环境规制的产业结构效应：理论与实证分析

薛曜祖

(山西财经大学 a.资源型经济转型协同创新中心；b.经济学院,山西 太原 030006)



环境规制的产业结构效应：理论与实证分析

薛曜祖a,b

(山西财经大学a.资源型经济转型协同创新中心；b.经济学院,山西 太原 030006)

利用竞争均衡模型，基于劳动力要素流动视角，对环境规制的产业结构效应进行了理论分析，结果表明，提高环境规制强度能够拉大企业间的利益差距，促使劳动力流向高利润企业，进而促进产业结构优化升级。随后以中国2000-2012年省级面板数据为样本进行实证检验，结果表明，环境规制不仅能够直接促进劳动力向第三产业转移，还能够通过影响全要素生产率和经济增长对产业结构产生间接作用，能够通过前者促进劳动力向第三产业转移，通过后者促使劳动力从第三产业向第一、二产业回流，前者的影响效应大于后者。此外环境规制的产业结构效应还存在空间异质性，呈现“东-西-中”递减趋势。

环境规制；产业结构；竞争均衡模型；系统GMM

一、引 言

污染治理和产业结构优化一直是中国政府和学术界关注的重点问题，经济发展伴随着产业结构的变迁，同时产业结构变迁又是经济发展的重要动力[1]。产业结构不合理制约着中国经济的可持续发展，限制高耗能、高污染产业发展，促进节能、高效产业发展的产业结构调整政策是缓解环境污染压力和能源消耗约束的重要举措。提高环境规制强度会增加企业的生产成本，降低企业产出和GDP增速，但是否会带来产业结构的优化升级是本文的关注点。

国外关于环境规制的产业结构效应研究集中在环境规制对产业技术研发和生产效率方面，最著名的理论是波特提出的“波特假说”，也称为“创新补偿说”。该假说认为合理的环境规制能够刺激受规制企业努力进行技术特别是环保技术创新，技术创新降低的成本能够抵消环境规制的遵循成本，从而提高企业的技术水平和生产率，带来技术扩散和产业结构升级[2-3]。随后，国外大量学者对“波特假说”进行了实证检验，Jaffe和Palmer、Brunnermeier和Cohen都利用美国制造业面板数据研究了环境规制对企业技术研发的影响，认为环境规制能够提高制造业企业的研发投入，促进制造业特别是高新技术制造业的发展[4-5]；Lanoie等采用联立方程组的方法对7个OECD国家的企业微观数据进行分析，结果同样表明环境规制对企业研发投入具有显著的促进作用[6]。Ambec等对“波特假说”20多年的理论研究和实证研究进展进行了综述[7]。

国内环境规制的产业结构效应研究除了对“波特假说”进行验证外，还有学者直接研究环境规制对产业结构的影响，李春米分析了环境规制与产业结构之间的Granger因果关系[8]；王询和张为杰研究了环境规制对产业结构影响的区域差异[9]；龚海林分析了环境规制对产业结构的影响机理，认为环境规制可以通过企业进入壁垒、技术创新、国际贸易、投资需求以及消费需求来影响产业结构升级[10]；李强研究认为环境规制通过提高服务业部门相对于工业部门的比重来促进产业结构调整，并实证分析了不同环境规制工具的产业结构效应[11]；原毅军和谢荣辉将环境规制作为产业结构调整的新动力，采用门槛回归模型测度了正式环境规制和非正式环境规制能否通过倒逼效应促进产业结构升级的效应[12]。

可以看出，国外学者对环境规制的产业结构效应研究更多的是基于微观的企业研发和创新视角，直接的产业结构效应研究较少。国内对环境规制的产业结构效应研究逐渐增加，已有的研究多是对影响机理的简单描述和实证分析，缺乏系统深入的理论推导和实证检验，并且研究的重点集中在环境规制对产业结构的直接影响效应方面，关于环境规制对产业结构影响的间接效应研究不足。因此，本文利用竞争均衡模型，通过构建最终产品部门和中间产品部门及相关假定，从劳动力要素流动视角，分析环境规制对产业结构优化升级的影响机理，采用中国省级面板数据进行经验检验，考察环境规制对产业结构的直接效应和通过经济增长与技术进步对产业结构的间接效应。

二、理论分析

环境规制提高了产业的环保标准，被规制对象必须分出部分资本作为环保技术投入。这增加了行为主体的生产成本，改变了其生产行为，进而影响整体的产业结构。本文基于这一事实，利用竞争均衡模型分析环境规制政策对劳动力要素流动的影响，进而分析环境规制的产业结构效应。

