環境規制、數字賦能對產業結構升級的影響及機理

馬海良 顧瑩瑩 黃德春 賀正齊

摘要 當前中國經濟轉型的重要路徑為“綠色優先，數字賦能”。為探究綠色化與數字化在產業層面能否實現協同發展，該研究利用全國283個地級市的面板數據，驗證數字經濟在產業結構綠色轉型過程中發揮的調節效應。首先使用多重門檻檢驗來尋找環境規制與產業結構調整之間的非線性關系，在利用高階函數進行擬合的基礎上，加入產業數字化與數字產業化兩大調節變量剖析環境規制和數字賦能的協同作用。研究結果表明：①環境規制對于產業結構合理化不存在明顯影響，但對產業結構高級化存在單門檻效應，即當環境規制力度越過門檻值后能夠實現環境改善與產業結構升級共贏。②產業數字化與環境規制并行使得產業結構合理化出現了雙門檻效應，隨著兩者融合程度加深，可通過逐步減輕環境規制力度來實現協同發展；但產業數字化與環境規制并行使得產業結構高級化的單門檻效應消失，交互項系數顯著為正但并不穩定。③數字產業化與環境規制并行對于產業結構合理化不存在顯著影響，但對于產業結構高級化產生了單門檻效應，且隨著兩者融合程度加深，生態與產業協同發展的強度區間會逐漸擴大。④從局部地區的異質性回歸結果來看，主要結論仍然可以得到驗證，但發現經濟發達片區存在向欠發達片區進行污染轉移的現象。據此，該研究提出，頂層設計過程中應考慮地方環境治理的短視行為及各區域產業層次的客觀差異，引導發達地區政府更加關注綠色技術創新的長期驅動力，促進“綠色共識”與發展目標深度融合。

關鍵詞 環境規制；數字賦能；產業結構調整；多重門檻；“兩化”融合

中圖分類號 F062. 1 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）03-0124-13 DOI：10. 12062/cpre. 20231008

隨著驅動經濟高速增長的投資紅利逐漸消退，中國經濟發展逐步進入中高速的新常態，呈現出增速換擋態勢。同時，原有粗放式的生產方式不斷被專業化分工和創新發展模式所取代［1］，在新發展理念下產業結構不斷得到調整和優化。在這個過程中，為保證綠色發展理念的貫徹實施，中國政府出臺了一系列環境規制政策，冀圖通過波特效應促進產業的創新實踐和綠色生產率提升。如2015年出臺的《黨政領導干部生態環境損害責任追究辦法》，將地方生態治理績效與地方政府的考評直接關聯，通過管轄區域治理績效的綠色化，倒逼地方政府在GDP競賽中加入綠色優先理念，通過“騰籠換鳥”等一系列產業引導政策促使企業積極尋求低耗能、低污染的生產方式。2022年黨的二十大要求在人與自然和諧共生的高度謀劃發展，統籌產業結構調整，推動制造業高端化、智能化和綠色化。根據創新補償效應，這些環境規制手段將有效淘汰落后產能，促使綠色要素價值增長，從而對產業結構的合理化和高級化產生顯著的正向影響［2-4］。

同時，隨著數字技術的成熟，數字經濟因其高增長速度已成為鑄就經濟高質量發展的最活躍因素［5］。2021年國務院頒布的《“十四五”數字經濟發展規劃》中強調，數字經濟轉型是大勢所趨，“要以數字技術與實體經濟深度融合為主線”，“協同推進數字產業化和產業數字化，賦能傳統產業轉型升級”。當前數字化進程使得大量的數據成為一種新型生產要素，通過對數據的處理，資源匹配、流程監督、信息共享等功能不僅可以實現增質提效的目標，更為實現綠色發展提供了現實路徑［6-7］。通過產業數字化，可以消除產業發展過程中的信息壁壘，優化資源配置，加快能源結構調整與生產方式轉變。并且依托數字技術發展起來的軟件服務業等新興數字產業本身具備一定的綠色屬性，這一點也使得數字產業化對綠色產業發展產生了積極作用［8］。

基于上述背景，在新發展理念引導下中國經濟轉型的重要路徑可以概括為“綠色優先，數字賦能”，通過“綠色化”“數字化”的深度融合促進經濟的高質量發展?！熬G色優先”就是要充分樹立人與自然的共生意識，加快生態文明建設，確保綠色發展理念作經濟發展的重要起點和考核落腳點；“數字賦能”就是要挖掘數據資源的海量價值，并發揮其在產業變革中的驅動作用。但問題在于，生態文明建設在環境規制方面會如何影響產業結構變動，規制力度變動又會怎樣影響產業的升級和發展？數字經濟作用于產業時對上述環境規制機制能否起到調節作用，兩者能否形成良好的協同作用？這些問題是回答“綠水青山”與“金山銀山”能否兼得的關鍵，也是綠色化與數字化能否形成合力的關鍵。

