環境規制能否助推中國工業高質量發展？
——基于動態空間Durbin 模型的實證研究

李莉莉，葉阿忠

（福州大學經濟與管理學院，福州 350108）

一、引言

工業高質量發展是適應經濟由高速增長邁向高質量發展階段的必然要求和建設社會主義現代化強國的關鍵抓手。改革開放40 年來，憑借制度紅利、人口紅利及資源紅利等優勢，中國工業取得了舉世矚目的發展成就，同時也因求“量”不求“質”積累了高投入、高能耗、高排放、低附加、低效率等結構性風險。在如今經濟政治格局動蕩、逆全球化盛行的國際背景下，面對全球價值鏈重塑、發達國家和新興經濟體的市場“雙端擠壓”，以及國內產能過剩、資源短缺、關鍵領域技術創新能力不足、環境污染、生態破壞等困境，中國工業正接受著嚴峻挑戰（郭朝先，2019）。基于內外擠壓的復雜形勢，黨的十九大報告指出中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段?！吨袊圃?025》《“十四五”規劃綱要》等文件進一步提出要大力發展綠色經濟，加快發展方式綠色轉型，協同推進經濟高質量發展和生態環境高水平保護。傳統粗放發展之路已走到盡頭，新時代中國工業必將革故鼎新，綠色高質量發展“芯”模式將作為工業發展的基礎性和關鍵性思想指引我們砥礪前行。然而，由于工業發展的負外部效應和環境資源的公共品特性，使得僅依靠市場機制難以推進工業向輕污低耗轉型，需借助政府環境規制政策才能夠對生態保護的“市場失靈”加以矯正。環境規制對工業高質量發展會產生什么影響？不同地區環境規制作用效果是否有差？其中的傳導機制如何？在人民對“金山銀山”與“綠水青山”的雙重訴求下，如何設定環境規制才能行之有效地推動工業高質量發展？關于以上問題的思考對中國工業突破資源環境約束瓶頸，實現綠色高質量發展具有重要意義。

二、文獻回顧

學界關于工業高質量發展的研究視角較為多元，主要集中在工業高質量發展的動態演變、動力機制、實現路徑和測算體系4 個方面。在當前大力實施制造強國戰略，推動工業高質量發展的攻關期，如何客觀衡量工業高質量發展，正確闡明其制約及驅動因素成為當前和今后一個時期內做好工業經濟工作的重要命題。明晰工業綠色高質量發展的理論內涵是科學構建評估指標體系的基本前提（陳禹靜，2022）。劉會武等（2021）認為高質量發展是依靠創新驅動來實現，具有多元化綜合性社會發展目標的一種經濟發展的高端形態和階段。杜宇等（2020）認為工業高質量發展應從工業化角度出發，形成創新驅動進步、經濟生態協調、區域布局合理、價值鏈高端攀升的發展體系?；诖?，本文將工業高質量發展理解為以新發展理念為導向，通過推動工業領域動力變革、效率變革、質量變革，逐步實現產出效率高、資源配置優、經濟環境協調、社會成果共享的發展。

對于工業高質量發展的衡量，現有研究多采用單一指標法對其進行表征，如李科等（2022）、Liu et al（2021）等認為全要素生產率代表由創新帶來的效率改進，推動綠色全要素生產率是實現工業高質量發展的核心表現。然而，單一指標無法從不同角度全面體現經濟高質量發展特性，更多的學者采用綜合指標法從不同角度構建指標體系評價工業高質量發展。如李標和孫琨（2022）76-77從工業高質量發展內蘊的“要素投入優質化、生產過程綠效化、產出供給高效化、內部結構合理化”四個方面對其進行衡量。宋曉娜和張峰（2019）從新發展理念出發構建指標體系，認為推動我國經濟高質量發展的宏觀路徑是圍繞著創新、協調、綠色、開放、共享五個方面展開的。盡管綜合指標法更加全面，但依舊存在指標選取歧義較大、無法體現高質量發展的內在要求等問題，一定程度上降低了評價結果的科學性和準確性（安淑新，2018）。

關于環境規制對工業高質量發展的影響研究目前較少，多數學者從門檻調節效應、中介傳導路徑、時空尺度、異質性等角度出發分析不同環境規制對高質量發展的影響機制與作用效果。對于環境規制與工業高質量發展的關系，不同的學者有不同看法。多數學者認為兩者之間符合“U”形關系，如陳浩和羅力菲（2021）、劉怡君和方子揚（2021）利用空間模型從結構轉換和科技創新兩個角度進行研究，結果證明環境規制和經濟高質量發展間存在“U 形”動態規律，中國平均環境規制強度已處于“U 形”曲線上升階段。原偉鵬等（2021）基于區域異質性進行實證研究，發現垂直型環境規制與經濟高質量發展呈現“U”形關系特征。楊仁發和鄭媛媛（2020）、武云亮等（2021）認為環境規制通過技術創新對制造業高質量發展的影響為“U”形，在不同的技術創新水平下存在異質性。

