环境规制抑制产业结构升级吗？——基于政府行为的非线性门槛模型分析

毛建辉 管 超

(1.暨南大学 经济学院，广东 广州 510632； 2.厦门大学 经济学院，福建 厦门 361005)

一、引言

中共十八大以来，中国生态环境治理出现了持续向好的势头，但是生态环境质量改善成效仍有较大空间。在中国经济向高质量发展转变的关键期，人民日益增长对美好生态环境需要的攻坚期，创造良好条件解决生态环境突出问题的窗口期，中国政府应继续把工作重点放在打赢污染防治攻坚战上，以推进环境规制政策持续、深入、有效的贯彻实施。

在经济新常态背景下，遵循经济高质量增长发展思路，中央政府放松了对地方政府GDP绝对增长率的要求，以推进环境保护与经济增长并进的可持续发展。此时，产业结构调整升级进入了阵痛期，同时也为扭转资源耗竭和环境恶化局面提供了新契机。环境规制作为一种中央规划、地方落实、产业受制、企业遵循的约束性政策，不仅能够改变现有或潜在企业的生产规模、经营状况和区位选择，还会影响区域产业布局和产业转移状况，最终影响地区产业结构调整与升级。在环保压力下，高能耗、高污染、低附加值的产业部门逐渐被淘汰，粗放型工业和低端高耗能产业在国民经济中占比将逐步下降，从而形成高技术含量、高资本附加制造业以及新兴服务业为主要内容的环境友好型产业结构。环境规制有助于深刻改变现有产业结构，形成合理化、高级化的产业结构，有效“熨平”经济波动，对经济社会发展产生长期深远影响。

由于环境保护具有显著的外部性，自然不会对企业形成较强的正向激励，而政府的介入能够有效平衡经济增长与环境保护之间的关系，并通过环境规制政策来影响市场行为，从而促进产业结构优化升级。因而，地方政府是执行环境规制政策最为重要的主体。但自分税制改革以来，地方政府将很大部分的精力放在追逐GDP增长上，“唯GDP”使得地方政府倾向于忽视非经济的职能目标(如环保)，以实现短期经济快速增长，而这容易影响环境规制政策的强度和效度。依此推测，不适当的政府行为将会扭曲环境规制对产业结构升级的影响，因而，政府行为将在“环境规制-产业结构升级”之中扮演重要角色。

因此，本文选择研究环境规制这一“热议”的话题，试图为“环境规制-产业结构升级”提供合乎现实的经济解释；同时，由于政府行为在之中具有的重要作用，本文也将其纳入研究框架之中。

二、文献综述与理论分析

产业结构升级是经济发展质量的重要衡量指标。现有对环境规制与产业结构升级的影响关系的研究结论存在两种观点：(1)基于传统新古典经济学框架研究观点认为，环境规制将使企业承担一定的“绿色成本”，这种纠正环境负外部性的“成本效应”不利于企业发展，无助于产业结构升级(Gollop et al.,1983;Gray,1987)。(2)“环境波特假说”摒弃了短期视角，注重环境规制的长期综合影响，其认为环境规制会“倒逼”企业进行研发创新，同时通过企业生产效率提升，改善外部生产环境，从而提高企业生产率(Porter et al.,1995)，并能在产业群组中进行“正向清洗”，通过优胜劣汰的作用机制提升产业质量和竞争力，最终驱动产业结构调整(李强 等,2009;王询 等,2011;Lanoie et al.,2007;原毅军 等,2014;郑金铃,2016)。

环境规制影响产业结构升级的作用机制主要包括需求传导、供给传导和政策传导。(1)需求传导是指企业在面临环境规制的情况下，需要进行治污投资，承担环保遵循成本。企业在追求利润最大化的时候，会想办法消除或降低这种非生产性成本，一般倾向于将该部分成本转嫁给消费者，由此这类产品价格随之上涨，从而导致消费需求受到影响，有效需求会降低，居民消费结构也会发生变化，进而影响到产业结构(肖兴志 等,2013;龚海林,2013)。(2)供给传导是指企业的环保成本通过企业自身进行处理和消化。一方面，企业通过研发创新提升效率，进而降低生产成本，以“创新补偿”的形式部分或全部抵消环境规制遵循成本；另一方面，企业可以进行产业转移，产业从环境规制强的国家或地区转移到环境规制弱的国家或地区，从而降低环境规制所带来的综合成本。因而，不论是创新补偿还是产业转移都会影响到产业结构(Xing et al.,2002;Brunnermeier et al.,2003;朱平芳 等,2011；张成 等,2011)。(3)政策传导则是指政策安排带来的壁垒阻止了新企业的进入，从而加速旧企业的洗牌，或通过改变现有企业格局，以影响企业行为、企业选择和产业绩效，最终对产业结构产生影响(何恩良 等,2011)。值得注意的是，政府行为因素是政策效力传导的重要组成部分。

