環境規制、金融發展與產業結構升級

李林漢，田衛民

（1.河北金融學院 金融創新與風險管理研究中心，河北 保定071051；2.河北省科技金融協同創新中心，河北 保定 071051；3.河北省科技金融重點實驗室，河北 保定 071051）

一、引言

自2014年以來，空氣污染、水資源枯竭、耕地沙化等一系列環境問題凸顯，環境惡化導致人們對于我國的經濟增長方式有了新的思考。一直以來，粗放型工業形式和低端高耗的產業布局是現階段環境問題集中爆發的重要原因，要從根本上解決環境問題絕非一朝一夕。產業結構的升級能夠改變低端高耗的產業布局，同時提高技術型、知識型產業的比重，促進技術進步、知識創新，逐步使我國的經濟增長方式轉變為集約式的效率增長，也就從生產的源頭堵死了污染物的排放。那么，厘清影響產業結構升級的因素將有助于對產業結構升級的探討，進而逐步解決環境問題。

金融發展作為以優化資源配置促進經濟體經濟發展的重要因素，對于產業結構升級有著深刻的影響。金融發展理論認為，金融發展水平與金融制度、金融技術水平是一致的，在三者均呈現出高水平的態勢下，會使金融機構、金融服務產品以及金融市場擴大，于是人們就會積極參與到金融產業中，而這必將進一步加速資本的流動和分配。顯然高生產率和高效益的企業更具有吸引力，也就會促進產業結構的優化與升級。而且金融市場由于利益驅使，會對具有不同成長能力的企業進行甄別與篩選，風險大、投資效益高、市場競爭力強的新產業更能吸引金融投資，也就促進了這些部門的快速發展，例如旅游業。同時投資期望低、環境治理成本大的企業，對金融的投資吸引較差，如水泥、煤炭業等，迫使企業改進、轉化，以此達到產業結構的變化。環境規制是政府利用直接和間接的行政法規干預環境資源在生產活動中的使用。它對于產業結構的變化主要通過兩方面：第一，由于環境規制的介入，企業在生產活動當中，必須增加企業的內部成本用于治理污染，一旦成本過高就會使得企業在技術創新和產業結構升級上采取措施以求利益的最大化。第二，環境規制在激勵企業技術創新過程中，改變企業的績效和行為，促進企業進行產業結構的升級。因而，在強環境規制下，其實施和約束必將使得企業產業結構調整。

黨的十八大以來，習近平總書記不斷提到“經濟發展新常態”，其主要特點即是經濟發展中產業結構不斷優化升級，第三產業消費需求逐步占據主導地位，在環境承載能力已達到或接近上限的情況下，推動綠色低碳循環發展的新方式。在舊的經濟發展模式下，生態環境的保護與地方經濟的發展呈現負相關模式，單純依靠地方政府的環境規制約束不易使產業結構發生深刻變化，所以在環境規制的約束下加入金融發展，研究二者的融合效應對于產業結構升級的影響是十分必要的。

二、文獻綜述

國外自20世紀60年代以Goldsmith（1969）提出的金融發展與經濟發展之間內在聯系理論[1]為起始，學者們便開始了金融發展與產業結構互動影響關系的研究。McKinnon（1973）和 Shaw（1973）分別提出了金融抑制和金融深化理論，認為金融發展通過影響國家發展中的經濟問題進而對經濟體中的資源配置和產業結構變動產生重要影響[2-3]。Greenwood等（1990）以金融發展和收入分配為對象，建立范式模型，提出了金融中介和經濟增長是內生決定的，而且金融中介促進經濟增長是因為金融中介通過獲得資本引導經濟增長，反過來提供手段改變產業結構[4]。King等（1993）構建了一個內生增長模型，闡述了金融體系影響經濟增長的機理，認為金融發展系統能夠通過評估企業家，調整金融儲蓄來促使經濟活動向著金融發展最有前途的方向進行分配，進而發展更好的經濟產業結構，從而反向促進金融發展和經濟增長[5]。Rin等（2002）以Gerschenkron和Schumpeter的模型為基礎，通過對歐洲大陸地域工業結構的變化分析認為，銀行可以作為產業結構調整的催化劑，其能夠擁有足夠的市場力量協調產業結構的變化并且從中獲取利潤，并且銀行通過投資導向促使產業結構發生變化[6]。Furstenberg等（2004）以波蘭經歷的高金融發展水平進行實證分析，認為其發展是不對稱的，但是這種不對稱的金融發展并沒有給產業結構的變化帶來積極的影響[7]。

