分权视角下的环境规制竞争与产业结构调整

郑金铃(暨南大学经济学院，广东广州510632)

分权视角下的环境规制竞争与产业结构调整

郑金铃
(暨南大学经济学院，广东广州510632)

摘要:基于经济分权和环境规制地区差异，本文利用我国2003－2013年间279个城市的面板数据，考察了环境规制、环境规制竞争的产业结构效应。研究发现: (1)当不考虑环境规制竞争时，我国环境规制强度的增加有利于产业结构升级。(2)当运用空间Durbin模型刻画环境规制竞争后，环境规制对本地产业结构升级的推动作用有所减弱，以模仿策略为主的环境规制竞争会对邻近地区的产业结构水平产生了正向溢出，对邻近地区的累积溢出效应是对本地效应的将近4倍。(3)分区域看，环境规制对本地产业结构升级的推动作用在中西部地区更为突出，东部地区负的空间溢出效应表明东部沿海城市的环境规制竞争并不利于区域整体产业转型升级，政府间更倾向于采取差异化策略，而不是中西部地区的模仿策略。

关键词:环境规制竞争;产业结构升级;溢出; SDM

一、引言

当前，中国经济已进入新常态。经济增速放缓使产业结构的调整升级进入了阵痛期，也为扭转资源环境日益恶化的局面提供了新契机。沿海地区曾经为经济发展做出重要贡献的制造业，尤其是高污染高能耗的产业部门，在结构调整与资源约束的双重压力下，生存与发展空间日益受到挤压，对经济的拉动作用开始逐步让位于服务业，地方政府纷纷出台甚至抬高环境标准以制约污染产业的发展。而中西部地区正处在加速推进工业化时期，不少地方政府急于求成，不惜以环境为代价竞相降低环境门槛与标准，吸引“利大税高”的污染产业流入。可见，环境规制强度的地区差异，会改变现有或潜在企业的生产规模和区位选择，引致污染产业转移，进而影响地区产业布局。环境规制作为一种资源环境约束，引导并牵制着地区产业结构的发展。

造成地区环境规制呈现差异性的原因是多方面的，除了客观上的资源禀赋与产业结构差异，更多的取决于规制主体(地方政府)和客体(企业或产业)的行为机制。本文将研究重点放在环境规制制定和实施的主体——地方政府间的策略竞争上。自1994年分税制改革以来，分权结构极大地调动了地方政府发展区域经济的积极性，形成了以“政治集中、经济分权”为特征的中国式分权，地方政府拥有了更大的裁决权。我们推断，在以GDP为主的绩效考核体制下，地方政府可能更倾向于牺牲非经济职能目标(环境保护)以实现短期的经济利益，甚至可能为了争夺经济资源形成环境规制的竞争策略行为。本文尝试用城市数据来验证以上推断，具体而言，我们将回答以下问题:环境规制竞争在我国各级政府间是否存在?如果存在，实行较强环境规制的地区是否会无法获得其规制的全部利益，实行较弱环境规制的地区是否会导致周围地区的绩效损失?这种影响是否会体现在地区的产业结构布局上?回答上述问题，对于有序引导我国当前大规模的产业转移具有重要意义，也能为匡正我国地方政府间的竞争行为，优化竞争环境，建立区域合作发展、利益共享机制提供有价值的依据。

二、文献综述

在有关环境规制与产业发展的研究中，多数学者基于“波特假说”［1］，认为环境规制是一个有效的倒逼机制:环境规制会在企业和产业群体内部进行一种强制性的“精洗”，通过优胜劣汰的作用，提升产业竞争力，最终驱动产业结构的调整［2］。也有学者基于新古典理论认为政府在纠正环境负外部性的同时，使受规制企业或部门的生产成本上升，进而对企业创新能力和产业竞争力造成不利的影响［3－4］。这类文献往往将环境规制视作外生给定的，即从局部静态的角度考察了环境规制对本地企业或产业发展的影响，而忽略了企业行为或产业迁移对政府规制行为的潜在作用。事实上，我国的环境规制政策由中央政府统一制定并由地方政府负责执行，地方政府间为争夺经济资源往往会采取策略性的环境规制竞争行为，由此带来了环境政策的外部性。

