高估了環境規制對產業結構升級的推動作用，表明考察規制空間效應的重要性。對環境規制的產業結構效應進行分解后，發現環境規制對鄰近地區的累積溢出影響是對本地影響的將近4倍，表明環境規制競爭是推動區域整體產業結構升級的關鍵環節。最后，發現環境規制對本地產業結構升級的推動作用在中西部地區更為突出，而東部地區環境規制負的空間溢出表明東部沿海城市的環境規制競爭并不利于區域整體的產業轉型升級，政府間更傾向于采取差異化策略，而不是中西部地區的模仿策略。

上述研究結論預示著分權制度下，地方政府在制定、實施環境規制過程中往往會受周圍競爭地區的影響，作出有利于自身短期利益最大化的調整。為發揮環境規制對產業結構調整的積極作用，一方面，中央政府應允許地方經濟增速適當放緩，引入多目標的績效考核機制，完善環境績效考核制度的頂層設計，使地方政府在發展經濟的同時關注環境質量，在治理環境的同時調整要素投入產出結構。另一方面，政府在環境治理問題上需要保持一定程度的集權，這種集權可以通過建立區域合作發展、利益共享機制實現。對于部分經濟增長率高但環境承載力弱或者結構轉型任務迫切的東部地區，要提高其環境規制壓力的敏感性，形成競相向上的良性競爭，通過保持較高的環境門檻與標準，“倒逼”技術創新推動產業結構升級，積極主動地引導勞動密集型產業轉移出去;對于經濟增長較慢的中西部地區，在承接產業轉移時，通過財政補貼等激勵機制降低其環境規制壓力的敏感性，嚴把環境準入門檻，避免競次行為以及低水平、低效益產業的簡單復制。

參考文獻:

［1］Porter M E，Van der Linde C．Toward a new conception of the environment-competitiveness relationship［J］．Journal of Economic Perspectives．1995，9(4) : 97－118．

［2］原毅軍．環境規制的產業結構調整效應研究——基于中國省級面板數據的實證檢驗［J］．中國工業經濟，2014(8) : 57－69．

［3］Jaffe A，Palmer K．Environmental regulation and innovation: a panel data study［J］．Review of Economics and Statistics，1997，79(4) : 610－619．

［4］Gray W B，Shadbegian R J．Plant vintage，technology and environmental regulation［J］．Journal of Environmental Economics and Management，2003，46(3) : 384－402．

［5］Frednksson P G，Millimet D L．Strategic interaction and the determination of Environmental Policy across U．S．States［J］．Journal of Urban Economics，2002，51(1) : 101－122．

［6］Barrett S．Strategic environmental policy and international trade［J］．Journal of Public Economics，1994，54(3) : 325－338．

［7］楊海生，陳少凌，周永章．地方政府競爭與環境政策［J］．南方經濟，2008(6) : 15－30．

［8］張華．“綠色悖論”之謎:地方政府競爭視角的解讀［J］．財經研究，2014(12) : 114－127．

［9］王文普．環境規制、空間溢出與地區產業競爭力［J］．中國人口·資源與環境，2013(8) : 123－130．

［10］趙霄偉．地方政府間環境規制競爭策略及其地區增長效應——來自地級市以上城市面板的經驗數據［J］．財貿經濟，2014(10) : 105－113．

［11］張文彬，張理芃，張可云．中國環境規制強度省級競爭形態及其演變——基于兩區制空間Durbin固定效應模型的分析［J］．管理世界，2010(12) : 34－44．

［12］朱平芳，張征宇，姜國麟．FDI與環境規制:基于地方分權視角的實證研究［J］．經濟研究，2011(6) : 133－145．

［13］鄧慧慧，桑百川．財政分權、環境規制與地方政府FDI競爭［J］．上海財經大學學報，2015(3) : 79－88．

［14］李勝蘭，申晨，林沛娜．環境規制與地區經濟增長效應分析——基于中國省際面板數據的實證檢驗［J］．財經論叢，2014(6) : 88－96．

［15］李強．環境規制與產業結構調整——基于Baumol模型的理論分析與實證研究［J］．經濟評論，2013(5) : 100－107．

［16］韓晶，陳超凡，馮科．環境規制促進產業升級了嗎?——基于產業技術復雜度的視角［J］．北京師范大學學報(社會科學版)，2014(1) : 148－160．

［17］趙霄偉．環境規制、環境規制競爭與地區工業經濟增長——基于空間Durbin面板模型的實證研究［J］．國際貿易問題，2014(7) : 82－92．

［18］周浩，鄭越．環境規制對產業轉移的影響——來自新建制造業企業選址的證據［J］．南方經濟，2015(4) : 12－26．

［19］Elhorst J P，Freret S．Evidence of political yardstick competition in France using a two－regime spatial Durbin model with fixed effects［J］．Journal of Regional Science，2009，49(5) : 931－951．

［20］呂健．影子銀行推動地方政府債務增長了嗎［J］．財貿經濟，2014(8) : 38－48．

［21］Lesage J P，Pace R K．Introduction to spatial econometrics［M］．CRC Press，2009．

［22］尹恒，徐琰超．地市級地區間基本建設公共支出的相互影響［J］．經濟研究，2011(7) : 55－64．

［23］李婧，譚清美，白俊紅．中國區域創新生產的空間計量分析——基于靜態與動態空間面板模型的實證研究［J］．管理世界，2010(7) : 43－55．

［24］付凌暉．我國產業結構高級化與經濟增長關系的實證研究［J］．統計研究，2010(8) : 79－81．

［25］張克中，王娟，崔小勇．財政分權與環境污染:碳排放的視角［J］．中國工業經濟，2011(10) : 65－75．

責任編輯、校對:李再揚

作者簡介:鄭金鈴(1991－)，女，廣東省茂名市人，暨南大學經濟學院碩士研究生，研究方向:環境規制與區域經濟發展。

基金項目:國家自然科學基金“我國碳減排的區域經濟效應及機制研究”(基金項目: 71173092)。

收稿日期:2015－11－16

文獻標識碼:A

文章編號:1002－2848－2016(01)－0077－09