环境规制促进了产业升级吗？

纪玉俊+刘金梦

摘 要：环境规制主要通过技术创新效应和FDI效应而实现产业升级，而人力资本状况是这一路径实现的重要保障。采用1998—2013年我国30个省的面板数据，以人力资本水平为门槛变量，通过构建门槛回归模型检验发现，环境规制对产业升级的影响存在门槛效应。当人力资本处于较低水平时，环境规制对产业升级具有并不显著的正向促进作用；当人力资本水平超过第一门槛值时，环境规制对产业升级具有非常显著的正向促进作用；而当人力资本水平超过第二门槛值时，环境规制对产业升级变为并不显著的抑制作用。因此，在提高本地区人力资本水平的同时，更应该注重提高人力资本与产业结构、产业发展的横向及纵向“耦合”度，从而更大程度地发挥环境规制对产业升级的促进作用。

关键词：环境规制；产业升级；人力资本

中图分类号：F062.9 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2016）06-0081-07

一、引言

在“经济新常态”背景下，我国经济的发展要面对更多的困难和挑战，其中的重要方面便是与30多年经济高速增长相伴随的生态环境问题。改革开放以来，中国经济主要依靠高投入、高消耗和高排放的粗放型经济增长方式，要适应新常态，经济增长方式的转变无疑是重中之重，而地区产业升级则是实现这一转变的重要路径。同时，适应新常态也意味着经济发展中环境规制会进一步加强，从而会影响到地区产业的升级。因此，探讨环境规制与产业升级的关系就显得尤有必要。

毋庸置疑，技术创新与FDI都会对产业升级产生重要影响，而环境规制与上述两者之间的关系则构成了本文的重要研究基础，目前的文献主要形成了两条思路：首先，大部分学者集中于环境规制对技术创新影响的研究。有三种代表性的观点：一是Gary提出的“遵循成本假说”，该观点认为环境规制增加了企业的生产成本，挤占了一部分研发投资，从而削弱了企业竞争力和创新能力[1]；二是Porter et al提出的“创新补偿假说”，认为适当的环境规制会刺激企业的技术创新，有利于企业竞争力的提高[2]，国内学者对该假说的验证已不在少数[3-4]；三是环境规制的经济效应存在不确定性，Cesaroni et al通过实证研究提出环境规制与技术创新之间无相关性[5]，国内有学者通过研究证明环境规制对技术创新的作用存在着空间差异[6]。其次，学术界关于环境规制与FDI关系的研究也不在少数，主要围绕“污染避难所假说”展开争论。国内大部分相关研究认为，环境规制强度的提高会对FDI产生抑制作用[7-8]，也有一些学者对这一观点提出质疑[9]。

除此之外，还有学者对环境规制与区域生态效率[10]、经济增长[11]、出口竞争力[12]的关系等进行了研究。对环境规制与产业升级关系进行研究的论文目前并不多，其中，陆菁认为环境规制是有效推动产业升级的倒逼机制[13]；其他学者的研究也表明适度的环境规制会促进产业升级或产业结构调整[14-15]；李斌 等采用面板门槛模型对环境规制和中国工业发展方式转变之间的非线性关系进行了研究[16]。

从上文的文献梳理可以看出，目前学者们对环境规制的考察大多集中在环境规制是否会影响技术创新、FDI的流入等经济效应方面，对环境规制与产业升级的研究仅局限于分析环境规制与产业升级的单一线性关系，但由于受到外在条件的影响，两者之间的关系却未必是线性的。具体而言，技术进步是产业升级的核心要素之一[17]，不仅体现在机器设备的高级化，还体现为劳动者知识和技能的提高。技术进步的主要途径包括技术创新和技术引进[18]，而Solow就指出真正的技术创新必须将新技术通过人力资本物化为商品并销售以实现其最终价值[19]，而且环境规制必须结合一定的人力资本才能推动技术创新[20]，进而影响产业升级。同时，环境规制在一定程度上会影响FDI的流入，而FDI的流入是技术引进的重要途径。人力资本水平提高有利于引进外资[21]，并且FDI的技术溢出需要人力资本的消化吸收[22]，才能更有效地作用于我国的产业发展，从而对产业升级产生影响。

由上面的分析可以看出，环境规制主要通过技术创新效应和FDI效應实现产业升级，而同时外在决定条件，也就是人力资本状况是上述路径实现的重要保障。作为重要的生产要素之一，人力资本水平在一定程度上决定了一个地区的经济实力和发展潜力，内核是其“合适性”和“有效性”[23]。我国各地区的人力资本水平在空间上存在差异性，这种差异性在一定程度上决定了各个地区不同的经济条件，当考虑人力资本水平差异时，环境规制对产业升级会产生怎样的影响？这也是本文研究的重点。基于上述分析，本文的创新之处就在于利用省级面板数据，以人力资本水平作为门槛变量，分析环境规制与产业升级之间存在的非线性关系。