有关环境规制竞争行为，学界主要有三种观点:一是标尺效应，认为若上级政府将环境因素明确纳入官员晋升的考核体系，或者居民采用“用脚投票”的方式迫使地方政府提高环境标准，形成地区规制强度竞相向上(race to the top)的局面［5］。第二种是竞次理论(race to the bottom)，认为政府出于地方保护主义，为避免本地污染密集型制造业失去竞争优势或者吸引其他地区的企业迁入，竞相降低环境标准［6］。第三种是差别化竞争，发达地区与欠发达地区之间在发展初期往往会采取差异化竞争。当发达地区政府增强环境规制时，欠发达地区政府借机降低环境标准门槛，以谋发展。实证方面，国内研究也从我国省域或城市数据中找到了环境规制“逐底竞争”的证据［7－9］，但也有文献指出并不存在全局的“逐底竞争”行为，仅在局部欠不发达地区较为显著［10］，张文彬［11］甚至发现1998－2002年间的环境规制省际竞争以“差异化策略”为主，2004－2008年间竞争逐步形成“标尺效应”。在此基础上，学界也逐渐开始关注这种环境规制竞争对FDI［12－13］、区域效率［14］等的影响。前者探讨的是环境规制竞争的存在与否以及如何选择策略的问题，而其经济效应问题建立在经济资源的争夺、企业的区位选择与环境规制强度关系的假定上，后者往往更能激发研究者的兴趣［11］。

然而，鲜有文献讨论环境规制竞争与地区产业结构二者的关系，这显然与当前环境保护、结构调整双重任务的严峻性和紧迫性不相符。有文献表明环境规制对地区产业结构的调整具有促进作用，不仅能提高服务业相对于工业部门的比重［15］，还能激发企业的创新热情，优化升级产业内部的结构［16］，但这些研究并未将环境规制的竞争行为纳入分析框架。近年，王文普［9］利用空间Durbin模型发现环境规制强度增加虽然不利于本地的产业发展，却会对相邻地区的产业竞争力造成正向的溢出。类似地，赵霄伟［17］通过城市层面的工业数据，发现环境规制竞争对本地工业增长效应具有明显的区域特征，但并未指出其对产业结构调整效应。

综上所述，关于环境规制、环境规制竞争对产业结构影响的文献存在以下几点不足。(1)涉及环境规制竞争效应的研究，多是利用博弈模型分析地方政府之间的互动策略及其污染治理效率，而对其经济效应的研究也仅仅停留在经济效率或招商引资等层面，有关环境规制竞争与地区产业结构二者关系的文献几乎为空白。结合产业结构效应考察政府间的环境规制竞争行为，将有助于政府全面地评估环境规制的政策效果，甚至推动环境规制成为产业结构转型新的有力抓手和驱动力。(2)有关环境规制强度与产业结构的研究，多是基于污染产业区际转移考察“污染避难所效应”的适用性问题，针对区域内产业空间布局以及产业结构调整的研究反而较少。因此，本文对于环境规制、环境规制竞争与产业结构升级关系的研究是一个有益的补充。(3)以往文献多是基于省级数据展开研究，越低层级政府抱着“山高皇帝远”的心理、在“保增长”的利益驱动下，越有动机扭曲执行国家的环境政策;而且在唯GDP的政绩考核制度下，中国现阶段的产业转移通常遵循先省内后省外的模式［18］。因此，通过城市这一层面寻找环境规制溢出效应的区域特征，不仅更具差异性和代表性，也有别于以往根据省级层面数据仅寻找整体特征的研究。