國內方面關于金融發展與產業結構之間關系的研究起步較晚，伍海華等（2001）分析了金融發展與產業結構之間的關系，闡明了金融發展作用于產業結構升級的理論機制[8]。王良健等（2001）通過投入產出表、生產函數模型分析說明了金融發展能促進產業結構優化，但是金融抑制卻是產業結構調整的重要阻礙[9]。蔡紅艷等（2004）基于我國跨行業調查研究，提出了度量行業成長性的模型，分析了我國產業結構調整與金融發展的關系，發現金融發展對于產業結構的調整效應不明顯[10]。曾國平等（2007）從金融發展與產業結構變遷的理論著手，運用我國的時間序列數據，理論和實證結果都顯示了我國金融發展的畸形化，以致于對產業結構變遷表現出扭曲效應，具體表現在對第一產業影響顯著，但是對第二、三產業不顯著[11]。馬智利等（2008）基于非平穩時間序列分析法進行定量分析，認為金融發展與產業結構之間存在長期均衡關系，但是二者之間的長短期關系率卻是不一致的[12]。胡秋靈等（2016）從產業結構合理化和高級化兩個維度來研究金融發展對產業結構調整的影響,并詳細對比分析了東、中、西部地區金融發展對產業結構調整的區域差異[13]。康彥彥（2013）選取了山東省4個具有代表性的城市對其金融發展與產業結構調整關系進行研究，結果表明金融發展對城市經濟產業結構雖然產生了一定的影響,但效應還較小,金融促進產業結構調整、升級的積極作用還遠未發揮[14]。習羿暉等（2016）發現金融集聚并不能顯著提升產業結構優化水平，但是引入金融規模和金融深化作用以后，可以提升產業結構優化水平[15]。羅超平等（2016）基于VAR模型就金融發展對產業結構升級影響的長短期影響進行了分析，結果表明：金融規模對產業結構升級影響顯著，金融結構比率和金融經營效率對產業結構升級在長期表現出顯著影響,而短期內影響較弱，金融產出率對產業結構升級在長期表現出較弱的影響,而短期內影響顯著[16]。

關于環境規制對產業結構升級調整的影響，國外的文獻中主要集中在環境規制影響經濟發展，從而優化產業結構。Lanjouw等（1990）通過計量模型考察環境規制對于全要素生長率增長的影響，發現環境規制直接影響污染性大的第一產業且呈抑制狀態，但是對于全要素生產率的影響較小[17]。Barbera等（1990）考察了美國、日本、德國的環境規制以及環境創新，結果發現，在產業結構合理的日本，環境規制的強度是最大的，而且其環境創新的效果在這三個國家中也是最大的[18]。在國內研究中，譚娟等（2011）基于VAR模型實證檢驗表明：環境規制與第一產業之間不存在因果關系，但是卻與第二、三產業存在單向的格蘭杰因果關系，建議政府必須加大環境規制力度，構建低碳型的產業結構以保持經濟的可持續發展[19]。李強（2013）基于Baumol模型探討環境規制對產業結構升級的效應，結果表明：環境規制對產業結構調整有著顯著的促進作用，且環境規制程度越高，經濟中服務業占比也會越高[20]。龔海林（2013）采用省際面板數據構建計量模型，通過消費需求、技術創新等中間變量，分析了環境規制對產業結構的影響機理。結果表明：基于投資結構途徑對產業結構優化升級的效應最大[21]。李眺（2013）采用省級面板數據，實證檢驗了環境規制對于產業結構升級的效應機理，結果發現，在地方政府的經濟激勵和政治激勵權衡合理的情況下，環境規制能成為產業結構調整的有效工具[22]。張華等（2014）基于GMM法利用我國升級面板數據，實證分析了環境規制對碳排放影響機制，結果表明，環境規制能夠倒逼產業結構高級化調整[23]。謝婷婷等（2016）基于面板門檻模型，實證分析了環境規制與產業結構升級之間的關系，發現環境規制對產業結構升級存在顯著的雙門檻效應，但單純依靠環境規制無法使產業結構升級具有可持續性，在環境規制的前提下，還需要依靠技術創新[24]。程都等（2017）調查發現，我國環境規制強度不斷提高的趨勢明顯[25]。