政府行为在“环境规制-产业结构升级”路径中具有重要作用。由于在中国环境规制政策制定和执行过程中，一般由中央政府统一制定政策，并由地方政府具体执行，加之考核导向、竞争机制等的存在，地方政府会受诸多因素影响，致使环境政策执行出现异化。第一，当环境保护在官员晋升考核体系中被列为优先级时，或对于居民的满意度而言，此时环境因素占比最大，地方政府会重视环境规制的科学性和合理性，有意识提高环境标准(Jin et al.,2000;Fredriksson et al.,2002)；第二，当经济增长在官员晋升考核体系中的重要性被无限放大时，这种“GDP论英雄”的导向会降低地方政府对环境规制的重视；第三，政府为了稳定税收，保护当地企业，会降低环境规制标准和强度，从而避免部分污染密集型制造业企业失去竞争优势(Barrett,1994)；第四，地方政府为了争夺企业的入驻而开展差异化竞争，部分省份也会借机降低环境标准以吸引新企业，从而谋求经济发展(张华,2014；王文普,2013)。

回顾现有文献可以发现，环境规制对产业结构升级的影响的研究并没有形成一致性结论，并不能排除两者中间存在变化和临界值效应，且目前鲜有考虑两者间复杂非线性关系的研究。另外，政府行为作为重要的“不稳定”因子，其在“环境规制-产业结构升级”路径中发挥重要作用，深入探讨政府行为因素的作用，有利于更好理解环境规制对产业结构升级的影响。鉴于此，本文利用近年来备受学者推崇的非线性门槛面板模型，试图从非线性结构突变视角厘清两者之间的复杂关系；同时，考虑环保的公共属性以及政府角色的重要性，本文将政府行为要素纳入分析框架，以探讨官员晋升压力、财政不平衡程度与财政分权程度在“环境规制-产业结构升级”机制中的作用，这也是本文的创新之处。

三、研究设计和数据说明

(一)数据来源

本文利用2004—2015年中国省级数据，构建非线性门槛计量模型，以此探讨环境规制对产业结构升级的影响。各省份工业废水、废气、废物治理费用投入和排放量数据源于历年《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》；各地区产业结构升级、GDP增长率、地方政府预算收支以及中央财政收支相关数据均来自历年《中国统计年鉴》；各地区开放程度、人力资本存量以及地区总人口则来源于国家统计局网站。此外，由于西藏数据存在一定缺失，且与其他省份数据值存在显著差异，因此本文将西藏排除，最终获得2004—2015年30个省份360个样本的平衡面板数据。此外，为消除通货膨胀因素的影响，本文将主要经济变量按物价指数进行调整(以2004年为基期)。

(二)变量定义

(1)被解释变量：产业结构升级。产业结构升级(IND)包括产业间结构升级以及产业内结构升级。

二是产业内结构升级(IND2)。借鉴汪伟等(2015)的研究，采用资本和密集型行业的产值与制造业总产值的比值衡量产业内结构升级程度。该指标表征了制造业内部产业结构，即从劳动密集型向资本、技术密集型转型升级的程度，在一定程度上可以反映出产业内的结构升级状况。

(2)解释变量：环境规制。现有研究环境规制(ERS)的单一指标衡量方法有:单一污染物的排放治理费用(Dean et al.,2009)、某一污染物的排放密度(Cole et al.,2003)、企业排污运营成本占总成本的比例(Ederington et al.,2005)、污染治理费用与产业附加值的比值(Levinson et al.,2008)。这些单一指标衡量方法只能反映环境规制某一方面，而不能综合测度不同地区环境规制整体水平。基于此，有部分学者采用多个单项指标的衡量方法，以弥补单一指标的不足，如Smarzynska et al.(2000)在测度环境规制中，采用了国际环保条约的参与程度、空气和水体污染排放标准指数、单位GDP增长的二氧化碳、铅和污水排放量的实际削减量等。多个单项指标的衡量方法尽管可以得到比较稳健的环境规制代理数据，但由于缺少相对完整的环境规制专业数据库，因而在中国情境下应用并不合宜。考虑到相关数据的可获得性，同时又能够有效反映中国各地区环境保护的强度，因此，本文通过构建综合指标，以衡量各地区环境规制强度，该指标包含一个目标层(ERS综合指标)和三个单项指标(废水、废气和废物)。环境规制综合指标的具体构建过程如下：