基于上述问题，本文尝试从环境规制竞争的角度考察环境规制对地区产业结构的影响。具体来说，本文以我国城市为研究对象，首先考察环境规制是否会影响地区产业结构，接着利用空间计量模型考察我国地区政府之间是否存在环境规制竞争的现象，并测度环境规制的溢出效应，实证检验环境规制竞争与地区产业结构的关系。

三、计量模型设定、数据和变量

(一)模型设定

1．不考虑环境规制竞争的模型

本文首先构建一个影响地区产业结构水平的模型。假定产业结构是各地产业政策和要素禀赋的函数［9］，其影响因素函数可以用Y = f(E，Z)表示，其中E表示政府对产业的干预，本文考察的是环境规制，Z为影响地区产出水平的其他因素(如资本要素、技术等)。以产业结构水平IND为被解释变量，环境规制强度ER为核心解释变量，模型Ⅰ可写为:

模型Ⅰ并没有考虑环境规制的政府竞争行为，只是考察政府实施环境规制的强度对本地产业结构调整的作用，可用普通最小二乘法(OLS)估计。系数β1的大小和符号反映了环境规制强度对地区产业结构水平的影响程度和方向，若β1＞0，则表明环境规制强度加大会促进产业结构升级，被规制的高污染、低层次企业发展受限，支持“新古典理论”，若β1＜0，则表明加强环境规制不利于产业结构升级，被规制企业的竞争力加强，支持“波特假说”。

2．考虑环境规制竞争的模型

在分权制度背景下，中央与地方、地方与地方之间的政府目标可能会发生冲突。在制定或实施公共政策时，地方政府出于机会主义和利己主义往往采取竞争策略，突出表现在对经济资源的争夺和抢占。由于环境规制强度的区域差异会影响企业区位选址和产业迁移方向，地方政府在制定或实施环境政策时不得不在“保增长”与“治污染”间作出权衡。

地方政府的环境竞争策略可以分为两类: (1)模仿策略，包括竞相逐底和竞相向上。竞相逐底，即“你弱我弱”，政绩优先的地方政府，会随着竞争者环境规制强度的降低而降低，形成抢占流动性生产要素扩张“利大税高”重化工项目的倾向。而竞相向上，即“你强我强”，地方政府随着竞争地区环境规制强度的增加而增加，以缩小规制强度差距。这既可能是地区联手整治污染、推进产业布局调整升级的举措，也可能是地区盲目竞争的后果。(2)差异化策略，当部分地区提高环境标准门槛时，欠发达地区政府会放松环境规制，或者没有明显策略变化行为，以促进本地区经济增长。因此，环境规制竞争意味着一个地区环境规制强度的调整会影响到邻近地区政府的策略反应，进而影响受规制产业的区域分布，以及区域内部的产业结构。

那么，如何衡量环境规制竞争?文献中主要采取两种方法:一种是通过构建博弈模型，以定性分析地方政府策略行为的成本收益;另一种通过将竞争地区政府行为纳入本地环境规制的反应函数，以寻找这种竞争的内在规律。本文采用第二种方法。但在地区竞争对象的选取问题上，有别于环境污染物的外部性，环境规制竞争并不能依靠风向、地域或流域等因素明确污染溢出的地区，因此采用对所有潜在竞争地区赋予权重的方法，以区分各个地区对本地环境规制竞争的参与程度。

若考虑了政府间的环境规制竞争行为，模型Ⅰ中环境规制变量ER的内生性问题则不容回避，此时OLS估计有偏。基于工具变量估计有可能使空间效应的系数估计值落在参数空间之外［19］，本文借鉴吕健［20］的方法来处理内生性问题: (1)利用最大似然估计给出一致无偏估计，使空间项系数受到对数似然函数中雅各比项(Jacobian Term)的约束; (2)采用空间杜宾模型，引入解释变量的空间滞后项，能够在一定程度上与遗漏变量相关，从而较好地解决由于遗漏变量产生的内生性问题; (3)采用面板数据，控制随个体(时间)变化但不随时间(个体)变化的其他因素对地区产业结构影响，部分消除了遗漏变量带来的内生性问题。