二、计量模型构建与变量选取

（一）计量模型构建

基于上述分析，环境规制主要通过技术创新效应和FDI效应促进产业升级，而在这一过程中，人力资本发挥着非常重要的作用，其传导机制归纳如下（图1）：

根据图1，为了深入研究环境规制对产业升级的影响作用，本文将环境规制作为核心解释变量，产业升级作为被解释变量。考虑到环境规制主要通过技术创新和对外直接投资对产业升级产生间接影响，本文将城镇化水平和固定资产投资作为控制变量的同时，引入了环境规制与技术创新的交互项、环境规制与对外直接投资的交互项作为该模型的控制变量，交互项的引入不仅反映了变量之间的内在互动关系，而且可以消除变量之间的内生性。建立面板数据模型如下：

cysjit=β0+β1hjgzit+β2higz_techit+β3higz_fdiit+β4czhit+β5inνit+μit（1）

其中，cysj为产业升级，hjgz为核心解释变量，表示环境规制，控制变量hjgz_tech、hjgz_fdi、czh和inv分别为环境规制与技术创新的交互项、环境规制与对外直接投资的交互项、城镇化水平和固定资产投资，μit为随机扰动项。

式（1）为不考虑人力资本水平的基本计量模型。考虑到与之相适应的人力资本水平是推动产业发展的前提，在不同的人力资本水平下，环境规制对产业升级的影响效果会存在差异，因此本文借鉴Hansen提出的门槛回归方法[24]，以人力资本水平（hum）作為门槛变量，分析在不同的门槛区间内，环境规制对产业升级影响的差异。当只存在一个门槛值时，在式（1）的基础上构建基于人力资本水平的单门槛回归模型：

cysjit=α0+α1higzitI（humit≤λ）+α2higzitI（humit>λ）+α3higz_techit+α4higz_fdiit+α5czhit+α6inνit+μit（2）

其中，hum表示门槛变量人力资本水平，λ为门槛值，I（·）为指标函数，当humit≤λ时，I=1，否则I=0。

1. 门槛值λ的估计。对于门槛回归模型的估计，首先进行门槛值λ的估计，将humit的n个观测值作为可能的门槛值带入模型中进行OLS回归，得到对应的残差平方和，其中最小的残差平方和S1（λ）对应的值就是门槛值的估计值，即：

λ=argminS1（λ） （3）

2. 显著性检验。显著性检验的目的在于检验以门槛值划分的两个区间内的估计参数是否存在显著差异，因此得到显著性检验的原假设H0：α1≠α2，备择假设H0：α1=α2，采用Hansen构造的似然比统计量LR=■，拒绝域C（α）=-2ln（1-■），其中S0指原假设成立条件下的残差平方和，S1（λ）指门槛值为λ时的残差平方和，且σ2=■。LR为非标准分布，当LR≤C（α）时，不能拒绝原假设。

以上为单门槛回归模型的估计和检验，在实际研究中还会出现多个门槛值的情况，当存在两个门槛值时：

cysjit=α0+α1higzit（humit≤λ1）+α2hjgzit（λ1λ2）+α4higz_techit+α5higz_fdiit+α6czhit+α7inνit+μit（4）

重复以上步骤对第二个门槛值进行检验，当确定存在第二个门槛值时，需要对第一个门槛值进行回检，若搜寻不到第一个门槛值，则只存在一个门槛值；反之则说明至少存在两个门槛值，此时需要继续重复以上步骤进行三重门槛的检验和回检。

（二）变量选取

1. 被解释变量：产业升级（cysj）。国内外学者对产业升级的度量主要采用以下几种方法：一是高新技术产业总产值占工业总产值的比重[25]。二是二三次产业总产值占GDP的比重[26]。三是产业结构层次系数，即R=■yi×i=y1×1+y2×2+y3×3，其中yi指第i产业的产值占总产值的比重[27]。四是周昌林 等提出的从劳动生产率的角度来衡量产业水平[28]，具体而言，cysj=■ki■，i=1，2，3，其中ki为第i产业产出占总产出的比重，pi指第i产业产值，li指第i产业就业人员数，pi/li为第i产业的劳动生产率，由于在实证研究中不同产业的劳动生产率差别较大，为提高产业水平变化的敏感度，对其进行开方处理，并将■称为第i次产业的产业水平系数。鉴于衡量指标的全面性和客观性等特点，本文采用第四种方法，其中cysj值越大，产业升级水平越高。

