技術創新、環境規制對產業結構升級的影響研究
——基于1998-2017年31個省域面板數據的實證分析

劉日恬

上海大學馬克思主義學院經濟研究中心

0 引言

近年來，通過高新技術與數字經濟全面帶動一、二、三產業發展和基礎設施升級的指導思想和工作原則，在加快建立中國綠色、低碳、循環發展的經濟體系中，顯得越來越重要。這表明，我國政府越發重視生態環境保護、推動技術引領、加快產業結構轉型升級方面的必要性。企業作為技術創新主體，其所進行的技術研發過程能夠有效提高我國產業結構升級效率，但同時也會對生態環境造成破壞。對此，借助環境規制政策合理引導企業進行技術研發過程，對實現環境保護與經濟發展有著極大益處。然而，過度的環境規制將會帶來巨大的環境管理成本，降低企業技術創新效率。因此，切實分析環境規制在技術創新影響產業結構升級過程中的作用，對科學把控環境規制程度，實現“生態-經濟”雙發展有著重要現實意義。

對于三者的作用關系，學者們給出了廣泛而有益的意見。孫麗文等（2020）在研究碳排放問題時指出，環境規制能夠在產業結構升級環節中起到加速作用［1］。而鄭曉舟等（2021）［2］與秦炳濤等（2021）［3］將技術創新作為中介變量，指出無論是正式規制還是非正式規制，技術創新的中介作用始終呈現正向促進效應。殷宇飛等（2020）與孫玉陽等（2020）將技術創新看作門檻變量，認為技術創新達到一定程度后將顯著增強環境規制所帶來的影響［4］，這一表現在低技術創新與中高技術創新水平之間呈現出明顯差異［5］。時樂樂等（2018）則認為，環境規制強度作用于產業結構升級的效應不夠顯著，相反，技術創新對產業結構升級有著顯著促進效用［6］。

總結現有文獻可知，已有研究存在如下有待補充與完善之處：第一，對三者之間的系統性研究較少，現有研究大多著墨于產業結構升級如何受環境規制或技術創新的影響，多落足于區域性研究。然而，將三者相互聯系，建立系統分析框架，采用全國樣本數據進行研究的文獻卻相對較少；第二，忽視了環境規制的交互作用。基于波特假說，大多數文獻通常將技術創新視為中介變量進行分析，從上述文獻結論歸納可知，環境規制的交互作用也不容忽視。實際上，環境規制在此過程中可能扮演著重要角色，從而增強或者削弱技術創新對產業結構升級效應；第三，對三者之間可能存在的區域異質性分析尚不充分。鑒于此，結合1998-2017年中國31個省域面板數據，采用固定效應模型，結合技術創新與環境規制的交互項，在區域異質性視角下將技術創新、環境規制與產業結構升級進行全面系統分析，并且對各地區之間的一致性結果進行了擴展分析，以期對現有研究提供有益參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 技術創新對產業結構升級產生影響

早在2005 年，江小涓（2005）便指出自主創新能力對于加快推進產業結構升級是主要的戰略任務［7］。而近幾年有學者指出，技術創新對產業結構升級的作用既包括直接作用，也包括間接作用，其直接作用顯著，而間接影響并不明顯。對此，現有文獻大部分也均是從技術創新對產業結構升級的直接影響與間接影響展開研究，部分學者將二者結合起來，從技術創新與產業結構協同效應的角度展開研究。從直接影響來看，現有文獻大多贊同技術創新與產業結構升級正相關的觀點。如莊雷等（2020）、吳振華（2021）、馬紅梅等（2021）均認為技術創新將分別對產業結構調整［8］、產業結構優化［9］以及產業結構高級化［10］產生正向影響。從間接影響來看，技術創新被選為主要中介變量，如顧曉燕等（2020）在研究知識產權與產業結構升級一文中便選取技術創新作為中介變量來分析二者的異質性影響［11］。其他文獻則更加關注金融變量如何以技術創新為中介影響產業結構升級，如周國富等（2020）、何宜慶等（2020）、王一喬等（2020）、鄧創等（2020）以及鮑星（2020）分別研究了金融發展［12］、金融空間特征［13］、金融集聚［14］、金融結構市場化［15］以及金融開放［16］如何通過技術創新的中介影響，推動我國產業結構升級。從協同效應來看，部分研究關注技術創新與產業結構二者的相互作用。趙慶（2018）認為產業結構優化與技術創新之間能夠相互促進，表現為“螺旋上升”趨勢［17］。胡京（2020）通過PVAR 模型，證明區域創新能力的提升推動了產業結構優化，產業結構升級則能夠反過來提升區域創新水平［18］。