(一)基本假设及函数设定

假设经济中仅存在生产中间产品和最终产品的两部门，最终产品生产部门为居民提供消费品，同时为中间产品生产部门提供物质资本积累。对两部门做如下假设：第一，中间产品生产部门的生产函数是C-D生产函数形式；最终产品生产部门的生产函数是不变替代弹性函数形式。第二，经济中共有n+1个生产部门，其中有n个部门利用物质资本和劳动力生产中间产品，借鉴Ngai和Pissarides的做法，假定每个中间产品生产部门利用的人均物质资本份额相等[13]；中间产品仅用于生产最终产品而不进入消费领域，有1个部门利用中间产品生产用于消费和物资资本积累的最终产品。第三，市场是完全竞争市场，物质资本和劳动力要素可以自由流动。第四，经济中的环境污染只在中间产品生产时产生；最终产品生产不产生环境污染。第五，政府对单位环境污染排放征收的排污税(费)为t，t也可表示为单位污染排放的价格。此外令经济中中间产品、最终产品、物质资本和劳动力的价格分别为r、w、pi、p，为便于分析，假设劳动力数量不变。

1.中间产品生产函数。将污染强度作为生产要素引入中间产品的C-D生产函数中：

(1)

2.污染物生产函数。污染作为中间产品的副产品，其产出与中间产品产出和污染密度有关，生产函数形式为：

(2)

式(2)中，Xi表示污染物排放总量；β为反映环境污染排放标准严厉程度的确定参数，且存在β>0，β越大，污染排放标准越严厉，环境污染排放物越少。

3.最终产品生产函数。最终产品生产部门的函数形式为：

(3)

(二)环境规制对产业结构的影响

假设物质资本市场、劳动力市场和最终产品市场都是完全竞争市场，平衡增长路径除满足市场出清条件外，还应满足中间产品生产厂商和最终产品生产厂商利润最大化条件。

本文先对中间产品生产厂商利润最大化问题进行讨论，中间产品利润最大化函数为：

(4)

综合式(1)、式(2)，可得式(4)最优化的一阶条件为：

(5)

(6)

(7)

由式(4)和式(5)可得：

也即

(8)

通过式(8)可知在市场均衡条件下，各中间产品生产部门的人均物质资本为常数，且相等。

接下来讨论最终产品生产厂商的利润最大化问题。最终产品利润最大化函数为：

(9)

式(9)最大化的一阶条件为：

其中，i=1,2,…,n。整理可得：

Yi=[di(p/pi)]φY

(10)

由式(10)可得第i中间产品部门和第j中间产品部门的产值之比为：

Yi/Yj=[(pjdi)/(pidj)]φ

(11)

将式(1)代入式(11)并综合式(8)可得：

(12)

由式(5)或者式(6)可得：

假设存在环境规制，也即zi<1，将式(7)代入式(12)可得：

(13)

由式(13)可以看出，中间产品的价格是由中间产品生产的技术水平决定的，技术水平越高，生产效率越高，中间产品的价格相对较低，污染排放的标准严厉程度会加大中间产品之间的价格差异。将式(13)和式(7)(存在环境规制，也即zi<1)代入式(12)可得：

(14)

令hi=Li/L，表示第i中间产品生产部门的劳动力人数占总劳动力人数的比重，也即产业结构状况。对式(14)求导可得：

(15)

由式(15)可知，中间产品生产部门的技术进步差异和中间产品在最终产品生产中的替代弹性大小将决定中间产品生产部门之间的劳动力转移方向和大小，而环境规制强度将影响劳动力转移的速度，具体来说，当0<φ<1即作为最终产品生产部门生产要素的中间产品之间的替代弹性较小时，技术进步快的中间产品部门的生产成本相对于技术进步慢的中间产品部门的生产成本较低，前者生产的中间产品相对较多，而由于中间产品之间替代性较差，在完全竞争市场中，劳动力必然会从技术进步快的中间产品生产部门向技术进步慢的中间产品生产部门转移。当φ>1即作为最终产品生产部门生产要素的中间产品之间的替代弹性较大时，由于技术进步快的中间产品部门会吸收更多的劳动力生产更多的产品以替代技术进步慢的中间产品生产部门提供的中间产品，因此会促进劳动力向技术进步快的中间产品生产部门流入。可以看出，环境规制对劳动力在各中间产品生产部门之间的转移起到加速作用，由式(13)可知，在中间产品生产部门技术水平给定的条件下，当环境规制强度越大也即β越大，中间产品之间的价格差异也就越大，必然造成中间产品生产间的成本差异加大，加速中间产品生产部门之间的劳动力转移，促进产业结构发生变迁。