部分學者認為適度的環境規制可以產生創新補償效應從而彌補成本提高帶來的損失，支持“強波特假說”觀點。田麗芳和劉亞麗（2020）認為正式和非正式環境規制均促進經濟高質量發展，其作用明顯程度隨地方政府競爭階段不同而不同。吳慧和上官緒明（2021）認為環境規制存在顯著的負向空間溢出效應，對黃河流域經濟高質量發展有顯著促進作用。Li 和Hu（2021）、Ouyang et al（2020）、上官緒明和葛斌華（2020）認為環境規制存在負向空間溢出效應，對經濟發展質量具有顯著的直接提升效應。還有部分學者呈其他觀點，Yuan 和Xiang（2018）、楊丹等（2020）認為環境規制抑制產業高質量發展，強波特假說無法得到支撐。葉娟惠（2021）實證檢驗環境規制對經濟高質量發展的非線性影響，結果證明，二者間存在“M”型的非線性關系。吳愛東和李翔（2021）根據面板向量自回歸（PVAR）模型的結果認為，短期內環境規制增強有利于制造業高質量發展，但長期來看二者間關系具有不確定性。

綜上所述，國內外文獻研究均聚焦于環境規制對高質量發展的影響上，此類研究存在以下兩個方面的局限性，一是關于工業高質量發展的研究較少，對于環境規制與工業高質量發展二者關系的把握尚顯不足；二是側重分析環境規制對工業高質量發展的線性影響，忽略了環境規制具有空間溢出效應的典型事實。與以往研究不同，本文以綠色高質量發展為切入點，從創新驅動、經濟效益、綠色低碳、協調共享四個維度衡量工業發展質量，并將環境規制與技術進步、產業結構納入統一分析框架，不僅剖析了環境規制對工業高質量發展的非線性和空間影響，還探明了環境規制對工業高質量發展影響的地區異質性和時期異質性。

本文可能的創新和貢獻在于：①根據新發展理念和新型工業化道路要求構建綜合指標體系全面刻畫工業高質量發展，實證檢驗工業高質量發展的時間繼起性和空間相關性，填補了現有工業高質量發展研究的空白；②考慮到工業高質量發展的動態可持續性，基于省級面板數據同時運用時間固定效應模型、靜態和動態空間Durbin 模型，并進行比較分析，探明了不同區域、不同時期環境規制對經濟高質量發展的直接影響和空間影響的差異，彌補了以往文獻忽略的動態效應，更加全面地刻畫二者關系；③運用半參數空間Durbin 模型并繪制偏導圖，更加準確地刻畫并驗證了環境規制對工業高質量發展的“U”型影響，為結論的可靠性提供更完整的證據。

三、機制分析和假設提出

中國工業早期由于長期保持“三高兩低”的粗放發展模式，使生態付出了沉痛的代價，當前資源過度使用、環境持續惡化已成為制約工業發展的“絆腳石”，日益嚴重的環境問題已不允許被動等待未知“環境庫茲涅茨曲線”拐點的到來，進行工業綠色轉型刻不容緩。環境規制作為治理環境污染的有效手段，能夠通過增加生產成本、激勵技術創新、轉換產業結構、形成投資轉移等方式改變當前工業“先污染、后潔凈”發展模式，對于實現綠色高質量發展有著舉足輕重的作用。本文從環境規制影響工業高質量發展的直接效應、產業結構升級效應和空間溢出效應入手，探討二者之間的理論邏輯。

（一）環境規制影響工業高質量發展的直接效應

環境規制通過“成本效應”和“創新效應”對工業高質量發展分別產生抑制和促進作用。一方面，根據“遵循成本假說”，環境規制水平的提高會使企業不得不更新生產設備、改進生產工藝、提高治污投入、繳納污染稅以達到政府的環保要求和減排標準，而這無疑將導致企業運行成本增加。在環境規制初期，企業將有限的資金轉移到污染治理領域會減少企業的創新支出和生產性投入，形成“成本擠占”效應，從而壓縮企業利潤和收入，不利于工業高質量發展。事實上，環境規制對企業技術創新既有負面的“抵消效應”，也有正面的“創新補償效應”。首先，根據“波特假說”，環境規制政策的實施在一定程度上會激勵企業進行自主創新。由環境規制引發的自主創新通過開發新技術、新產品推動企業技術水平進步，從而提升勞動生產率、提高資源配置效率，增強企業競爭力；技術水平提升又將進一步推進新舊動能轉換、激發市場活力，促進工業高質量發展。其次，政府會對遵守環境規制的企業給予財政上的支持，并通過稅費減免、設立專項資金、為新能源材料購買提供便利等對企業的綠色行為進行積極引導，最終，推動工業高質量發展。

