雙重環境規制、技術創新與產業結構升級：空間效應視角

劉曉雯 劉程軍

[摘要]基于中國2007—2017年30個省份的面板數據，運用空間自相關分析、隨機前沿模型和空間計量模型實證分析我國環境規制與技術創新對產業結構升級的空間效應。結果表明：產業結構合理化和高級化水平呈現出逐年上升的趨勢，從地理格局上看呈現出由東向西遞減的特點;正式環境規制促進了本地產業結構升級，對鄰省產業結構合理化有顯著的促進作用，非正式環境規制的提高促進了鄰省產業結構合理化水平的發展，但對本省產業結構合理化水平的作用顯著為負;技術創新對產業結構的作用效果不明顯，但在與正式環境規制的交互下促進了本地產業結構升級，與非正式環境規制交互推動了鄰省產業結構的高級化發展。

[關鍵詞]產業結構升級;環境規制;技術創新;空間杜賓模型（SDM）

一、 引言

改革開放以來，中國的經濟實現了長期、持續、快速、平穩的增長，在中外經濟發展歷史上創造了舉世矚目的“中國奇跡”。經濟的快速發展，提升了國家的經濟實力，提高了國民的收入水平，但同時也不可避免地出現環境污染和生態失衡的問題[1]。2007年我國第六次全國環保大會提出“三個轉變”強調環境保護的重要戰略位置，2019年我國提出大力發展循環經濟的目標1。這些都可以看出我國對環境治理的決心和高度重視，努力走向社會主義生態文明新時代，實現經濟高質量發展以及可持續發展。我國經濟增長逐步向高質量增長階段轉變，通過產業結構升級可以降低企業對資源的依賴性和對環境的破壞，產業結構升級是推動經濟高質量發展的重要驅動力，技術創新能力是產業結構升級的第一動力，只有通過技術創新才可以打破技術壁壘和封鎖，完成產業結構轉型和經濟發展方式轉變[2]。因此，探究環境規制和技術創新對產業結構升級的影響作用具有重要的意義。

二、 相關文獻回顧

1. 環境規制與產業結構升級

近年來，學者對環境規制與產業結構升級之間的關系展開了大量的研究，不同的學者呈現出不同的觀點。鄭曉舟等基于城市群的視角，發現正式環境規制能夠促進產業結構升級，而非正式環境規則未能促進產業結構調整[3]。高明等研究發現不同環境規制對產業結構升級影響不同，并且東、中、西部地區存在明顯的區域差異[4]。馬俊等證實了在我國沿海地區，環境規制和產業結構升級存在U型關系，當環境規制沒有跨越拐點時，對產業結構起抑制性作用，跨越拐點時會促進產業結構升級[5]。另有一些學者研究發現環境規制對本國產業結構升級的作用依賴于外商直接、金融發展等因素。宋雯彥等基于動態面板分析得出，對外直接投資和環境規制能夠促進產業結構升級，過高的正式環境規制會削弱對外直接投資對產業結構升級的促進作用[6]。

2. 技術創新與產業結構升級

我國正處于經濟發展方式轉變和產業結構升級的重要時刻。技術創新帶來的需求結構變動與勞動生產變革是產業結構升級的重要驅動力。技術創新是產業結構升級的根本動力，可以通過改善產品之間的技術聯系優化資源要素的配置比，進而影響生產成本和提高生產效率。龔軼等研究發現，技術創新帶來生產力的提升以及物質資本的節約共同推進產業的結構化升級，技術創新促使資源要素的流動和資源配置的提高，從而促進產業結構的升級[7]。季良玉發現融資約束的存在會抑制技術創新活動，進而阻礙了產業結構的優化升級，可以通過優化融資環境、提高創新投入來監督信息的使用[8]。張治棟等認為技術創新能夠有效地推動產業結構兩化水平的發展，引入市場化中間變量后推動作用更為明顯，并在區域分析中發現，這種調節作用對上游以及中游城市相對較強[9]。

