環境規制促進了產業升級嗎

紀玉俊　鄭金鑫

摘要：在高質量發展階段下，環境規制對產業升級的影響作用越來越凸顯。本文立足于兩控區政策的背景，采用1994-2015年281個地級市的數據，模擬準自然實驗進行DID分析。分析結果表明：環境規制對于產業升級具有明顯的正向影響，環境規制能有效地促進產業升級，但這種效應具有異質性，東中部城市、西部城市、經濟特區城市及非經濟特區城市中環境規制對于地區產業升級效應不同。同時環境規制政策具有明顯的滯后效應，在政策實施結束后仍能在一定程度上對產業升級產生促進作用。融資環境、交通水平、消費能力、政策因素等對于產業升級的作用也表現出區域差異。

關鍵詞：環境規制;產業升級;兩控區準自然實驗;DID分析

中圖分類號：F062.2

文獻標志碼：A

文章編號：1672-626X（ 2019）05-0078-11

一、引言

高污染高能耗的粗放式經濟發展模式所帶來的問題日益開始暴露，酸雨、霧霾、溫室效應等污染問題相繼出現，環境保護已成為全球性共識。2016年4月22日全球170多個國家在紐約簽訂的《巴黎協定》將環境保護問題落實到全球性法律文件，協定制定了嚴格的減排協議并在全球強制執行。2018年4月30日，《聯合國氣候變化框架公約》框架下的新一輪氣候談判在德國波恩開幕，各國代表就進一步制定實施氣候變化《巴黎協定》的相關準則展開談判。但是該項全球性協議在制定及實施過程中卻阻力不斷，2017年6月1日美國更是宣布退出《巴黎協定》，認為其損害了美國經濟，導致就業崗位大幅縮減。目前，不但在全球范圍內，就一個國家或地區的經濟發展而言，實行較為嚴格的環境規制政策，對于經濟發展具體會產生什么影響？從經濟學角度而言，環境規制在改善環境問題的同時也能夠促進清潔能源的使用，帶動綠色CDP的發展及產業技術升級;但對于大部分以資源密集型進行高速工業化發展的國家而言，嚴格的環境規制政策也造成了國內經濟發展的較大阻力，不利于經濟結構的轉型及產業升級n，。環境規制與經濟發展、產業升級間的矛盾導致很多環境保護文件并未落到實處。

我國在爆發了一系列嚴重的生態問題后，也將環境規制提上日程。環境保護作為我國的基本國策之一，在近幾年地位更是日益提升。習總書記提出的“綠水青山就是金山銀山”將環境保護與經濟發展有機統一起來，提出使良好的生態環境成為人民生活的增長點、經濟社會持續健康發展的支撐點、展現我國良好形象的發力點[2]。為控制中國不斷惡化的酸雨和二氧化硫環境污染問題，并觀察實際情況下環境規制對于地區經濟社會的影響，政府依照《國務院關于環境保護若干問題的決定》《國家環境保護“九五”計劃和2010年遠景目標》，開始實施“兩控區”分階段控制的目標，1998年1月12日正式批復的《酸雨控制區以及二氧化硫污染控制區劃分方案》將降雨PH值≤4.5的城市歸于酸雨控制區;近三年來環境空氣二氧化硫年平均濃度超過國家二級標準的城市歸于二氧化硫污染控制區。政策的控制目標是到2010年將“兩控區”城市內的二氧化硫排放量把控在2000年的排放范圍之內;“兩控區”城市內空氣中的二氧化硫濃度需全部達到國家環境質量標準;酸雨控制區內的城市降水PH值≤4.5的面積需明顯減少。這一政策劃分出的兩控區實際上給經濟問題的研究創建了一個準自然實驗，其中控制區與非控制區即可形成自然試驗中的實驗組和控制組，結合多年的統計數據能夠有效研究具體的環境規制對于我國經濟的增長及新舊動能轉換中的重要推動力——產業升級產生的影響及具體的效應，并探索環境規制需要保持一個怎樣的度，才能夠更好地實現經濟發展與環境保護的雙贏，這也成為政府在制定環境規制政策時重點關注的方面。