分析以上文獻可以發現，現有文獻都是單獨探討環境規制或者金融發展對產業結構升級的影響，但是鮮有文獻結合環境規制與金融發展的交叉作用對產業結構升級的影響，因此本文基于我國31個省區的面板數據，利用面板門檻效應模型，結合環境規制與金融發展的交叉影響，實證分析環境規制與金融發展對我國產業結構升級的影響，并給出合理建議。

三、實證分析

（一）模型選擇

根據上述分析，本文采用面板數據回歸模型驗證環境規制與金融發展對產業結構升級的影響機制。首先，將環境規制和金融發展同時納入計量方程中作為核心解釋變量。其次，除了上述的兩個因素外，影響產業結構升級的其他因素還有很多，本文只選取其中有代表性的技術創新水平、經濟開放度、居民文化水平和城市化率。最后為了緩解變量之間的多重共線性以及方程的異方差性，采用雙對數計量模型，即：

其中，產業結構升級指標也就是被解釋變量記為ISA，環境規制指數記為ER，金融發展指數記為FD，技術創新水平指數記為TIL，經濟開放度指數記為OPEN，各省居民的文化水平指數記為EDU，城市化率指數記為CITY，下標i代表各個省市（i=1，2，…，31），下標t代表時間（t=2004，2005，…，2016），μi為模型中其他與被解釋變量有關但不是主要因素的部分效應，這一部分有可能是因為無法觀測到或者是因為地區差別導致的溢出效應。εit是模型中的隨機擾動項。

（二）數據來源及相關變量選取說明

本文選取我國31個省級單位（不包括港澳臺地區）2004—2016年的數據，數據皆來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》。相關變量選取說明如下：

1.產業結構升級（ISA）。產業結構升級主要指的就是第一產業、第二產業、第三產業之間的構成比例以及相互之間的轉化，雖然各國在劃分中不完全一致，但是在大類上保持相同，而且第三產業在發達國家中一般所占比重都在50%以上，因此本文選取第三產業的總值占GDP的比重來進行度量。

2.環境規制（ER）。作為衡量環境保護手段的一項指標，現有文獻對于該指標的選取方法眾多，主要分為如下幾類：一是采用氣體廢物、固體廢物等污染排放水平來度量；二是采用在治理污染和環保投入的經費占地區生產總值或者工業增加值的比例來衡量；三是采用各地治理環境污染政策的制定和實施來衡量；四是采用影響環境保護的多種指標綜合衡量?？梢钥吹胶饬凯h境規制的方法眾多，但是上述方法均有缺陷。首先，環境規制是一項綜合的社會行為，使用單一指標進行衡量必定是片面的。其次，環境規制主體多為政府機構，但是污染物的排放多數是民間企業行為，所以合理的指標應該既包含政府決策，也包括企業投入。鑒于數據的可得性以及環境規制不同主體的角度，本文選取如下兩個層面的數據：一是政府層面，使用地方財政環保支出占地方財政一般支出的比例來衡量地方政府環境保護的程度，采用比例衡量避免了各地由于經濟發展水平不同導致的誤差，記為GERi，t-1。二是企業層面，采用污染治理投資占比來衡量，記為EER。最后采用加權法對兩組主體數據進行處理，得到各地的環境規制強度為ER=0.6GERi，t-1+0.4EERit。

3.金融發展（FD）。金融發展通過資源優化配置和對企業的甄別和篩選兩個方面同時影響產業結構的調整。對于我國來說，金融發展的內涵包括金融發展的結構、規模和效率，但是我國是以銀行業為主導型的金融系統，金融發展水平的指標選擇金融機構各項貸款余額與GDP比值來衡量。