綜上，環境規制對工業高質量發展究竟是負向的抑制作用還是正向的促進作用取決于遵循成本效應和創新補償效應作用程度的高低對比。短期內環境規制提高因增加企業負擔抑制了工業高質量發展，而長期來看，企業卻因技術進步、生產效率提升實現了超額利潤，從而促進工業高質量發展。其實，環境規制引致的技術進步并非始終促進工業高質量發展，當環境規制水平較低時，技術進步能夠通過提升生產率和經濟發展效益推動工業高質量發展；而當環境規制過高時，企業的“創新補償”無法彌補高端技術開發的巨額成本，技術進步將成為工業高質量發展的絆腳石。另外，由于中國東中西部地區資源稟賦、產業結構、科技創新、工業發展水平參差不齊，同時各地區環境政策和環保標準迥異。因此，不同地區環境規制的作用效果也大相徑庭。

據此，本文提出假設1：

環境規制對工業高質量發展具有技術進步調節效應，二者間呈“U”形的非線性關系，且存在區域異質性（H1）。

（二）環境規制影響工業高質量發展的產業結構升級效應

環境規制不僅可以通過成本效應和創新效應對工業高質量發展產生直接影響，還可以通過倒逼產業結構合理化、激勵產業結構高級化推動產業結構綠色轉型，結構優化引致的技術進步和資源配置效率提升有助于進一步推進工業高質量發展。一方面，環境規制利用市場機制的“鐵手腕”強制淘汰排污嚴重、技術落后、效率低下企業，并使污染密集型產業承擔更高的環境成本，資金更多流向資本和技術密集型產業，造成不同類型產業比較優勢的差異（陳浩和羅力菲，2021）；另一方面，趨嚴的環境規制會對高污染產業形成“進入壁壘”，嚴格的環保標準、高昂的治污成本都將使高能耗企業望而卻步，從而達到抑制污染密集產業成長，推動產業結構合理化的目的。最后，在“創新補償效應”的作用下，企業會在“干中學”的過程中進行要素升級，產業將趨于高技術化、高附加值化，落后產能逐漸被驅離市場，新興產業不斷涌現，最終推動產業結構高端化轉型，實現工業高質量發展。

根據以上分析，本文提出假設2：

環境規制對工業高質量發展具有產業結構調節效應（H2）。

（三）環境規制影響工業高質量發展的空間溢出效應

環境規制對工業高質量發展的空間效應根源于地方政府規制政策競爭，由于各地政府執法力度不同及利益激勵的政企合謀現象頻出，各地區環境規制強度產生區域化差異。根據“污染天堂假說”，污染密集型產業為追求成本最小化傾向于將經濟活動轉移到環境規制相對寬松地區。中國不同地區環境規制強度的差異化導致企業重新選址，將生產活動轉移到環境標準較低區域以規避“遵循成本”，從而形成“投資轉移效應”。實踐中，經濟發達地區環境政策執行力較強，而臨近地區執行力較弱或故意放松管制以吸引發達地區高生產率企業遷入。此時污染密集型產業更傾向于轉入環境規制強度弱、要素成本低、區位條件優越的周邊地區進行生產，形成污染產業轉移。一方面，這種“產業區位重置效應”能夠促進低規制地區經濟增長、帶動效率提升、刺激技術進步，產生正向溢出效應推動地區發展；另一方面，此類以“綠水青山”為代價換來“金山銀山”的發展方式會使得當地經濟過度依賴污染產業，環境規制持續弱化。不斷削弱的環境規制又將引發要素利用率低、技術創新停滯、資源過度損耗、環境污染嚴重等一系列問題，對工業高質量發展產生負向溢出效應。