1 文獻綜述

從研究現狀來看，首先，當前研究在環境規制手段能否推動產業結構優化升級這一問題上尚存一定爭議。余偉等［9］、蘇昕等［10］認為環境規制手段會給自由市場內的企業帶來一種“遵循成本”、擠占生產性投資，不利于經濟發展。而隨著波特假說的推行，Porter等［11］、Adam等［12］學者認為環境規制雖然會給企業帶來額外的治污成本，短期內會阻礙企業盈利，但長期來看能夠刺激企業通過創新手段獲得長久的競爭優勢。李眺［13］在實證研究中發現環境規制能夠淘汰落后產能、促進服務業增長，從而使得產業結構得到優化。鐘茂初等［14］通過實證回歸結果發現，環境規制力度對產業結構的影響存在非線性關系，并進一步發現這種非線性關系呈現為一條“U”型曲線。自經濟發展進入新常態以來，支持這種“U”型效應的學者逐漸增多［15-17］。其次，關于數字技術應用能否在產業綠色轉型過程中發揮調節作用這一問題的現有研究較少，僅有的研究主要聚焦在環境規制在數字化趨勢之下會對產業結構調整產生的影響［18-19］，但這部分研究在定義數字經濟發展變量時較為籠統，缺乏對產業數字化與數字產業化等不同影響路徑的深入分析。同時，現有研究往往側重數字經濟對產業轉型升級的賦能路徑［20］，忽略綠色化與數字化本身是否能夠形成合力，缺乏將綠色化與數字化放在統一框架下進行協同思考。

本研究的邊際貢獻在于：①立足綠色化與數字化兩大發展趨勢，創新性地提出環境規制與數字賦能協同作用于產業結構升級的理論框架，并利用283個地級市的面板數據，實證檢驗兩者在促進產業結構向合理化與高級化演進過程中的不同影響。②在探究環境規制對產業結構調整的影響時，進一步增大了其他線性關系存在的可能，將多門檻存在的情況納入討論，并利用高階函數進行曲線擬合來尋找環境規制促進產業結構優化升級的合理力度區間。③在探究產業結構綠色轉型時，對數字經濟的調節路徑進行了更明確的細分，即將數字經濟細分為產業數字化與數字產業化兩大作用路徑，以冀厘清在數字經濟的不同調節作用下環境規制與產業結構調整之間的多種非線性關系，完善環境規制對產業結構調整的現有研究。

2 理論機制與假說

2. 1 環境規制對產業結構調整升級的影響

隨著環境規制手段和技術的不斷更新，環境規制對產業結構調整影響的研究也在不斷深化。按照古典經濟學的理論，如果環境規制力度過于嚴苛，工業企業所需支付的“ 遵循成本”會削弱企業生產率并限制其盈利能力［21］。當規制力度增強使得“遵循成本”超出企業忍受限度時，企業會向規制力度相對較弱的地區轉移資產，從而產生以污染轉移為主要表現的產業結構變動［16］，此時環境規制對產業結構的調整往往會產生阻礙作用。

隨著研究的深入，越來越多的證據表明環境規制對產業結構調整存在門檻效應。鐘茂初等［14］認為，長遠來看，環境規制對產業結構調整呈現“U”型影響，只要規制手段和技術合適，區域產業結構調整的效果會非常明顯。李虹等［2］、朱于珂等［19］等的研究也表明，只要環境規制力度控制在合理區間內，波特假說就能達到驗證，進而推動地方產業結構調整。此類支持環境規制與產業結構變動之間存在非線性關系的研究不僅指出了環境規制能夠對產業結構調整產生正面影響，還對這種非線性關系的門檻值進行了深入研究［22-23］。研究結果指出，當存在多個門檻值時，環境規制力度較弱時，倒逼作用較弱，無法對受規制產業的綠色轉型起到推動作用；同樣如果規制力度過大造成大量企業被淘汰，則會產生投機行為來阻礙產業結構長期轉型；只有當環境規制力度處于適度的區間內時，規制手段能夠起到積極效果。此時環境規制手段在淘汰落后產能的同時，會促使這部分產能向環保行業、非污染型企業轉移。生產要素的轉移會刺激綠色意識與企業利益最大化目標逐步融合，企業配合地方政府進行污染控制的意愿會增強，從而減少污染轉移這樣追逐短期利益的行為，轉而配合政府源頭治理的政策，通過加強綠色創新等手段來建立市場競爭優勢［24］。這種由創新效應帶來的益處不僅限于微觀層面的遵循成本，更應體現為宏觀層面的產業結構調整。從宏觀層面來看，隨著綠色發展成為企業進步的共識，整體產業結構逐步具備了可持續發展潛能；而生態環境的改善使得房地產、住宿、餐飲等行業獲得了發展機遇，第三產業的比重能夠得到提升［25］。

因此，提出假說1：環境規制對于產業結構調整升級存在門檻效應。

2. 2 產業數字化的調節作用

產業數字化指的是傳統產業在數字技術井噴式發展的浪潮中，通過數據獲取、整合、分析、決策等一系列活動來優化、加速需求與供給間的匹配問題，實現生產效率的提升和產業組織的重構［26］。產業的數字化對于存在大量落后產能、生產方式不可持續的傳統制造業重新煥發活力起到了重要的推動作用。當前，傳統高污染高耗能的企業發展受市場轉型的壓力，亟須從勞動密集型或資源密集型轉變為技術驅動型，這種轉變要求企業生產模式既要做到綠色又要兼顧效益。面對環境規制帶來的“遵循成本”要求，企業需要從生產方式至管理模式的數字化改革中獲得增質提效的競爭力，以面對市場的淘汰機制以及社會層面的環保壓力［27］。在宏觀層面，趙濤等［28］通過實證分析發現產業數字化顯著提升了城市經濟發展質量，有利于地區產業經濟均衡發展。從微觀層面來看，祝合良等［ 29］指出產業數字化能夠優化制造業的資源配置方式，使得傳統制造業的生產經營模式與組織管理方式向低成本、去層級、無邊界化的方向發展。

根據“十四五”規劃提出的“生態文明建設”目標與“數字化發展”目標，綠色與數字兩大趨勢并行在傳統產業中將會形成“綠色施壓、數字賦能”的發展形勢：一方面數字技術在生產制造環節的不斷滲透；另一方面環境規制力度的增強與市場綠色化轉型的壓力迫使污染型企業尋求數字化變革的方式來降低經濟成本；同時數字技術應用不僅帶來了產業層面提質拓鏈，更消除了產業壁壘、促進多產業融合發展，刺激了傳統產業與生產性服務業的合作，從而促進全局產業結構優化升級。