一、文獻綜述

從現有研究來看，雖然環境規制與產業升級之間的關系未有定論，但是國內外學者對該問題也做了大量研究。研究主要從兩個維度分析環境規制與產業升級之間的關系，一是假設經濟發展的外部條件不變，重點關注環境規制成本的靜態分析，Gray（1987）首先運用美國制造業數據對美國政府實施的環境規制政策與生產率增長進行研究，實證結果表明環境規制與生產率呈現明顯的負向相關”，，之后許多學者針對不同行業及不同國家相關政策也得出相關結論[4-8];另一種則是假設產業發展的資源、技術及消費需求等條件是不斷變化的，從動態的視角進行環境規制與產業升級之間的分析，其中最著名的便是“波特假說”，Ponter（1995）認為合理的環境規制政策能夠激發企業進行技術創新，提高企業競爭力及產業生產力[9]。隨后不同學者運用各國數據從實證方面驗證了這一假設[10-14]。除此之外，也有學者認為環境規制與產業升級之間的關系不定，Hemmelskamp（ 1997）提出環境規制對于企業創新力及產業發展的影響需要考慮公司規模、市場結構及需求等因素[15]。

國內學者則在此基礎上，運用我國經濟社會發展的數據，從多個角度探討了環境規制與產業升級之間的關系。龔海林（2013）從產業結構的作用機理角度，采用省際面板數據，分析得出基于投資結構途徑的環境規制對產業結構優化升級的影響績效最大[16]。韓晶等（2014）從產業技術復雜度的角度進行環境規制與產業升級間的分析，得出在產業發展到一定程度后，適當的環境規劃會促進產業升級且環境規制對各區域產業升級影響效果不同等結論[17];張先鋒等（2015）運用2001-2011年中國省際面板數據，研究得出環境規制與產業變動存在雙重效應，環境規制能夠帶動產業升級效應[18];鄭金鈴（ 2016）從產業結構調整的角度利用我國2003-2013年間279個城市的面板數據進行研究，發現我國環境規制強度的增加能夠促進產業結構升級[19];紀玉俊等（2016）從人力資本視角，運用門限回歸檢驗，發現當人力資本達到一定水平時環境規制對產業升級具有明顯的正向作用[20]。

上述分析雖然從多個角度分析了環境規制與產業升級之間的關系，但產業升級的評價指標多是側重于產業升級的某一維度，在數據的選擇上年份跨度較小也多采用省級面板數據，且在實證分析中無法避免既影響環境規制又影響產業升級的因素所造成的內生性問題，無法準確分析出環境規制對于產業升級的凈效應。本文在構建了總體產業升級指標的基礎上，運用1994-2015年地級市面板數據，避免了樣本量較小的問題，以《國務院關于酸雨控制區和二氧化硫污染控制區有關問題的批復通知》作為環境規制的一個準自然實驗，通過兩控區城市劃分實驗組和控制組，以此為基礎分析環境規制是否能夠促進產業升級以及具體的促進效應，這可以在一定程度上避免內生性問題，從而提高實證結果的準確性。

三、研究方法與模型設定

本文主要研究環境規制對于產業升級的影響。為解決一般計量方法無法避免存在的各種外生條件對計量結果造成的偏差影響，采用兩控區政策作為準自然實驗，劃分實驗組與控制組，運用DID（ Differences-in-Differences）方法，即雙重差分法，以更為準確地分析環境規制對于產業升級的影響。雙重差分模型多作為估計處理效應的計量工具，經常被用來評估某一政策實施的跨期效果，能有效地評估政策的實施效應。雙重差分的應用能很大程度上避免計量分析的內生性問題，相對于傳統的評估政策效應OLS等方法，DID通過設置政策發生與否、政策范圍內外的虛擬變量能夠更為科學地估計出政策的實施效應。雙重差分模型的基本設定為：

