環境規制異質性、溢出效應與我國產業結構升級

趙 波，黃珊珊,2，羅小娟

(1.江西師范大學 江西經濟發展研究院， 江西 南昌 330027；2.西安翻譯學院 信息工程學院， 陜西 西安 710105)

一、 研究背景

改革開放以來，傳統的經濟發展方式使我國取得舉世矚目的經濟成就，同時也導致了一些地區自然資源枯竭、生態環境惡化的后果。為了改變這一現狀，我們必須協調經濟發展與環境保護之間的關系，產業結構升級不僅能提高知識密集型和技術密集型產業的比重，也能推動清潔產業的發展，從源頭上遏制環境污染的發生，是協調經濟發展與環境保護的關鍵路徑。目前，我國的產業結構升級主要來自外部的壓力，如產業政策的干預、外部市場結構的影響等[1]。而環境規制的加強會直接增加企業的生產成本，迫使企業調整自身的生產行為，成為產業結構調整的內在激勵。

現有文獻關于環境規制對產業結構升級的影響主要有以下3種觀點：(1)環境規制對產業結構升級具有正向的促進作用，并且存在著地區差異性[2-3]，東部地區環境規制對產業升級的促進作用更強[4]。(2)環境規制對產業結構升級存在門檻效應。即環境規制與產業結構升級之間并不是一種線性關系，而是“U”型關系[5]。還有學者認為環境規制對產業結構升級的影響存在滯后性，二者存在三重門檻效應，在規制強度過低時影響表現為潛動力，最優規制水平下是一種正向促進影響，強度過高時促進作用減弱[6]。(3)環境規制會抑制產業結構升級[7-9]。

盡管國內外學者對環境規制與產業結構升級已經進行了較多研究，但是仍然存在兩個不足。首先，學者們在研究環境規制與產業結構升級的關系時，關注的重點仍然是本地環境規制對本地產業結構升級的影響，忽視了地域相關性，即本地環境規制是否會影響鄰近地區產業結構的問題。其次，學者們也局限于考察環境規制與產業結構升級二者之間的總體關系，忽略了環境規制的異質性對產業結構升級的影響差異。

因此，本文將基于環境規制異質性的視角，從地理鄰近特征出發，構建空間鄰接權重矩陣和空間地理距離權重矩陣，運用空間杜賓模型研究不同類型的環境規制對產業結構升級的影響。本文試圖在以下幾個方面做出貢獻：(1)借鑒現有環境規制水平的指標構建，運用2006—2017年我國31省市面板數據，從政府、市場、公眾參與3個不同作用主體出發，構建更符合社會發展現狀的環境規制綜合指標體系。(2)引入空間因素分析異質性環境規制對本地區產業結構升級的影響和對鄰近地區產業結構升級的溢出效應。

二、研究假說

(一)環境規制對產業結構升級的影響分析

“波特假說”與“壁壘效應”通常被用來解釋環境規制對產業結構升級的影響。“波特假說”認為環境規制能夠使企業提高生產效率或改進生產方式，從而獲得“創新補償”，使產業結構不斷向高級化、合理化發展[10]。政府通過資金和技術壁壘篩選進入本區域的企業，而企業只能選擇退出該市場或提高自身條件獲得準入許可，從而限制了低端產業的進入，促進了產業結構的優化升級。若A、B兩個區域的資本可以任意流動且無流動成本，在同一環境規制強度下，區域A和區域B的資本邊際產量相等，當區域A提高環境規制力度時，該地區生產成本增加導致資本邊際產量降低。如果A、B兩地區的流通成本小于因為環境規制強度提高而產生的額外成本時，A地區的產品制造商會流入B地區，從而影響B地區的產業結構[11]。地方政府間的環境規制也存在“逐底效應”與“逐頂效應”兩種現象，表明環境規制存在溢出效應[12]。通過上述分析可知，高強度的環境規制一方面迫使企業改進生產技術降低生產成本，從而倒逼產業結構升級；另一方面，會自動過濾出高污染企業，提高區域內產業結構綜合水平。隨著生態文明建設戰略地位的提高，地方政府對環境規制的“逐頂效應”日益明顯，本文提出第一個假說：

