環境規制產業結構調整效應與作用機制分析

鄭加梅

(上海立信會計金融學院 國際經貿學院，上海 201209)

一、引言及相關文獻回顧

綠色發展的本質就是經濟發展與環境保護的協調統一。中國試圖避免重復發達國家“先污染后治理”的老路，但在現實的工業化過程中仍長期存在著綠水青山換金山銀山的情況。部分地區的環境污染問題十分嚴重，能源消耗居高不下、霧霾問題日益突出。通過環境規制倒逼產業結構向服務性經濟轉型升級，提高服務業在三次產業結構中的比重，盡快使服務業成為國民經濟的主導產業，有效降低資源消耗、改善環境，實現經濟發展和環境保護的雙贏局面，已成為學界和政策制定者關注的重點。

現有研究集中于分析環境規制對生產效率、技術創新、產業競爭力、外商直接投資(FDI)，以及對外貿易的影響，這為探究環境規制對產業結構調整的影響及其傳導機制提供了研究基礎。代表性理論主要有三個：一是“遵循成本說”，傳統的新古典經濟學認為，嚴格的環境規制將污染的負外部性內化為生產成本而降低生產效率與利潤，并通過企業進入/退出、生產規模調整、資源再配置等行為而影響行業結構(Millimet et al.，2009)。二是“污染避難所假說”，認為在開放經濟下，為了免受規制或降低遵循成本，在貿易和投資方面的環境標準或規制程度的國際差異將促使污染行業跨國轉移(Millimet et al.，2016；Sun et al.，2017;Solarin et al.,2017)，從而引起國家或區域產業結構的調整變化。三是“波特假說”，即適度嚴格、恰當的環境規制會激發企業改變生產工藝流程，引導企業積極設法提高資源利用率，刺激企業進行技術創新，以至于能夠減緩或抵消企業的環境遵循成本，產生創新補償效應，進而達到帕累托改進(Porter et al.,1995；張成 等,2011；Ramanathan et al.,2017)。環境規制最終將以“優勝劣汰”的方式倒逼產業結構調整升級。

盡管環境規制與產業結構調整存在理論邏輯關聯，但與生產效率和技術創新等其他方面的研究相比，環境規制影響產業結構調整的經驗證據相對匱乏，其作用機制分析仍有待于進一步加強。石風光(2017)研究發現，環境管制對經濟增長影響較小，但提升污染治理強度則有助于產業環境結構的優化。其他研究證據也表明環境規制對產業結構調整升級存在倒逼效應(原毅軍 等,2014)，但兩者關系具有空間異質性且結論并不一致。例如，一些研究發現環境規制主要促進東部地區的產業結構調整而對中西部地區影響較小或不顯著(李強，2013；肖興志 等,2013；韓晶 等,2014)，但也有研究發現環境規制對中西部地區產業結構調整的作用較大(李眺，2013；鄭金鈴，2016)。而且，環境規制影響產業結構調整的機理涉及眾多因素，但鮮有文獻同時將“遵循成本說”、“污染避難所假說”和“波特假說”納入統一的分析框架，并結合中國實際提供有效的經驗證據。

鑒于此，本文的研究內容及貢獻：一是構建環境規制影響產業結構調整的多元機制分析框架，同時從供給側(如生產成本、FDI、對外貿易、技術進步)和需求端因素(需求結構)兩個角度考察環境規制影響產業結構調整的直接或間接作用機制；二是采用系統GMM方法糾正內生性和控制個體固定效應，并考慮到環境規制效應的空間異質性，分別針對東部、中部、西部地區進行穩健性分析，比較分析環境規制影響產業結構調整及其實現路徑的區域差異，推動區域環境規制和產業政策的優化創新。