其中，G為城市分組虛擬變量，實驗組=1，控制組=0;D為分期虛擬變量，政策實施后=1，政策實施前=0;交互項G*D就代表實驗組在政策實施后的實施效應，β1，即為雙重差分法所構建模型中政策實施的凈效應。雙重差分法的原理就是通過虛擬變量的構建對政策實施前后實驗組和控制組之間的差異測度出反映政策實施效果的雙重差分統計量，其系數代表了該政策實施效果的凈效應。在具體使用的過程中，可根據模型的需要加入相關控制變量。同時DID方法作為一個可以有效評估政策實施效應的工具，需滿足共同趨勢的前提條件，即實驗組和控制組在政策實施之前必須具有相同的變化趨勢。為進一步嚴格這一前提條件，可將DID方法與PSM方法相結合，增加實證分析的準確性。PSM方法即傾向評分匹配（Propensity ScoreMatching），簡稱PSM，是通過采用非實驗數據或觀測數據進行干預效應分析的統計方法。采用PSM方法在數據中選擇基本特征比較相似的樣本，形成新的實驗組和控制組，然后基于新的實驗組控制組數據進行DID回歸，可以保證DID方法的隨機性假設。另外由于某些政策的沖擊，實驗組和控制組之間可能存在的自選擇性問題會對計量結果產生影響，采用PSM能夠有效地解決這一問題。

根據本文實際研究問題，參照城市是否在兩控區城市名單中，劃分出實驗組兩控區城市與控制組非兩控區城市，并考慮將政策實施點劃人到實驗組與控制組的分析中，進一步將樣本劃分為4組，即政策實施前的兩控區城市、政策實施后的兩控區城市、政策實施前的非兩控區城市、政策實施后的非兩控區城市，提出如下DID估計模型：

其中，upgwf是被解釋變量，代表產業升級的度量指標。zone用以控制城市是否屬于兩控區城市名單，若zone=1為實驗組樣本，即屬于兩控區名單中的城市，zone =0為控制組樣本，屬于非兩控區城市，post用以控制政策實施點，若post=1則為1998年政策實施后年份，post =0為1998年政策實施前年份。環境規制是產業升級的影響因素之一，但是產業升級也受到諸如融資環境、交通水平、消費能力、政策因素等影響，為避免高估環境規制對于產業升級影響的估計參數，將影響產業升級的其他因素作為控制變量Con tro/添加到模型中，以消除模型中潛在的內生性及殘差序列自相關等問題;μ是殘差項。

在上述模型中，我們重點關注的是系數β1，它衡量了兩控區政策對于產業升級的具體影響。兩控區政策實施后，兩控區名單城市內的企業需要更新生產設備、安裝除硫設備并被禁止采用質量低下的燃煤，這勢必會增加企業的中間產品投入，加大研發投入，導致產品成本增加，但也能夠倒逼企業進行生產技術升級及生產創新，實現高質量發展，從而帶動區域內的產業升級。β1系數的正負及大小則代表兩控區政策實施下的環境規制對產業升級是否存在有利影響及具體的影響效應。

需要注意的是，兩控區政策城市的選定并不是完全隨機的，會受到城市空間屬性及政策因素等的影響，一般來說東中部地區城市發展較早，重化企業較多，城市的環境問題相對嚴重，東中部地區人選兩控區城市會多于西部地區;經濟特區城市發展較快，環境污染問題較為嚴重，同時經濟特區城市作為試點城市，承接政策的實施效果較好，經濟特區城市入選兩控區城市的機會也要多于非經濟特區城市[1]，這就導致模型面臨較為嚴重的內生性問題。所以在模型分析的過程增加了對城市空間屬性（樣本城市為東中部城市還是西部城市）及政策屬性（樣本城市為經濟特區城市還是非經濟特區城市）的穩健性檢驗，以驗證估計結果的準確性。兩控區政策規定自1998年實施并于2010年結束，作為準自然實驗應選擇政策實施年份進行實驗組控制組的分析，但政策的實施是一個動態的過程，一般存在滯后性，所以在后續分析中除了對政策實施年份進行DID分析外，也需涉及到滯后年份的分析，這也是檢測政策實施效果的一個重要方面。