3. 環境規制與技術創新

作為產品附加值的重要因素，技術創新是推動產業結構升級的重要驅動力，環境規制可以與技術創新形成良好互動，從而間接地影響產業結構升級。關于環境規制與技術創新的相關研究，時樂樂等認為環境規制會對技術創新產業積極的影響，積極的環境規制有利于企業科研成果的轉化，促進企業自主研發能力和創新能力，并且能幫助企業減少污染治理成本[10]。張優智等認為環境規制會對技術創新產生消極的影響，支持這個觀點的學者大多認為，過于嚴格的環境規制會迫使企業為了滿足環境規制的條件，增加企業變革的負擔，導致企業生產力下降，降低企業競爭力，進而對企業創新產生不利的影響[11]。除此之外還有學者認為環境規制對技術創新的作用存在門檻效應，余東華等研究表明，隨著環境規制的不斷加強，對技術創新的促進作用呈現出“先降后升”的倒“N”型關系[12]。蔣伏心等以江蘇省制造業為研究對象，指出環境規制與科技創新之間呈現“U”型關系[13]。

綜合以上文獻發現，環境規制和技術創新對產業結構升級具有很大的影響，而環境規制與技術創新又存在較強的互動關系，現有文獻大多探討環境規制、技術創新、產業結構三者中兩兩之間的關系，鮮有文獻將三者納入統一研究框架中。基于此，本文可能創新之處有以下兩點：在研究范圍上，兼顧環境規制和技術創新對產業結構升級的重大影響，從兩者交互的角度出發進行探討，同時不僅分析本省的產業結構升級情況，還考慮各省份之間的相互影響。在研究方法上，從正式環境規制和非正式環境規制兩個維度出發，充分考慮區域之間的空間效應，在傳統面板數據的基礎上，引用前沿的空間計量模型，探索地區產業結構升級的空間溢出效應，以便推進環境規制與技術創新的協同發展，使其對產業結構升級的促進作用發揮至最大。

三、 模型、變量與數據

1. 空間自相關與空間計量模型

（1）空間自相關分析

全局Morans I指數是相同變量在不同空間位置上的相關性。本文用來判斷產業結構升級是否存在空間關聯性。具體公式表示如下：

[I=ni=1nj=1nWijxi-xxj-xi=1nj=1nWiji=1nxi-x2] （1）

其中[xi]、[xj]表示省份i和j的觀測值;[x]為均值;n為研究單元數量;[Wij]為鄰接空間權重矩陣，即如果省份i和j相鄰，取值為1表示省份之間相鄰，反之為0。Morans I指數值越大，表示空間聯系強度越為緊密[11]。

（2）基本模型建立

本文主要分析環境規制與技術創新對產業結構升級的影響，根據研究內容，將環境規制、技術創新作為主要解釋變量，同時將影響產業結構升級的其他因素歸入為控制變量，在建立模型前先對各個變量取對數，用來規避異方差和多重共線帶來的影響。模型設定如下：

[lnHISit=a1FERit+a2IERit+a3Innoit+a5Xit+εit] （2）

[lnRISit=a1FERit+a2IERit+a3Innoit+a5Xit+εit] ?（3）

其中：HIS用來表示產業結構高級化，RIS用來表示產業結構合理化;FER為正式環境規制;IER為非環境正式規制;[Innoit]為技術創新;[Xit]為控制變量;[εit]為隨機擾動項。

同時，考慮到技術創新對環境規制的交互作用，將其交互項引入上式中，得到模型如下：

[lnHISit=a1FERit+a2IERit+a3Innoit+a5Xit+a6FERit×Innoit+a7IERit×Innoit+εit] （4）

[lnRISit=a1FERit+a2IERit+a3Innoit+a5Xit+a6FERit×Innoit+a7IERit×Innoit+εit] （5）

（3）空間計量模型的建立

普通面板模型的誤差設定不夠嚴謹，無法準確地判定互聯網發展水平與區域創新之間的真實關系。本文采用空間面板計量模型做進一步分析。空間面板計量模型可以分為空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）3種形式，基本形式如下：

