環境規制對制造業綠色轉型的影響機制及實證研究

雷玉桃,張淑雯，孫菁靖

(華南理工大學 經濟與貿易學院，廣東 廣州510006)

0 引言

我國既是制造業第一大國，也是能源資源消耗大國。2001—2017年，我國制造業增加值占國內生產總值的28%-40%，但制造業能源消費量卻占全部能源消費量的51%-58%。長期高投入、高污染、高能耗、低效率的經濟發展方式，給生態環境帶來了巨大的壓力。為了應對這一問題，中國明確將制造業綠色轉型列為國家重大發展戰略。利用環境規制實現環境績效的重要手段受到廣泛關注。目前，中國環境規制能否促進制造業綠色轉型？環境規制通過何種路徑影響制造業綠色轉型？解答以上問題，一方面，可以對“波特假說”、“污染天堂假說”加以驗證；另一方面，能夠為產業發展政策和國家宏觀經濟政策制定提供參考，具有重要實踐指導和決策參考價值。

1 文獻回顧

環境規制對行業發展具有促進還是抑制作用？部分學者認為，環境規制通過增加企業遵循或違背環保標準所產生的成本和罰款、提高行業進入門檻等途徑，削弱企業競爭力。如Gollop & Roberts[1]研究發現，1973—1979年，美國對SO2的規制使得56家化石燃料電力公司生產增長率降低了44%；Yana等[2]認為，環境規制會對全要素生產率產生短期的負面影響；Albrizio等[3]認為，生產率較低的企業會受到環境規制的負面影響，而生產率高的企業則相反。

另一部分學者持相反的觀點，以邁克爾·波特[4]為代表，他認為，合理的環境規制政策能夠通過刺激企業技術創新產生創新補償效應，彌補甚至超過環境規制成本，這一觀點被稱為“波特假說”。隨后很多學者就波特假說的存在與否以及存在條件展開了大量研究。如Matsuhashi&Takase[5]發現，環境規制可以通過綠色創新促進能源密集型行業工藝創新，從而降低工業部門的單位產值碳排放量；Dechezleprêtre等[6]研究指出，有強有力的證據表明環境規制能夠鼓勵綠色技術創新研發，長期來看，環境規制對于企業競爭力提高具有積極作用。

國內關于環境規制與工業或制造業綠色轉型方面的研究并不少。結合環境庫茲涅茨曲線的特點，部分學者開始考察環境規制與制造業或工業綠色轉型之間的非線性關系。李玲和陶鋒[7]從制造業分行業視角得出環境規制與綠色全要素生產率呈U型關系的結論；殷寶慶[8]基于中國企業參與國際垂直專業化分工的背景，同樣得出環境規制強度與制造業綠色全要素生產率整體上符合U型關系的結論，并發現前者對后者的影響在清潔型部門與污染密集型部門存在一定的差異性。部分學者從區域異質性出發進行研究，如童健等[9]和楊仁發[10]。

近年來，部分學者就環境規制對工業或制造業綠色轉型的影響機制或影響路徑進行考察。如張莉[11]運用門限回歸模型進行檢驗發現，綠色技術創新對制造業轉型升級的影響隨規制水平而變；原毅軍[12]認為，嚴格的環境規制會促進企業綠色技術創新，而綠色技術創新與制造業轉型升級呈 U 型關系；張峰和宋曉娜[13]聚焦高端制造業綠色全要素生產率，檢驗環境規制對高端制造業綠色蛻變的直接效應與以技術創新、要素配置、產業集聚和外商直接投資為中介的間接效應。其他學者包括申晨[14]、朱東波[15]、彭星[16]等。

文獻梳理表明，現有研究大多聚焦工業行業綠色轉型方面，圍繞制造業整體綠色轉型的相關研究較少。考慮中介變量作用的文獻大多僅考慮一種中介變量，同時考慮多種間接實現路徑的文獻鮮見，未發現系統闡述異質性環境規制對制造業整體綠色轉型升級的直接和間接影響機制的研究。本文創新之處在于：首先，系統闡述環境規制通過技術創新、外商直接投資、產業結構和產業集聚間接影響制造業綠色轉型的理論機制；其次，嘗試將環境規制分為命令控制型、市場激勵型和自愿參與型，研究異質性環境規制所產生的差異化影響；再次，使用同時考慮徑向和非徑向的EBM-GML模型計算綠色全要素生產率以合理度量制造業綠色轉型；最后，實證檢驗異質性環境規制對制造業綠色轉型的直接影響效應和考慮多個中介變量的間接影響效應。