假說H1：環境規制不僅對本地產業結構升級具有促進作用，對鄰近地區產業結構升級也具有正向的溢出作用。

(二)環境規制異質性對產業結構升級的影響分析

嚴格的行政命令型環境規制可以有效淘汰落后產能和過剩產能從而促進產業結構升級。政府通過頒布一系列的行政命令，可以直接禁止高污染或低端產業在某地建廠。隨著環境違法的打擊與處罰力度加強，會使區域外的企業提高對環境政策的預期判斷，達到政策威懾的效果，而區域內的污染企業可能會主動轉移到規制強度弱的地區。

市場型環境規制的作用邏輯是利用市場信號使企業規范自身行為，通過提高排污費和環境稅的征收標準，內部化環境污染的負外部性。一方面，繳納排污費會增加企業的生產成本，導致產品價格上漲，在消費需求不變的前提下，會減少企業利潤和技術創新的資金投入。另一方面，在流動資金固定的情況下，企業購買排污權便會擠占生產技術創新的支出[13]，技術創新能力降低會在一定程度上抑制產業結構升級。我國對排污收費標準偏低，只能彌補環境污染治理成本的8%[14]，所以企業寧可繳納排污費也不愿增加清潔設備或通過技術創新來減少污染排放[15]。目前，我國市場型環境規制的創新補償效應并不明顯，不會促進產業結構升級[16-17]。

公眾參與型環境規制主要體現在居民環保意識的提升影響到產業結構升級。地區居民環保意識增強后，一方面居民會與污染企業進行談判或直接通過媒體曝光，使企業產生額外的談判成本，迫使其轉移與升級；另一方面居民會增加對清潔產品的需求量，使企業通過改變產品需求結構來優化產業結構。

通過上述分析，行政命令型環境規制通過國家制定更嚴格的環保政策，加大對環保違法的監督與打擊力度等措施，激勵企業轉型升級；我國市場型環境規制主要以收取排污費的方式來影響企業行為選擇，但排污成本相對于所獲利潤來說偏低；而由于居民對綠色產品的需求增加以及強有力的群眾監督會迫使企業轉變生產結構。因此，本文提出第二個假說：

假說H2：行政命令型環境規制和公眾參與型環境規制對產業結構升級有促進作用，而市場型環境規制會阻礙產業結構升級。

三、環境規制水平測度與時空演變規律

(一)環境規制測度指標體系的建立

環境規制最初被認為是政府制定相應的政策與措施調節企業的經濟活動，以減少污染物排放引起的外部不經濟性。隨著研究的不斷深入，環境規制的內涵得以不斷豐富。Pargal 等[18]首次提出非正式環境規制，認為當正式環境規制缺失或不足時，會出現許多團體同當地污染廠商進行協商談判以達到減排的目的。非正式環境規制也被稱為隱性環境規制[19]，是環保意識的集中體現，具有運行成本較低改善環境狀況效果更為明顯等優勢。本文認為無論是非正式環境規制還是隱性環境規制，其規制對象均為社會公眾，因此使用公眾參與型環境規制來表示。市場型環境規制是通過市場信號來影響排污者的決策而非用規章制度來規范排污者行為。本文將環境規制分成行政命令型、市場型和公眾參與型環境規制。

關于行政命令型環境規制指標，目前學者們主要用以下4種方式表示：(1)工業污染治理項目投資額占工業增加值比重[20-21]；(2)單位工業總產值對應的主要污染物排放量[22]；(3)工業污染投資完成額、工業廢氣與廢水排放密度綜合指標[23]；(4)傅京燕、李麗莎用廢水排放達標率、廢氣去除率和固體廢物綜合利用率來表示[24]?；谝陨戏治觯疚膹恼度肱c產出的角度來考慮，選取各省市單位工業產值環保支出、單位工業產值工業“三廢”排放綜合指標、處罰環境違法行為的數量，綜合表示行政命令型環境規制(見表1)。關于市場型環境規制指標，有學者認為排污費是一個能夠很好衡量市場型環境規制的指標，通過對污染物排放進行市場標價來影響企業決策[25]。本文也使用排污費表示市場型環境規制。學者們通過量化公眾環保意識的強度表示公眾參與型環境規制。目前，對環保意識的量化主要用環境投訴數據[26]、媒體對污染事件的曝光[27]等表示。由于環保意識量化的復雜性，單一指標具有片面性，原毅軍、謝榮輝用教育水平、收入水平、人口密度綜合表示環保意識[28]。結合現有研究，本文使用居民受教育水平、居民收入和投訴環境污染數量等指標綜合表示公眾參與型環境規制。