因此，提出假說2：產業數字化在環境規制促產業結構升級過程中存在調節效應。

2. 3 數字產業化的調節作用

數字產業化指的是將數據進行清洗與整合分析后實現信息增值，并在企業內部利用或形成數據資產、數據產品進行交易，規?；蟠碳ば庐a業、新業態的衍生［30］。數字產業本身屬于無污染產業，其主要服務于其他各產業的發展，除了為產業數字化提供技術支撐，周曉輝等［31］通過實證研究發現數字技術的產業化革新為綠色價值創造提供了顯著動力，數字產業化能夠促進綠色全要素生產率提升。劉強等［32］通過測算2006—2019年的省級綠色經濟效率，提出數字產業化對于綠色經濟效率提升起到了強有力的促進作用，而實現綠色經濟效率提升的重要方式就是數字技術打破了市場原有的時空約束，加速資源要素向綠色市場流通，同時刺激綠色技術迭代創新，推動了產業結構變革與綠色經濟效率提升。

在“綠色優先，數字賦能”的號召下，數字技術能夠生產出匹配市場綠色轉型需求的數字產品，為綠色產業發展提供數據測算等衍生服務，擴大綠色技術的溢出效益和聯合效益。這不僅將提升無污染產業的市場競爭力、降低污染產生與擴散的可能性，更能通過網絡數據平臺在社會范圍內擴大綠色共識，從而利用輿論監督機制增加綠色企業的競爭優勢，迫使嚴重污染型企業轉型或退出市場，以此起到在綠色發展理念下調節產業結構優化升級的作用。

因此，提出假說3：數字產業化在環境規制促產業結構升級過程中存在調節效應。

3 研究設計

3. 1 基準模型

為分析環境規制力度對產業結構優化升級的影響，本研究借鑒干春暉等［33］對于產業結構變遷的度量方式，從產業結構合理化與產業結構高級化兩個方面分別構建被解釋變量。由于當前較多研究支持環境規制對于產業結構的變化存在非線性影響，在構建基準模型前，先對283個地級市的樣本數據進行了門檻效應檢驗。值得指出的是，盡管由Hansen的門檻效應檢驗可知，環境規制對于產業結構合理化與高級化轉型均存在單門檻效應，但是由于環境規制對于產業結構的影響是隨時間緩慢發展的，故本研究認為利用平滑的曲線進行非線性擬合更優，于是借鑒朱于珂等［19］的方式使用高次變量來構建如下基準模型：

首先，驗證環境規制在影響產業結構合理化的過程中數字經濟起到怎樣的調節作用。針對產業數字化這條調節路徑，根據Hansen的門檻效應檢驗結果，以環境規制力度與產業數字化程度的交互項EMi，t × ind_digi，t 為核心變量時得出樣本數據存在雙重門檻效應，于是利用模型（1）的三次方程形式進行調節效應的檢驗。同時，對模型中的二次項與三次項均構建交互項來進一步探究產業數字化與環境規制兩者協同并舉會對產業結構合理化產生怎樣的影響。故而模型（3）至模型（5）是在模型（1）的基礎上加入次數逐次升高的產業數字化程度與環境規制力度的交互項，表明“綠色化”與“數字化”融合程度漸次加深，其中，ind_digi，t 表示產業數字化程度。

針對數字產業化這條調節路徑，以環境規制力度與數字產業化程度的交互項EMi，t × dig_indi，t 為核心變量時得出樣本數據存在單門檻效應，故利用模型（1）的二次方程形式進行調節效應檢驗。模型（6）至模型（7）表示在模型（1）的基礎上加入逐次升高的環境規制力度與數字產業化程度的交互項，來探究數字產業化在環境規制促產業結構合理化的過程中起到怎樣的調節作用，其中，dig_indi，t 表示數字產業化程度。

其次，探究環境規制在影響產業結構高級化的過程中數字經濟起到怎樣的調節作用。同樣，針對產業數字化這條路徑，由Hansen的門檻效應檢驗結果可知，以環境規制力度與產業數字化程度的交互項EMi，t × ind_digi，t 為核心變量時得出樣本數據存在單門檻效應，在模型（2）的基礎上加入逐次升高的產業數字化與環境規制力度的交互項，利用模型（8）與模型（9）來探究產業數字化與環境規制兩者融合程度加深，會對產業結構高級化產的具體影響。

對于數字產業化這條調節路徑，Hansen的門檻效應檢驗得到存在單門檻效應，因此模型（10）至模型（11）的處理方式同上，在模型（2）的基礎上加入逐次升高的數字產業化程度與環境規制力度的交互項，來探究數字產業化在環境規制促產業結構合理化過程中起到怎樣的調節作用。

以上模型均加入城市固定效應與年份固定效應，使用以地級市為聚類變量的聚類穩健標準誤。

3. 2 變量設定

（1）產業結構合理化指數（RIS）。根據古典經濟學理論，當各產業的平均勞動生產率等于社會平均勞動生產率時，產業結構最為穩定。故而參考相關研究［34-35］所構建的產業結構合理化指數采用對產業平均勞動生產率與社會平均勞動生產率的偏差取絕對值的方式，構建方式如下：