2 環境規制對制造業綠色轉型的影響機制

2.1 環境規制對制造業綠色轉型的直接影響機制

首先，環境規制可以通過直接影響制造企業的生產成本、流通成本、貿易費用和收益，引導企業在生產經營方式上作出抉擇。具體而言，如果政府出臺限制企業排污行為或制定排污標準的強制性措施，勒令企業進行整改或者直接關停污染嚴重企業，就可能會使企業在一定時期內正常生產能力受損或永久失去生產能力。留存下來的企業為了合規生產經營，必須增加治污支出以控制污染水平，這部分支出又會成為企業生產成本，即合規成本。如果企業為了合法規避排污費征收，或是獲得政府環保補助，或是迎合公眾對于環境保護的呼聲等目的選擇更加清潔、節能的生產方式，則可以直接改變制造業整體綠色轉型程度。

2.2 環境規制對制造業綠色轉型的間接影響機制

2.2.1 技術創新的中介作用

環境規制通過技術創新對綠色轉型產生何種影響尚無定論。波特假說認為，合理的環境規制政策能夠通過刺激企業技術創新產生創新補償效應，彌補甚至超過環境規制成本，從而實現經濟效益和環境效益雙贏。具體而言，受環境規制影響的企業一方面可能為了免受環境規制的懲罰，選擇改進生產工藝和治污技術；另一方面可能會因為綠色補貼政策得到技術創新投入資金，從而提高綠色技術創新水平。另一種觀點認為，由于遵循環境規制的成本始終存在，會對創新資金產生擠出效應，從而影響產業綠色轉型進程，這一觀點被稱為遵循成本理論。許多學者圍繞兩者效應存在與否以及力量對比情況進行研究。本文認為，環境規制所帶來的不僅是綠色環保技術突破，而且在相關非綠色環保技術、組織管理經驗、人力資本積累等方面都會有所進步。在市場中，實現技術創新的企業能夠起示范作用，尤其是在重視環境規制的背景下，掌握綠色環保技術的企業更容易脫穎而出，從而引導其它企業模仿并進行技術革新。

2.2.2 外商直接投資的中介作用

在外商資本進入東道國之前，一國或一個地區的環境規制狀況必然成為投資區位選擇的重要影響因素。著名的污染天堂(避難所)假說認為，污染密集型企業為了追求利潤最大化，會傾向于將其產業轉移到環境規制程度較低的國家。依據污染天堂假說，嚴格的環境規制會成為部分污染嚴重企業資本進入障礙，或轉化為外資企業環境治理支出，或提高外資企業從當地購置原材料的成本，進而擠出其它生產經營環節上的投入，甚至減少對東道國的實際投資，既不利于從外商投資中獲得經濟收益，也不利于發揮外資的外溢效應，最終影響本土企業技術引進與管理經驗吸收。

但環境規制作為外資篩選門檻，可以減少污染密集型企業進入，給其它生產相對清潔的企業留下更廣闊的發展空間。一是可以直接降低污染密集型企業的比重，減輕環境治理壓力；二是會對同類企業造成壓力，迫使其它企業加快綠色轉型，降低其它污染嚴重企業的競爭力，促進整個行業良性發展。

2.2.3 產業聚集的中介作用

當產業集聚規模擴大到一定程度后，整個聚集區域內的排污量會增加，環境治理基礎設施得到充分利用，單位產值的治污成本降低。關聯企業在此聚集，以更高的效率傳遞原料和產品，可以降低運輸成本和污染。區域內知識、信息和技術交流更便利，人才流動和技術革新速度更快，更有利于發揮技術外溢效應，綠色技術推廣可以提高整個區域內的清潔水平。此時，企業會傾向于選擇產業聚集區，而產業集聚可以產生規模經濟效益，促進制造業綠色轉型。

當產業聚集過度，資源消耗和污染排放量超過當地環境承載能力時，會嚴重破環當地生態環境。適度的環境規制會對聚集區內企業產生推力，故將產業聚集規模調整到一個合適的范圍。但不合理的環境規制會導致污染密集型企業在強環境規制地區與弱環境規制地區之間的轉移，導致轉入地污染集聚，環境被破壞，而轉出地產業集聚規模縮小，導致規模經濟效益難以實現。