2. 核心解释变量：环境规制（hjgz）。目前学术界对于环境规制并没有统一的度量口径，出于本文研究的特点以及数据的可获得性，本文借鉴闫文娟 等[29]的方法，采用污染治理投资额与工业废水排放量之比作为环境规制的衡量指标。

3. 门限变量：人力资本水平（hum）。本文采用平均受教育年限来对人力资本水平进行度量。具体而言，平均受教育年限=（文盲人口×0+小学受教育人口×6+初中受教育人口×9+高中受教育人口×12+大专及以上受教育人口×16）/地区6岁以上总人口。

4. 控制变量：环境规制和技术创新的交互项、环境规制和对外直接投资的交互项、城镇化水平和固定资产投资。

（1）环境规制和技术创新的交互项（hjgz_tech）。肖鹏 等[30]对环境规制和技术创新的关系进行了理论与实证研究，发现环境规制的强度及其政策工具的不同，会对技术创新的规模和方向产生不同影响，而技术创新是产业升级的重要动力，因此测度环境规制通过技术创新对产业升级产生的间接影响很有必要。其中，技术创新用各地区研发经费内部支出来测度。

（2）环境规制和对外直接投资的交互项（hjgz_fdi）。环境规制会显著影响FDI的投入强度和区位选择[30]，而国际贸易（FDI）是影响产业结构的重要外部因素之一[31]，因此本文引入了二者的交互项来度量环境规制的FDI效应，从而测度环境规制通过对外直接投资对产业升级产生的间接影响。其中，对外直接投资用各地区对外直接投资进出口货物总额与总人口的比重来衡量。

（3）城镇化水平（czh）。城镇化水平的提高为产业的发展提供更为广阔的发展空间，从而为产业升级提供了有力支撑，因此城镇化也是产业升级过程中一个不可缺少的因素，本文引入了城镇化水平这一变量，并采用地区城镇人口与地区年末总人口的比重对这一变量进行测度。

（4）固定资产投资（inv）。产业升级这一过程涉及到产业结构的调整、技术装备的升级以及劳动者技能的提高，均需要足够的资金支持，其中固定资产投资发挥着至关重要的作用。本文采用人均固定资产投资额作为地区固定资产投资水平的衡量指标。

（三）数据来源

本文数据均来自《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国环境统计年鉴》以及各省统计年鉴，鉴于西藏缺失数据较多予以删除，最终本文选取了1998—2013年我国30个省份的面板数据。在度量城镇化水平时，考虑数据的可获得性，部分省份的部分年份采用非农人口与年末地区总人口的比重来度量。为了避免异方差的存在，本文对产业升级、人力资本、城镇化、环境规制与技术创新的交互项以及环境规制与对外直接投资的交互项做了取对数处理。表1为各个变量的描述性统计。

三、实证检验结果与分析

在上文所构建计量模型的基础上采用stata12.0软件进行操作，以验证环境规制的产业升级影响机制。计量结果报告在表2到表6中，作为对比，其中表2是不考虑人力资本的普通固定效应回归结果，表3到表6是考虑人力资本的门槛模型回归结果。

（一）环境规制影响产业升级的普通个体固定效应分析

由表2可知，在不考虑人力资本水平时，环境规制对产业升级具有正向的推动作用，虽然结果并不显著，但从一定程度上说明环境规制强度的提高有助于推動产业升级。下面分别从交互项所测度的环境规制技术创新效应和FDI效应来看：其技术创新效应对产业升级具有正向促进作用，说明环境规制会刺激企业技术创新从而促进产业升级，但结果并不显著，这在一定程度上说明了环境规制的技术创新效应并不明显，一方面表明了环境规制通过技术创新创造的经济效益虽然可以弥补环境规制和技术创新的成本，但创造的经济利润较低，另一方面也体现出我国的自主创新能力有待提高，上述因素导致环境规制的技术创新效应对产业升级的促进作用并不显著。

环境规制的FDI效应对产业升级具有显著的正向促进作用，这表明“污染天堂”在我国并不一定存在。环境规制会影响地区的引资政策[32]，随着环境规制强度的提高，当地政府会调整对外资的引入，对原本不符合环境规制的外资企业予以限制，而通过奖励或补贴政策鼓励污染程度低或没有污染的资本和技术密集型外资企业进入，这一类外资企业具有更大程度的技术溢出，从而更有利于本地区的产业升级。总得来说，虽然较高的环境规制会增加企业的生产成本，但环境规制通过技术创新和FDI的技术引进带来的经济效益在一定程度上可以弥补成本的上升，从而对产业升级具有正向的促进作用。