[Yit=α+δi=1nWijYjt+βXit+θj=1nWijXjt+μ] （6）

[μit=ρi=1nWijμj+εit] （7）

其中，i和j表示不同的省份;[Wij]表示空間鄰接矩陣（省份相鄰時取1，不相鄰時取0），[Xit]為創新投入;[δ]表示因變量空間回歸系數;[θ]表示空間回歸系數;[ρ]表示空間誤差回歸系數。在上式中，當滿足 [δ≠0， ?θ=0和 ?ρ=0]時，為空間滯后模型 [14]。當[δ=0， ?θ=0和 ?ρ≠0]，時，為空間誤差模型 [11]。當[δ≠0， ?θ≠0和 ?ρ=0]時，為空間杜賓模型[14]。

2. 變量選取

（1）產業結構升級

傳統衡量產業結構升級方法大多集中關注三產業的變動趨勢。干春暉等采用第三產業增加值與第二產業增加值的比值來衡量[15]。從動態角度分析，在產業結構升級時，產業合理化和高級化是相輔相成、統一發展的過程。本文從產業高級化和合理化兩個維度來衡量產業結構升級。

產業結構合理化（RIS）是調整結構協調發展的過程。本文借鑒劉玉鳳等學者的方法采用泰爾指數的倒數作為衡量產業結構合理化的指標[16]。具體公式如下：

[RIS=1/i=1n（YiY）ln（YiLi/YL）] ? n=1，2，3 （8）

其中：Y為產值;L為就業人數。[YiY]表示產出結構，[YL]表示生產率。RIS越大，說明產業之間資源配置更加協調和合理。

產業結構高級化（HIS）可以反映產業由低級階段向高級階段的轉變過程，本文借鑒蘇方林等的方法，用夾角余弦構建產業結構高級化指數[17]。具體公式如下：

[θj=arccossi=13（xi，j×xi，0）（i=13（x2i，j）12×i=13（x2i，0）12）] （9）

[HIS=k=13j=1kθj ? ? ? ? ? ? ?j=1，2，3]

其中：[xi，0]為第i產業增加值占GDP的比重，分別計算出[x0]與產業由低層次到高層次排序的向量[x1=1，0，0]，[x2=0，1，0]，[x3=0，0，1]的夾角[θ1，θ2，θ3]。HIS越大表示產業結構高級化水平越高。

（2）環境規制

環境規制是以保護環境為目的的約束力量，環境規制不僅包括政府采取的強制性治理污染行動，還包括社會公眾等相關利益組織對環境治理的參與以及與污染制造者的談判。因此，非正式環境規制在環境保護中的作用也越來越重要，本文區分了正式環境和非正式環境規制并將其納入模型中來全面衡量環境規制的特點。

對正式環境規制的衡量，單一指標很容易造成計量的偏差，本文借鑒高志剛的方法采用工業廢水排放量、廢氣排放量、固體廢物排放量3個指標來進行衡量，并利用熵值法綜合得到正式環境規制強度指數（FER）[18]。

非環境規制（IER）采用Pargal和Wheeler的方法，選取收入水平（wage）、人口密度（den）、受教育程度（hc）3個指標綜合衡量[12，16，19]。收入水平較高的地區對環境更加重視。本文采用城鎮在崗職工平均工資衡量;教育水平越高的城市，人們環保意識越強，本文采用各個省份普通高校在校人數與年末總人口之比來表示;人口密度越大的地區，參與非正式規制的人數就越多，本文采用年末人口總數與地區行政面積來表征。

（3）技術創新

技術創新是本文的解釋變量之一，這里基于投入產出角度并結合隨機前沿方法（SFA）對其進行測算。從創新投入看，人力資源和物質資源的投入是推動區域科技發展的重要驅動力。其中，科技研發人員是完成創新活動的前提，而科研經費的支出表示政府對科技產業投資的強度。從創新產出來看，發明專利數量代表了省份的科技創新成果，也是衡量創新產出的一項重要指標。因此，將省份發明專利數量作為創新產出指標，科研人員數量與科研經費投入作為投入指標，測算出各省份的技術創新指數（INN）[19]。