4.技術創新水平（TIL）。技術創新是知識作為生產力的有利論據，通過技術創新能夠迅速地用較低成本獲得高效益，而且技術創新水平越高的企業產業結構的配置更加合理，在學術界常常用專利申請數以及科技論文的數量進行衡量，但在經濟發展方面往往采用新產品的銷售收入或者利潤來衡量。應該說上述兩種方法是基于不同的角度進行的指標量化，但在產業結構方面上述兩個指標顯然有不足之處，論文數量與專利申請量與最后的科技轉化還有差距，新產品的銷售收入無法準確確定，因此本文采用技術合同成交額占各地GDP的比例來衡量，技術合同成交額直觀反映了技術創新的水平與價值，能夠克服上述變量的不足。

5.經濟開放程度（OPEN）。外商投資可以資本的進入和技術的輸入來影響產業結構，由于外商投資通過資本輸出，消除了我國在產業結構升級初期缺乏資金的困境，另一方面，外商投資可以促進技術創新和技術升級從而促進產業結構轉型。本文采用每年不同省份的外商投資實際使用額占GDP的比值來衡量。

6.各省份居民的文化水平（EDU）。在經濟活動中，人力資本是不可忽視的一項重要指標，人力資本不只是經濟活動的參與者、決策者更是受益者，居民文化水平的提升必然是產業結構迅速轉化的必要條件。本文采用各省份高等院校授予學位人數與其當年的人數之比來衡量。

7.城市化率（CITY）。采用各地區城鎮人口數與該地區總人口數之比衡量。

各數據的統計信息如表1所示。

（三）面板門檻模型的建立

借鑒Hansen門檻回歸模型[26-27]，探討環境規制、金融發展與產業結構升級之間的關系，在模型中分別將環境規制與金融發展納入門限變量，建立產業結構升級的門檻模型，設定以下4個面板門檻模型。

1.模型Ⅰ。設定環境規制為門檻變量，分析環境規制與產業結構升級之間的門檻效應。模型為：

2.模型Ⅱ。設定金融發展為門檻變量，分析金融發展與產業結構升級之間的門檻效應。模型為：

3.模型Ⅲ。設定環境規制為門檻變量,在模型中加入環境規制與金融發展的乘積項，在環境規制與金融發展相結合的視角下，分析環境規制與產業結構升級之間的門檻效應。模型為：

表1 描述性統計

4.模型Ⅳ。設定金融發展為門檻變量,在模型中加入環境規制與金融發展的乘積項，在環境規制與金融發展相結合的視角下，分析金融發展與產業結構升級之間的門檻效應，模型為：上面四個式子中I（）為指標函數，th為門檻變量，當滿足括號中的條件時為1，否則為0。關于面板門檻模型的具體原理與求解過程[24-25]本文不再贅述。

（四）模型求解與估計

在對模型進行分析之前，首先應定位門檻值，確定門檻個數，然后對顯著性進行分析，最后選擇合適的門檻模型進行估計。下面針對本文提出的四種模型分別進行檢驗，然后進行估計。

步驟1：針對本文的四個模型，應用Stata13進行估計，分別在單門檻、雙門檻和三門檻的設定下進行估計，得出F值，然后應用Bootstrap法得出P值，結果如表2、表3所示。

表2 門檻個數檢驗表

由表2、表3可知，模型Ⅰ、模型Ⅲ中的環境規制變量都存在雙門檻效應，模型Ⅱ、模型Ⅳ中的金融發展變量也都存在雙門檻效應。

步驟2：根據表2、表3的門檻檢驗結果確定最終的門檻個數和門檻值，選擇合適的模型進行估計，結果如表4至表7所示。

（五）模型分析

1.對于模型Ⅰ的分析。由表3、表4結果可知，環境規制對產業結構升級存在雙門檻效應，門檻值分別為-3.826和-3.817。當環境規制強度低于-3.826時，環境規制對產業結構升級存在正向的促進作用，即環境規制推動了產業結構的升級；當環境規制強度位于-3.826和-3.817之間的時候，環境規制對產業結構升級仍然存在正向的作用，且促進度還在上升；當環境規制強度高于-3.817時，環境規制對產業結構升級仍然起到正向促進作用，但是影響程度卻是最小的。說明環境規制整體上來看對產業結構升級起促進作用，但是隨著門檻效應的上升，影響程度先升后降，這在線性模型中是不能得到體現的。分析樣本數據發現，環境規制強度