公式(2)即为考虑了环境规制空间溢出的模型Ⅱ，简化后得到公式(3)的矩阵形式，文献上称之为空间Durbin模型(SDM)。

其中，ρ为空间滞后回归系数，体现地区间产业结构固有的空间依赖性;β表示环境规制及其他因素对地区产业结构的影响; W为体现地区之间相互关系的n阶空间权重矩阵，当wij＞0，意味着地区j与地区i相邻，或地区i与地区j联系紧密。当θ= 0时，SDM模型简化为仅考虑被解释变量空间依赖的空间滞后模型(SLM)，当ρβ+θ= 0时，SDM模型简化为考虑扰动项空间依赖的空间误差模型(SEM)。

在该模型中，本文重点考察系数β1和θ1的方向，β1仍然表示环境规制产业结构效应的本地效应，θ1表示环境规制产业结构效应的空间溢出效应。β1＞0，表明环境规制强度与本地产业结构的调整方向存在正相关。此时，若政府间的环境规制竞争采取模仿策略，将会同步带动邻近地区产业结构的转型升级，意味着环境规制的产业结构效应存在正向的空间溢出(θ1＞0) ;若政府间的环境规制竞争呈差异化策略，邻近地区环境规制强度的减弱将不利于产业结构的调整升级，意味着环境规制的产业结构效应存在负向的空间溢出(θ1＜0)，具体见表1。

表1　模型Ⅱ主要变量系数含义

与模型Ⅰ线性估计不同的是，在含有滞后解释变量或被解释变量的空间模型中，系数大小并不具有直接的解释力，其既包含了解释变量的任何一个地区变动对该地区本身的影响(直接效应)，又包含了对周围所有地区的潜在影响(间接效应或溢出效应)。Lesage［21］指出这两种影响可以通过计算式(3)中解释变量的自偏导数和交叉偏导数得到，也就是说，式(4)中等式右边矩阵主对角线上元素的平均值和非主对角线元素的平均值分别表示解释变量变化所引起的直接效应和溢出效应，二者之和为变化引起的平均总效应。

∂Y/∂Xk= (In－ρW)－1(βkIn+θkW) (4)

此外，空间权重矩阵W的选择是模型Ⅱ估计的关键。本文将分别采用地理特征和经济特征两大类空间权重矩阵进行估计。对于地理权重矩阵，首先采用常见的地理距离矩阵W1，若两地距离d≤dm，元素wij= 1，否则wij= 0，其中dm为确保每个地理单元有邻近单元的最小地理距离。进一步地，同一个上级管辖的地方官员由于经常参加上层政府组织的活动，彼此之间相互了解［22］，同一省份的地市级在环境标准制定或实施的过程中更有可能存在竞争策略行为。因此，本文将考虑行政区划的地理邻近性，构建行政权重矩阵W2，若两地属于同一省份，元素wij= 1，否则wij= 0。对于经济特征矩阵，借鉴李婧等［23］构造嵌套空间权重矩阵的方法，具体为:

其中Wg为地理权重矩阵W1或W2，Yi表示城市i样本考察期内人均GDP的均值，Y表示样本考察期内所有城市人均GDP的均值。通过这种方式构建的权重同时考虑了地理特征和经济特征，且赋予了经济发展水平较高地区对经济水平较低地区更强的空间影响和辐射作用，如北京对河北的影响强度显然大于河北对北京的影响强度，更符合经济现实。

(二)数据和变量

本文将研究时期定为2003－2013年，数据均来自于《中国城市统计年鉴》、《中国区域统计年鉴》。鉴于统计数据的完整性，排除西藏、新疆、海南以及其他省份内数据缺失的城市，采用我国279个地级及以上城市(以下简称城市)的面板数据，统计口径均为全市范围。所有名义变量统一按照所在省份平减指数调整为2003年不变价。