城镇化水平对产业升级具有非常显著的正向作用。伴随着城镇化水平的提高，较发达的信息网络、较完善的基础设施和较为专业化的市场的形成促使城镇成为高端要素的集聚地，从而为产业升级提供了强大的动力。固定资产投资对产业升级具有非常显著的正向促进作用，这说明固定资产投资在产业升级的过程中起到非常重要的作用，固定资产投资水平越高，意味着产业升级过程中的资金支持越充足，从而越有利于产业升级。

（二）环境规制对产业升级的人力资本门槛效应检验与结果分析

在前面的分析中，环境规制对产业升级的正向促进作用并不明显，不仅与本文的研究方法和数据的选取有关，还应该受到其他因素影响。具体而言，人力资本对产业升级无疑发挥着重要作用，但由于地区经济和历史因素，各地区的人力资本水平存在一定差距，环境规制对产业升级的技术创新效应和FDI效应也会随之受到影响。下文主要根据门槛回归模型，分析不同人力资本水平下环境规制对产业升级的影响效果，从而更加深入地理解环境规制影响产业升级的路径如何实现。

在门槛回归时首先要确定门槛值的大小和个数，人力资本水平的门槛效应检验结果以及门槛估计值如表3和表4所示。

采用Bootstrap法反复抽样1 000次后得出，第一个可能存在门槛值为2.293 4，此时的残差平方和最小为45.6207，单一门槛检验结果的F值为10.7152，在1%的显著性水平下显著，因此拒绝不存在门槛值的原假设。双门槛检验结果中，得到第二个可能的门槛值2.081 1，SSR最小为44.486 9，双重门槛检验的F值为11.289 8，在1%的显著性水平下显著，拒绝只有一个门槛值的原假设，且在回检时成功搜寻到第一个门槛值，因此得出至少存在两个门槛值。在进行三重门槛检验时F值为2.981 6，且在5%的显著性水平下不能拒绝有两个门槛值的原假设。因此，在研究不同人力资本水平下环境规制对产业升级的影响时，采用双重门槛模型进行研究。根据相应的门槛值，将人力资本水平由低到高划分为三个区间，由于本文的时间跨度相对较大，因此仅列出1998年、2005年和2013年的门槛区间分布，如表5所示。

由表5可知，1998年以来，我国各省份的人力资本水平逐渐提高。从各省份的人力资本水平的区间分布来看，高人力资本水平和较高人力资本水平的省份逐渐增多，而相对来说较低人力资本水平的城市数逐年减少，其中，中部和东部地区人力资本水平提高相对较快，而部分西部地区目前人力资本水平仍然较低，这说明东中西部地区人力资本水平存在一定差距。同时，随着经济的发展和教育投资的增加，2013年我国大部分省份的人力资本水平处于高人力资本水平区间内，说明这种差距正在逐渐缩小。

由表6的门槛回归结果可知，人力资本的门槛效应明显存在于环境规制与产业升级的关系中。与普通的固定效应相比，环境规制对产业升级的影响发生了较大的变化。在人力资本水平低于2.081 1时，环境规制的系数为0.002 0，P值为0.915 8，环境规制对产业升级具有并不显著的正向促进作用；也就是说，当人力资本处于较低水平时，人力资本不能将环境规制带来的技术创新和FDI的技术引进充分作用于产业的发展，因此在该水平下环境规制对产业升级的促进作用并不显著。当人力资本水平提高并介于2.081 1～2.293 4时，环境规制的系数由0.002 0增加到0.058 8，并且环境规制对产业升级的作用由不显著变为非常显著；也就是说，在该区间内，人力资本与地区产业结构的配适度较高，环境规制的技术创新效率和FDI的技术引进效率较高，从而更有利于实现产业升级。随着人力资本水平的继续提高，当人力资本水平高于2.293 4时，环境规制与产业升级转变为负相关，但这种关系并不显著。