綜上，本文提出假設3：

環境規制對工業高質量發展具有正向和負向空間溢出效應（H3）。

四、模型構建和變量設定

（一）模型構建

“地理學第一定律”認為事物之間存在普遍的相關性，且距離越近的事物相關性越強。因此，一個地區的工業經濟發展不僅與自身有關，還受到周邊城市空間溢出效應的影響。傳統的計量模型無法反映空間效應的影響，需要借助空間計量方法進行分析?？臻g計量的兩個基準模型為空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），分別描述了空間自相關和空間擾動相關，空間Durbin 模型（SDM）是二者的組合擴展形式，更具有一般性。為了減少異方差、極端值和度量單位等的影響，本文構造對數形式的空間Durbin 模型進行實證分析。由于經濟發展是一個動態的、持續的過程，當前經濟發展情況會受到當期因素和前期因素的共同影響，出于對經濟增長連續性的考慮，本文在空間Durbin 模型的基礎上引入被解釋變量的時空一階滯后項，以修正靜態空間面板模型的偏差，提高估計結果的準確性和可靠性；同時，為了檢驗工業高質量發展和環境規制之間是否存在非線性關系，將環境規制的二次項納入該模型，構建計量模型如式（1）所示。

其中：ihqdit為省份i第t年的工業高質量發展水平；erit為省份i第t年的環境規制強度；X為與經濟相關的控制變量；α為地區間的客觀異質性；ρ為空間自相關系數，反映工業高質量發展的空間溢出效應程度；γ和η為被解釋變量時間滯后和時空滯后的待估參數；β和θ為外生解釋變量的待估參數；W為空間權重矩陣；δt為時間固定效應，εit為滿足正態獨立分布的隨機擾動項。

關于空間權重矩陣的設定，本文借鑒林光平等（2006）的做法，使用兩個省份經濟發展水平差距的倒數進行構建，具體公式為：Wij=，表示省份i在T時期內GDP 的平均值。在以上的經濟距離矩陣中，兩省份的經濟發展水平越相近，二者之間的空間依賴性越高，權重也就越大。

（二）變量定義和數據來源

1.被解釋變量

工業高質量發展（ihqd）。工業高質量發展是充分、均衡的發展，是包含發展方式、發展結果、民生共享等多個維度的供給更優、效益更高的發展（李標和孫琨，202275），工業高質量發展水平的衡量應充分體現新發展理念內涵，順應新型工業化道路要求。本文參考高運勝和楊陽（2020）從創新驅動、經濟效益、綠色低碳和開放共享四個維度構建中國工業高質量發展評價指標體系。具體而言，創新驅動指企業通過自主研發推動技術進步，從而轉換經濟增長動力、加快價值鏈高端化，是提升工業高質量發展水平的重要途徑。對創新水平的衡量不僅要涵蓋創新投入和創新產出，還應反映創新強度。經濟效益綜合反映了工業企業競爭力和收益的提高，是實現工業高質量發展的必然要求和直觀體現。工業高質量背景下的經濟高效通常表現為工業企業投入產出效率高、經濟效益好、工業增速穩步提升（侯建等，2022）。綠色低碳主要體現產業對生態環境的影響情況。實現工業高質量發展必須堅持從“兩山論”出發，將資源環境約束納入決策框架，著力降低污染物排放量，使工業發展各環節對生態環境的損害最小化、資源配置效率最優化。由于生態環境污染主要受廢水、廢氣、廢物排放影響。因此綠色低碳指標用廢水、廢物、二氧化硫、二氧化碳排放和能源消耗情況來衡量（付晨玉和楊艷琳，2020）。協調共享代表社會福利享受現狀，污染治理、就業人數和高端發展則說明了人民生活環境的改善、就業環境的改進及未來發展的廣闊前景，是工業發展對社會的貢獻程度的綜合體現。根據以上理論框架，本文選取了工業高質量發展的4 個一級指標、15 個二級指標對其進行衡量，并采用熵權法得出客觀的綜合評分，詳見表1。

表1 工業高質量發展指標體系

2.核心解釋變量

環境規制（er）。環境規制的測量方法大致分為單一指標法、綜合指標法、分類測評法。單一指標法，是從排污費用征收、污染治理投資和政策等角度出發，采用人均收入、單位企業支付的排污費用、污染治理成本與工業產值的比值、工業污染治理項目完成投資額、工業污染治理總投資與工業增加值的比值、政府環保檢查次數、環境污染治理投資等衡量環境規制強度（Dean et al，2009）。綜合指標法，大體分為兩類，一是基于污染排放，選取各省份廢水排放達標率、二氧化硫去除率、煙（粉）塵去除率和固體廢物綜合利用率，構建環境規制的綜合測量體系（傅京燕和李麗莎，2010）；二是從多角度綜合考察，構建反映不同國家不同行業環境規制水平的綜合指標。分類測評法是指將環境規制按不同手段或主體進行分類進行測評的方法，如張平等（2016）將根據環境規制手段不同將其分為費用型環境規制和投資型環境規制，分別采用排污費征收額和污染治理投資總額度量。彭星和李斌（2016）根據環境規制涉及政府、企業、居民不同主體將其分為命令控制型環境規制、經濟激勵型環境規制和自愿型環境規制。張華（2016）將環境規制分為支出、監管和收益三個環節并選取相關指標進行衡量。據此，本文選取污染治理項目本年完成投資與工業GDP 的比值對環境規制水平進行衡量。