2.2.4 產業結構的中介作用

環境規制具有產業結構調整效應。一方面，環境規制要求企業治污成本內在化，為了消化額外合規成本，生產資料會流向生產率更高的行業，企業間、行業內和行業間的分工合作得到進一步加強，工藝和技術改進更加有利可圖；另一方面，嚴格的環境規制催生了民間對于綠色消費和綠色生產的的需求，推動以清潔產業為主的第三產業發展，從而推動產業結構綠色化[17]。因此，環境規制是產業結構優化升級的內在驅動力。

產業結構優化與升級包括要素橫向匹配合理化和主導產業縱向更替高級化兩個方面。前者是指產業間的協調能力加強和關聯水平提高，各產業部門在投入產出聯系上相互幫助、服務、促進，從而提高資源利用效率。后者主要表現為高效的現代工業和以清潔產業為主的第三產業發展、資本密集型和技術密集型產業優勢地位提高、資源密集型和污染密集型產業比重下降、低附加值產業向高附加值產業方向演進。產業結構高級化、合理化的部分含義與制造業綠色轉型不謀而合，能夠從更宏觀的層面為制造業綠色轉型提供有利條件。

由此，環境規制對制造業綠色轉型的影響機制如圖1所示。

3 制造業綠色轉型測算與現狀

3.1 制造業綠色轉型測算

本文認為，綠色轉型指標至少應兼顧經濟績效和環境績效，綠色轉型常見衡量指標有兩種：一種是構造綜合評價指標，常見指標合成方法有熵值法[16]、專家評分法[18]、主成分分析法[19]等；另一種是使用綠色全要素生產率[13,20,21]。本文采用基于EBM-GML模型(Epsilon Based Measure-Global Malmquist Luenberger)計算得出綠色全要素生產率，以此衡量中國制造業綠色轉型程度。該模型屬于數據包絡分析方法中的一種，其優點就在于免除了綜合評價指標關于合成方法的考量，EBM模型能夠處理同時具有徑向和非徑向特征的情況，GML指數具有增加DMU數量、提高前沿精細度、計算結果具有傳遞性等優點，適用于利用面板數據求解并考慮非期望產出的情況。本文從投入和產出兩個角度進行改進，非導向EBM模型的規劃式如式(1)所示，GML指數計算公式如式(2)所示。

(1)

其中，ε是一個關鍵參數，表示效率值中非徑向部分的重要程度，ε∈[0,1]。當ε=0時，EBM模型等同于徑向模型；當ε=1時，EBM模型等同于(加權)SBM模型。w-、w+是投入和產出的權重。s-、s+是投入和產出的松弛變量。λ代表參考決策單元的相對重要程度，X為投入向量，Y為產出向量，均大于零值。

(2)

其中，x、y、b分別表示投入、期望產出和非期望產出；bt、bt+1表示t期和t+1期非期望產出。

本文決策單元是指研究對象——中國(內地)30個省(市、自治區)，西藏由于數據不全未納入統計，所選取的投入指標包括勞動、資本和能源3個分指標。勞動投入使用各省制造業平均用工人數衡量，數據來自于《中國工業(經濟)統計年鑒》；資本投入使用各省制造業全社會固定資產投資衡量，數據來自于《中國統計年鑒》；由于制造業能源投入省級面板數據缺失，能源投入使用各省綜合能源平衡表中的工業終端消費量衡量，數據來自于各省統計年鑒。

產出指標包括期望產出和非期望產出。期望產出使用制造業主營業務收入衡量，數據來自于《中國工業(經濟)統計年鑒》和《中國統計年鑒》。由于缺乏制造業污染排放量統計數據，非期望產出采用工業三廢綜合指數衡量，工業三廢是指工業廢水、廢氣和固體廢棄物排放量，本文運用熵值法合成分指標，具體步驟如下：

首先，對三廢指標進行標準化處理。由于三廢指標相對于非期望產出應屬于正向指標，因而標準化公式如式(3)所示。

(3)

其中，i為省份，共有30個省份；t為年份，跨度為2005-2017年，共13年；j為指標，共3個分指標。接下來，確定指標比重，如式(4)所示。

(4)

然后，計算指標熵值，如式(5)所示。

(5)

Gj=1-Ej

(6)

得到指標權重，如式(7)所示。

(7)

最后，通過加權求和得到綜合指標值，如式(8)所示。

(8)