用產業i 的產值與勞動力數量比值（Yi Li）表示i 產業的平均勞動生產率，全國總產值與總勞動力數量作比值（Y L）表示社會平均勞動生產率，RIS 表示三個產業結構的偏離度之和以反映某地區整體產業結構是否處于均衡狀態。但這種方式使得三個產業的偏差程度被“一視同仁”，這與各城市的產業實際并不相符，于是干春暉等［33］引入了泰爾指數來衡量產業結構的合理化程度，為不同產業賦予了相應的權重，構建方式如下：

但是泰爾指數最早被用來計算信息熵，其計算不會產生負值，而干春暉指數則因為計算中會出現負值，這會將不同產業間的偏差相互抵消，使得指數與實際產生偏差。于是本研究綜合兩種構建方式，采取對偏差取絕對值并賦以權重的方式，構建如下變量：

（2）產業結構高級化指數（ADV）。根據“配第-克拉克定理”，產業結構向更高形態變遷的過程從產業比例上來看，主要是產業重心從第一產業逐漸向第二、三產業轉移。在中國目前的發展階段，產業重心從第二產業向第三產業過渡是主要趨勢［36-37］，于是本研究遵循現有研究構建產業結構高級化變量的慣例，利用三產與二產產值之比作為指代變量。雖然僅利用產值之比來衡量高級化程度會忽略產業結構在高級化演變過程中的其他表現，但于斌斌［38］指出第二產業正在從極高占比讓位給第三產業，主要體現在制造業對生產性服務業的需要正在加速第二、三產業的融合發展，以及促進了科技金融等高科技服務業發展，故該種衡量方式仍具備較強的現實意義。

（3）環境規制力度（EM）。為探究環境規制力度對產業結構產生何種影響，本研究在篩選地方政府報告及《國務院關于印發“十三五”生態環境保護規劃的通知》等政策文件中提及的重點監測對象后，歸納得到規制“大氣、水、土壤污染防治三大問題”的重點觀測指標為二氧化硫去除率、廢水去除率、固體廢棄物去除率，并使用此“三廢”去除率建立綜合指標評價模型。由于二氧化硫去除率、廢水去除率、固體廢棄物去除率在數量級上有所差別，本研究先采用離差標準化對數據進行清洗，統一量綱，得到某城市i 年j 種去除率的標準化數據Mi，j，city。然后采用熵權法以城市為單位對三項指標按單個城市所有年份的數據分布特征進行客觀賦權，得到權重ωj，city，最后采用多目標線性加權函數法計算“三廢”去除率的綜合指標EM，用于衡量環境規制力度。處理方式如下：

（4）產業數字化（ind_dig）。產業數字化是以數據為關鍵要素，以數據賦能為主線，對產業鏈上下游的全要素數字化升級、轉型和再造的過程。目前該指標沒有相對統一的度量方式，一般從制造業數字化水平和服務業數字化水平兩個方面來進行衡量。制造業數字化的績效可通過制造業整體智能化水平提高以及科技水平上升來體現，這里借鑒孫早等［39］的觀點，使用生產發明專利的使用量來反映各地區在智能制造過程中的創新水平。服務業數字化水平目前研究較多采用數字金融普惠指數來表示，根據周曉輝等［31］研究，北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的數字金融普惠指數能夠較好衡量地區數字金融水平，體現一個地區以金融業為代表的服務業數字化程度。因此，對這兩個指標進行熵值法賦權，通過計算得到產業數字化水平的衡量值。

（5）數字產業化（dig_ind）。根據數字產業化的內涵與定義（表1），分別構建數字產業化基礎與數字產業化規模兩大二級指標，并選用軟件業務收入、電信業務收入、互聯網相關從業人員數、互聯網普及率、互聯網相關產出、移動互聯網用戶數的地級市數據作為數字產業化指數的三級指標。以上6個三級指標賦權的方法跟環境規制力度衡量指標EM 類似。

（6）控制變量。參考周茂等［40］、羅知等［41］的變量選取，分別從地區經濟發展水平、對外開放程度、城鎮化建設、人才儲備、科技創新五個方面加入控制變量：對各地級市的人均GDP取對數處理來衡量地區經濟發展水平，用各年度的國際直接投資額取對數衡量地區經濟對外開放程度，用城鎮化率來控制各地城鎮化建設情況，用每萬人普通高等學校在校學生人數取對數來表示各地區人才儲備情況，用各地方科學技術支出與地區總GDP的比值表示地方對科技創新的重視程度。

3. 3 數據來源

本研究利用2006—2019年的地級市數據作為研究樣本，由于區域規劃調整，2012年以后陸續增加了三沙市、日喀則市等10個地級市，為保證樣本數據的一致性和有效性，采用2006—2012年間全國283個地級市的劃分方式。各變量的指標及數據源自《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》等渠道。由于各地級市的科學技術支出、電信業務收入、互聯網相關從業人員數等數據在部分地區存在缺失情況，對于非核心觀測變量采取線性插值法來補齊數據，以保證不損失重要樣本。樣本期截至2019年的理由如下：由于自2020年起《中國城市統計年鑒》已暫停統計“三廢”去除率所包含的廢水與固體廢物排放量，導致環境規制這個核心指標只能截至2019年。同時由于綠色化與數字化的融合需一定的周期，環境規制對產業結構調整的影響過程也較為緩慢，因此2006—2019年283個地級市的大樣本可以清晰地反映“綠色化”與“數字化”是否對產業結構有協同作用的可能，同時該樣本區間的結論也能夠對“十四五”規劃時期決策起到較好的啟發作用。