二、環境規制對產業結構調整的影響機理分析

1.環境規制影響產業結構調整的直接效應

一是環境規制強度的提高，能產生優勝劣汰的作用，推動產業結構調整升級。嚴格的環境規制將通過強制企業購置排污設備、為達到環境規制標準而降低產量以及被限制采用特定要素投入組合等三種主要途徑增加企業的生產成本。大型污染密集型工業企業短期內能通過購置排污設備或限制產能的方式，降低污染物排放量，并隨之調整要素投入組合，使用更多低碳節能生產技術和服務中間投入，必然導致服務業更快增長，從而促使產業結構向服務經濟轉型。對中小型污染性工業企業來說，環境成本上升將影響企業的最優有效規模，一些中小型工業污染企業因無法獲得規模經濟(不能把成本轉嫁給消費者)，而沒有能力更換或升級生產或治污設備，最終被迫退出市場(Yin et al.，2007)，污染密集型產業規模逐漸萎縮，以服務業為代表的清潔型產業將占據更大比重。由此，嚴厲的環境規制能夠成功淘汰污染密集型產業的產能，加快發展壯大服務業，有效驅動產業結構調整升級。

二是環境規制形成隱形的綠色進入壁壘，促進產業結構高級化轉型。嚴格的環境規制也會增加污染性工業行業市場進入的沉沒成本(Ollinger et al.，1998)，以及邊際生產成本或平均成本(Ryan，2012)，導致進入污染型產業的企業數目減少，進入以服務業為代表的清潔型產業的企業數目增加(Blair et al.，2005; Cui et al.，2011)。因此，環境規制的綠色進入壁壘，能抑制污染密集型產業規模擴張，加速發展服務業，推動產業結構向高級化轉變。

三是環境規制使以服務業為代表的清潔型產業具有綠色發展的比較優勢，能促進服務業規模擴大，推動產業結構高級化調整。政府在采取嚴厲環境規制措施的同時，為提高一國的環境保護水平必然會在財政政策和產業政策上對綠色環保清潔的服務業給予一定的支持，服務業也因此而獲得“綠色”發展的比較優勢，從而吸引大量物質資本和人力資本等生產要素向其流動轉移，促進其進一步發展壯大，提升其在國民經濟中的比重和產業結構的高級化調整。

2.環境規制影響產業結構調整的間接效應

(1)環境規制促進綠色消費需求，進而驅使綠色服務業發展壯大，有利于產業結構向服務經濟結構轉變。事實上，需求方即消費者對環境規制的響應是產業結構調整的原始驅動機制，因為技術和產業升級的方向最終都有賴于消費者或市場的認可。環境規制過程中伴隨綠色消費理念的推廣和傳遞，消費者的環保意識和參與度不斷增強。而且，環境規制有利于提高消費者對產品能耗信息的掌握，消除生產者與消費者之間關于產品環保信息的不對稱，進而促進綠色消費。有研究證據表明，“綠色認證”或強制貼上產品能耗信息等“環境標簽”，有助于消費者選擇和購買真正的環保產品(Bj?rner et al.，2004)。這也有利于鼓勵綠色服務產品的開發和應用推廣，發展壯大綠色服務產業。因此，隨著綠色消費的增加，必然驅使服務企業為消費者提供綠色產品和綠色服務，同時限制非綠色產品的流通和非綠色服務的進入，導致服務企業綠色創新的動力和壓力也越來越大。這勢必倒逼和驅動服務企業增加綠色投資規模，并通過投資乘數效應提升服務業在國民經濟中的份額，促進產業結構高級化。

(2)相對較弱的環境規制標準會吸引跨國污染密集型產業進入，導致以服務業為代表的清潔型產業的比重下降，抑制產業結構高級化調整。隨著進入我國的外資金額不斷增加，FDI對我國的產業結構調整起著重要作用。但是，在環境規制約束下，FDI的投資區位選擇會對FDI的產業結構調整效應產生影響。由于經濟發展水平的相對差距，發展中國家或地區賦予環境質量的價值一般低于發達國家或地區，發達國家或地區嚴格的環境規制增加了污染密集型產業的生產成本，為了規避高昂的環境成本，發達國家或地區的污染密集型產業將傾向于到環境規制強度較低的發展中國家或地區投資(Eskeland et al.，2003)，使得該國或地區的產業結構發生相應的調整，污染密集型產業將占據更大的比重，不利于產業結構向服務性經濟轉型升級。