所得到的EBM-GML指數是綠色全要素生產率增長率，而非綠色全要素生產率本身，還需要進行處理。設2005年為基期，2005年綠色全要素生產率為1。其它年份綠色全要素生產率為當年GML指數與前一年綠色全要素生產率的乘積，如式(9)、(10)所示。

Green2005=1

(9)

(10)

其中，i為省份，i=1，……，30；t為時間，t=2005，……，2017。

3.2 制造業綠色轉型現狀分析

由圖2、圖3可知，2005—2016年制造業綠色全要素生產率變化率均大于1，數值波動較小；2016—2017年變化率小于1。2005—2017年制造業綠色全要素生產率均值為1.105。整體上，綠色轉型程度呈上升態勢，但轉型速度逐漸放緩，其增長過程具有階段性特征，具體表現為：2006—2008年制造業綠色全要素生產率增長率呈下降趨勢，但下降幅度縮小，可能是由于我國過去長期實行“三高”，即以高污染、高能耗、高投資為特征的生產模式，轉變傳統粗放式增長方式需要時間，環境治理成果顯現存在時滯。但隨著國內對環境保護和可持續發展問題越來越關注，節能減排工作不斷推進，使得增長率下降幅度逐漸縮小，并在2008—2011年保持明顯增長趨勢。另外，值得注意的是，黨的十八大報告首次專章闡述生態文明，并提出“五位一體”總體建設布局，再次突出制造業綠色轉型的必要性。之后，2011—2016年變化率基本保持在1.10左右，增長穩定，可見環境保護工作取得了一定成效。

圖2和圖3展現出了一個特殊的階段。制造業綠色全要素生產率及其增長率在2016—2017年均呈下降趨勢。具體而言，前者從3.51下降到3.37，后者下降4%，說明制造業綠色轉型進程出現一定程度的倒退。可能原因是，2016年正值“十三五”規劃開局之年，也是推進供給側結構性改革的攻堅之年。根據國家一系列穩增長的新舉措，制造業面臨化解過剩產能的難題。部分高能耗、高排放的傳統制造企業可能被清理整頓，甚至淘汰出局，短期內制造業盈利空間被壓縮。加上《中國制造2025》、《工業綠色發展規劃(2016—2020年)》和《綠色制造工程實施指南(2016—2020年)》等政策性文件陸續出臺，對于制造業的污染排放和能源消耗管制措施進一步加強，生產成本相應提高，短期內制造業綠色轉型進程受阻，但改革的陣痛會帶來更長遠的綠色發展。

4 實證研究

4.1 模型構建與指標說明

基于前文可知，環境規制對制造業綠色轉型的影響機制應該包括直接影響效應和間接影響效應。本文將環境規制的二次項納入直接影響的實證檢驗模型，以檢驗可能存在的非線性關系。使用關鍵變量環境規制與各中介變量的交互項檢驗間接影響效應。建立如式(11)、(12)和(13)所示的模型。

圖2 2005—2017年制造業綠色轉型程度增長速度

圖3 2005—2017年制造業綠色轉型程度

直接影響測度模型：

(11)

(12)

間接影響測度模型如下：

(13)

其中，i、t分別表示省(市、區)、年份，μi表示個體固定效應，εit表示隨機擾動項，En是指環境規制。本文認為，環境規制是指以環境保護為目的的約束性措施，其約束對象、約束主體、約束形式和約束手段多樣。參考多數學者的做法，本文將環境規制分為3類，即命令控制型、市場激勵型和自愿行動型環境規制。命令控制型是指由政府統一制定、統一管理、強制執行的管制措施，包括環境標準制定、排放限額、產品禁令等，采用行政處罰案件數和三同時環保投資總額衡量，以En1和En2表示。市場激勵型是指利用市場手段影響企業的污染行為，包括負向懲罰和正向激勵，分別采用排污費征收總額和環境污染治理投資/GDP衡量，以En3和En4表示。自愿參與型環境規制實現的核心是借助公眾力量推動環境治理進程，采用上訪批次數和環保系統實有人數衡量，以En5和En6表示。環境規制數據均來源于《中國環境年鑒》。En2表示環境規制的二次項，用于檢驗非線性關系。lnTechit表示技術創新，采用R&D經費(內部)支出衡量；lnFdiit表示外商直接投資，采用實際外商直接投資衡量；Strit表示產業結構，采用第三產業對GDP貢獻率衡量；Aggit表示產業集聚，采用基于就業人數的區位熵衡量，控制變量數據來源于《中國科技統計年鑒》、Wind數據庫、《中國統計年鑒》和各省統計年鑒。