在數據的處理上，本文首先運用倒數法對負向指標進行同向化處理以解決指標方向不一致問題；其次運用無量綱法對原始數據進行線性標準化處理以消除指標統計單位不一致問題；最后運用熵值法確定各指標的權重并計算綜合指數，取值越大表示環境規制水平越高。

表1 環境規制評價指標體系

(二)環境規制時空演變規律

1.環境規制的時序變化規律

如圖1所示，從總體水平看，2006—2017年我國31個省市自治區環境規制總體水平呈現直線型上升的趨勢，2017年全國環境規制強度平均水平是2006年的2.67倍。從增速看，2013—2017年環境規制的年增長速度為1.7%，遠高于2006—2012年的1%，說明黨的十八大以來我國環境規制經歷了高速發展期。從環境規制類型看，公眾參與型環境規制發展最為迅速，12年間增長322%，且在環境規制中占比越來越大，2017年占比高達67%；行政命令型環境規制水平上升也非常明顯，年均增長17%，占比從2006年的31%降到2017年的25%；市場型環境規制水平的增長較為緩慢，在12年間只增長了1.5倍，占比則從14%降到8%。

圖1 2006—2017年我國各類型環境規制強度變化趨勢

2.環境規制的空間規律

環境規制的地區差異明顯，自東向西呈現逐步遞減的梯度特征。本文運用ArcGIS軟件的自然斷裂法把我國2006、2013、2017年環境規制水平分為低、較低、較高、高水平四個階段。結果如表2所示。2006年我國環境規制水平高的地區是北京、山東、江蘇、浙江和廣東五省市，較高的地區則集中在環渤海地區以及四川、湖北、河南等省。2013年高環境規制水平的仍然分布在東部沿海地區，低環境規制水平的則更多向西部地區集中，主要分布在青海、甘肅、西藏等地。2017年，低環境規制水平省市的數量有所減少，主要分布在青海與寧夏兩地，較低環境規制水平的省市有內蒙古、陜西、重慶、貴州、廣西等地，湖南、湖北、河南、河北、安徽等省市處于較高環境規制水平階段，高環境規制水平省市依舊集中在沿海區域。環境規制水平受到經濟發展的影響，一般來說，經濟越發達的地區，環境污染越嚴重，所以環境規制水平相應更高。值得指出的是，如西藏、青海等地環境規制水平低，并不代表當地對環境不夠重視，可能是當地經濟水平較低，污染并不嚴重，所以環境規制水平相應也不高。

表2 環境規制水平空間分異

四、 空間杜賓模型構建與指標選取

(一)模型構建

環境污染具有負的外部性，因此不考慮環境規制的溢出效應會高估污染源地區產業結構升級效果[29]?？臻g計量模型能夠有效地估計研究對象之間的空間相關性，也能通過對動態效應和滯后一期空間自相關的估算來描述變量的直接效應、間接效應和總效應。因此，本文構建空間杜賓模型，運用STATA14.0與MATLAB 2017b軟件對異質性環境規制影響產業結構升級進行實證分析。本文構建以下模型：

lndrait=a+bERit+cZit+d(WER)it+e(WZ)it+μt+λi+εit

(1)

其中，lndrait表示第i個省市t年的產業結構升級水平；ERit為核心解釋變量，表示第i個省市t年的環境規制總體強度。在計量模型運行時，環境規制變量還包括以下3個，FERit表示第i個省市t年的行政命令型環境規制強度，MERit表示第i個省市t年的市場型環境規制強度，PERit表示第i個省市t年的公眾參與型環境規制強度，b表示環境規制作用于產業結構升級的方向和大小。Zit為其他控制變量，如社會投資需求、經濟發展水平、自然資源稟賦等因素，c表示控制變量對產業結構升級的作用方向和大小。W表示空間權重矩陣，d是空間滯后變量系數，e表示考慮空間因素的控制變量系數。μt、λi表示時間固定和空間固定，εit表示其他誤差項。