一是单项指标的筛选。鉴于中国环境数据的可获得性，同时考虑到主要污染物排放的严重程度，本文采用单位工业废水治理投资、单位工业废气治理投资以及废物治理综合利用率作为指标。单位工业废水治理投资为废水治理投资费用与工业废水排放量的比值；单位工业废气治理投资为治理废气投资费用与工业废气排放量的比值。单项指标之所以没有采用单位废物治理投资，主要是因为工业废物治理投资存在较多缺失值。

∑Iij)再比上地区i(i=1，2，……，m)工业产值(Qi)在全国工业总产值(∑Qi)占比(Qi/

(3)核心变量：政府行为。本文采用官员晋升压力、财政不平衡和财政分权程度衡量政府行为，具体涵义如下：

一是官员晋升压力(PRESS)。借鉴钱先航等(2011)、傅利平等(2014)等的研究，本文构建综合指标衡量官员晋升压力，具体为经济增长压力、财政盈余压力以及失业率压力的平均值。其中，经济增长压力为该省份所处地区板块(东、中、西部地区(1)本文将中国大陆(不含西藏)30个省份划分为东部地区、中部地区和西部地区三大地区。其中，东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、辽宁、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括广西、内蒙古、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。)的GDP增长率和各省份GDP增长率差额比上板块GDP增长率；财政盈余压力为该省份所处地区板块的财政盈余和各省份财政盈余差额比上板块财政亏损；失业率压力为各省份失业率与该省份所处地区板块的失业率差额比上板块失业率。显然，经济增长压力、财政盈余压力以及失业率压力越大，地方官员绩效考核压力越大，因此，综合指标值越大，官员被替代可能性增加，该省份官员晋升压力较大，反之则表明官员晋升压力较小(2)由于中国要素禀赋差异极大， 如果绩效考核只将特定区域 GDP 增长率同中国全域的水平作对比，则得出的压力指数可能存在一定偏误，即简单将所有地区放置在同一起跑线上，只能是形式公平而非实质公平。因此，本文按照东、中、西部地区板块对相关省份进行分离，这既考虑到了地区差异，又注重临近比照，是较为合理的选择。。

二是财政不平衡(DISORDER)。借鉴宫汝凯(2015)的研究，本文采用一般政府预算支出与一般政府预算收入的比值衡量地方政府收支不平衡。如果该值大于1，则表明当地政府的预算支出大于收入，财政不平衡现象较明显；反之则表明财政不存在明显的不平衡性。

三是财政分权(CZFQ)。现有研究中，财政分权程度一般采用地方政府财政收入(支出)与中央政府财政收入(支出)的相对值衡量。但由于中国地区间转移支付的长期存在，容易高估接受方(如青海、新疆等地)的财力水平(Lin et al.,2000)，因此，本文采用某个省份的地方财政收入与全国财政收入的比值衡量。该值越大，则表明地方政府的相对财力越充裕，反之则表明地方政府的相对财力较不充裕。

(4)中介变量。本文采用外商直接投资、投资需求、技术进步和对外贸易作为中介变量。

一是外商直接投资(FDI)，采用实际利用外商直接投资总额与当地GDP的比值衡量外商直接投资水平，由于外商投资数据单位为美元，因此，按照人民币与美元年均汇率将其换算为人民币单位计价。该指标值越大，意味着流入该地区的外商资金越多，外商直接投资越活跃，反之相反。

二是技术进步(R&D)，本文采用各地区获得的专利授权总数的对数值来衡量技术进步程度。该指标值越大，意味着该地区每年获得的专利授权数越多，研发能力越强，技术进步程度越高，反之相反。

三是对外贸易(OPEN)，本文采用进出口贸易总额与该地区GDP的比值来衡量对外贸易程度。该指标值越大，意味着该地区开放程度越高，对外贸易依存度更高，反之相反。

四是投资需求(INVEST)，本文采用固定资产投资与该地区GDP的比值来衡量投资需求情况。该指标值越大，意味着该地区投资需求旺盛，投资需求量越大，反之相反。

(5)控制变量。借鉴已有的研究成果，本文加入一系列可能影响地区产业结构升级的指标作为控制变量。

一是市场化水平(MARKET)，本文采用银行贷款金额与该地区GDP的比值衡量市场化水平。该指标越大，意味着该地区企业获得银行信贷资金的难度越小，该地区的市场化程度越高，有利于该地区产业结构升级，反之相反。