4.2 直接效應檢驗

環境規制對制造業綠色轉型的線性回歸結果如表2所示。考察環境規制對制造業的非線性影響，回歸結果如表3所示。其中，模型1～6分別對應En1、En2、En3、En4、En5、En6等6個環境規制分指標，每個模型經過Hausman檢驗，P值均為0，表明需采用固定效應模型進行檢驗(見表3)。

表1 變量描述性統計結果

表2中大部分環境規制變量符號不顯著為負，但不能完全說明環境規制對制造業綠色轉型沒有影響或具有負向影響，還需進一步檢驗。如表3所示，命令控制型與自愿參與型環境規制中各有一個分指標的一次項和二次項在5%的顯著水平下通過檢驗，且一次項系數均為負，二次項系數均為正，說明這兩種環境規制與制造業綠色轉型呈現U型關系。短期內，政府采取強制性手段限制排污行為或公眾環保訴求都可能轉化為企業生產成本。但長遠看，可能成為企業樹立良好形象、搶占市場份額的契機，從而引導企業采取環保行為。市場激勵型環境規制未能表現顯著為正的結果，可能原因是市場激勵型環境規制作用的發揮依賴于國內市場化程度，但目前國內市場化程度還不夠高。如果市場激勵型環境規制無法通過市場機制直接影響企業生產成本和利潤，如存在尋租空間，就可能違背環境規制制定的初衷。

在表2和表3中，除產業集聚變量系數不顯著為負外，其余3個控制變量，即技術創新、外商直接投資、產業結構均顯著為正，且每個模型中的系數大小和顯著性都比較接近，說明結果比較穩定可信。具體而言，技術創新確實可以促進制造業綠色轉型，這一結果符合本文預期。科研投入增加、技術創新水平提高可以增強制造企業污染治理能力，促進生產效率提高。外資流入可以對制造業綠色轉型產生正面影響。外資流入能夠促進清潔技術傳播，從而減少污染。以清潔產業為主的第三產業占比逐漸提高，能源密集型和污染密集型產業占比下降，有利于實現制造業清潔化發展和綠色轉型。相關系數不顯著且為負值，相關情況將在間接效應結果中說明。

表2 環境規制對制造業綠色轉型的直接效應檢驗結果(線性)

4.3 間接效應檢驗

選取環境規制和各中介變量的交互項檢驗異質性環境規制對制造業綠色轉型的間接效應，檢驗結果如表4所示。

環境規制和技術創新的交互項系數顯著為正，且各模型中數值大小比較接近，說明環境規制的創新補償效應大于遵循成本效應，驗證了波特假說。環境規制和外商直接投資交互項的大部分系數顯著為負，意味著環境規制會通過外商直接投資對制造業綠色轉型間接產生負面影響。嚴格的環境規制成為外資流入不可忽視的阻力，可能降低隨外資而來的技術溢出效應和示范效應。就我國情況看，發揮環境規制對外資的篩選作用更重要。從長遠看，流失的部分外資在環境治理上的貢獻有限，外資及其所在行業的整體清潔程度都會有所提高，更契合我國可持續發展要求。環境規制和產業結構交互項的大部分系數顯著為正，驗證了環境規制的產業結構調節效應，表明我國產業結構逐漸朝著合理化和高度化方向發展，而制造業從中受益頗多。

環境規制和產業集聚交互項的估計參數大部分不顯著為負。直接效應和間接效應檢驗均未能取得顯著結果，一個原因可能是與本文產業集聚衡量方式有關。本文使用基于就業人數的區位熵衡量產業集聚，但學界測度產業集聚的方法還包括行業集中度、空間基尼系數、赫希曼—赫芬達爾指數、EG指數等，區位熵僅從專業化角度測算產業集聚，未能體現產業集聚多樣化，測度角度不全面。此外，區位熵更多地基于產值進行計算，由于難以獲得完整且穩定的制造業產值省級面板數據，本文使用就業人數替代，可能影響測度結果的準確性。另一個原因可能是：產業集聚可以帶來信息交流、運輸成本、分工合作等方面的便利，其所產生的拉力可能超過環境規制產生的推力，因而對制造業綠色轉型的影響不顯著。此外，產業集聚過程中可能還有地方政府干預，即為了留住企業而放松實際規制執行力度，從而未能真正實現轉型。