(二)空間權重矩陣設定

環境規制對產業結構升級的影響不僅僅局限于相鄰接壤地區，地理距離接近但并不相鄰也可能存在相互影響，因為距離越近意味著要素流通成本越小。因此，本文從地理鄰近特征出發，分別構建空間鄰接與地理距離兩種不同形式的空間權重矩陣，空間鄰近權重矩陣Wj來表示，其元素是根據兩地是否有共同邊界來設定的，有共同邊界則為1，無共同邊界則為0，同時對角線元素也為0。

而空間地理距離權重矩陣WG的設定如下所示：

(2)

式中，d為兩地區地理中心位置之間的距離;i,j分別表示我國31省市自治區。

(三)指標選取

1.被解釋變量：各省市產業結構升級水平(lndra)

本文借鑒前人研究，用產業結構的高級化與合理化來綜合表示產業結構升級[17]。其中，用三產增加值與二產增加值的比重表示產業結構高級化，用泰爾指數來衡量產業結構合理化，泰爾指數表示為：

(3)

式中，i表示第i產業部門，n表示產業部門總量，Y表示產業總產值，L表示產業就業人數，Yi表示第i產業總產值，Li表示第i產業就業人數。泰爾指數越大說明經濟偏離最優狀態越遠，產業結構越不合理，反之就越合理。TL是負向指標，對其取倒數后運用熵值法與產業結構高級化合成產業結構升級的綜合指標。

2.核心解釋變量：環境規制(ER)

具體包括4種形式：(1)行政命令型環境規制(FER)；(2)市場型環境規制(MER)；(3)公眾參與型環境規制(PER)；(4)用熵值法計算3種類型環境規制的權重并合成綜合指標環境規制(ER)。

3.其他控制變量：除了環境規制外，其他影響產業結構升級的因素

(1)社會投資需求(invst)，用全社會固定資產投資量來表示，新的投資需求將會創造新的產業改變原有的產業結構。(2)經濟發展水平(GDP)，用人均GDP來表示，隨著經濟發展水平的提高勞動力會逐漸從農業、制造業轉向服務業，使產業結構得到優化。(3)城市化率(URB)，用城鎮人口與常住人口的比值表示。城市化能夠提高城市競爭力，更好地吸引外資，也為第三產業帶來了大量的勞動力。(4)資源稟賦(NR)，用采礦業從業人員占全部從業人員比重表示。(5)政府干預程度(GOV)，用政府財政收入占GDP總值的比重來表示。(6)企業進入(Entp)，用規模以上工業企業數量來衡量。

本文對涉及貨幣形式的經濟指標均轉化為以2006年為基準的不變價以消除價格因素的影響。

表3 變量定義與描述性統計分析

五、計量結果分析

(一)產業結構升級相關性分析

本文運用莫蘭指數來表示產業結構升級的空間相關關系，表4表示2006—2017年我國產業結構升級的全局自相關檢驗結果。可以看出2006—2017年我國產業結構升級在兩種權重矩陣下的莫蘭指數都為正數且均在1%的水平上顯著，表示產業結構升級存在明顯的空間正相關。即產業結構升級水平高的省市會聚集，水平低的地區也會聚集。

表4 2006—2017年各省市產業結構升級的Moran’s I指數

(二)空間計量模型適用性的檢驗

首先，本文對無空間效應面板數據模型進行估計，采用空間hausman檢驗對空間隨機效應與空間固定效應進行檢驗。表5是無空間效應面板數據模型的估計結果，第2列是混合ols估計結果(沒有固定效應)，第3列是包含空間固定效應的結果，第4列是包含時間固定效應的估計結果，第5列是同時包含時間固定和空間固定效應的估計結果，檢驗結果均指向應選擇固定效應。其次，對空間面板模型適用性進行檢驗。判斷是否能夠運用空間面板模型要先經過LM空間滯后和LM空間誤差檢驗，LM檢驗結果說明本研究適合使用空間面板模型。其中，在包含時間固定效應的估計中R2較高有更好的解釋度，所以本文選用包含時間固定效應的空間面板模型。最后，進行空間杜賓模型適用性檢驗。本文執行了LR檢驗和Wald檢驗，結果如表6所示，LR檢驗和Wald檢驗均在1%顯著性水平上拒絕原假設，即空間杜賓模型不可被簡化為空間滯后模型和空間誤差模型。