位于-3.817兩個門檻值中間的省份和年份占比為48%，而位于兩個門檻值外的省份和年份占比大致相同，各占26%，而且我國省份環境規制強度大多數都是位于中度以上，說明隨著我國的環境污染越發嚴峻，各省的環境規制強度也都在加大。

表3 門檻值估計

表4 門檻模型Ⅰ參數結果

表5 門檻模型Ⅱ參數結果

表6 門檻模型Ⅲ參數結果

表7 門檻模型Ⅳ參數結果

2.對于模型Ⅱ的分析，由表3、表5結果可知，金融發展對產業結構升級存在雙門檻效應，門檻值分別為-0.324和0.564。當金融發展程度低于-0.324時，金融發展對產業結構升級的作用系數為0.154；當金融發展程度位于-0.324和0.564之間時，金融發展對產業結構升級的系數為0.014；當金融發展程度高于0.564時，金融發展對產業結構升級的系數為0.118?？梢缘贸鼋鹑诎l展對產業結構升級整體處于促進的狀態，但是隨著門檻效應的上升，促進效應也在不斷降低，這在線性模型中也是無法體現的。結合我國的省級面板數據，發現金融發展程度高于0.564的省份集中在2004—2014年的北京、2010—2014年的上海以及2012—2013年的廣東省，這是與實際情況相符的，因為北上廣集中了我國的優勢資源，產業集中化和結構優勢化明顯。但令人擔憂的是我國大部分省份的金融發展程度都位于0.412以下，占到總數據的60%，說明我國整體上金融發展程度不容樂觀，金融發展程度仍然有待進一步提高。

3.對于模型Ⅲ的分析。結合金融發展與環境規制交叉項，以環境規制為門檻變量進行分析，發現環境規制對產業結構升級存在雙門檻效應，門檻值分別為-3.961和-3.696（見表3）。但是結合金融發展以后，低強度的環境規制有利于產業結構的升級，作用系數為0.149；高強度的環境規制同樣也有利于產業結構的變化，且系數在上升，為0.164（見表6）。說明隨著環境規制的逐步增加，其對于產業結構的變化是有利的，但相較于模型Ⅰ環境規制對產業結構升級的作用系數逐漸降低，模型Ⅲ中結合金融發展的環境規制對產業結構的作用系數卻逐漸增加，同時發現環境規制對產業結構的變化促進效應還是明顯的。這可能從另一方面說明產業結構的升級不能單純依靠環境規制的強度，需要結合金融發展等其他客觀因素。

4.對于模型Ⅳ的分析。結合金融發展與環境規制交叉項，以金融發展為門檻變量進行分析，發現金融發展對產業結構升級存在雙門檻效應，門檻值分別為-0.242和0.564（見表3）。但是引入環境規制以后，卻得到與模型Ⅱ稍微不一致的結論，即金融發展隨著門限值的變化，對于產業結構升級起到了逐漸變大的促進效應。這說明在加入環境規制以后，金融發展對于產業結構的變化容忍度在變小。再一次說明產業結構升級不能單純依靠環境規制的強度，需要結合金融發展等其他客觀因素。

5.其他解釋變量如技術創新、經濟開放、教育水平和城市化率對產業結構升級的影響。綜合以上四個模型可以看到：經濟開放程度對產業結構升級始終是負向效應；在金融發展的視角下，技術創新對產業結構升級為正向效應，在環境規制的視角下，技術創新對產業結構升級為負向效應；居民的教育水平對產業結構升級始終是正向效應；城市化率對產業結構升級始終是正向效應。