对于环境规制强度ER的测度，国内外采用的指标存在较大的差异。由于地级市层面缺少污染物排放费用支出数据，本文参照赵霄伟［17］的代理变量法得到环境规制强度ER。首先计算各个城市的污染排放强度: Eli= eli/ Yi，eli表示第i个城市第l种污染物的排放总量，Yi表示第i个城市实际工业总产值;接着计算污染物l的全国排放强度: El=∑eli/ ∑Yi，并得到每个地区的相对排放强度EMli= Eli/ El，EMli的数值越大并超过1，表明当期第i个城市第l种污染物的排放量强度在全国范围内相对越高，则表示环境管制强度越放松。最后，对城市多种污染物排放的相对强度EMli求算术平均，得到一个无量纲的变量EMi。其中，用到的污染物数据包含工业废水排放量、工业SO2排放量、工业烟尘排放量。污染物排放量越少，表明政府实行较为严格环境标准，因此也对该指数进行逆处理，得到环境规制指标ER，数值越小，表明环境规制强度ER越弱。

对于地区产业结构水平IND的衡量，目前研究者一般简单采用非农产业比值或者第三、第二产值之比作为产业结构升级的粗略度量，但这些指标仅仅反映了产业结构升级的某一阶段①产业结构高级化对应的路径应当是劳动密集产业——资本密集产业——技术密集产业——知识密集产业的一个渐进过程，干春晖(2013)指出第三、第二产值之比主要衡量的是最后一个阶段，而传统的非农产业比值指标则集中于前三个阶段。。为了更确切地反映地区各产业间的分布情况，付凌晖［24］基于象征产业结构变化程度的Moore值重新定义了一种度量产业结构水平的指标:在地级市层面缺少各产业增加值数据的情况下，采用三大产业的产值比重作为分量构造向量Q0= (q1，q2，q3)，然后分别计算Q0与代表产业结构由低层次(以第一产业为主)向高层次(以第三产业为主)的基向量Q1= (1，0，0)，Q2= (0，1，0)，Q3= (0，0，1)之间的夹角γ1、γ2、γ3，最终通过式(6)得到各地区的产业结构水平。若该地区第三产业产出比重相对上升时，则向量Q0与基向量Q3的夹角γ3减小，与Q1、Q2的夹角增大，由于γ1与γ2被赋予更高的权值，IND指标最终将增加，即产业结构升级。

我们选取的控制变量Z包括:城市的对外开放程度FDI，用外商直接投资实际利用额与固定资产投资额的比值表示，随着区域对外依存度的提高，产业结构的调整更容易受国际环境的影响，而学术界对FDI推动产业结构调整的作用也尚未形成定论;城市的人力资本水平Tech，用每万人普通高等学校在校学生数表示，一个地区所拥有的人力资本数量、质量和结构状况在一定程度上决定了地区产业结构的转换能力，因此在产业结构调整过程中，人力资本起着至关重要的作用;城市的财政自主权Gov，用各城市人均预算内财政支出与地方(城市本级和省级)、中央人均预算内财政支出总和之比表示［25］，由于在中国式分权模式下，地方政府的投资行为往往存在着得失利弊的权衡，这对地方产业结构调整的影响是直接而显著的。

四、计量检验与结果分析

(一)空间相关性检验

为了避免异方差和多重共线性，对各变量进行对数处理。根据前文分析，环境规制不仅会影响本地的产业结构布局，也可能会通过政府间的环境规制竞争对邻近地区的产业结构升级造成影响。为此，在做空间计量分析之前，需要对被解释变量产业结构水平IND进行空间相关性检验，以检验各城市的产业结构水平是否存在空间相关，同时对环境规制强度ER进行空间相关性检验，以考察政府间是否存在环境规制竞争行为。表2表示，我国279个城市产业结构水平的Moran's I值呈逐年上升的趋势，且均通过了1%的显著性检验，说明我国各城市间的产业结构布局具有明显的空间相关性;环境规制强度的Moran's I值总体呈下降趋势，从2003年的0．2743减少到2013年的0．2270，尽管2009年后有小幅增加，空间相关性依然显著。