三、模型设定及变量选取

(一)模型设定

环境规制除直接对产业结构(劳动力转移)产生影响外，还通过影响产出水平和技术水平间接影响产业结构。因此，为全面分析环境规制的产业结构效应，待检验方程为三个，形式设定为：

lngdpit=c1+κ1lnerit+κ2(lner)2+λSit+ε1

(16)

lntfpit=c2+ϑ1lnerit+ϑ2(lnerit)2+φXit+ε2

(17)

lnstrit=c3+θ1lnerit+θ2(lnerit)2+θ3lngdpit+θ4lntfpit+χZit+ε3

(18)

式(18)中，i、t表示省份和时间，为保证数据的收敛性和平稳性，对相关变量取自然对数；以货币形式存在的变量采用消除通货膨胀的实际量表示；c为截距项；ε为随机扰动项。

方程(16)表示经济增长方程，因变量为经济增长(lngdp)；核心自变量为环境规制(lner)及其二次方((lner)2)。控制变量(S)包括：物质资本存量(lnk)、劳动力(lnlab)、技术专利申请数(lntech)。方程(17)表示全要素生产率方程，因变量为全要素生产率(lntfp)；核心自变量为环境规制(lner)及其二次方((lner)2)。控制变量包括技术专利申请数(lntech)、物质资本存量(lnk)和受教育年限(lnedu)。方程(18)表示产业结构方程，因变量为产业结构(lnstr)；核心自变量为环境规制(lner)及其二次方((lner)2)、经济增长(lngdp)和全要素生产率(lntfp)。控制变量(Z)包括物质资本存量(lnk)、受教育年限(lnedu)和城镇化水平(lnus)。

根据方程(16)～(18)，得到环境规制对产业结构的直接影响和间接影响效应，公式为：

(19)

式(19)中右侧第一项表示环境规制对产业结构的直接效应，其系数为θ1+2θ2lner；右侧第二项表示环境规制通过经济增长对产业结构的间接影响效应，其系数为θ3(κ1+2κ2lner)；右侧第三项表示环境规制通过全要素生产率对产业结构的间接影响效应，其系数为θ4(ϑ1+2ϑ2lner)，因此，总效应为θ1+2θ2lner+θ3(κ1+2κ2lner)+θ4(ϑ1+2ϑ2lner)。

(二)变量设定和描述

中国高校创业教育研究现状分析 ……………………………………………………………………………………… 陈亚南（4/78）

1.产业结构升级(str)。选定第三产业就业人数与第一、二产业就业人数之和的百分比作为产业结构升级的测度指标，该指标越大，表明中国第三产业就业人数越多，也即中国向服务业为主导的产业结构转换，产业结构越优化。2.环境规制水平(er)。选用排污费与财政收入之比代表地方政府的环境规制水平，相对值更能真实反映本地区的环境规制强度及其变化。3.经济发展水平(gdp)。选用以2000年为基期的国内生产总值指数平减后的实际人均国内生产总值。4.全要素生产率(tfp)，采用Andersen和Petersen提出的超效率DEA(SE-DEA)来测度[14]，以物质资本存量和劳动力数量为投入指标，以人均GDP为产出指标。5.控制变量，物质资本存量(k)。采用永续盘存法(PIM)进行估算；劳动力数量(lab)，直接采用各省份年底就业人数表示；受教育年限(edu)，受教育年限采用李秀敏采用的方法计算[15]；专利申请数(tech)，采用国内专利申请授权数表示；城镇化水平(us)，采用城镇人口(部分年份为非农人口)占总人口比重表示。数据来源于历年的《中国统计年鉴》、《中国固定资产投资统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》、《中国环境年鉴》、《中国财政年鉴》以及各省市的统计年鉴。

此外，为分析区域差异的影响，本文在对全国层面数据进行分析的基础上又对东中西*东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省市；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省；西部地区包括内蒙古、四川、重庆、贵州、云南、广西、陕西、甘肃、宁夏、青海和新疆11个省、市和自治区。三个地区的状况进一步分析，比较区域经济发展差异是否会强化这些效应。

表1　数据的统计性描述表

通过对比表1中全国和三个区域相关变量的均值可以发现，本文所选的变量具有明显的区域差异，具体来说，中国东部地区经济增长水平、全要素生产率水平和产业结构水平均大于中部地区和西部地区，而中部地区的相关变量又大于西部地区，总体上呈现“东—中—西”递减的趋势，而中部地区的环境规制水平最大，西部地区次之，东部地区最小，呈现“中—西—东”的变化趋势。通过变量的标准差可以发现，中部地区的环境规制水平和经济增长水平内部差异(标准差)较大，东部地区的全要素生产率水平和产业结构水平内部差异较大。