3.控制變量

工資水平（uas），用城鎮單位就業人員平均工資表示；產業結構（ins），用第三產業GDP 與第二產業GDP的比值來衡量；經濟發展水平（pgdp），用人均生產總值來衡量；技術進步（sat），用政府科學技術支出與一般預算支出的比值來衡量；城鎮化率（ur），用城鎮人口比重來衡量。

4.數據來源

基于數據的完整性和可獲得性，本文選取2007—2019 年我國30 個省份（不包括西藏及港澳臺地區）面板數據作為研究樣本。相關數據均來自歷年《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《火炬統計年鑒》、國家統計局網站、全球統計數據/分析平臺（EPS）和萬得（WIND）數據庫，對個別缺失數據采用插值法、線性擬合法進行計算填補。

五、模型演繹

（一）空間相關性檢驗

經濟指標存在空間相關性是進行空間計量分析的前提。表2 給出了經濟距離矩陣下我國2007—2019 年各省份工業高質量發展的全局莫蘭指數（Moran’sI）。結果顯示，工業高質量發展的全局莫蘭指數統計值顯著為正，表明各省份工業高質量發展存在較強的正向依賴性，具有空間集聚特征，使用空間計量方法進行分析十分有必要。

表2 2007—2019 年全局莫蘭指數

通過可視化的2019 年局部莫蘭指數散點圖（圖1）可以發現，大多數省份位于散點圖的第一、三象限，表明各省份工業高質量發展存在顯著的空間正相關性，在空間上呈現出“高-高”集聚和“低-低”集聚態勢。其中，表現出“高-高”型工業高質量發展集聚的省份有北京、上海、江蘇、浙江、山東、福建、河南、四川，表現為“低-低”集聚的省份有廣西、山西、甘肅、吉林、貴州、云南、山西、海南、青海、西藏，表明我國東部和西部地區各省工業高質量發展在地理分布上呈現顯著的空間依賴性。

圖1 2019 年局部Moran’s I 散點圖

（二）回歸結果分析

在進行面板回歸前，需要先進行數據相關性、多重共線性及單位根檢驗，經檢驗，變量間相關系數在0.8以下，各變量方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF）最大值為2.24，說明變量間不存在嚴重的多重共線性；同時，采用LLC（Levin-Lin-Chu）法和IPS（Im-Pesaran-Shin）法進行單位根檢驗，各變量均在5%顯著性水平下拒絕原假設，表明變量序列是平穩的。

本部分選用3 類模型，模型一為時間固定效應回歸模型，模型二為靜態空間Durbin 模型，模型三為加入了時空滯后項的動態空間Durbin 模型。其中，列（1）、（3）、（5）為不包含環境規制二次項的估計結果，列（2）、（4）、（6）為包含二次項的估計結果。關于使用空間模型的合理性方面，拉格朗日乘數檢驗（Lagrange multiplier，LM）結果表明：在1%的顯著性水平下LM（error）和LM（lag）均顯著，采用空間Durbin 模型比空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SAR）更合理；Hausman 檢驗結果支持采用固定效應模型；個體固定效應、時間固定效應和雙固定效應的選擇性檢驗表明時間固定效應優于其他效應；似然比檢驗（likelihood ratio，LR）證明SDM 模型沒有退化為SEM 和SAR 模型。綜上所述，本文構建時間固定效應空間Durbin 模型進行實證分析，回歸結果見表3。

由表3 知：①無論是時間固定效應的非空間模型還是空間模型，環境規制的二次方項系數均在1%顯著性水平下顯著，說明環境規制與工業高質量發展間呈非線性關系。②比較模型一和模型二、模型三結果可知，非空間模型估計系數明顯高于空間模型系數，表明時間固定效應模型由于忽略空間相關性導致系數估計結果偏大。比較模型二、模型三，靜態和動態空間Durbin 模型的部分控制變量系數符號相反，說明靜態空間Durbin 模型估計的解釋變量對被解釋變量的影響效應結果不準確。③工業高質量發展滯后一期lnihqdt-1的系數為0.990，在1%置信度水平下通過檢驗，表明當期工業高質量發展與上期密切相關，中國工業高質量發展具有動態、積極的正向連續性。在1%顯著性水平下，Wlnihqdt-1的系數為0.415，表明上期鄰近省份工業高質量發展水平會對本地省份工業高質量發展情況產生影響。因此，建立包含時空交互效應的動態空間模型能夠更加有效地描述工業高質量發展時間和空間上的溢出效應。④靜態和動態空間Durbin 模型的空間溢出效應ρ的估計系數皆顯著為正，表明工業高質量發展存在顯著的空間自相關。⑤列（4）R2最高，說明加入時空滯后項的動態空間Durbin 模型擬合度最好，更具代表性，故本文后續以此為基準模型進行研究。