(二)模型Ⅰ回归

根据公式(1)，分别进行无固定效应模型(即混合OLS)、个体固定效应模型以及个体时间双固定效应模型的回归分析，结果见表3中的第(1) (2) (3)列。可以看到，OLS估计虽然拟合优度较高，且所有变量系数均显著，但对数似然值偏低。考虑个体固定效应后，对数似然值随之增大，变量的系数值与显著性水平也发生了较大的变化。考虑时间和个体固定效应后，似然值继续上升，但拟合优度降至0．04，多数变量并未通过显著性水平检验。显然结果(2)要优于(1) (3)。事实上，我国区域间的产业发展状况存在着结构性差异，东部地区“经济服务化”趋势明显、中西部地区仍然主要依靠传统工业的发展来推动地区经济，忽略个体差异的无固定效应模型回归显然不能体现产业结构的地区差异。此外，由于在一定时期内各地产业结构的布局具有一定的稳定性，时间固定效应并不显著，因此双固定效应模型的估计结果并不理想也就在情理之中了。

从表3结果(2)看，环境规制ER影响产业结构水平IND的弹性系数β1为0．0031，表明政府环境规制强度加大能促进本地区产业结构的升级，通过增加受规制企业(以工业部门为主)的生产成本、抬高产业进入壁垒，环境规制会对第二产业的发展起到一定的抑制作用，进而引导生产要素流向第三产业。对外开放程度FDI的系数为负，改革开放以来第二产业特别是工业部门一直是FDI的流入重地，这种偏向性的投资部门结构会加剧地区的产业结构倾斜，并不利于产业结构升级。人力资本水平Hcap的增加对本地产业结构的升级均具有推动作用。财政自主权Gov的估计系数为负，地方政府为获得更好的绩效，倾向于将资源投资于大型工业和经济基础建设等部门，不利于产业结构的优化升级［25］。

表2　不同年份产业结构水平IND与环境规制强度ER的Moran's I值

表3　模型Ⅰ估计结果

此外，为进一步检验模型的空间相关性，还需要对模型Ⅰ残差进行LM统计量检验，其原假设为模型不包含空间滞后因变量或空间误差项。表3结果显示，三种估计的LMLAG和LMERR统计量均拒绝了原假设，在使用稳健性检验后，个体固定效应模型的R－LMLAG和R－LMERR统计量也通过了1%的显著性检验。这表明，考虑个体固定效应的SDM模型比双固定效应的空间计量模型更优。

(三)模型Ⅱ回归

结合Moran's I统计量以及LM检验，地区间的产业结构水平和环境规制强度均存在较强的空间依赖性。若忽略这种空间相关性，势必导致估计结果的偏差，无法确切考察环境规制对地区产业结构调整的影响。因此，本文利用空间权重矩阵刻画环境规制的空间溢出，构建SDM模型以检验环境规制竞争与产业结构的关系。对于SDM模型能否简化为SLM模型和SEM模型，需要通过LR统计量检验，其中LR－Lag检验的原假设为θ= 0，LR－Err检验的原假设为ρβ+θ= 0。表4中所有估计的LR检验均拒绝了原假设，表明SDM模型设定是合理的。

表4　模型Ⅱ估计结果

具体地，表4的(1) (2) (3)分别是采用地理距离矩阵W1、行政距离矩阵W2以及经济特征矩阵W3估计模型Ⅱ的结果。三种估计结果中，被解释变量IND的空间滞后系数ρ均显著为正，充分说明了我国各城市间的产业结构布局存在显著的正向相关效应。比较结果(1)和(2)，可以发现行政距离矩阵W2比地理距离矩阵W1具有更强的空间相关性(ρ的估计结果分别为0．5920和0．4890)，表明属于同一行政区划下的城市产业空间配置更具互补和依赖性，这显然得益于上级政府以行政区划为界的横向引导与调整。由于行政邻近关系能更好地刻画本文地区间产业结构水平的地域关联性，结果(3)采用的经济特征矩阵W3嵌套行政邻近矩阵。鉴于其估计系数最显著，拟合优度最高，接下来将集中分析经济特征矩阵W3的估计结果。