假說1：技術創新能夠顯著促進我國產業結構升級，且這一過程具有區域差異性。

1.2 環境規制對產業結構升級產生影響

現有文獻就環境規制如何影響產業結構升級已經進行了大量豐富且有益的討論，主要表現為積極影響、無影響或消極影響，分類討論三種觀點。從積極影響來看，肖興志等（2013）［19］、楊騫等（2019）［20］、龐慶華等（2020）［21］與宋雯彥等（2021）［22］均認為環境規制能夠顯著促進產業結構升級。從政治經濟學的角度來看，為了獲取更多的剩余價值，創新主體將會不斷進行自身創新，改進技術，這一過程又將促進產業結構升級［23］。另一方面，韓晶等（2014）［24］將產業結構升級劃分為多階段，指出只有產業發展到成熟階段才能適應合理的環境規制對其升級促進作用。鐘茂初等（2015）［25］則認為環境規制能夠促進產業之間的轉移，但是不能顯著促進產業結構升級。李強等（2019）［26］以長江經濟帶為例，通過空間杜賓模型檢驗指出，長江經濟帶附近的環境規制強度提升將阻礙其產業結構升級。郭然等（2020）［27］則指出，環境規制與產業結構升級之間呈現顯著的U形曲線關系。

假說2：整體而言，環境規制對產業結構升級產生正向影響，且具有區域異質性。

1.3 環境規制與技術創新之間存在交互作用

在新古典經濟學觀點中，實施環境保護政策的效益將被其提高私人生產成本、降低企業競爭力的負向效應所抵消，最終對經濟增長產生負面效果。然而，Poter 等（1995）［28］認為適當的環境規制能夠促進企業進行創新研發活動，提高生產效益。從現有文獻來看，部分學者以“波特假說”為出發點進行實證檢驗。沈能等（2012）［29］與王國印等（2011）［30］從驗證波特假說的角度出發，基本驗證假說成立。王洪慶等（2020）從新的政策含義下，驗證環境規制能夠對綠色技術創新產生作用［31］。從探究二者關系的角度出發，部分學者提出門檻變量，如常紅等（2020）［32］認為，技術創新充當了環境規制對經濟增長的門檻變量。部分學者指出二者存在的曲線關系，包括U 形關系與倒U形關系。蔣伏心等（2013）［33］通過兩步GMM 法、實證分析法進行研究，環境規制的由弱到強能夠影響企業的技術創新效應從負轉正。Xiaoling Ouyang等（2020）［34］同樣指出，環境規制與技術創新之間呈U 形關系，短期內，環境規制對創新能力有“抵消作用”，但隨著環境規制的深入，將倒逼行業通過提高技術創新能力來降低治污成本，從而產生“補償效應”。而于鵬等（2020）、何雄浪等（2020）均認為環境規制與技術創新之間存在倒U形關系。

假說3：環境規制與技術創新存在交互作用，這一過程存在區域異質性。

2 模型設定

2.1 模型構建

除了技術創新與環境規制兩個主要影響因素外，固定資產投資水平、對外開放程度、政府干預水平作為控制變量引入模型，構建基礎實證分析計量模型如下：

為考察現階段環境規制如何作為中間渠道進一步影響技術創新，構建二者交互項TI×ER 并加入模型，從而得到拓展后的模型（2）：

其中，i表示各省、市、自治區（i=1，2，3……31），t表示年份，β0為模型常數項，β1-β6為相應解釋變量與控制變量系數。IND表示產業結構升級，TI表示技術創新，ER 表示環境規制，TI×ER 為二者交互項，CVs為前述控制變量，εi,t為隨機誤差項。