(3)環境規制能促進環保技術創新升級，促進以服務業為代表的清潔環保型產業迅速發展，推動產業結構向高級化轉變。企業面臨政府嚴厲的環境規制標準，為了控制污染排放，會通過改進生產工藝流程，減少資源投入，提高效率，降低生產成本，提高產品質量，從而提升企業的競爭力。企業通過技術創新改良生產工藝或提高治污能力，最終緩解或抵消政府環境規制帶來的環境成本，能夠產生包括產品和生產工藝過程在內的創新補償效應，進而達到雙贏局面。這種清潔生產或清潔產品的研發創新活動，有助于研制降低污染排放及對現有污染問題進行處理的設備和技術，進而帶動整個產業的生產技術進步和環保技術升級(Yang et al.，2012；Chakraborty et al.，2017)，帶動以服務業為代表的清潔環保型產業迅速發展，促使產業結構向服務經濟轉型升級。

(4)環境規制趨緊會縮減該國污染密集型產業規模，同時能促進環境友好型產品出口，促進以服務業為代表的清潔型產業發展壯大，推動產業結構高級化調整。各國環境標準及其實施上的差異表征為污染密集型產品成本的差異，會在國家間創造出環境比較優勢。環境規制強度增大，污染密集型產品成本增加，將削弱其以資源優勢為基礎的出口產品價格競爭能力，在自由貿易條件下，會減少污染密集型產品的出口規模，導致其在國際市場中的產品份額萎縮，進而會降低該國的污染密集型產業規模，以服務業為代表的清潔型產業產出比重相對而言將會上升。同時環境規制代表一種涉及環境技術變動的相關機制，如果將來世界商品生產都傾向于環境友好型，那么率先實行適當嚴格環境規制的國家則擁有環境友好型技術方面的比較優勢，將會在未來的全球競爭中保持一定時期的競爭優勢，有利于環境友好型產品的出口貿易增長(Costantini et al.，2012)，促使資源、要素配置到以服務業為代表的清潔環保型產業，促進服務業快速發展，有利于產業結構向服務經濟結構轉變。

三、數據來源與研究設計

1.模型與方法

為了準確評估和識別環境規制對產業結構調整的影響及其作用機制，本文依據上述理論與機制分析框架構建計量模型，并在模型中控制其他影響因素以防止遺漏變量。考慮到產業結構調整對環境規制強度的反應存在一定的滯后期，因此在滯后一期的情況下考察環境規制強度對產業結構調整的影響。同時，產業結構調整存在“慣性”特征，本文采用省級層面的動態面板數據模型進行分析。具體的計量模型為：

ISDi,t=β0+β1ISDi,t-1+β2ERi,t-1+β3CONi,t+β4FDIi,t+β5R&Di,t+β6TRADEi,t+ψX+ui+εi,t

其中：i表示省份(i=1,2,…,30)，t表示時間。ISD表示產業結構調整指標；ER表示環境規制強度指標；CON表示消費需求指標；FDI表示外商直接投資指標；R&D表示技術創新指標；TRADE表示對外貿易指標；X由各地區國內生產總值、人力資本、城市化水平和政府干預經濟程度和投資強度等變量構成；ui表示省份i不隨時間變化的未觀察因素，εi,t表示隨機干擾項。

在此基礎上，進一步檢驗環境規制對產業結構調整的間接影響，在模型中納入滯后一期的環境規制與其他機制變量的交互項。其中，ECON、ER&D、ETRADE和EFDI分別表示滯后一期的環境規制與當期的消費需求、技術創新、對外貿易和FDI的交互項。

由于模型含有被解釋變量(產業結構調整)的滯后一期值，導致解釋變量和隨機擾動項相關，并且其他解釋變量也可能存在內生性。系統廣義矩(Sys-GMM)估計方法能很好地處理這些問題，它可以同時利用水平和差分方程中的信息，比差分廣義矩(Diff-GMM)更有效。因此，我們采用Sys-GMM方法進行估計。在使用Sys-GMM估計方法時，采用Sargan統計量檢驗工具變量的有效性，若該檢驗值較小(對應p值較大)，我們接受工具變量是合適的原假設。為了防止過多的工具變量使得Sargan檢驗不可靠，利用Collapse技術控制差分方程的工具變量數量。同時，利用Arellano-Bond統計量AR(1)和AR(2)檢驗Sys-GMM估計中殘差的自相關狀態，保證Sys-GMM估計量的一致性。