此外，结果(3)中，环境规制ER及其空间滞后项W·ER的系数β1、θ1均为正，根据表1，这表明环境规制对本地产业结构升级具有推动作用，地方政府间的环境规制竞争总体采取模仿策略，进而本地环境规制强度的增加对邻近地区产业结构水平存在正向的溢出。但如前文所述，空间计量模型的系数大小并不直接反映解释变量的边际影响，为进一步检验环境规制强度变化对地区产业结构水平的空间溢出效应，需要分解直接效应、间接效应和总效应来进行判断。考虑到我国区域间的环境规制强度和产业结构水平本身就存在巨大的差异，本文还将城市样本按东部和中西部区域划分，以考察政府环境规制竞争对地区产业结构的溢出影响是否存在地域差异，估计结果见表5。

我们可以发现:

(1)从全国看，环境规制变量ER的直接效应为0．0021，且高度显著。与不考虑空间溢出时环境规制估计系数值0．0031(见表3结果(2) )相比，可见模型Ⅰ的环境规制对本地产业结构水平的影响被高估，更何况直接效应中还包含了城市间的空间反馈效应，即政府间的环境规制竞争行为，引致邻近地区产业空间布局的改变，进而再返回影响本地产业升级速度的反馈过程。这也是直接效应并不等于表3结果(3)中ER系数估计值0．0016的缘故。

表5　全国、分地区样本直接、间接和总效估计结果(采用经济特征权重)

(2)从全国看，环境规制变量ER的间接效应显著为正。正向的空间溢出，说明我国地方政府间的策略行为仍以模仿为主，一种情况是区域产业结构布局由于环境规制竞争的“标杆效应”呈现出同步升级的局面，另一种则是各地竞相降低环境标准，沦为“污染避难所”的同时，使产业结构水平逐渐恶化。这无疑取决于地方政府对“保增长”与“调结构”甚至“治污染”等问题的衡量。此外，从环境规制竞争产业结构效应的溢出程度看，全国所有地区的累积空间溢出均值为0．0081，是其直接效应的3．8倍。如果一个地区的环境规制强度增加1%，则其对邻近地区和本辖区产业结构升级的推进作用之比为1: 3．8，这种较大的正向空间溢出，使得区域整体具有较高的社会效益，相反地，一旦环境规制强度下降，则会对区域造成乘数效应般的恶性循环。

(3)分区域看，东部、中西部地区环境规制ER系数β1均为正，但空间滞后项W·ER系数θ1的符号分别是一负一正①限于篇幅，文中并未列出分区域后模型Ⅱ估计结果。，说明环境规制对本地产业结构的调整方向具有一定的稳定性，但由于东部和中西部地方政府采取的环境规制策略不同，通过环境规制竞争对地区产业结构的溢出影响存在差异，这在分解直接效应和间接效应后体现得更加明显。

(4)东部、中西部地区的直接效应分别为0．0018和0．0042，可见环境规制对产业结构升级的推动作用存在程度上的差异，中西部地区的效应更为突出。我们对此的解释是，大多数中西部城市依靠资源型产业支撑地区经济发展，环境规制强度增加势必会削弱产业竞争力，第二产业产值比重相对下降，使产业结构水平指标IND呈递增趋势。当然，目前中西部地区城市化与服务业发展双重滞后，一味强调服务业比重提升并不合时宜，若放松资源环境约束又会重蹈“粗放式增长”的覆辙，因此，如何制定合理的环境门槛成为了这些地区促进产业结构合理转型升级的关键。相比之下，东部地区工业化起步较早，产业集中度高，严格的环境资源约束“倒逼”部分企业或产业创新补偿，淘汰不达标的中小企业，产业竞争力和产出规模不降反增，并因技术溢出促进一二三产业联动发展，因此，强化资源约束对于东部地区的产业结构升级尤为重要。