2.2 變量選取與數據來源

1）被解釋變量：產業結構升級（IND）。現有文獻對產業結構升級的衡量標準不一，參考戴俊與傅彥銘（2020）［35］、吳梓境等（2019）［36］、王釗與王良虎（2019）［37］的做法，將二、三產業產值之和與各地區GDP 的比值作為產業結構升級的衡量指標，即：

2）核心解釋變量：技術創新（TI）與環境規制（ER）。從現有文獻選取方法來看，技術創新主要分為數值化與量化兩種衡量標準。部分文獻從數值化角度出發，將各地區R&D 經費投入與地區GDP 比值作為技術創新代理變量；部分文獻從量化角度出發，從各地區發明專利申請受理數或專利申請數、實用新型專利申請受理數等選取部分代表性指標，作對數處理。結合數據的可獲得性，參考沈能與劉鳳朝（2012）、周清香等（2021）的研究，選用各地區發明專利受理數作為技術創新的衡量指標［29,38］。同時，參考李勇剛和張鵬（2013）、孫天睿和張向榮（2021）的研究，將各地區環境污染治理投資總額與各地區GDP 之比看作環境規制代理變量［39-40］。

3）控制變量：結合已有文獻，選擇如下變量作為實證研究的控制變量：

（1）固定資產投資水平。以全社會實際固定資產投資總額與相應的地區實際國內生產總值的比值來衡量。

（2）對外開放水平。采取外貿依存度作為對外開放水平的衡量標準。

（3）政府干預程度。無論是處于績效激勵還是強制規定，地方政府所實施的產業政策將對產業結構升級產生重要影響，促進地方經濟繁榮發展。參考馬曉君等（2017）［41］、秦炳濤等（2021）［3］的研究，用地方財政一般預算支出與地區GDP 之比表示。

4）數據來源

為探討技術創新、環境規制對我國產業結構升級的影響，以1998-2017年中國31個省、市、自治區的面板數據為研究樣本進行實證分析。由于全國污染源普查的頻率為10年一次，其中部分核心變量的數據更新尚未公布，為統一樣本數據年份，以2017 年為最近數據年份。文中所用變量原始數據來源于《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》、中經網數據庫以及各省份統計年鑒。變量描述性統計如表1所示，部分數據已作對數處理：

表1 變量描述性統計

3 實證結果與分析

3.1 相關檢驗

3.1.1 初步擬合

為直觀觀測技術創新與環境規制、技術創新與產業結構升級、環境規制與產業結構升級之間的關系，利用STATA15.1畫出相關散點圖進行初步擬合效果檢驗，結果如圖1、圖2、圖3所示。從圖可以看出各變量之間擬合較好，產業結構升級與技術創新之間有著強烈且顯著的正向關系，與環境規制之間同樣存在正向關系，程度與技術創新相比較弱，技術創新與環境規制之間存在負相關，但并不顯著。

圖1 技術創新與產業結構升級

圖2 環境規制與產業結構升級

圖3 技術創新與環境規制

3.1.2 多重共線性檢驗

模型中的控制變量與解釋變量高度相關，容易出現多重共線性，導致估計結果不準確，需要進行檢驗。檢驗結果顯示，所有變量的VIF 都遠小于10，模型不存在多重共線性（見表2）。

表2 多重共線性檢驗結果

3.2 實證檢驗結果及分析

3.2.1 實證檢驗結果

使用Stata15.1軟件對1998-2017年我國31個省、市、自治區的面板數據進行分析，通過采用遞進式回歸策略對技術創新、環境規制與產業結構升級之間的基本關系進行檢驗。通過White 檢驗對數據存在的異方差或自相關問題進行檢驗，顯示存在異方差。為了消除異方差帶來的影響，在OLS 回歸中使用穩健標準誤差得到修正后的OLS 回歸結果，如表3中的（1）（2）所示。