（4）控制變量

參考程中華、時樂樂等學者的研究，采用政府干預力度（GOV）、消費規模（RCG）、對外開放度（FDI）、資產投資情況（INVEST））作為控制變量[10，14，20]。其中政府干預程度采用財政支出占GDP的比重表示，消費規模采用社會消費品零售總額來衡量，對外開放度采用外商投資總額占GDP的比重來表征，資產投資情況采用新增固定資產占GDP的比重來體現。

3. 數據來源

本文研究范圍包括我國30個省域（不包括西藏、港澳臺地區），時間跨度為2007—2017年，數據均來自相應年份的《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》、國家統計局官方網站及各省統計局網站。

四、 產業結構的時空格局演變

1. 產業結構合理化

本文將全國劃分為東部、中部、西部三大區域進行研究分析1。由表1可見，產業結構合理化水平排名前十的省份大多位于東部地區，說明東部沿海地區產業結構配置最為合理，排名在11到20的區域大多集中于內陸，湖北、湖南和吉林均處于該類型，低水平省份大多集中分布于西部等偏遠地區，其中，云南、貴州、甘肅產業結構合理化水平十分低，意味著省份產業內部結構失衡，生產要素沒有得到合理的配置。2012—2017年間，產業結構合理化水平呈現逐年上升的趨勢，其中黑龍江變化最明顯，其產業合理化水平大幅度提升。

整體而言，產業結構合理化水平時空分異明顯，呈現出“東密西疏”的空間分布特征。從時間上來看，東部地區要遠遠高于西部、中部地區。沿海開放的區位優勢和先發效應使東部地區具有高城市化水平的特征，金融業、軟件業、交通運輸業等第三產業可以利用東部地區豐富的資源高速發展。具體來看，2007—2012年間，東部地區產業結構合理化水平高速增長，2013—2016年間，在波動中緩慢增長;2007—2017年間，中部地區呈現出緩慢增長的態勢，西部地區在產業結構合理化水平波動中保持穩定，變化幅度不明顯。

2. 產業結構高級化

由表2可見，我國30個省份的產業結構高級化水平在逐年上升，說明我國產業結構在不斷優化升級，由較低水平的“一二三”產業結構逐漸向“三二一”高級水平形式進行轉變。其中，海南省增長幅度最明顯，由2007年的5.99增長到2017年6.62，增加了0.63。產業結構高級化水平呈現出明顯區域差異特征，具體表現為東部、中部、西部逐級遞減趨勢。從平均排名來看，北京、上海、天津排名較高，依次為第一、第二、第三名，排名前十的省份大多分布于東部沿海地區，說明東部地區經濟發展對第三產業依賴程度更大。陜西省從2007年的第15名下滑到2017年的第21名，全國平均排名處于中等水平，湖南省產業結構高級化水平在全國排名中有顯著的進步，2007年全國排名23，2017年全國排名提升至第12名，三次產業結構占比由2007年的17.7∶42.6∶39.8變為2017年的8.84∶41.72∶49.43，產業結構發生了重大的調整。云南省產業高級化水平雖然在全國排名不高，但自身產業高級化水平在逐年增加。

五、 環境規制、技術創新與產業結構升級的影響

1. 空間自相關性分析

在運用空間計量模型前，需要對空間自相關進行檢驗，本文利用stata14軟件，分別計算出2007—2017年產業結構高級化和產業結構合理化的Morans I指數值，如表3所示。

由表3可以看出，產業結構合理化水平的Morans I指數始終在1%的水平下顯著為正，意味著各省的產業結構合理化水平在空間上并不是無序分布，而是存在顯著的空間正相關關系。產業結構高級化的Moran's I指數始終為正，從時間變化可見，其顯著性逐漸提高，2007—2008年產業結構高級化的Moran's I指數沒有達到5%的顯著水平，2009—2017年產業結構高級化水平均在5%的水平下顯著，并且顯著性逐漸提升，由此可見，不能用傳統的OLS模型進行回歸分析，應該采用空間計量模型進一步研究。