2.數據與指標選取

本文采用2001—2014年中國大陸地區30個省、市、自治區的面板數據(由于數據缺失，樣本中未包括西藏)。原始數據來源于《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》、中經網統計數據庫以及各省市區統計年鑒。相關變量說明如下：

被解釋變量：產業結構調整(ISD)。產業結構調整包括三次產業內部的結構變化與三次產業間的結構變化，與原毅軍等(2014)、李強(2013)的做法一致，本文把產業結構調整界定為三次產業間的結構變化。產業結構高級化實際上是產業結構升級的一種衡量。當前信息化革命推動的經濟服務化趨勢是產業結構升級的一種重要特征(干春暉 等，2011)。鑒于環境規制有利于經濟結構的服務化和產業結構的高級化調整，本文采用服務業增加值與工業增加值的比值來衡量產業結構調整。

核心解釋變量：環境規制(ER)。國內外學者一般使用環境規制的執行力度、污染治理費用投入和污染物排放量等指標測量環境規制強度。基于研究目的和數據可得性，本文與張成等(2011)的做法一致，用各地區工業污染治理投資額與該地區GDP的比值(百萬元/億元)作為度量環境規制強度的指標。該變量數據值越大，表明環境規制強度越嚴格。

其他解釋變量：(1)外商直接投資(FDI)，采用以年均匯率換算成人民幣價格的實際利用外商直接投資額與該地區GDP的比值來度量。(2)對外貿易(TRADE)，以各地區按境內目的地和貨源地分貨物進出口總額占該地區GDP的比值來表示。(3)技術創新(R&D)，采用各地區專利授權數的對數作為衡量指標。(4)消費需求(CON)，為了消除價格波動和異方差的影響，居民消費以2001年為基期進行平減，取各地區實際居民消費的對數作為度量指標。

表1 各變量描述性統計分析

除上述影響因素以外，產業結構調整的理論研究認為，投資強度、地區經濟規模、人力資本、城市化水平和政府干預經濟的程度都會對產業結構調整產生影響。投資強度(INT)，采用地區全社會固定資產投資總額占該地區GDP的比值來衡量。地區經濟發展規模(LNGDP)，用地區實際GDP取對數表示，以2001年為基期。城市化水平(URB)，以城鎮人口占總人口的比值來衡量。人力資本(HC)，測度采用教育年限法，用各地區人均受教育年限表示。政府干預經濟程度(GOV)，中國具有典型的政府干預經濟特征，該指標用各地區政府一般支出占GDP的比值進行測算。各變量的描述性統計如表1所示。

四、研究結果與分析

1.環境規制對產業結構調整的直接效應分析

基于上述理論和計量模型，首先檢驗環境規制對產業結構調整的直接影響，具體結果見表2。

表2 環境規制對產業結構調整的直接效應

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；表中小括號內為穩健標準差，中括號內為統計量相應的p值。下表同。

為了回歸結果的穩健性，在模型中逐步加入地區實際GDP的對數、城市化水平和政府干預等控制變量，結果發現，Sargan檢驗對應的p值都在0.1以上，表明工具變量的選取是合適的。AR(1)、AR(2)檢驗對應的p值顯示，殘差沒有明顯的二階自相關性，模型設置合理，估計結果值得信賴。研究發現，環境規制對產業結構調整具有顯著的倒逼效應。總體樣本回歸結果顯示，環境規制變量與產業結構調整正相關，且通過了顯著性檢驗，表明環境規制對產業結構調整產生顯著的倒逼效應，即環境規制會產生結構效應，是促進產業結構調整的有效政策工具。環境規制強度(ER)每提高1%，產業結構調整(ISD)相應提高0.124%，與前文的理論分析相吻合，也與原毅軍等(2014)的研究結論相一致。