四、实证检验

(一)经济增长方程和全要素生产率方程回归结果

采用系统GMM估计方法对方程(16)和方程(17)进行回归分析，结果如表2所示。从检验结果来看，回归方程的残差序列项存在一阶自相关而不存在二阶自相关，Sargan检验的p值表明不能拒绝过度识别有效的原假设，各变量也在给定的显著性水平下通过了显著性检验，这些结果表明动态面板的设定较为理想。

表2　经济增长方程与全要素生产率方程回归结果表

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下通过显著性检验；括号中的数值为t统计值；限于篇幅，本文未汇报常数项的回归结果。下同。

表2显示，经济增长与环境规制之间呈现“U”形曲线关系，初期的环境规制会阻碍经济增长，但随着环境规制影响的深入，各区域开始调整自身的产业结构并加大环保技术的研发投入，最终使环境规制对经济增长的影响发生变化，由阻碍变为促进，这表明调整经济增长结构、加大技术研发投入等促进经济增长方式改变的方法能够加快环境规制与经济增长拐点的出现，实现经济增长和环境保护的双赢。全要素生产率与环境规制之间同样呈现“U”形曲线关系，环境规制在初期会抑制全要素生产率特别是“污染性”较大的全要素生产率，而随着环境规制水平的提高，全要素生产率的“清洁度”逐步提高，使得环境规制对全要素生产率的影响发生反转，促进全要素生产率的提高[16]。对于控制变量，物质资本存量、劳动力人数和专利申请数的提高都能够促进经济增长；教育水平、城镇化和专利申请数也能够促进全要素生产率的提高，但这些控制变量的影响不是本文关注的重点，这里不再论述。

(二)产业结构方程回归结果

同样采用系统GMM方法对产业结构方程(18)进行回归分析，结果如表3所示。可以看到，产业结构与环境规制之间存在倒“U”行曲线关系，初期的环境规制能够显著促进产业结构调整，也即促进劳动力从一、二产业向第三产业流动，这是因为环境规制主要作用于第二产业中的能源产业和制造业等部门，会增加这些部门的生产产品，从而抑制这些部门的生产，降低劳动力需求，这促使劳动力向受到环境规制影响较小的第三产业转移。但是，随着环境规制程度的加强，一方面，能源产业和制造业部门为降低环境成本，会加大对环保技术的研发投入和引进强度，采用新技术降低环境污染排放，在一定程度上降低了生产成本，增加了劳动力需求；另一方面随着第三产业劳动力边际报酬的降低，对劳动力的需求也会随之降低，这两方面的作用可能会造成劳动力从第三产业向第一产业和第二产业的回流。其他控制变量如物质资本存量、教育水平和城镇化同样促进了劳动力从第一产业和第二产业向第三产业流动。此外，环境规制因素及控制变量对产业结构的影响同样存在空间异质性。

表3　产业结构方程回归估计结果

(三)环境规制对产业结构影响的测算

通过计算公式(19)可以得到环境规制对产业结构的直接影响和间接影响，由于直接影响和间接影响的测算还取决于环境规制水平，这里采用表1中的环境规制水平均值表示。通过表4可知，环境规制对产业结构变动的直接影响弹性为正，有利于产业结构的优化升级，当环境规制增加1%时，全国及东中西三大区域层面的劳动力从第一、二产业向第三产业转移的人数直接增加0.044%、0.186%、0.029%和0.032%。环境规制通过经济增长对产业结构的间接影响弹性为负，当环境规制增加1%时，全国及东中西三大区域层面的劳动力从第三产业向第一、二产业回流人数增加0.012%、0.044%、0.007%和0.003%，也就是说环境规制在抑制经济增长特别是第二产业的经济增长的同时，也不利于劳动力向第三产业流动，在本文的产业结构优化界定条件下，这是一种“双输”的局面。环境规制通过影响全要素生产率对产业结构产生的间接影响为正，当环境规制增加1%时，全国及东中西三大区域层面的劳动力从第一、二产业向第三产业转移的人数直接增加0.057%、0.274%、0.049%和0.058%。可以看到，环境规制通过影响全要素生产率间接影响产业结构的效应最大，这表明环境规制最主要的作用途径是提高全要素生产率从而调整和优化产业结构。总的来说，环境规制对产业结构的影响效应为正，当环境规制增加1%时，全国及东中西三大区域层面的劳动力从第一、二产业向第三产业转移的人数增加0.088%、0.416 %、0.070%和0.087%。环境规制是促进产业结构升级的重要推动力，虽然可能会放慢经济增长速度，但能够促进产业结构优化升级，提高经济增长质量。同时，环境规制的产业结构效应存在明显的空间异质性，东部地区环境规制对产业结构升级的效应要明显高于全国和中西部地区。