四、指標選取及數據說明

（一）指標選取

根據研究目的，本文將重點分析環境規制是否會影響地區的產業升級，指標選取涉及到產業升級度量指標、衡量兩控區政策實施效果的兩控區城市虛擬變量、兩控區政策實施年份虛擬變量，由于產業升級還受到如實際利用外資數、交通、制度、消費需求等因素的影響，此處將這些變量作為控制變量引入，除此之外還包括為進一步進行穩健性檢驗的分組變量、空間屬性與政策因素的虛擬變量，詳細的變量設置與計算方法見表1。

1.被解釋變量。產業升級即產業通過生產要素的優化組合，技術水平、管理水平的提高等實現社會整體生產效率的提升[21]，勞動生產率是指勞動者在一定時期內創造的勞動成果與其相適應的勞動消耗量的比值，可以用來衡量某一產業的生產效率，進而代表該產業的升級水平;同時產業升級也是一個漸進的發展過程，包括舊的主導產業不斷向新興產業進行轉移的量的改變，二、三產業產值比重的變化體現了三次產業間轉移的結果，為使指標更好地度量產業升級水平，參考產業結構系統中產業結構水平的處理方法[22]，分三次產業對各地市產業的勞動生產率進行計算后，用三次產業產值占生產總值的比重作為權重對三次產業的勞動生產率進行折算，得到產業綜合勞動生產率以衡量城市層面的產業升級水平。

2.解釋變量。結合本文的研究目的，主要解釋變量包括兩控區城市虛擬變量（tcz）及政策實施年份虛擬變量（post），以劃分實驗組和控制組分析環境規制對于產業升級的作用，其中兩控區政策實施的政策虛擬變量與政策實施年份的虛擬變量的交叉項（tcz*post）為核心解釋變量，通過相應的測算可以驗證兩控區政策的實施對于各城市產業升級的具體影響。

3.控制變量。（1）實際利用外資數。資本作為產業升級的重要支撐因素之一，能夠增加產業投入成本，提高企業研發投入，提升企業的技術水平及創新能力，推動整體產業的升級。實際利用外資數（fdi）較為直觀地衡量了一個城市的融資環境，產業的發展能夠得到多少資金支持，可為產業升級創造提供相應的技術及創新能力的培育環境。（2）交通因素。交通是城市經濟發展的重要助力，一個城市的整體交通能力與該城市的產業發展關系密切，交通能夠通過提高物流運輸能力加強上下游產業的關聯，提升產業生產效率進而帶動城市產業的整體升級。各城市人均道路面積（tri）指標能夠較好地衡量城市整體交通能力。（3）制度因素。國家的相關制度安排能夠對一個城市的產業發展提供政策、資金、技術支持.在很大程度上影響著企業的創新活動，而創新能力對于提升產業生產效率及新產品新類型的產業發展具有重要作用，進而影響該城市的產業升級。本文選用各城市城鎮私營和個體從業人員與城鎮從業人員比值（ sys）衡量制度因素。（4）消費需求。隨著消費需求從簡單到復雜，再到精細化，一個城市的消費需求引導著城市產業由單一到多樣化再到細分化，進而帶動產業的創新升級及新興產業的發展，推動著產業間及產業內結構的不斷優化升級。本文選用各城市人均GDP（gdp）代表消費需求的衡量指標。

4.分組變量。為進一步進行穩健性檢驗，控制城市的空間屬性及政策屬性對城市變量進行分組。其中以區域城市虛擬變量（zone）衡量城市的空間屬性，若zone=l，則為東中部城市，zone=0，則為西部城市;以經濟特區城市虛擬變量（spz）衡量城市政策屬性，若spz=l，則為經濟特區城市，spz=0，則為非經濟特區城市。