4 實證結果分析

4. 1 環境規制對產業結構的影響

目前許多研究支持環境規制對產業結構變遷存在非線性影響，大量研究發現環境規制對產業結構優化升級存在“U”型影響，故本研究首先利用門檻檢驗對變量間的解釋關系做出基本判斷，由檢驗結果可知以環境規制力度（EM）為門檻變量得到的單門檻效應顯著。由于Hansen的門檻檢驗必須構建強面板以致損失較多樣本，于是本研究在此基礎上利用二次函數對單門檻效應進行擬合，一方面考慮到了環境規制對于產業結構的影響隨時間推移連續發生，故曲線可以得到更佳的擬合效果；另一方面曲線擬合可以減少樣本損失，使結果更準確。根據門檻檢驗的結果，進行環境規制對產業結構合理化與高級化的回歸檢驗，具體影響結果見表2。

4. 2 產業數字化的調節作用

加入產業數字化與環境規制的交互項后，環境規制對于產業結構合理化調整出現了雙門檻效應，而對于產業結構高級化的門檻效應則不再顯著。根據門檻檢驗的結果，可以初步推斷產業數字化對環境規制促產業結構調整起到了明顯的調節作用。為進一步探究調節機制，利用模型（3）至模型（7）進行回歸分析，具體結果見表3。經計算得到模型（3）與模型（4）中三次函數極值點分別為0. 397、0. 692與0. 388、0. 679，表明環境規制力度在產業數字化大趨勢的交互作用下，會對產業結構合理化產生“N”型影響。如果環境規制力度處于兩個極值點之間的區間，會對企業提出更高的減排去污要求，這不僅可以推進整體的綠色化發展進程，更有利于綠色化與產業結構合理化的協同推進。從模型（3）到模型（4），可以看出模型的極值點略微向左移動，表明隨著綠色化與數字化的深度融合，要實現協同效應需要逐漸放松環境規制的直接力度。而根據模型（5）加入產業數字化指數與環境規制力度的三次項構建的交互項后，環境規制力度對于產業結構合理化的雙門檻效應消失，交互項之間的門檻效應逐漸顯現，說明隨著產業數字化與綠色發展要求的深度融合，兩者的融合情況將成為產業結構變遷的重大影響因素。

產業數字化對產業結構高級化的調節效應如表3中模型（8）與模型（9）結果所示。此時，模型中環境規制的單門檻效應與“門檻檢驗”結果一致，但模型（8）中一次交互項的系數為正且為顯著，說明當前的產業數字化趨勢能夠調節環境規制對于產業結構的影響，能夠使得產業結構向高級化方向轉變；但隨著交互影響的加深，高次項的加入使得這種正向作用不再顯著。由此可以發現，環境規制與產業數字化的融合要形成協同趨勢仍然需要制定更具針對性的策略。在當前研究中，產業數字化對產業結構調整的正向作用主要是從短期視角得出的結果。當前產業數字化轉型趨勢初顯，傳統企業轉型初期可以促進其積極尋求第三方服務性企業合作來提供轉型支持，這可以帶來第三產業產值增長，故而短期內可以促進產業結構向高級化轉型，而在轉型后期能夠順利實現生產方式轉變的企業其實寥寥［42-43］。這也反映當前多數企業積極尋求字化轉型的意識不強，傳統企業“不敢轉”“不會轉”的問題較為突出［44-45］。此外，如核心數字服務第三方供給不足、數據資產應用不足等問題也會阻礙企業數字化進程，真正進入數字化模式的企業不僅需要自身實行管理模式變革，更需要協調上下游的數字化發展，局部的、低級的數字化轉型很可能只會導致產業鏈割裂，無法真正實現數字賦能產業結構優化升級。因此要使得產業數字化真正推動污染型企業走上綠色發展道路，還需要更為精細的考量。

4. 3 數字產業化的調節作用

加入數字產業化與環境規制的交互項后，門檻檢驗得到環境規制對產業結構合理化的門檻效應不顯著，而對高級化仍然存在單門檻效應。在門檻檢驗的基礎上，進一步對基準模型進行驗證，得到的回歸結果見表4。可以發現，數字產業化指數與環境規制的交互項的回歸系數均不顯著，可以初步判斷在環境規制政策實行之下，數字產業化無法對產業結構的合理化利用起到明顯的調節作用。模型（10）與模型（11）中，兩個“U”型曲線的門檻值分別為0. 546與0. 539，有明顯的左移趨勢，對比模型（2）、模型（10）與模型（11）可以發現三個模型的門檻值從0. 558逐漸減小為0. 539。而在門檻值的右側，隨著環境規制力度的增加，產業結構能夠逐步向高級化調整，因而這一結果表明在數字產業化的大趨勢之下，環境規制促產業結構升級效應的力度區間逐步加大，數字產業化對環境規制與產業結構升級的協同發展起到了明顯的正向調節作用。這一結果可以由波特假說得到解釋，在環境規制力度適當的條件下，環境管制會加速市場淘汰落后產能的速度并刺激技術創新，而數字產業化本身就是以數字技術為核心來優化舊有業態并刺激新業態產生，數字產業化過程中產生的技術溢出效應可以縮短創新周期并提升市場整體技術水平。在環境規制通過調節污染企業產能、促進綠色技術創新來實現產業結構高級化的過程中，數字產業化能夠與實體產業形成合力，用數字服務來降低實體經濟從生產到銷售的監督成本、信息成本，為受環境規制條款約束的傳統企業帶來更低門檻的監測、控制污染排放的選擇，故而傳統企業可以積極尋求促進生產方式轉型的生產服務型企業，加速產業結構高級化調整。這也驗證了劉強等［32］的觀點，即在數字產業化的調節作用下，環境規制更容易促進產業結構向高級化轉型。