從環境規制異質性角度看，市場激勵型環境規制和其它中介變量交互項的估計參數絕對值相比其它兩種環境規制要大，即市場激勵型環境規制能更好地通過技術創新、產業結構升級促進制造業綠色轉型，但市場激勵型環境規制也會通過外商直接投資引發制造業綠色轉型在更大程度上的倒退。因為企業對于市場化約束手段更加敏感，市場激勵型環境規制能夠給予企業更大的調整余地，使得規制效果格外突出。

表3 環境規制對制造業綠色轉型的直接效應檢驗結果(非線性)

5 結論與建議

5.1 結論

本文在闡述環境規制對制造業綠色轉型的雙重影響機制之后，測算和分析2005—2017年中國(內地)30個省份制造業綠色轉型情況。然后，建立固定效應面板數據模型，實證檢驗命令控制型、市場激勵型和自愿參與型環境規制對制造業綠色轉型的雙重效應，得出主要研究結論如下：我國制造業綠色轉型程度整體上保持上升趨勢，增長速度呈現出明顯階段性特征。環境規制對制造業綠色轉型呈非線性影響。其中，命令控制型和自愿參與型環境規制的影響呈U型，而市場激勵型環境規制未能在直接效應中體現出顯著影響。技術創新、外商直接投資、產業結構能夠有效推動制造業綠色轉型，產業集聚的影響則不顯著。間接效應實證檢驗結果表明，環境規制可通過技術創新、外商直接投資、產業結構促進制造業綠色轉型，產業集聚的影響則不顯著。市場激勵型環境規制能通過間接效應影響制造業綠色轉型。

表4 環境規制對制造業綠色轉型的間接效應檢驗結果

5.2 建議

(1)把握命令控制型和自愿參與型環境規制影響制造業綠色轉型的拐點，科學設定環境規制強度，完善法律法規體系和環保標準制度，提高相關信息透明度，拓寬民眾監督和意見反饋渠道，從而發揮命令控制型和自愿參與型環境規制的正面激勵作用。

(2)市場激勵型環境規制對制造業綠色轉型的直接影響雖不顯著，但能通過技術創新、外商直接投資、產業結構等途徑更好地推動制造業綠色轉型進程。因此，應完善市場機制，營造落實市場激勵型環境規制的良好環境。具體而言，應逐步完善排污權交易市場，規范交易模式，保障交易流程公開透明；完善排污費征收制度，將生態環境污染造成的負擔內化為企業生產成本；健全綠色補償機制，以價格形式對綠色技術創新主體進行補償和激勵，從而充分發揮市場激勵型環境規制的負向懲罰和正向激勵作用。

(3)重視環境規制間接效應的發揮，關鍵在于打通從環境規制到中介工具再到綠色轉型目標的傳導障礙。具體而言，一是繼續加大制造業技術研發投入力度，尤其要對清潔環保技術創新投入給予更大的支持。加快研發成果轉化利用和推廣應用，完善知識產權保護相關法律法規和其它發明創造激勵制度；二是將環境規制作為外資引入門檻，篩除部分污染密集型和資源密集型企業，保障外資質量，不應單純追求招商引資數量。積極消化吸收外商投資企業的先進綠色技術和管理經驗，鼓勵外資企業在綠色制造和綠色設計上作出貢獻；三是促進產業結構優化升級，推動產業結構合理化、高度化、清潔化進程。具體而言，正視我國人口紅利消失、資源成本優勢逐漸喪失的事實，引導企業從高度依靠廉價勞動力和資源向依靠技術、產品和服務質量的方向轉變。借助“一帶一路”發展機遇，轉移我國傳統過剩產能，推動主導產業朝著清潔化和高技術化方向發展，大力扶持新材料、新能源、生物工程等新興產業。加強產業間的聯絡，強調分工合作、相互服務以提高生產效率；四是利用產業聚集在知識交流、技術溢出、企業競爭、環境治理方面的規模優勢和距離優勢，發揮環境規制對產業集聚規模的調節作用。即在合理制定環境規制強度的基礎上，嚴格監督和落實規制各環節，避免因地方政府短視造成環境規制執行力度不夠的問題。協調產業發展和環境保護目標，預先設計并不斷調整聚集區內產業布局和準入條件，從而避免同質污染嚴重企業過度聚集。