表3 回歸結果

由于關注技術創新與環境規制的交互項將會對產業結構升級產生何種影響，因此表中的（5）、（6）、（7）分別表示加入交互項后的混合回歸、隨機效應模型回歸、固定效應模型回歸。穩健性檢驗結果顯示，固定效應模型估計結果更可信。另外，采用修正的沃爾德檢驗(Modified Wald Test) 來檢驗組間異方差，檢驗結果顯示存在組間異方差，故采用可行的廣義最小二乘法FGLS 進行估計，回歸結果如（8）所示。

3.2.2 實證結果分析

1）技術創新（lnTI）對產業結構升級的影響。從上圖可以看出，無論是否加入交互項，lnTI的系數均為正且顯著。實證結果表明，技術創新在1%的顯著性水平上還能夠顯著促進產業結構升級，也就是說技術創新每提高1 個單位，產業結構升級指數將增加0.014 個單位。這說明，技術創新能夠有效促進我國產業結構升級，可以通過加快核心技術攻關，在自主創新上持續突破，推進我國產業結構升級轉換。

2）環境規制（ER）對產業結構升級的影響。環境規制在所有回歸中均顯著為正，從模型數值來看，環境規制強度每提高1個單位，產業結構升級將顯著提高2.134 個單位。這意味著對于各地區而言，對環境規制投入的污染治理投資越多，越有利于當地產業結構升級轉型。通過環境規制，促使企業引進更環保的防污設備與工藝，以嚴格的國際環保技術認證標準為統一標準等，能夠促使各地區企業將重心放在更綠色環保的生產工藝與流程上。

3）技術創新與環境規制交互項（lnTI×ER）對產業結構升級的影響。從回歸結果來看，技術創新與環境規制的交互項系數在1%的顯著性水平上為負。也就是說，就全國樣本而言，環境規制的實施在自身帶來積極效應的同時，也抑制了技術創新對促進產業結構升級的正向作用。這種現象可能是由于企業在技術研發創新過程中，某些必經的工藝或流程產生造成環境污染的外部性。對環境污染進行規制和嚴格管控，會導致此進程延緩或被禁止，從而降低企業技術研發創新過程的效率，進而抑制技術創新促進產業結構升級。

4）控制變量對產業結構升級的影響。從固定資產投資水平來看，在加入交互項前后，其在固定效應模型估計中的系數均為正且顯著。這表明，全社會實際固定資產投資總額越大，對各地區產業結構升級的正向拉動作用就越強。這是因為，社會固定資產投資資金將流向不同產業，這些資本流入將使當地產業變得更具吸引力，從而吸引更多生產要素流入該地區，又進一步強化資本流入的正效應。從對外開放水平來看，同樣能得出其與產業結構升級同向變動的結論，更高的對外開放水平能夠促進產業結構升級。可能的原因在于，對外開放水平越高，引進國外先進技術、設備、人才都相對更為容易。從政府干預程度來看，在全國樣本中，政府干預力度越大，越有利于產業結構升級。政府可以通過財政支出與制定產業政策對本地區的產業結構進行調整。通過財政支出，能夠對有利于產業結構升級的企業進行補貼激勵，影響其生產經營，促使其更高效地運行。通過產業政策，政府能夠有意識地引導資源向新興產業或具有發展潛力的產業流動，同時能夠保護尚未具備競爭優勢的幼稚產業，使其免于過早經歷市場競爭而夭折。以上海浦東與深圳為例，可以看出政府干預與資本流入對當地產業結構升級乃至經濟快速增長有著重要的作用。

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 變更回歸方式

在無交互項時，面板數據中OLS 回歸的F 統計量為236.61，相應的P 值為0.000 0，檢驗結果顯著拒絕原假設，因此固定效應模型結果更穩健。穩健Hausman檢驗量為43.119，相應的P 值為0.000 0，顯著拒絕原假設，同樣支持固定效應模型結果穩健的結論。拉格朗日乘數（LM）檢驗統計量的值為2 258.27，相應的P 值為0.000 0，在1%的顯著性水平上拒絕原假設，從而選擇隨機效應模型。鑒于面板數據固定效應回歸存在的組間異方差問題，對數據使用FGLS 模型重新估計，其核心結論亦與固定效應模型相同（見表4）。