（二）數據說明

本文數據主要來源于《中國城市統計年鑒》《酸雨控制區以及二氧化硫污染控制區劃分方案》及各城市統計年鑒，數據涵蓋了1994-2015年我國281個地級市的數據，其中依照《酸雨控制區以及二氧化硫污染控制區劃分方案》，161個是兩控區城市，區外城市120個，將數據進行整合，得到281個地級市各指標統計量的大樣本數據。依照政策實施年份1998年和政策結束年份2010年將1994-1998年作為政策實施前年份，1998-2010年作為政策實施后年份，2010-2015年作為政策的滯后效應年份。其中歷年統計年鑒口徑有所變化，統計城市也有所不同，因此數據中存在部分城市及指標數據缺失問題，所以樣本數據屬于非平衡面板數據。非平衡面板數據不影響計算離差形式的組內估計量，對后續的實證分析不會產生實質性影響[23]。

表2為主要變量的描述性統計。由表2可以看出產業綜合勞動生產率最大值為3980.774，最小值為120.7389，標準差為541.2839，這說明不同城市的產業綜合勞動生產率差異較大，即產業升級的水平各不相同。其他控制變量也各有差異，各個城市發展過程中外商直接投資、交通、制度影響及人均CDP等指標變化較大，這也是影響各個城市產業升級水平不同的原因。

五、實證結果分析

（一）單變量分析

將數據處理后，先進行兩控區政策實施時間前后產業升級指標變化的單變量分析，以預判兩控區政策實施對于產業升級的正負影響。表3列出了兩控區政策實施前后各個城市的產業綜合勞動生產率的差異。從表3數據可以看出，總體樣本在兩控區政策實施后產業升級水平有了明顯的提高，較政策實施前的966.9368上升了55.8092，為進行穩健性檢驗而劃分的東中部城市、西部城市和經濟特區城市、非經濟特區城市在兩控區政策進行控制后，各城市的產業綜合勞動生產率也均顯著高于兩控區政策控制前的數據，其中西部城市在兩控區政策實施后的產業綜合勞動生產率不顯著低于兩控區政策實施前，說明對西部城市而言兩控區政策實施與產業升級之間的關系并不明顯。由此可初步假定兩控區政策對城市的產業升級有正向影響，其中經濟特區城市兩控區政策實施下的產業綜合勞動生產率差異要明顯大于非經濟特區城市。這在一定程度上說明兩控區政策對經濟特區城市的影響可能會大于對于非經濟特區城市的影響。

從單純控制實施年份的單變量分析中初步判斷了兩控區政策對于產業升級的正向影響后，考慮對兩控區城市進行控制，對產業升級指標這一變量進行DID處理以進一步驗證兩控區政策與產業升級之間的關系。表4列明了實驗組和控制組在兩控區政策實施前后產業綜合勞動生產率的差異。

在兩控區政策實施后，控制組和實驗組的產業綜合勞動生產率的數值都明顯增加，且在l%水平下顯著。其中實驗組的產業升級水平變動明顯大于控制組，說明兩控區城市在政策實施后產業升級相較非兩控區城市有明顯提升，驗證了兩控區政策對于產業升級的正向影響。考慮到時間序列數據下，樣本間的橫向差異影響因素，用實驗組的變動減去控制組的變動，以消除時序上的變動差異。由此得到的數據顯示，除西部城市外，全樣本、東中部城市、經濟特區城市及非經濟特區城市的產業綜合勞動生產率的雙重差分值都要大于零，進一步驗證了兩控區政策能夠促進產業升級。從城市分組來看，東中部城市及經濟特區城市的雙重差分值要大于非經濟特區城市，可推斷兩控區政策對經濟特區城市及東中部城市的影響要大于非經濟特區城市。

（二）DID分析

通過上述對兩控區政策實施前后產業升級指標的單變量簡單分析后，能夠得出兩控區政策的實施對于產業升級確實存在正向影響作用，同時從城市分組來看東中部城市、經濟特區城市的影響要大于非經濟特區城市，西部城市兩控區政策的實施對于產業升級存在不顯著的負向影響。為進一步驗證兩控區政策對于產業升級的正向影響作用，引入控制變量，對產業綜合勞動生產率與控制城市和控制年份的交叉項進行DID模型估計及分析，以確定兩控區政策對產業升級影響的具體數值效應。在進行DID估計前需要保證實驗組與控制組在接受處理前具有相同的趨勢。圖l顯示在1998年兩控區政策實施前，控制組和實驗組的產業綜合勞動生產率保持大致相同的變動趨勢，而在1998年兩控區政策實施后到2010年政策實施結束時，實驗組與控制組的產業綜合勞動生產率的變動出現較為明顯的增長趨勢，假設條件滿足，可以采用DID估計模型進行兩控區政策實施對于產業升級的影響分析。