在非空間模型中，系數大小表示解釋變量變化對被解釋變量的邊際影響，然而，在空間Durbin 模型中，直接采用回歸系數分析是不準確的。因此，動態Durbin 模型中，可以用自變量對因變量長短期的直接、間接和總效應進行分析。根據表3 列（6）的估計結果，報告了解釋變量變化對工業高質量發展的直接效應、溢出效應及總效應（表4）。

表3 模型回歸結果比較

直接效應反映某地區自變量對因變量的影響大小。由表4 知，在動態空間Durbin 模型下，環境規制lner和ln2er的長期直接效應為-2.132 和0.382，表明環境規制強度對工業高質量發展水平影響呈“U”型非線性特征，即環境規制對工業高質量發展的作用表現為“先抑制后促進”，拐點為2.791。原因在于，短期內環境規制主要表現為“遵循成本效應”，一些高能耗、高污染企業在環境規制的高額排污費和稅收下難以維持正常運轉，導致企業停產或產業轉移；從長期來看，環境規制主要表現為“創新補償效應”，企業通過產品補償和工藝補償解決了資金擠出問題，推動工業高質量發展，驗證了假設1 的正確性。明確環境規制強度處于拐點前還是拐點后，能給政策制定者帶來更多的啟示。從全國樣本來看，lner的平均值為3.342，處于“U 形”曲線的上升階段，說明中國平均環境規制強度跨越了門檻值，促進工業高質量發展。

技術進步lnsat的短期和長期直接效應在1%和5%水平下顯著，分別為-0.060 和0.239，這表明短期內科技投入的增加會抑制工業高質量發展，而長期則會促進其發展。原因在于短期內科技投入將增加企業運營成本，不利于企業的長期運營，而長期內，科技成果轉化促進工業高質量發展的正向調節效應逐漸凸顯，有利于工業高質量發展水平的提升。人均GDP 直接效應短期顯著而長期不顯著，說明短期內經濟增長也是工業經濟高質量發展的一部分。產業結構和工資水平的長短期直接效應均在1%水平下顯著為正，而城鎮化率的長短期直接效應顯著為負，說明工資水平的提高和產業結構升級能夠推動中國工業高質量發展，簡單城鎮化率的提高并不能促進工業高質量發展，還需要進一步深化城鄉一體化改革，推動城鄉統籌發展。

間接效應用于度量鄰近地區解釋變量的變化對本地區被解釋變量的影響，反映了所有地區累積的空間溢出效應。由表4 知，環境規制一次項的間接效應系數為負，二次項系數為正，皆在1%顯著性水平下通過檢驗，說明環境對工業高質量發展的空間溢出效應表現為先促進后抑制?？赡艿脑蚴青徑貐^規制水平上升，環境規制的“投資轉移”效應發揮作用，高污染企業紛紛轉移至規制水平較低的本地進行生產，起初這些高生產率企業的引入會帶動經濟增長、促進技術進步、推動本地工業發展，但隨著對污染產業依賴程度的加深，本地環境規制水平進一步削弱形成“污染天堂”，最終導致資源過度損耗與生態失衡產生負向溢出效應阻礙工業高質量發展。假設3 得到驗證。

解釋變量的直接效應與估計系數不相等，說明存在反饋效應。反饋效應是指本地區自變量對其他地區的影響又反過來影響本地區，數值上等于直接效應與模型系數之差。由表3 和表4 知，環境規制直接效應和系數不等，顯然存在反饋效應，進一步證明環境規制對工業高質量發展存在空間溢出效應。從短期來看，技術進步lnsat的直接效應和回歸系數為-0.060 和-0.028，皆在1%水平下顯著。技術進步的反饋效應為-0.033，是直接效應的53.33%。同理，工資水平lnuas的反饋效應為0.0143，是直接效應的13.402%；產業結構lnins的反饋效應為0.0049，是直接效應的4.59%；經濟發展水平lnpgdp的反饋效應為0.02，是直接效應的44.643%；城鎮化率lnur的反饋效應為-0.014，是直接效應的11.20%。從長期來看，技術進步、工資水平、產業結構、經濟發展水平、城鎮化率的反饋效應分別為直接效應的111.77%、82.46%、85.76%、130.19%、82.62%。這表明數據中存在較大的反饋效應，且長期反饋效應遠遠高于短期反饋效應，進一步證明了控制變量存在顯著的空間溢出性，鄰近地區的經濟環境極大地影響本地工業高質量發展水平，這種影響隨時間推移愈加顯著。