较高区间内呈现出不显著的负相关，其原因在于人力资本分别与产业结构、产业发展的“耦合”程度较低。具体来说，主要总结为以下两个方面：第一，“横向耦合”程度较低，即人力资本结构与多元化产业结构的“耦合”程度较低。人力资本在类型、数量和结构上是否与产业结构相匹配决定着产业结构的转化效率，单纯的人力资本数量的增加并不一定会促进产业升级[33]，而人力资本与产业结构的相互匹配不仅表现在人力资本的数量上，其类型和结构上的匹配更为重要[34]。异质性人力资本是技术进步的源泉[35]，环境规制带来的技术创新和FDI的技术引进会通过异质性人力资本的消化吸收作用于多元化的产业发展，从而推动产业升级。高水平人力资本虽可以通过技能培训或者“干中学”转化为企业所需的人力资本类型，然而该过程中所消耗的资金和时间以及高学历劳动力要求的高工资等带来的一系列成本较高，环境规制通过人力资本将技术创新和FDI的技术引进作用于该产业所带来的收益并不能弥补这一系列成本，因此企业出于自身利益的考虑，宁愿支付“遵循成本”，挤占企业内部的研发资金，从而对产业升级产生不利影响。第二，“纵向耦合”程度较低，即人力资本水平的高低与我国产业发展水平的“耦合”程度较低。欧阳峣 等（2010）就指出较丰富的高技术人才会成为较发达地区发展的重要动力，而欠发达地区则需要较为充裕的一般型人才为地区发展奠定基础[36]。现阶段我国劳动密集型产业比重仍然较高，由于产业差异性的存在，人力资本对劳动密集型、资本密集型和技术密集型产业的影响不同。我国较高的人力资本水平导致“配适性”人力资本的缺乏和大学生失业现象并存，使得环境规制通过技术创新和FDI的技术引进均不能有效地作用于产业发展，从而环境规制的积极效应受限制也在一定程度上制约着产业升级，因此人力资本水平与产业发展水平的动态“耦合”对于加快产业升级至关重要①。

与普通的个体固定效应相比，环境规制的技术创新效应系数变小，但对环境规制的正向促进作用仍不显著，进一步说明了我国技术创新能力的缺乏；环境规制的FDI效应的系数变大并在5%的显著性水平下显著，也就是说在考虑人力资本水平时环境规制的FDI效应更有利于推动产业升级，进一步说明了相对于自主创新我国的人力资本更善于借鉴吸收外来技术；城镇化水平和固定资产投资对产业升级的影响变化不大，仍然是显著的正向推动作用。

四、结论与启示

本文采用1998—2013年的省级面板数据，以人力资本水平为门槛变量，通过构建门槛回归模型实证检验了环境规制对产业升级的促进作用。研究表明，人力资本的门槛效应明显存在于环境规制与产业升级的关系中，从而环境规制对产业升级的影响存在地区差异。具体而言，当地区人力资本水平低于2.081 1时，环境规制对产业升级具有并不显著的正向促进作用，目前只有少数西部地区处于该区间内；当地区人力资本水平处于2.081 1～2.293 4时，环境规制对产业升级具有非常显著的正向促进作用，目前我国大部分城市均集中在该区间内；而当人力资本水平高于2.293 4时，环境规制对产业升级变为并不显著的抑制作用，目前部分东部地区已处于该区间内。人力资本水平的提高，会激发企业的技术创新能力，更重要的是会提高技术引进的消化吸收效率，从而促进产业升级。但也应该注意到，单纯的人力资本数量的提高，不仅带动了劳动力的高工资，同时人力资本的结构和类型可能与我国当前的产业结构配适性降低，从而并不利于我国的产业升级。另外，环境规制主要通过外来技术的消化吸收促进产业升级，而通过自主创新对产业升级的促进作用并不显著，这也揭示了我国技术创新能力还有待提高的现状。除此之外，城镇化水平和固定资产投资水平的提高都为环境规制推动产业升级提供了强大的基础和动力。

基于上述结论分析，本文得出以下启示：（1）部分西部地区应通过投资教育或培训努力提高本地区的人力资本水平，使人力资本在环境规制促进产业升级的过程中发挥更显著的作用。而东部、中部以及大部分西部地区在加大人力资本投资的同时，更应该注重提高人力资本质量，通过提高人力资本与产业结构、产业发展的横向及纵向“耦合”度，继续发挥环境规制对产业升级的推动作用。（2）继续提高技术引进的消化吸收效率，但同時要注重自主创新能力的提高，从而更有助于环境规制促进产业升级。（3）继续提高城镇化水平，加大固定资产投资，都将对环境规制促进产业升级发挥重要作用。

注释：

①但总体来讲，通过促进人力资本结构优化，并及时转变以劳动密集型产业为主的产业结构，提高人力资本与产业结构的配适度，从而在较高的人力资本水平下，环境规制对产业升级将有可能转变为更为显著的促进作用。

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责任编辑：张 然