對政策實施區間1994-2010年的數據進行DID模型分析。表5列出了處理后的兩控區政策與產業升級的雙重差分估計結果，由表中結果可以看出，全樣本下tcz*post的交叉項系數顯著為正，在兩控區政策實施后產業升級水平提高了35.9633，說明兩控區政策在嚴格的產業環境管控下對于產業升級具有明顯的正向效應。兩控區政策的實施雖然使得兩控區城市內企業因更新生產設備、增加排污費用、使用優質燃煤等增加了生產成本，但能使城市內產業開始進行轉型，重化工業因嚴格的環境管制導致生產利潤減少，受環境規制影響較小的服務業、金融業等第三產業會崛起，整個城市的產業結構有所升級;同時原有企業也因生產成本的提高而優化資源配置，增加研發投入進行技術升級及生產創新，能夠提升邊際要素替代率，提高整體的生產效率及產出效應，其經濟效應可以抵消生產成本的增加，從而帶動整體的產業升級。從實證結果也可以看出各城市直接利用外資數、城鎮私營和個體從業人員與城鎮從業人員比值及單位GDP等控制變量的系數也明顯為正值，即各城市的可用資金、政策因素及消費水平也有效地帶動了產業水平的提升。

從城市分組來看，東中部城市tcz*post的交叉項系數也為正值，且在1%的水平下顯著，即兩控區政策的實施對于東部城市的產業升級也存在明顯的正向效應，因為東中部城市經濟相對發達，面對嚴格的兩控區政策能夠迅速應對，進行產業間的調整，向技術密集型或服務型產業進行轉移，同時嚴格的環境管制能夠快速倒逼技術升級以應對生產成本的提高，通過加強創新能力以加快新產品新技術的產生，提升產業內的升級。而西部城市tcz*post的交叉項系數為負值且不顯著。考慮到西部城市的發展多以資源密集型產業為主，嚴格的環境管制政策對于整體產業的影響較大，而在短期內難以進行產業結構調整;同時西部地區經濟技術相對落后，原有企業難以在環境規制的壓力下迅速進行技術升級以產生要素替代效應，創新能力難以跟上因兩控區政策產生的生產成本的增加，因此兩控區政策對于產業升級的作用不明顯。經濟特區城市、非經濟特區城市的tcz*post交叉項系數均顯著為正值，即兩控區政策的實施對于經濟特區城市及非經濟特區城市的產業升級均具有正向效應，但經濟特區城市tcz*post交叉項系數要明顯高于非經濟特區城市，說明這種正向影響經濟特區城市要顯著高于非經濟特區城市。因為經濟特區城市經濟相對發達，技術支持環境相對較好，能夠在短時間內完成技術升級及產業創新，相關企業能迅速提升自身生產的競爭力，進而帶動產業升級。經濟特區城市對政策也較為敏感，作為經濟試驗區對政策的承接能力較非經濟特區城市要強，企業的應變能力及城市內產業的轉移升級也較快，所以兩控區政策對于經濟特區城市的產業升級正向效應要高于非經濟特區城市。

考慮到DID模型分析中的隨機性假設，為進一步驗證兩控區政策對于產業升級的正向效應，采用傾向匹配得分法對實驗組和控制組進行匹配，以實際利用外資數對數、人均道路數、私營和個體從業人員占總從業人員的比例及人均GDP對數作為城市特征變量對實驗組和控制組進行Probit回歸，以預測值作為得分，采用最近領匹配的方法進行一對一匹配，進行回歸，可以看到表6中PSM后的DID檢驗結果與原雙重差分下的檢驗結果變化不大，tcz*post交叉項系數除西部城市外均為正值，且均在5%水平下顯著，經濟特區城市、東中部城市的系數仍明顯高于非經濟特區城市，進一步驗證了兩控區政策對于產業升級水平的正向影響。