表4 動態空間Durbin 模型的直接效應、間接效應和總效應

（三）調節效應分析

科學技術是第一生產力，是社會進步的核心動力，科技創新能力已經越來越成為綜合國力競爭的決定性因素。產業結構是衡量經濟發展水平的重要標志，調整產業結構是轉變發展方式、實現經濟可持續增長的重要因素。那么技術進步和產業結構變化是否會促進工業高質量發展？環境規制水平變化能否影響二者對工業高質量發展的作用效果？在動態空間Durbin 模型中進一步引入環境規制與技術進步、環境規制與產業結構的交互項進行研究，構建模型如下：

表5 列（1）、（2）和列（3）、（4）分別報告了加入環境規制與技術進步、環境規制與產業結構交互項的估計結果。比較列（1）、（2）回歸結果發現，動態SDM 模型R2更高，環境規制與技術進步交叉項的系數在兩個模型中均在1%置信水平下顯著為負，表明在高規制地區，科技進步對工業高質量發展的促進作用較弱。這是因為環境規制的實施迫使企業加強污染治理，企業因而要承擔如污染稅繳納、排污費購買、三廢處理費等額外治污費用，使得企業運行成本提高，對生產和創新投入產生“擠出效應”，從而減緩產品質量的升級，抑制了科學技術的發展；另一方面，環境規制政策的實施會對企業決策增加新的約束，在企業進行選址、要素配置等決策時都要考慮環境規則的限制，表現為對科技進步的“約束效應”。最終，環境規制的加強抑制了科技進步。

通過表5 列（3）、（4）的實證結果發現，在1%的顯著水平下，環境規制與產業結構的交互項系數在動靜兩種SDM 模型下均顯著為正，這表明環境規制和產業結構對工業高質量發展存在協同抑制效應，規制強度越大，產業結構對工業高質量發展的抑制作用越強。這是因為環境規制政策的實施提高了地區的環保標準，促使企業更新設備、改變生產工藝，從而降低污染排放，適應新的環境標準。最終，政府為了有效減少污染排放，會制定更加嚴格的環境政策，強制淘汰高污染、高能耗行業，導致企業轉移和產業結構變遷。當規制強度過高使得“創新補償”無法彌補“遵循成本”時，與日俱增的虧損將迫使企業退出市場，工業產出減少，第三產業與第二產業GDP 的比值降低，從而抑制工業高質量發展。這證實了假設2。

表5 含交互項的動態空間Durbin 模型回歸

續表5

（四）地區和時期異質性

中國地大物博，東部、西部、中部地區資源稟賦、政策條件、產業結構、科學技術和經濟發展水平迥異，地方政府在不同地區和時期制定、實施的環境規制政策存在一定差異。本文將樣本分為三大地理區域、兩大時間區間，進一步探討不同地區和時期環境規制與工業高質量發展二者關系的差異。通過表6 結果對比可知：

表6 地區異質性和時期異質性

續表6

（1）三大區域環境規制與工業高質量發展的非線性關系截然不同，東部地區呈倒“U”形、西部地區呈“U”形，拐點分別為3.5526 和1.8579，西部地區作用不顯著。這表明東部地區環境規制對工業高質量發展的影響為先促進后抑制，主要是因為東部地區工業化進程早，市場化程度高，技術創新水平處于領先地位，具有更加完善的政策制度和法律體系，是先進制造業發展的主力軍。目前，東部地區工業發展正向價值鏈高端攀升，環境規制的促進作用在早期便已釋放，隨著高端技術創新和前沿科技開發成本的日益上漲，環境規制的作用效果也微乎其微。

西部地區環境規制對工業高質量發展的影響為先抑制后促進，拐點為1.8579，這是由于西部地區資源豐富，產業布局以勞動密集型、資本密集型產業為主，在環境政策實施早期，“擠出效應”顯著，部分企業會因難以承擔高昂的環境成本而破產。因此短期內環境規制將抑制工業高質量發展。面對政府愈發嚴格的環境規制政策，企業一方面通過技術創新生產出高質量的環境友好型產品，在降低成本的同時提升產品的競爭力；另一方面通過引進或研發先進工藝和生產流程，減少污染排放、提高資源利用率和生產率，這將會對綠色技術創新產生一定的推動作用，從而促進工業高質量發展。通過計算，2007—2019 年間東中西部地區的lner平均值依次為3.057、3.3734、3.605，均處于促進階段。因此從全國來看，環境規制能夠促進工業高質量發展。