5 穩健性檢驗

5. 1 替換核心解釋變量EM

為檢驗模型結論是否嚴謹，參照朱于珂等的做法［19］，利用各地級市的綠化面積作為環境規制的替換變量。同時為更好地體現研究的時效性，采用2006—2020年各地級市的綠化面積作標準化處理，重新構建環境規制力度的衡量變量“green_area”，檢驗環境規制和數字賦能對產業結構的調整作用。由于“三廢”去除率所表示的是環境治理手段，而地區綠化面積所表示的是環境提質手段，兩者都是地方生態文明建設與考核的重點，在環境規制力度的衡量上具有相似性。檢驗發現，產業數字化具有顯著調節作用這一結論能夠得到檢驗，此時環境規制與產業數字化的融合發展變成了決定產業結構高級化的顯著影響因素，而數字產業化對于產業結構合理化沒有明顯調節作用。

5. 2 剔除部分樣本

參考羅知等［41］去除異常值的方式來進行穩健回歸，將各地區中本身環境條件較好或地區經濟發展較好、產業發展超群的城市樣本剔除。首先，按照中投顧問投資的環境排行榜剔除環境較好的城市，分別為：?？凇⒗_、舟山、廈門、深圳、麗水、貴陽、珠海、青島、湛江、承德、三亞。檢驗結果發現剔除了環境條件較好的城市，門檻值略微增大，說明其余城市需要更為嚴格的污染治理手段才能實現綠色與產業結構升級協同發展，這與預計相一致，可以驗證模型結果穩健。同時，交互項加入后環境規制對于產業結構高級化的影響消失，這一結果支持了上文得出的“產業數字化與環境規制同時進行時，要實現企業綜合效益的提升仍需要更具針對性策略”這一結論。對于數字產業化的調節作用，從各變量的顯著性來看，回歸結果均與剔除前保持一致。數字產業化對于產業結構合理化的調節作用不顯著，但對于產業結構高級化具有明顯影響。其次，按照中國GDP 2020年城市排行榜，本研究選擇剔除了上海、北京、深圳、廣州、重慶、蘇州、成都、杭州、武漢、南京、天津、寧波共12個城市的樣本。檢驗結果表明，對于經濟發展較弱的城市而言，要實現綠色發展與產業結構高級化所需的環境規制力度更弱。由于經濟發展好的城市產業規模龐大，經濟結構更加復雜，其環境博弈的能力更強，因此需要更強力的規制手段進行約束，這一結果與預計同樣吻合。對于產業數字化的調節作用，門檻效應存在情況與剔除前完全一致，只不過協同效應產生的區間發生了左移，再次證明了發現的結論具有穩健性。對于數字產業化的調節作用，發現單門檻效應并未顯著，但是環境規制力度的二次項顯著，這說明在數字產業化與環境規制共同作用初期，環境規制對于產業結構高級化的正向作用是明顯的。由于數字產業包含眾多綠色企業，這部分企業初期發展受到環境政策的保護與鼓勵，因此能夠對產業結構高級化起到帶動作用。正是由于剔除了經濟較好、綠色產業較為成熟的城市，這種初期作用表現得更為明顯。隨著數字產業化與環境規制進一步融合，單門檻效應顯著，同時存在著明顯的左移趨勢，證明了數字產業化對于環境規制促產業結構高級化的正向調節作用。

5. 3 工具變量法檢驗

考慮到模型可能的內生性問題，采用工具變量法分別對基準模型的回歸結果進行檢驗，選取各城市的年降雨量、年平均氣溫與空氣流通系數作為工具變量。由于降雨量、氣溫與空氣流通僅受自然條件影響，符合外生變量的要求。為控制工具變量影響核心解釋變量的其他潛在渠道，可以通過加入相關控制變量來滿足工具變量的排斥性約束條件［41］。借鑒這種方法加入了人均GDP、城鎮化率、各產業人力資源儲備等控制變量來控制降雨、氣溫與空氣流通可能影響產業發展的途徑，然后利用兩階段最小二乘法（2SLS）對原回歸方程進行檢驗。根據檢驗結果，模型（1）與模型（2）第一階段的回歸系數均為顯著，證明了所選工具變量對解釋變量具有解釋力度。并且第一階段F檢驗的P 值同樣顯著，可以拒絕所選變量為弱工具變量的假設。第二階段的回歸結果仍然顯示環境規制對產業結構合理化不存在直接作用但對產業結構高級化存在單門檻效應，能夠支撐基本結論。以上實證結果限于篇幅，沒有一一羅列，備索。

6 區域異質性分析

為進一步分析本研究提出的假設是否在全國范圍內均可適用，將全國分為東北地區、華北地區、華中地區、華南地區、華東地區、西北地區、西南地區七個板塊來研究環境規制與數字經濟并行推進的區域異質性是否存在，以提出適應地區發展階段及產業特色的策略。