2. 估計模型的選擇

空間自相關分析結果表明了產業結構合理化水平在空間上存在一定的相關性和異質性。為了驗證模型的具體形式，需要利用Wald檢驗和LR檢驗，進一步判斷空間杜賓模型能否退化為空間滯后和空間誤差模型。

由表4結果可以看出，LM-ERR和LM-LAG檢驗結果均在1%的水平上顯著，另外在穩健性檢驗中，空間誤差模型在1%的水平下顯著，空間滯后模型在10%的水平下顯著，意味著空間誤差模型要優于空間滯后模型。在此基礎上進一步通過Wald檢驗和LR檢驗判斷是否為空間杜賓模型，結果發現兩者拒絕了θ=0和θ=-βρ的假設，因此認為空間杜賓模型無法退化為空間誤差和空間滯后模型，結合hausman檢驗結果26.72（P=0.003），認為選用固定效應模型。綜上可知，空間杜賓固定效應模型是最佳選擇。

3. 空間杜賓模型結果分析

空間固定效應可以分為時間固定效應、個體固定和雙固定效應。為了保持分析的完整性，本文對3種固定效應都進行驗證，檢驗結果如表5所示。對比3種固定效應模型，雙固定效應模型的對數似然值均大于時間固定效應和個體固定效應，并且通過對個體、時間和雙固定效應模型的赤池系數（AIC）、貝葉斯系數（BIC）的比較和分析最終模型采用雙固定效應的杜賓模型進行后續計量分析。

從雙向固定效應空間杜賓結果來看，正式環境規制對產業結構高級化和合理化均呈現出顯著的正相關關系，同時正式環境規制與技術創新的交互項在5%的水平下顯著為正，對產業結構高級化發展起到積極促進作用，因為正式環境規制的增加會倒逼企業產業結構升級，迫使企業由污染較高的第二產業逐漸向污染程度較低的第三產業轉變，進而推進產業高級化水平發展。外商直接投資對產業結構升級起著抑制性作用，因為外商直接的低端技術投資會抑制本地企業自主創新，同時對技術密集型產業涉足較少，不利于產業結構的均衡發展。政府干預程度對產業結構高級化呈現正向變化，當地政府對實行環保企業提供資金鼓勵、保護本地企業的發展，有利于產業結構向高級化轉變。

從空間滯后項結果來看，正式環境規制空間交互項（W[×] ln FER）、非正式環境規制空間交互項（W[×] ln IER）、技術創新空間交互項（W[×] ln INN）的系數均為正，結果顯著，可以判斷環境規制和非正式環境規制以及技術創新能通過地理空間機制對產業結構合理化水平產生積極作用。正式環境規制與技術創新的空間交互項W[×] （In INN [× ]In FER），非正式環境與技術創新的空間交互項W[×] （In INN[× ]In IER）均在1%的水平下顯著為正，意味著環境規制和技術創新的互動能通過地理空間機制對產業結構合理化水平產生積極影響。固定資產投資空間交互項（W[×] ?In INVEST ）系數在10%的水平顯著，也就是說在地理空間機制的作用下，固定資產投資能夠對產業結構高級化發展產生正向影響。

4. 空間杜賓模型效應分解

通過前文分析確定空間雙固定效應杜賓模型結果的可信程度較高，因此，本文將空間雙固定效應杜賓模型中自變量對因變量的影響分解為直接效應、間接效應和總效應。

表6中，正式環境規制的直接效應和間接效應均顯著為正，一方面表明正式環境規制帶來的污染治理成本的增加可以倒逼產業結構合理化的配置;另一方面，本地環境規制的加強，使得地區環境質量得以改善，吸引了更多人才和環境資源，間接促進了相鄰省份合理化的提升。非正式環境規制與產業結構合理化的直接效應顯著為負，間接效應在1%的水平下顯著為正，由于我國人口眾多，擁有充足的勞動力，多數勞動者受教育程度低于平均水平，導致從事第一產業的勞動者工作收入相對較低，而進入第三產業的門檻條件較高，因此會有大量勞動者選擇收入水平較高、競爭壓力較小的第二產業。同時，本省非環境規制的增加，導致行業門檻提升，勞動力人口會向政策比較寬松的省份遷移，使得相鄰省份的產業結構合理化水平顯著提升。