(5)东部地区环境规制ER的间接效应从全国样本的正向溢出变为负向溢出，表明东部某些城市环境规制强度的提高，虽然有利于推动本地经济“服务化”发展，但却会导致邻近地区陷入“污染避难所”的困境。事实上，我国很多东部发达地区在进行产业转移过程中，为协调区域的经济发展，政府会出台一些省内城市间产业转移的定点对接［2］。“肥水不流外人田”，同一省份下的其他城市为吸引被严格环境标准地区淘汰的污染企业，更有可能降低环境规制强度，而不顾产业结构的加速恶化。中西部经济放松环境标准欠发达地区政府也唯有亦步亦趋地跟随，使得产业结构水平随环境规制强度的下降而下降。这也意味着，环境规制强度高的东部地区，政府间的环境规制竞争采取差异化策略，环境规制强度弱的中西部地区，政府间的环境规制竞争主要采取模仿甚至是竞次策略。

(6)对于控制变量，对外开放程度FDI的直接效应只在东部地区显著为正，表明当前我国的FDI利用东部沿海地区发挥出对产业结构升级的促进作用。人力资本水平Hcap各效应估计值均显著为正，与不考虑空间溢出时的系数相比，人力资本对产业结构升级的推动作用显然被低估。此外，财政自主权Gov的溢出影响也呈现出区域差异性，东部地区溢出效应为负，中西部地区的溢出效应为正。

五、结论与政策启示

本文利用我国城市面板数据，考察了环境规制、环境规制竞争的产业结构效应。首先通过不考虑环境规制竞争的普通面板模型，发现我国环境规制强度的增加有利于产业结构升级。接着通过构建刻画环境规制竞争的空间杜宾模型，发现不考虑环境规制竞争的模型高估了环境规制对产业结构升级的推动作用，表明考察规制空间效应的重要性。对环境规制的产业结构效应进行分解后，发现环境规制对邻近地区的累积溢出影响是对本地影响的将近4倍，表明环境规制竞争是推动区域整体产业结构升级的关键环节。最后，发现环境规制对本地产业结构升级的推动作用在中西部地区更为突出，而东部地区环境规制负的空间溢出表明东部沿海城市的环境规制竞争并不利于区域整体的产业转型升级，政府间更倾向于采取差异化策略，而不是中西部地区的模仿策略。

上述研究结论预示着分权制度下，地方政府在制定、实施环境规制过程中往往会受周围竞争地区的影响，作出有利于自身短期利益最大化的调整。为发挥环境规制对产业结构调整的积极作用，一方面，中央政府应允许地方经济增速适当放缓，引入多目标的绩效考核机制，完善环境绩效考核制度的顶层设计，使地方政府在发展经济的同时关注环境质量，在治理环境的同时调整要素投入产出结构。另一方面，政府在环境治理问题上需要保持一定程度的集权，这种集权可以通过建立区域合作发展、利益共享机制实现。对于部分经济增长率高但环境承载力弱或者结构转型任务迫切的东部地区，要提高其环境规制压力的敏感性，形成竞相向上的良性竞争，通过保持较高的环境门槛与标准，“倒逼”技术创新推动产业结构升级，积极主动地引导劳动密集型产业转移出去;对于经济增长较慢的中西部地区，在承接产业转移时，通过财政补贴等激励机制降低其环境规制压力的敏感性，严把环境准入门槛，避免竞次行为以及低水平、低效益产业的简单复制。

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责任编辑、校对:李再扬

作者简介:郑金铃(1991－)，女，广东省茂名市人，暨南大学经济学院硕士研究生，研究方向:环境规制与区域经济发展。

基金项目:国家自然科学基金“我国碳减排的区域经济效应及机制研究”(基金项目: 71173092)。

收稿日期:2015－11－16

文献标识码:A

文章编号:1002－2848－2016(01)－0077－09