6. 1 環境規制對產業結構升級的異質性影響

各地區環境規制力度對產業結構合理化的影響見表5。只有東北地區與西北地區的回歸結果與整體回歸的結果不同，而如果按照伍德里奇在《計量經濟學導論》中指出的小樣本回歸可對變量顯著性的p 值放寬到20%，則華中地區同樣存在單門檻效應。東北地區、西北地區與華中地區的環境規制手段能對產業結構合理化產生顯著作用，但作用的方向卻存在差異。由回歸結果可以發現，東北地區存在倒“U”型效應，而華中、西北地區存在正“U”型效應，這說明東北地區應該偏向較強的環境規制力度，規制力度超過門檻值后增強規制力度能夠有效促進產業結構合理化，而西北地區與華中地區不宜使用太過嚴苛的規制手段，規制力度一旦超過門檻值，繼續增強規制力度會適得其反。這主要因為，由于東北地區的大連、沈陽等城市過去一直是我國重要的工業基地，重化工業基礎雄厚，同時產業同構化嚴重，以至于產能過剩的現象較為普遍，較強的環境規制手段有利于淘汰落后產能，倒逼企業采取綠色創新手段來彌補“遵循成本”。而華中與西北地區的經濟開發較晚，主要承接東部的轉出的勞動密集型產業來實現經濟發展，薄弱的產業基礎要求環境規制手段不可過強，需要緩慢引導來實現產業結構優化與環境治理協同并舉。另外，根據沈坤榮等［16］發現的污染產業就近轉移規律，由于華北地區擁有北京、天津，華東地區擁有上海、杭州、南京等經濟重要城市，這些地區作為污染產業的遷出地，環境規制對其產業結構合理化的影響并不顯著，但其周圍城市作為污染產業就近轉移區域，環境規制對產業結構的合理化卻存在一定的門檻效應。

各地區環境規制力度對產業結構高級化的影響見表5。在小樣本放寬P 值的條件下，東北地區、華東地區與華北地區存在單門檻效應，而其余地區環境規制力度對于產業結構高級化均沒有顯著影響。這一結果從另一層面驗證了上文提到的污染產業轉出無益于遷出地產業結構良性調整的結論。華東地區與華北地區兩個板塊的規制力度一旦超過門檻值，很容易形成產業結構偽高級化的表現。這主要是由于污染型企業就近搬遷，以至于第二產業產出減少，第三產業產出的比重相對增加導致的高級化。對于遷出地而言這種發展方式能夠在短時間內實現產業結構調整，并順利完成減排指標，但轉入地區卻面臨著污染產業遷入與地方生態目標實現的難題。根據成艾華等［45］在研究中國區域間污染轉移時得到的規律，我國的污染轉移未能完全實現梯度轉移，即東部作為產業外遷的主要區域，更偏好選擇生存成本更低的西部作為污染的主要承接地來實現污染外遷。而事實上嚴格的規制力度造成的盲目外遷不僅不利于引導企業培養綠色轉型意識，更加劇了產業結構“脫實向虛”的風險。故而要實現產業結構合理化與高級化的協同并進，還需要江蘇、浙江等發達省份的城市合理進行傳統產業的順次轉移，在“騰籠換鳥”過程中摒棄傳統產業就是落后產業的錯誤思想，科學引導產業結構的綠色轉型。此外，東北地區的回歸結果也出現了門檻效應。對于東北地區而言，落后產能主要存在于重化工、傳統機械等行業，這些產業也是生態治理最為關注的領域。隨著國家環境規制力度加大，容易產生二產產能向三產過渡的情形，導致產業結構合理化與高級化趨勢進一步加強。

6. 2 產業數字化與環境規制共同對產業結構升級的異質性影響

產業數字化與環境規制共同作用產業結構的合理化時，結果見表6。隨著高次交互項加入，雙門檻效應逐漸不顯著，這與整體的結論相同。但雙門檻效應并非在各個板塊均為顯著，華東地區、華中地區存在雙門檻效應，在放寬p 值的條件下，西南地區僅在加入一次交互項時也出現了雙門檻效應，其余地區綠色化與數字化發展對于產業結構合理化均沒有顯著作用。其中，華東地區的雙門檻值從0. 474、0. 735逐步擴展為0. 469、0. 749，而華中地區的雙門檻值從0. 462、0. 654擴展為0. 455、0. 658，兩個地區的協同效應區間明顯擴大，說明在這兩個地區產業數字化的調節作用是顯著的，能夠使得環境改善的同時帶動產業間資源均衡發展。但這種效應的局限性也很明顯，其余地區綠色化與數字化并施沒有促進產業間資源均衡分配，這說明在這些地區產業數字化的推行還需要進一步與環境治理的要求相結合，以發揮協同調節產業資源流向的作用。除此之外，西南地區加入一次交互項的雙門檻效應雖然顯著，但雙門檻的形狀與整體的結果截然相反，即在產業數字化與環境規制共同作用時，門檻值為0. 391、0. 703，也就是說只有在環境規制力度大于0. 703的區間內繼續加大規制力度，產業結構才能同步向合理化發展。如果規制力度達不到這個較高的區間，則西南地區綠色化與數字化的共同發展會帶來產業結構失衡的隱患。

產業數字化與環境規制共同作用產業結構的高級化結果見表7。除東北地區外各板塊的回歸結果基本與整體結果一致，加入交互項后環境規制對產業結構高級化的單門檻效應不顯著，而多地區的交互項顯著為正，證明了調節作用的存在。在放寬P 值的條件下，華北地區、華東地區、西北地區與西南地區環境規制與產業數字化的交互項對產業結構高級化產生了顯著的正向影響，其中華東地區的顯著性最強而西南地區的回歸系數最大。這兩個地區分別受長三角與珠三角經濟圈的影響，經濟實力強，數字基礎布局完備，單獨實行環境規制政策對經濟結構的調整力度較弱，而利用產業數字化這一更能調動市場積極性的方式加以調節，才可以使得綠色化與數字化向同一目標奔進。這一回歸結果進一步充實了上文“產業數字化”的調節機制。