表4 穩健性檢驗

綜上所述，固定效應模型的系數估計更具有穩健性。存在交互項時，同樣根據上述檢驗量的結果，能夠得出固定效應模型的系數估計更具穩健性，其回歸結果更加精確的結論。

3.3.2 替換模型變量

1）核心解釋變量。采用各地區發明專利受理數作為技術創新的衡量指標，為驗證結果的穩健性，以各地區發明專利申請數量作為實質性技術創新的衡量指標，以各地區申請使用新型專利和外觀設計專利之和作為非實質性技術創新能力的衡量指標。將實質性技術創新和非實質性技術創新之和作為刻畫技術創新能力的指標，取對數后得到變量Lpatent。

2）控制變量。現有研究表明，城市化水平與當地經濟發展水平對于產業結構升級同樣有著重要影響。通過參考孫天睿等（2021）的研究，將城市化水平設定為各地區城鎮常住人口數與常住人口數之比，得到變量CITY［40］。將當地經濟發展水平設定為各省市的人均GDP，并對數據取對數處理，得到變量lneco。將新的變量替換至模型中，結果依然表明核心結論穩健，環境規制將影響技術創新對產業結構升級的驅動作用。從控制變量來看，地區經濟發展水平以及城市化水平與產業結構升級之間存在顯著正向相關。

3.4 區域異質性檢驗

由于地理位置、經濟政策、地區文化等存在差異，不同地區之間金融監管政策以及落實效果也存在差異。為了進一步驗證金融監管對影子銀行規模的影響，根據國家統計局的劃分標準，將全國分為東部地區（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南）、西部地區（內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）以及中部地區（黑在江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南），分別進行固定效應模型實證檢驗，得到實證結果如表5 所示。總的來看，區域異質性檢驗結果主要解釋變量對產業結構升級的影響上與全樣本檢驗結果相同，這保證了核心結論的穩健性。但在控制變量如何影響產業結構升級方面，各地區均表現出一定的差異。具體來看：

表5 分樣本回歸結果

1）技術創新對產業結構升級的區域異質性影響。表中顯示東、中、西部地區的技術創新對產業結構升級在1%的顯著性水平上均存在驅動作用，能夠有效促進產業結構升級。中部地區的技術創新驅動作用最大，東部地區的技術創新驅動作用相比最小，西部地區技術創新系數與中部地區接近。因此，在政策制定方面應該為中部地區、西部地區的企業技術創新提供更大空間，優化營商環境，加強科研資金投入；中部地區能夠給予效益更大的產業結構升級拉動空間，進一步順利銜接由東部地區轉移而來的產業鏈。

2）環境規制對產業結構升級的區域異質性影響。東、中、西部地區的環境規制亦與全國樣本的回歸結果相同，其中東部地區與中部地區的系數顯著為正，由于西部地區的西藏未公布完整時點的環境規制相關指標，可能對顯著性產生部分影響。但盡管西部地區系數雖然微弱不顯著，依然為正，表明環境規制在東、中、西部地區都能對產業結構升級起到促進作用，其中中部地區環境規制系數最大。

3）技術創新與環境規制交互項的區域異質性影響。與全樣本回歸結果相同，東、中、西部地區均表現為環境規制影響技術創新對產業結構升級的驅動作用，系數為負且東、中部地區在1%的水平上顯著。值得注意的是，盡管環境規制產生負向影響，但是由于環境規制本身對產業結構升級的作用系數足夠大，因此最終凈效應仍然為促進產業結構升級。

4）控制變量對產業結構升級的區域異質性影響。

（1）對于東部地區而言，固定資產投資水平、對外開放以及政府干預都將在1%的顯著性水平上對產業結構升級產生正向影響，其中政府干預的影響力度最大。也即是說，若要有效促進東部地區產業結構升級，地方政府應該更注重合理的產業政策制定與產業發展規劃，通過政府科學規劃，能夠最大發揮政府干預的正向引導作用，調整產業結構，實現產業結構合理化、高級化以及現代化。