從上述分析中可以看出兩控區政策在實施過程中有效帶動了相關城市的產業升級。同時，作為一個年份跨度較大、范圍較廣的政策，兩控區政策在政策實施結束后應對產業升級具有滯后效應及長期影響，為考察兩控區政策對于產業升級的滯后效應，表7呈現了政策實施結束后延后5年的數據分析結果，從1994-2015年數據下DID檢驗結果可以看到，全樣本中tcz*post交叉項系數仍顯著為正，且除西部城市外，東中部城市、經濟特區城市、非經濟特區城市的tcz*post交叉項系數也仍為正值，經濟特區城市、東中部城市的系數仍明顯高于非經濟特區城市，說明兩控區政策在政策實施后仍對城市的產業升級水平具有正向影響效應，東中部城市及經濟特區城市的影響能力顯著高于非經濟特區城市。但是與1994-2010年數據下的DID檢驗結果對比，可以發現無論是全樣本、東中部城市、經濟特區城市、非經濟特區城市tcz*post交叉項系數都明顯降低，說明在政策實施結束后兩控區政策對于產業升級的作用開始降低，環境管制措施對于產業升級的倒逼作用逐漸減小，政策效應開始變弱，但仍存在明顯的正向影響。PSM處理后的DID檢驗結果中除各項系數的顯著性明顯降低外，也呈現同樣的結果及結論（見表8）。

六、結論及政策建議

從本文分析結果總體來看，環境規制對于產業升級具有明顯的正向影響效應，環境規制通過產業間的轉移帶動結構的優化調整并能倒逼技術升級，促進企業創新能力及競爭力的提升，帶動了產業內的升級，從而能夠有力地促進整體的產業升級。通過城市分組的穩健性檢驗來看，環境規制對于產業升級具有異質性。分地區來看，環境規制對于東中部城市環境規制同樣具有此效應，但西部城市環境規制則對產業升級具有不顯著的負向效應。考慮政策因素下，經濟特區城市與非經濟特區城市的環境規制均能促進城市的產業升級，但經濟特區城市中環境規制對產業升級的正向影響效應明顯高于非經濟特區城市。同時環境規制政策具有明顯的滯后效應，在政策實施結束后仍能對產業升級產生促進作用。

根據上述分析結果，提出如下建議：第一，政府應堅定環境保護的理念，做好正確的引導。政府在進行環境保護政策的制定時，不能只關注短期的經濟效益，要考慮到環境規制政策能夠倒逼產業向著優良方向發展，進而帶動整體經濟的高質量發展。同時要做好環境規制經濟效益的宣傳引導，提高環境保護的國民意識;第二，合理選擇環境規制工具，做到環境規制的連續性。政府在進行環境規制的過程中，要確保環境規制政策的合理性，使市場在資源配置中發揮決定性作用和更好發揮政府作用，確保環境規制政策能夠對產業升級及國民經濟的可持續發展發揮最大的促進效果。應將環境保護作為一項長期任務，結合政策實施效果及經濟發展的階段特征制定后續政策，進而帶動環境與經濟間的長期健康良性發展;第三，提升社會的整體創新能力是環境保護與經濟發展的根本保證。環境規制對于產業升級的作用主要是通過提高企業技術創新能力來實現，創新能夠帶動企業生產的技術升級，提高產業效率，形成新的經濟增長點，對于環境保護和社會的發展均具有重要作用，政府在制定政策時應著重關注政策所產生的創新效益，并加強對高技能勞動力的培養。

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（責任編輯：盧君）

收稿日期：2019-03-16

基金項目：國家社科基金一般項目（16BJL069）

作者簡介：紀玉俊（1975-），男，山東青島人，中國海洋大學副教授，教育部人文社會科學重點研究基地中國海洋大學海洋發展研究院研究員，經濟學博士，研究方向為產業升級與產業集聚;鄭金鑫（1993-），女，山東濰坊人，中國海洋大學經濟學院碩士研究生，研究方向為產業升級。