表4　环境规制对产业结构的影响弹性表

五、结论和政策建议

本文基于竞争均衡模型，从劳动力流动视角分析了环境规制对产业结构升级的影响，理论分析结果表明环境规制能够促进劳动力在中间产品生产部门之间的转移，促进产业结构优化升级。随后以中国2000—2012年的省级面板数据为研究样本，实证考察了环境规制对产业结构的影响，结果表明，环境规制能够直接促进劳动力从第一、二产业向第三产业转移；也能够以全要素生产率作为中介变量，间接促进产业结构升级；以经济增长作为中介变量，促使劳动力从第三产业向第一、二产业回流，但前者的转移效应要远大于后者的回流效应。

根据理论分析和实证检验结论，本文提出政策建议：一是提高污染行业的环境规制强度，实现环境质量改善和产业结构优化的双赢，企业污染排放税(费)的增加使得污染企业的生产成本增加，企业为实现更多的产出，必然会加大对清洁生产技术的应用，提高产品的“清洁度”。这一方面有利于环境污染排放的减少，另一方面也有利于劳动力向这些产业流入，实现产业结构优化升级。二是加大技术研发特别是环保技术研发的投入，提高全要素生产率。生产技术水平高的企业能够有效降低生产成本，提高产量，这会拉开企业之间的利润差距，促进劳动力从低技术水平的企业向高技术水平的企业转移，实现产业结构优化升级。三是促进经济增长方式由粗放型向集约型转变，提高经济增长的“清洁度”。本文的结论表明环境规制在抑制经济增长的同时还不能够促进劳动力向高层次产业转移，这一“双输”局面的根源在于中国粗放型的经济增长方式，因此，需要转换经济增长方式，加大对高附加值和高技术含量产业的政策支持，实现经济增长质量提高和产业结构优化的“双赢”。

此外，教育水平是促进产业结构调整的重要影响因素，也是促进全要素生产率提高的重要影响因素。因此，应加大教育投入，提高居民的知识文化水平，除直接促进劳动力向第三产业转移外，还能够通过提高参与企业的生产效率，拉开企业之间的利润差距，促进劳动力从低技术水平的企业向高技术水平的企业转移。同时，还可以通过调整固定资产投资方向、加快中西部地区经济发展以及引进新技术等措施促进产业结构的优化升级。

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TheIndustrialStructureEffectofEnvironmentalRegulation:TheoreticalandEmpiricalAnalysis

XUEYao-zua,b

(a.ResearchInstituteofTransitionofResource-basedEconomics;b.SchoolofEconomics，ShanxiUniversityofFinance&Economics,Taiyuan030006,China)

Thepaperfirstlytheoreticalanalysestheindustrialstructureeffectofenvironmentalregulationfromtheperspectiveoflaborelementsflowingbyusingthecompetitiveequilibriummodel,theanalysisresultsshowthatimprovingtheenvironmentalregulationintensitycanpullbigofthebusinessinterestsgap,speedupthelaborflowtohighprofitenterprisesandpromotetheoptimizationandupgradingofindustrialstructure.Thenthepapercarriesoutanempiricalestimationbyusingtheprovincialpaneldataof2000-2012inChina,theresultsshowthatenvironmentalregulationcannotonlypromotethelabortotransferdirectlytothethirdindustry，butalsoabletoproduceindirecteffectsbyinfluencingthetotalfactorproductivityandeconomicgrowth,theformercanpromotethetransferoflaborforcetothethirdindustry,whilethelattercanpromotethetransferoflaborforcefromthethirdindustrytothefirstandtwoindustries,buttheeffectoftheformerisgreaterthanthelatter.Moreover,theeffectofenvironmentalregulationinfluencingonindustrialstructureisspatialheterogeneity,presentsadecreasingtrendofthe"East-West-Central".

environmentalregulation;industrystructure;competitiveequilibriummodel;GMMsystem

2015-11-18

教育部人文社会科学研究青年基金项目《国家重点生态功能区农户生计能力测度及精准扶贫政策研究》(16YJCZH131)

薛曜祖，男，山西太原人，副教授，经济学博士，研究方向：区域经济，资源环境可持续发展。

F224.0

A

1007-3116(2016)08-0039-08

(责任编辑：马慧)

【统计应用研究】