表5 無空間效應面板數據模型估計

表6 LR檢驗與Wald檢驗

(三)環境規制異質性對產業結構的直接效應和溢出效應分析

表7報告了空間面板杜賓模型的檢驗結果，其中(1)～(8)列分別表示了環境規制綜合指標以及行政命令型、市場型、公眾參與型環境規制4個變量在鄰接權重矩陣與地理距離權重矩陣下對區域產業結構升級的影響。從計量結果中可以看出，兩種空間權重矩陣下的模擬結果比較相近，充分說明模型的穩健性。在兩種空間權重矩陣下，空間自回歸系數ρ均在1%水平上顯著為正，說明環境規制的對產業結構的影響存在空間溢出效應。由于空間杜賓模型中的系數值并不是表示解釋變量變化對產業結構升級的邊際影響，為此，本文運用偏微分方法對直接效應和間接效應(又叫溢出效應)進行分解(見表8)。結果發現，在兩種權重矩陣下，各解釋變量的系數符號與顯著性水平并沒有明顯的差異，說明計量結果是比較穩健的。由于篇幅的有限性，本文選擇鄰接權重矩陣估計的結果進行分析。

表7 環境規制空間杜賓模型回歸結果

表8 空間杜賓模型效應分解結果

環境規制對本地區的產業結構升級的直接效應和間接效應系數分別為0.592和0.915，且在1%水平上顯著，表明環境規制強度每提高1%會使本地區產業結構升級水平提升0.592%，使鄰近地區產業結構升級提升0.915%，具有正向的空間溢出效應。我國目前實行最嚴格的環境保護政策，并且環境保護問題已經進入了地方官員晉升的考核體系中，通過政治錦標賽模式來激勵各地環境規制強度競相向上。不僅如此，居民“用腳投票”的方式也會促使地方政府在環境規制方面竟相向上[30]。也就是說本地的環境規制強度會影響鄰近地區的環境規制從而促進產業結構升級，因此論證了假設H1。

環境規制異質性的影響差異，(1)行政命令型環境規制的直接效應和間接效應均在1%水平上顯著為正，說明本地環境規制水平提高不僅會促進本地產業結構升級也會促進鄰近地區產業結構升級，與高明等[31]的結論一致。政府增加環保投入也會吸引一些市場資金的進入，帶動回收利用產業以及綠色產業的興起。而對環境違法處罰力度增大會使大量的污染產業關?；蚋淖兩a方式從而優化地區的產業結構。(2)市場型環境規制的直接效應為-0.081 5，在1%水平上顯著，而溢出效應為-0.062，不顯著，說明市場型環境規制會阻礙本地的產業結構升級而對鄰近地區產業結構升級的影響不明顯，與葉琴等[32]的研究結論相同。提高排污費的征收標準目的是為了使廠商減少污染排放，但是對于企業自身來說，短期內繳納更多的排污費比治理污染更為“劃算”，這就對本地區的產業結構升級起阻礙作用。(3)公眾參與型環境規制對產業結構升級的直接效應和間接效應都在1%上顯著為正，說明環保意識的提高不僅能夠有效促進本地區的產業結構升級，對鄰近區域的產業結構升級也有積極作用[33]。因為居民環保意識的提高，會增加其對綠色、環保產品的需求進而影響市場需求結構的變化，企業則會根據市場需求變化及時調整自己的生產方向，而且居民的高環境需求對污染企業會形成壓力，迫使企業轉移或技術創新，從而優化區域內產業結構[34]。也就是說，異質性環境規制對產業結構的影響作用存在差異，其中行政命令型環境規制和公眾參與型環境規制能促進本地和鄰近地區的產業結構升級，市場型環境規制對本地區的產業結構升級具有抑制作用，對鄰近地區的作用不顯著，這也論證了假設H2。