為了研究技術創新對環境規制的干預，將技術創新與正式環境規制、非正式環境規制進行交互，結果顯示正式環境規制與技術創新的交互項的直接效應顯著為正，表明正式環境規制與技術創新形成了良性的互動，環境規制會對技術創新產生倒逼作用，促使企業實現科技創新成果的轉化，進而向綠色化和高級化轉換，對產業升級有積極的影響。非正式環境與技術創新交互項的直接效應為負且不顯著，間接效應在1%的水平下顯著為正，說明非正式環境規制和技術創新對本省產業結構合理化并無顯著影響，但對相鄰省份產業結構合理化具有促進效應。這是因為，隨著人口密度的不斷提升，非環境規制的加強將會給城市資源環境帶來一定的壓力，政府必須采用嚴格的政策進行管轄，進而導致人力和物質資源流入相鄰省份，從而促進鄰省產業結構合理化提升。

控制變量對省份產業結構合理化的影響。外商直接投資直接效應顯著為負，間接效應顯著為正，說明外商直接投資會抑制本地產業結構合理化，但對省外有正向的溢出效應，外商投資在投資方向更傾向于勞動密集型產業。雖然近些年我國第二產業比重有所下降，但是所占市場份額還是較大的，在知識密集型等第三產業涉足較少，導致本地產業結構發展不均衡;政府干預程度直接效應不顯著，間接效應顯著為負，當地政府利用經濟手段保護本地的產業，造成了資源不合理配置，地方保護同時也阻礙了相鄰省份的產業合理化發展。

在表7中，正式環境規制直接效應顯著為正，間接效應為正并不顯著。全國范圍而言，正式環境規制的實施提高了治理環境的成本，提高了企業治理污染的成本和創新技術門檻，迫使企業逐漸向綠色友好型轉變，進入到污染較低的第三產業，產業結構高級化水平得到提升。

技術創新直接效應與間接效應結果均不顯著，但與正式環境規制的交互項在5%的水平下顯著為正，意味著技術創新與正式環境的良性互動會促進本省產業結構向高級化發展。非正式環境規制、非正式環境規制和技術創新的交互項直接效應和間接效應均為負，且不顯著，非環境規制的系數要顯著弱于正式環境規制，很難與技術創新有良好的循環，這意味著公眾的環保意識的增強，但是由于法律等機制的不完善，非正式環境規制不能充分發揮其作用。固定資產投資直接效應顯著為負數、間接效應為正，我國固定資產投資存在投資過度和分布不平衡的情況，對產業結構調整有著約束的作用，因此本地區資產的投資不能抵消這種約束，降低了產業生產效率，不利于本省產業結構高級化的提升。社會消費品零售總額直接效應在1%的水平下顯著為正，表示社會消費品零售總額每提高1%，本省的產業結構高級化相應提高0.047%。

六、 結論與建議

1. 結論

本文從產業結構合理化和產業結構高級化兩個維度進行考量，利用空間自相關以及空間計量模型分析環境規制和技術創新對產業結構升級的影響，結果顯示產業結構合理化和產業結構高級化在空間上并不是無序分布的，存在顯著的正相關關系，因此需要利用空間計量模型進一步分析。結論如下：

（1）產業結構合理化和產業結構高級化水平呈現出逐年上升的趨勢，從地理格局上看，呈現出由東向西遞減的特點。

（2）不同因素對產業結構升級的影響不同。正式環境規制促進了本地產業結構高級化和合理化的發展。非正式環境規制的提高，抑制了本地產業結構合理化的發展，而對鄰近省份產業結構合理化有顯著提升作用。