對不同地區進行分組檢驗后發現，不同地區的產業結構調整對環境規制的反應存在異質性。環境規制對產業結構調整的倒逼效應主要表現在東部地區，這與韓晶等(2014)、李強(2013)、肖興志等(2013)的研究結果是一致的。在經濟發達的東部地區，環境規制強度(ER)每提高1%，ISD相應提高0.31%，遠遠高于全國平均水平，這說明東部地區目前已具有提高環境規制強度的動力，環境規制政策對產業結構調整起到了明顯的推動作用。對于經濟欠發達的中部地區，ER的系數在10%的統計水平上顯著為正，ER每提高1%，產業結構調整(ISD)相應提高0.11%，提升幅度較小，表明中部地區的環境規制政策有利于產業結構轉型調整，但總體上影響較小。其原因在于中部地區的服務業發展嚴重滯后，仍以傳統服務業為主，環境規制約束下，傳統服務業獲得“綠色”發展的比較優勢有限。對經濟落后的西部地區，環境規制對產業結構調整的影響并不顯著，意味著環境規制政策未能促進西部地區的產業結構調整。這可能是因為，經濟落后使得西部地區實現經濟追趕的愿望非常強烈，在一定時期內經濟發展的需求比環境保護更為迫切，使得當地政府沒有足夠的動力實施更為恰當的環境規制政策來促進產業結構調整。

技術創新對產業結構調整具有促進作用，但存在地域差異。全國和東部地區樣本的估計結果發現，技術創新對產業結構調整具有顯著的正面影響。然而，中西部地區樣本估計結果顯示，技術創新的產業結構調整效應并不顯著，原因可能在于中西部地區技術創新水平較低，不能對產業結構的調整形成促進作用。對外貿易顯著地抑制了產業結構調整效應。全國和東部地區樣本估計結果都顯示，對外貿易對產業結構調整表現出顯著的負面作用，即對外貿易程度越高，越不利于產業結構調整。這主要是因為目前我國進出口產品以工業制品居多，對外貿易程度越高，其工業越發達，服務業占比就越低。然而，對中西部地區而言，對外貿易的產業結構調整效應并不顯著。消費需求對產業結構調整表現出顯著的負面作用。主要原因在于我國居民消費需求水平偏低、升級較慢從而制約了產業結構調整轉型。但中西部地區的消費需求對產業結構調整的作用不明顯。

其他解釋變量的影響分析。由表2可知：全國和西部地區樣本分析均顯示投資強度促進了產業結構調整，但在東中部地區的作用并不明顯。人力資本對我國產業結構調整的推動作用較大，在中西部地區的作用顯著，但在東部地區的影響不明顯。全國和中西地區樣本的檢驗結果均顯示經濟規模對產業結構調整的影響顯著為負，但對東部的產業結構調整作用較小。這意味著中西部地區經濟規模的擴大并不能保證產業結構調整的順利進行。

2.環境規制對產業結構調整的間接效應分析

上文分析了消費需求、FDI、對外貿易和技術創新等因素的影響。為了更好地分析在環境規制約束下，這些因素對產業結構調整的影響是否存在交互效應，系統GMM回歸結果見表3。表3中的模型1-8均通過Sargan檢驗和AR檢驗，表明模型工具變量的選擇是合理的，模型識別有效。與上文環境規制對產業結構調整影響的直接效應的分析相一致，前一期的ISD與當期的ISD顯著正相關，驗證了產業結構調整是一個連續、動態累積調整過程的假設。

全國樣本估計結果顯示，在環境規制的約束下，FDI和對外貿易等因素對產業結構調整產生了影響，而技術創新和消費需求的作用并不明顯。(1)在環境規制約束下，FDI對產業結構調整的影響顯著為負，表明環境規制惡化了FDI的產業結構調整效應。究其原因，處于發展中階段的中國，與西方發達國家的經濟發展水平差距較大，其對環境規制的強度往往低于發達國家，促使污染密集型產業跨國轉移，尤其是吸引了來自港澳臺地區的高污染行業(Dean et al.，2009)，使得污染密集型產業規模擴張，服務業占比相對下降，不利于產業結構調整升級。(2)在環境規制約束下，對外貿易對產業結構調整的影響顯著為正，這意味著環境規制優化了對外貿易的產業結構調整效應。原因可能在于，隨著政府環境保護意識增強，環境規制標準也在不斷上升，從而提高了污染密集型工業制品的生產成本，弱化其國際競爭力，縮減了污染密集型工業品的出口規模，導致國內的污染密集型產業規模萎縮，以服務業為代表的清潔型產業的比重則得以提升，同時環境規制趨緊提升了我國環境技術的比較優勢，推動了環境友好型產品出口貿易增長，促進以服務業為代表的清潔環保產業迅速發展，進而推動了產業結構高級化。