（2）對于中部地區而言，固定資產投資水平顯著為正，對外開放系數不顯著，政府干預系數顯著為負。也即是說，在拉動中部地區產業結構升級方面，應該減少政府對產業的干預，加大市場化程度，政府應該著手制定能夠有效引導生產要素與資源自由流動的產業政策，而非強制性規劃，主要在于為中部地區打造良好的市場環境，減少人為干預。通過建立起高度市場化的要素流動機制，能夠有效發揮固定資產投資流動帶來的積極作用，促進中部地區產業結構升級。

（3）對于西部地區而言，固定資產投資水平顯著為負，對外開放系數不顯著，政府干預系數顯著為正。究其原因，西部地區整體經濟發展水平相對中部地區與東部地區來說，稍顯弱勢。因此，即使固定資產投資水平較高，向西部地區提供充足的資本或資源，由于虹吸效應的存在，這些資本將受到西部地區鄰近的，經濟發展水平較高的地區吸引，從而流向其他區域，甚至可能引起資本之外的其他生產要素如勞動力也向外部流失，最終對產業結構升級造成負面影響。而政府干預則能夠有利促進產業結構升級，意味著地區政府應該為產業結構升級制定相關規制政策，通過制定合理的產業發展規劃與產業政策，增加各地區對資本的吸引力。

4 結論與建議

采用1998-2017 年中國31 個省、市、自治區的面板數據進行研究，同時根據各地統計年鑒，將技術創新與環境規制作為主要解釋變量，對被解釋變量產業結構升級三者之間的關系進行科學研究，通過實證分析與區域異質性檢驗對三者關系進行識別與分析，以期提供符合經濟邏輯的解釋。具體研究結論如下：

第一，從總體來看，在我國產業結構升級的過程中，技術創新與環境規制均對產業結構升級存在正向驅動作用，環境規制相較于技術創新促進作用更明顯。

第二，技術創新與環境規制二者存在負向交互效應，環境規制將會削弱技術創新所帶來的驅動作用。

第三，分地區來看，政府干預能夠有效促進東部地區與西部地區的產業結構升級，但會阻礙中部地區產業結構升級；固定資產投資水平在東、中部地區能夠顯著驅動產業結構升級，但在西部地區卻阻礙其人才流動過程；就對外開放水平而言，在東部地區能夠有效驅動產業結構升級，中、西部地區則不夠顯著。

根據上述實證結果及相關結論，提出如下政策建議：

1）加快技術創新，適當實施規制。從實證回歸結果可以看出，過度的環境規制可能會影響技術創新效率，從而對產業結構升級產生負面影響。同時，要加快技術創新，還應重視科技型人才的重要作用。發揮技術創新的拉動作用，必須要注重高素質科技型人才隊伍建設。這要求在后疫情時代，企業應該在保證穩定研發過程的基礎上為穩就業貢獻力量。

2）擴大對外開放，促進要素流動。從中部地區與西部地區的區域異質性結果來看，對外開放在拉動產業結構升級方面還大有潛力可為，現階段尚未激發出對外開放對產業結構應有的強勁正向作用。在中、西部地區將來的發展規劃中，應全力釋放對外開放的正外部性，通過對外開放擴大出口，增加地區需求，進而優化產業結構，實現產業結構升級。同時通過營造良好、自由的營商環境，吸引外商投資，增強資本吸引力，加強生產要素自由流動對產業結構的正向促進作用。

3）制定合理政策，注重創新因素。從分樣本的區域回歸結果來看，政府干預對東、中、西部地區發揮的作用與影響不同。產業政策好不好，關鍵要看是否因地制宜，是否符合當地實際情況。產業政策科學合理，適當干預能夠有效促進產業結構升級，反之則會限制市場要素的自由流動。此外，各地方政府還更應重視產業政策中的技術創新因素，賈根良曾指出，產業政策不僅是以產業為軸心的傳統產業政策，更包括研發政策在內的創新政策。因此，注重產業政策重點中的技術創新因素，通過制定相關支持措施，能夠加強技術創新的作用，反過來，這將進一步促進產業結構升級。