6. 3 數字產業化與環境規制共同對產業結構升級的異質性影響

數字產業化與環境規制共同作用產業結構的合理化結果見表8。除西北、華中地區外，數字產業化與環境規制并施對于產業結構合理化的影響均不顯著，這與上文的結論基本一致。說明大多數地區數字產業化趨勢對環境規制促產業間資源均衡的調節作用并不顯著。其中，東北地區隨著數字產業化與環境規制深度融合，環境規制的門檻效應明顯消失而交互項的回歸系數也并不顯著，這也可以進一步證明上述結論，數字產業化在環境規制促產業結構合理化的調節作用并不顯著。而在放寬條件后，除西北與華中地區以外，西南地區在加入二次交互項后交互項的回歸系數在小樣本條件認定為顯著，說明數字產業化雖在全國范圍來看無法帶動全域產業結構合理化，但對于中西部地區產業均衡起到了調節作用，這一發現完善了上文的結論，說明在發展階段與產業條件較為落后的地區，鼓勵數字產業化能夠帶來優化產業結構的效果。

數字產業化與環境規制共同作用產業結構的高級化結果見表9。在放寬P 值的情況下，數字產業化對于環境規制促產業結構高級化的調節作用較為明顯。隨著環境規制與數字產業化兩大趨勢相互融合，上文只存在環境規制單一手段影響時存在單門檻效應的地區：東北、華北、華東三地在加入交互項后均產生了良性調節效果。在綠色化與數字化進程推進的過程中，東北地區的門檻值發生了左移，華北與華東地區環境規制單一手段的單門檻效應逐漸消失，交互項的影響逐漸顯著且回歸系數為正，可以說明數字產業化的調節方式有效。除此之外，放寬條件下，上文環境規制單門檻效應不顯著的西北、西南地區的交互項出現了顯著為正的情況，說明數字產業化不僅強化了環境規制促產業結構高級化的效應，并在此基礎上彌補了環境規制單獨施行的不足，對于產業基礎較弱的地區起到了很好的引導作用。

7 主要結論與對策建議

黨的二十大報告中要求“加快發展方式綠色轉型”與“建設現代化數字產業體系”，這表明在新發展階段“綠色化”與“數字化”協同并舉對于經濟高質量發展具有重要戰略意義?；诖耍狙芯坷?83個地級市面板數據，通過實證分析探究了環境規制對于地方產業結構優化升級的影響，并進一步研究數字經濟從產業數字化與數字產業化兩個方面如何調節環境規制對產業結構產生的影響，首次在理論層面驗證了綠色化與數字化能否在產業層面實現協同發展。實證結果表明：①環境規制對于地方產業結構合理化不存在明顯影響，而對于地方產業結構高級化存在單門檻效應，即環境規制力度越過門檻值后能夠實現環境改善與產業結構升級共贏。②產業數字化與環境規制并行使得地方產業結構合理化出現了雙門檻效應，且隨著兩者融合程度加深，可以逐步減輕環境規制力度來實現協同發展。③產業數字化與環境規制協同使得產業結構高級化的單門檻效應消失，交互項系數顯著為正但并不穩定，產業數字化在我國全域的調節作用仍需進一步考量。④數字產業化與環境規制協同對于產業結構合理化不存在顯著影響，但對于產業結構高級化產生了單門檻效應，且隨著兩者融合程度加深，協同發展的強度區間會逐漸擴大。

根據以上結論，提出對策建議。

首先，地方環境規制力度要因地、因產、因階段調整，不可“一刀切”。根據全域及分區域的回歸結果，存在經濟條件較好、發展階段較為超前的地區通過向周邊地區轉移污染產業來實現自身產業結構調整的短視行為，這種行為不僅無益于發達地區實現產業融合，更會迫使周邊落后地區陷入經濟和生態發展兩難的窘境。因此，中央政府應當在“頂層設計”中考慮到地方環境治理的短視行為與區域經濟發展水平差異，出臺相關政策引導發達地區政府將注意力放在以綠色技術創新為驅動力的長遠發展層面，避免地方單方面的治理模式阻礙全局“綠色共識”的建立；同時應當在欠發達地區施行具有彈性的規制手段，對部分產業基礎較為薄弱的地區，應指導其明確自身發展優勢，找準自身在專業化分工中的定位，避免欠發達地區在承接大量污染型企業遷入后陷入產業同構、發展后勁不足的困境。

其次，加快傳統產業數字化轉型進程，用“數字”之手賦能綠色發展。根據全域的回歸結果可以發現，產業數字化能夠與生態建設形成合力，共同促進產業間的要素分配、優化產業分工、協調產業鏈上下游關系，故而必須在大力推進產業數字化進程的同時強調“生態優先”的理念，促進“綠色化”與“數字化”協同發展。根據區域異質性分析的結果，對于華東地區這類較為發達的地區應當將環境規制力度控制在雙門檻值之間，用適當的力度來促進產業“綠色化”與“數字化”雙贏，要避免力度過大挫傷產業積極性、削弱環境規制的效果。而對于西北地區這類欠發達地區則需要使用較強的規制力度，防止西北地區原有的產業基礎遭到破壞、成為污染產業的避難所，規制力度在超過第二個門檻值后才能夠有效避免西北地區重蹈粗放式產業發展模式“先污染、后治理”的覆轍。

同時，要提升數字核心技術自主創新能力，用數字化手段帶動綠色技術革新。根據全域及分區域的回歸結果，數字產業化在調節環境規制促產業結構高級化效應的過程中發揮了重大作用，不僅可以使“優者更優”，還可以帶動欠發達地區產業結構良性調整。因而，為加快數字產業化進程，需要繼續加大對人工智能、大數據等數字技術發展的支持力度，突破高端價值創造的瓶頸，提供在關鍵領域的自主研發能力。此外，還要引導數字企業積極推動綠色技術革新，進一步激發數字技術在綠色創新中的活力，加快構建“綠色先行，數字賦能”的發展模式，穩步走向“綠色化”與“數字化”共促經濟高質量發展的康莊大道。

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（責任編輯：劉照勝）