控制變量的結果表明，政府投資規模對產業結構升級的直接效應和溢出效應均顯著為負，說明政府投資規模擴大抑制了本地和鄰近地區的產業結構升級。我國經濟發展中仍存在大量的重復建設，并且鋼鐵、采礦業等產業生產技術和工業設備相對來說比較落后，存在產能過剩的現象，此時投資規模越大越不利于產業結構升級。城市化水平對產業結構升級直接影響和間接影響都顯著為正，說明城市化水平帶動勞動力市場結構的變化，對本地和鄰近地區產業結構升級有促進作用，和預期結果一致。自然資源稟賦對產業結構升級的直接影響和間接影響為負，表示資源稟賦對產業結構升級有抑制作用。自然資源良好的地區經濟發展陷入困境是許多國家和地區都面臨的問題，更有學者提出“資源詛咒”假說，認為豐富的資源反而會束縛地區經濟的發展，因而對資源型城市如何利用自身優勢來實現產業轉型更需進一步探討。政府干預對產業結構升級直接影響顯著為負，溢出效應也為負但不顯著。我國政府對產業結構的干預多表現在微觀經濟政策的干預上，并且是通過限制競爭直接干預市場，具有強烈的計劃色彩，反而會阻礙產業結構的優化升級[35]。

六、結論和政策建議

本文從環境規制異質性的視角，分析了2006—2017年我國31個省市自治區的環境規制強度的時空演變規律，運用空間杜賓模型分析了不同類型環境規制對產業結構升級的作用，重點探究了溢出效應。得出以下結論：(1)我國的環境規制水平在時間上是逐年上升的，在空間上是自東向西逐漸減弱的。公眾參與型環境規制強度發展迅速，并在環境規制中占比顯著增加。行政命令型環境規制強度增長速度低于公眾參與型環境規制，市場型環境規制水平目前在我國環境規制中占比最小，并且增速緩慢。(2)環境規制水平提高不僅會促進本地產業結構升級還可帶動鄰近地區的產業結構升級。其中，行政命令型環境規制和公眾參與型環境規制對本地以及鄰近地區的產業結構升級都具有顯著的促進作用，而市場型環境規制對本地產業結構升級有顯著抑制作用，但對鄰近地區產業結構升級的影響不大。(3)在推動產業結構升級中，經濟發展水平的提高，居民收入增加，城市化進程加快對本地和鄰近地區的產業結構升級均具有顯著的促進作用；而政府加大投資規模以及加大干預力度反而會抑制產業結構升級，甚至會阻礙鄰近地區的產業結構升級。

基于上述研究結論，本文提出以下政策建議：

1.政府應進一步加大環境規制力度

在傳統發展動力減弱的背景下，必須轉變以資源依賴為主導的經濟發展模式。政府一方面要繼續增加環境保護支出，加強對環境違法事件的打擊和處罰力度[36]；另一方面也要重視公眾參與的力量，強化居民的環保意識，完善舉報監督機制，加強對非政府環保組織的支持[37]。 通過以上措施刺激整個產業的污染處理技術和生產技術的創新，在節能減排的基礎上提高企業的生產效率，增加其競爭優勢，推動產業結構向高級化與合理化發展。

2.要打破區域發展的行政壁壘，發揮環境規則的溢出效應

由于環境規制的正向溢出效應，各地方政府都應弱化地方保護主義，充分利用市場機制使環境規制倒逼產業結構升級。對于環境規制水平較低的中西部地區，國家應加大政策扶持及資金補貼力度，如拒絕接受污染企業的轉入、引進高新技術產業，要加大人才引進力度，要能培育出優秀人才也要留得住優秀人才，嚴守環境容量底線，通過環境規制空間溢出的正向輻射作用，使區域間產業結構共同優化。

3.采用有側重性的差別化環境規制工具

使環境規制發揮最大的效用，并非是對規制工具的簡單選擇，而是各種規制工具協同作用的結果。但由于不同類型的規制工具對產業結構升級產生的效用并不相同，因此政府應結合實際需求并考慮地區差異，一方面可以增加行政命令型與公眾參與型環境規制的使用范圍和強度，進一步增強其對本地區與鄰近地區產業結構升級的促進作用；另一方面，積極探索多元化的市場型環境規制工具，加強市場在環境規制促進產業結構升級過程中的作用。要制定組合式環境規制，積極探索多元化市場型環境規制工具，在環境污染外部性內在化過程中發揮市場的主導地位。