（3）環境規制與技術創新的交互項對產業結構升級的影響不同。正式環境規制與技術創新的交互項能夠促進本地產業結構合理化和高級化的發展，而非正式環境規制與技術創新的互動能促進相鄰省份產業結構趨于合理化，但是對本地產業結構合理化無顯著影響。

2. 建議

基于以上結論，本文提出以下幾點政策建議：

（1）選擇合適的環境規制類型，制定相關政策。在充分考慮當地實情的前提下，實現資源效益的最大化。正式環境規制可以在短時間內取得較為明顯的實施成效，但是在政策規定的同時也會增加企業的變革負擔，因此，政府在完善環境、污染交易的相關法律法規的同時也要對環境友好型企業給予財政支持和補貼，為企業創造良好的環境，發揮其推動產業結構升級的重要作用。非正式環境規制有更低的實施成本，對產業結構升級有促進作用，但不及正式環境規制的影響，因此政府應該加強居民的環境保護意識，建立完善的環境監督管理體系，提升公眾對環境保護參與的積極性，雙重實現環境保護和產業結構升級。

（2）降低企業創新技術風險，提高科技成果轉化率。政府應該加大科研經費的投入，加強對高端技術以及尖端人才的引進，注重研發成果的實用性和循環性，使得資源要素能夠得到充分運用和有效流轉，利用現代科技帶來的便利，加強經濟體制、科技體制改革，通過創新來激發市場活力，形成完整的創新驅動發展機制。

（3）環境規制不僅對本地產業結構升級產生影響，也會通過空間溢出效應影響相鄰省份，因此要對治理無望的企業堅決依法停辦，對于環境友好型企業及時給予獎勵和表揚。此外，為了防止某一區域帶來的污染企業的轉移，應該提升區域之間的聯合治理，形成良性的循環，完善各地區的環境規制的協調機制。各個地區選擇合適的環境規制相關政策，在促進本地產業結構升級的同時，最大限度地促進鄰近地區的產業結構升級，減少免費“搭便車”的情況。

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Dual Environmental Regulation， Technological Innovation and Industrial Structure Upgrading：

a Spatial Effect Perspective

Abstract： Based on the panel data of 30 provinces in China from 2007 to 2017， this paper uses spatial autocorrelation analysis， stochastic frontier model and spatial econometric model to empirically analyze the spatial effects of environmental regulation and technological innovation on industrial structure upgrading in China. The results show that the level of industrial structure rationalization and upgrading is increasing year by year， and from the perspective of geographical pattern， it is decreasing from east to west. Formal environmental regulations promoted the upgrading of local industrial structure and had a significant promoting effect on the rationalization of industrial structure in neighboring provinces. The improvement of informal environmental regulations promoted the development of the rationalization of industrial structure in neighboring provinces， but had a significant negative effect on the rationalization of industrial structure in neighboring provinces. The effect of technological innovation on industrial structure is not obvious， but the interaction between technological innovation and formal environmental regulations promotes the upgrading of industrial structure， and the interaction between technological innovation and informal environmental regulations promotes the advanced development of industrial structure in neighboring provinces.

Key words：industrial structure upgrading;environmental regulation;technological innovation; spatial dubin model

基金項目：國家自然科學基金項目“區域層級分工與產業空間調整——基于‘四化同步研究的視角”（項目編號：71774145）;浙江省新苗人才計劃“技術封鎖背景下知識產權密集型產業的空間布局特征與驅動機制研究——以浙江省為例”（項目編號：2020R40306）。

作者簡介：劉曉雯（1997-），女，浙江工業大學經濟學院碩士研究生，研究方向為產業集群與分工;劉程軍（1987-），男，浙江工業大學之江學院副教授，研究方向為產業集群與城市創新。

（收稿日期：2021-04-09 ?責任編輯：顧碧言）