（2）2007—2019 年環境規制對工業高質量發展始終表現為積極促進作用，促進程度由2007—2012 年的0.063 降至2013—2019 年的0.047，表明規制強度逐年增加的同時，成本增額漸漸趕超創新帶來的效率和產品補償，環境規制對工業高質量發展的促進效用逐步發揮。以上分析證明了假設1 成立。

（五）拓展分析：半參數空間Durbin 模型驗證

鑒于環境規制對工業高質量發展的影響復雜，傳統線性模型無法準確刻畫二者關系，為了提高模型變量影響機制估計的準確性，本文在動態空間Durbin 模型的基礎上，參考曾嵐婷和葉阿忠（2017）、邱麗萍和葉阿忠（2019）等使用的非線性空間滯后模型，引入非參數項，建立半參數空間Durbin 模型：

其中：G(lnerit)為未知非線性函數，描述了環境規制對工業高質量發展的影響。

圖2 為環境規制對工業高質量發展的偏導圖，即環境規制的工業高質量發展彈性估計值，顯示了不同環境規制水平下，規制強度每提升一個百分比所帶來的工業高質量發展水平增速的變化率。該圖表明環境規制與工業高質量發展之間存在復雜的非線性關系，且影響存在單門檻效應，門檻值為3.761，即隨著環境規制強度的增加，對工業高質量發展的影響表現為先抑制后促進。這主要是因為環境規制實施初期“遵循成本效應”顯著，隨著企業對環境規則的適應，創新補償效應逐漸占主導地位，最終使得環境規制與高質量發展之間總體呈現“U”形關系，進一步驗證了假設1。

圖2 環境規制對工業高質量發展的偏導圖（?lnihqd/?lner）

（六）穩健性檢驗

為確保以上研究結果的穩健性和可靠性，表7 列（1）和（2）、列（3）和（4）分別是替換空間權重矩陣為0-1矩陣和工業經濟距離矩陣回歸的結果。結果顯示，各指標的系數符號與表2 基本相同。由此可見，不同的空間權重矩陣并未改變環境規制對工業高質量發展的影響情況，進一步證明三個假設的合理性。

表7 穩健性檢驗

六、結論與政策啟示

本文基于2007—2019 年中國30 個省份面板數據，采用動態空間Durbin 模型及半參數空間Durbin 模型系統考察了環境規制與工業高質量發展間的非線性關系。研究發現，工業高質量發展水平存在時間慣性和空間溢出效應，環境規制與工業高質量發展間呈現“U”形關系，并通過空間溢出效應進一步影響工業高質量發展；同時，在遵循成本效應和創新補償效應的作用下，環境規制對工業高質量發展具有技術進步和產業結構逆向調節效應；另外，由于中國各地區經濟發展水平和資源稟賦的差異，環境規制對工業高質量發展的影響在不同地區表現迥異，東部發達地區呈倒“U”形，表現為先促進后抑制，而西部欠發達地區則呈“U”形表現為先抑制后促進；最后，半參數空間Durbin 模型突破了普通線性模型假設的局限性，準確地刻畫了環境規制與工業高質量發展間的非線性關系，結論與動態空間Durbin 模型總體回歸結果相同，進一步證明了二者間的“U”形關系。

根據以上研究，本文提出幾點政策建議：①科學設置環境規制強度，充分發揮其對工業高質量發展的促進作用。適度的環境規制可以激勵企業進行技術創新，過高的環境規制會因加大“成本效應”而加重企業負擔。地方政府應從長期視角出發，做到“約束”和“激勵”相結合，合理設置環境政策，推動技術進步和產業升級，促進經濟生態協調發展。②環境政策的設定要因地制宜、因時而異。不同地區應根據自身發展特點制定適當環境規制政策，東部地區要對中西部地區起到引領示范作用，制定相對嚴格的環境政策以激勵綠色創新技術發展；西部地區應轉變經濟發展方式，禁止通過降低環境規制強度吸引外資，謹防成為“污染天堂”。③工業高質量發展具有顯著的時間繼起性和空間相關性，環境規制政策也存在典型的外部性和空間溢出效應。應進一步加強跨區域企業技術研發交流合作，創新區域工業高質量發展協同機制，探明地方政府合作困境，明確合作補充，制定合理的利益協調機制，創造良性競爭環境，促進區域協同共進發展。