四、穩健性和有效性檢驗

為了驗證本文所選用模型的穩健性,本文選取替換被解釋變量法檢驗本文涉及模型Ⅰ至模型Ⅳ的穩健性。參考謝婷婷的做法[24]，選取（第一產業GDP+第二產業 GDP×2+第三產業 GDP×3）/GDP 來衡量產業結構升級。依次對模型進行門檻效應檢驗與估計，結果如表8所示。可以看出替換被解釋變量以后，模型Ⅰ、模型Ⅲ中的環境規制變量都存在雙門檻效應，模型Ⅱ、模型Ⅳ中的金融發展變量也都存在雙門檻效應。這與前文的結果保持一致，說明本文選取的模型是穩健且有效的。

五、結論與建議

（一）結論

本文基于面板門檻回歸模型，運用我國31個省份的面板數據，實證分析了我國環境規制、金融發展對產業結構升級的門檻效應，并且分別以環境規制和金融發展為門檻變量，加入環境規制和金融發展的結合項，建立了四個模型，得出如下結論。

表8 門檻個數檢驗表

1.環境規制對產業結構升級存在雙門檻效應。低強度的環境規制對產業結構的升級有著促進作用，高強度的環境規制對產業結構升級促進作用在減弱，即整體上來看，環境規制對產業結構的變化起到促進作用，隨著環境規制強度的增加，這種促進效應卻在減弱。

2.金融發展對產業結構升級存在雙門檻效應。在金融發展水平低的省份對產業結構升級有著促進作用，金融發展水平較高的省份對產業結構的變化有著顯著的促進作用，作用系數在明顯增加。即整體上來看，金融發展對產業結構的變化起到促進作用，隨著金融發展水平的增加，金融發展對產業結構升級的促進效應在降低，那么加快金融發展水平的程度對于產業結構的升級是有益的。

3.在環境規制與金融發展相交叉的角度下，環境規制對產業結構升級仍然存在雙門檻效應，但是門檻值卻變小。同時結合了金融發展的環境規制在低強度的環境規制下促進了產業結構的升級，在高強度的環境規制下促進產業結構升級的程度卻在上升，總體上來看，環境規制還是促進了產業結構的變化，說明結合金融發展的環境規制對于產業結構升級是促進作用。這可能從另一方面說明不能單純依靠環境規制來促進產業結構升級，還需要結合諸如金融發展等其他客觀因素。

4.在環境規制與金融發展相交叉的角度下，金融發展對產業結構的升級也存在雙門檻效應，而且隨著門檻值的變化，金融發展對產業結構的升級始終是促進作用，且促進程度逐步提高，這又一次說明不能單純依靠環境規制來促進產業結構升級，還需要結合諸如金融發展等其他客觀因素。

（二）建議

針對本文得到的以上結論，提出以下幾點建議。

1.改革金融系統，提高金融發展水平。較高的金融發展水平可以顯著影響產業結構的變化，但是應該結合環境規制，著力發展綠色金融資源，同時兼顧低消耗性的經濟發展。

2.選擇適當的環境規制強度。地方政府應結合本地實際情況制定適宜的環境規制政策，單純依靠環境規制強度并不能顯著促進產業結構的變化，相反還有抑制作用，但是結合金融發展的環境規制卻能促進產業結構的變化，因此應制定與金融發展水平相結合的環境規制政令，著力實現金融發展與環境治理的雙贏。

3.進一步加大經濟開放的程度，降低關稅壁壘和提高資本自由流動程度。在開放經濟中發揮比較優勢，在吸引外資的同時也對外投資，降低資本流動的限制。

4.加快傳統產業升級優化，啟動新一輪改造企業技術的工程。著手打造新的增長點，推進基于互聯網的行動計劃，積極探索與互聯網融合的云制造等新模式；通過“中國制造2025”工程，實施一批市場潛力大、產業基礎好、智能制造、綠色創造的重要項目，提高產業競爭力；推動企業走出去，擴大國際社會的產能協作，制定國際產能合作規劃，逐步消減“兩高一資”產品的出口，依據各國的實際情況，依靠技術合作等方式開展國際產能合作，進而達到倒逼國內產業結構調整的目的；減輕企業稅費負擔，推進國有企事業改革，完善過剩產能退出機制，促進社會資本參與競爭和產能重組，提高產業結構整體的運營水平。