分地區樣本估計結果顯示，環境規制對產業結構調整的路徑存在明顯的地區差異。東部地區樣本估計結果顯示，環境規制約束下，對外貿易的產業結構調整效應得以優化。原因在于，東部地區相較于中西部地區具有更嚴厲的環境規制標準，使得污染密集型產品成本更高，國際競爭力更弱，大大縮減了污染密集型工業品出口貿易規模，使得東部的污染密集型產業規模收縮，服務業占據更大比重，同時環境規制的加強也帶來了環境友好型技術的比較優勢，促進貿易增長方式綠色轉變，促進以服務業為代表的清潔環保產業快速發展，從而推動產業結構高級化調整。中部地區樣本估計結果顯示，環境規制約束下，FDI的產業結構偏向效應更為明顯。合理的解釋是，中部地區的環境規制強度低于東部地區，環境遵循成本較低，且工業基礎較好，有利于吸引污染密集型跨國企業進入，也能承接東部地區一些環境不達標的污染型外資企業轉移，從而強化了FDI的產業結構偏向效應。西部地區樣本估計結果顯示，環境規制約束下，消費需求對產業結構調整的影響顯著為負，這意味著環境規制通過消費需求對西部地區的產業結構調整產生間接的消極影響。原因在于，西部地區寬松的環境規制，導致人們環保意識薄弱，綠色消費觀念落后，綠色消費行為缺乏，高能耗高污染的傳統消費模式難以改變，消費升級緩慢，從而制約了產業結構調整升級。

五、結論與政策建議

本文運用2001—2014年省級面板數據，采用系統GMM估計方法，分析了環境規制對產業結構調整的效應及其作用機制。研究發現：環境規制政策的實施顯著地促進了我國產業結構調整，產生積極的結構調整效應，但東、中、西部地區的產業結構調整對于環境規制的反應存在差異。對于東中部地區來說，環境規制政策顯著促進了當地的產業結構調整，相形之下，西部地區的促進作用并不明顯；全國樣本估計結果顯示，FDI和對外貿易對產業結構調整會受到一國或地區的環境規制政策的影響。在環境規制約束下，對外貿易對產業結構調整產生明顯的促進作用，而FDI進一步惡化了產業結構偏向效應。分地區樣本估計結果顯示，環境規制對產業結構調整的路徑存在地區差異。就東部地區而言，環境規制通過對外貿易對產業結構調整產生積極的間接影響。環境規制約束下，中部地區FDI的產業結構調整偏向效應增強。西部地區寬松的環境規制不利于消費需求綠色化轉型，進而抑制了產業結構調整升級。因此，本文的研究結論蘊含著以下政策涵義：

第一，我國環境規制政策的選擇要考慮地區差異，對不同地區的規制強度和規制方式應有所區別，體現出差異化的特征。東中部地區應當適時增加環境規制強度，倒逼產業結構向服務經濟轉型，從而實現經濟發展方式轉變和環境保護的協同雙贏。西部地區的環境規制政策對產業結構調整的作用并未顯現，環境規制政策需進一步優化。環境規制政策的效果不僅取決于環境規制的嚴厲程度，還取決于環境規制的手段和形式。因此，西部地區在強化環境規制監督的同時，還要優化環境規制體系，提高環境規制政策的科學性和合理性，靈活地采用多種組合規制手段，授予企業一定的自由裁量權，讓其能夠根據自身實際情況選擇更為經濟的規制工具以達到環境規制目標。

第二，制定差異化的區域產業結構調整戰略。分地區樣本估計結果顯示，環境規制約束下，東中西部地區的產業結構調整路徑差異較大。就東部地區而言，應繼續提升環境友好型產品的出口量，優化出口貿易結構，積極引導貿易增長向技術密集型、環境友好型方向轉變，促進產業結構向綠色低碳環保的服務經濟調整。對中部地區而言，最重要的是加大清潔型外資引進力度，引導更多的外資流向服務業，提升服務業的現代化水平，以促進產業結構高級化調整。就西部地區來說，不僅需要加強綠色環保宣傳，增強環保意識，也要引導公眾樹立綠色消費觀，進行綠色消費補貼，鼓勵綠色產品消費，通過消費升級促進產業結構高級化。

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