二是地区开放程度(OPEN)，本文采用进出口总额与当地GDP的比值来衡量地区开放程度。如果地区开放程度较高，意味着当地政府吸收外部经济技术的条件较充分，较有利于当地产业结构升级，反之相反。

减贫不仅仅是贫困人口数字上的减少，更重要的是通过脱贫过程提升了脱贫人口自我发展的能力，重建和增强他们对自己和家庭未来的信心。中国在扶贫开发过程中，一直实行开发式扶贫方针，坚持扶贫与扶智、扶志相结合，重视贫困人口自我发展能力和内生动力的提升。与主要通过临时救济或社会保障脱贫相比，中国改革开放40年来绝大多数贫困人口是通过获得非农业就业机会、发展农业等生产性方式脱贫的。这种方式脱贫相对具有稳定性和可持续性，也更容易使脱贫人口增强对未来的信心。同时，中国政府在扶贫开发过程中，比较注重教育、培训和示范的作用，这些都有助于提升贫困人口的自我发展能力和内生动力。

三是人力资源，本文用人力资本存量(HEP)和地区总人口(RP)表示人力资源。其中，人力资本存量用当地普通高等学校在校生数的对数表示，地区总人口则采用年末常住人口的对数。对于产业结构升级而言，核心在于人力资源，人力资源较充沛，意味着产业结构升级的潜力较大，反之相反。

数据结构特征详见描述性统计结果，具体如表1所示。

表1 变量描述性统计结果

(三)计量模型

1.基准模型

为检验环境规制对产业结构升级的影响，本文构造式(1)：

INDit=β0+β1ERSit-1+β2∑Xit-1+ξit-1

(1)

其中，被解释变量INDit为产业结构升级程度，包含了产业间结构升级(IND1it)和产业内结构升级(IND2it)；解释变量ERSit-1为环境规制程度；控制变量组Xit-1包含市场化水平(MARKETit-1)、地区开放程度(OPENit-1)、人力资本存量(HEPit-1)和地区总人口(RPit-1)；ξit-1为模型随机误差项。为了消除环境规制对产业结构升级的时效问题，本文将模型中解释变量和控制变量做滞后一期处理。

在基准回归分析中，本文采用广义最小二乘估计(FGLS)方法和Driscoll-Kraay的SCC校正(SCC-FE)方法。其中，FGLS方法能够有效克服组内自相关、组间异方差以及组间同期相关等面板模型的一些常见问题，而SCC-FE方法则将White-Newey应用到面板模型中，可以克服组内自相关、组间异方差和组间截面相关等问题，且能够保证固定效应模型的顺利应用。

2.门槛回归模型

INDit=β0+β1Xit-1+β2ERSit-1I(ERSit-1≤λ1)+β3ERSit-1I(λ1

(2)

INDit=β0+β1Xit-1+β2ERSit-1I(ERSit-1≤λ1)+β3ERSit-1I(λ1

β4ERSit-1I(λ2

(3)

INDit=β0+β1Xit-1+β2ERSit-1I(ERSit-1≤λ1)+β3ERSit-1I(λ1

β4ERSit-1I(λ2

(4)

其中，I(·)为示性函数;ERSit-1为门槛变量;λ1、λ2、λ3为门槛值，并且λ1<λ2<λ3;控制变量组Xit-1涵义同上。

根据前文的分析可知，政府行为在一定程度上影响环境规制对产业结构升级的效力，因此，本文通过门槛模型检验地方政府行为框架下环境规制水平是否会影响到产业结构升级，由此构建如下具体模型:

INDit=β0+β1Xit-1+β2ERSit-1I(BEHAVit-1≤λ1)+β3ERSit-1I(λ1

(5)

INDit=β0+β1Xit-1+β2ERSit-1I(BEHAVit-1≤λ1)+β3ERSit-1I(λ1

β4ERSit-1I(λ2

(6)

INDit=β0+β1Xit-1+β2ERSit-1I(BEHAVit-1≤λ1)+β3ERSit-1I(λ1

β4ERSit-1I(λ2

(7)

其中，I(·)为示性函数;BEHAVit-1为门槛变量，包含官员晋升压力(PRESSit-1)、财政不平衡(DISORDERit-1)和财政分权(CZFQit-1);λ1、λ2、λ3为门槛值，并且λ1<λ2<λ3;控制变量组Xit-1涵义同上。

四、实证结果与分析

(一)基准回归

基准回归包括面板线性回归和基于环境规制变量的非线性门槛回归。在门槛回归分析中，需要确定门槛模型的门槛数量和门槛值，本文主要运用R软件对样本数据门槛效应进行检验。按照Hansen提出的顺序检验方法，分别得到门槛值及对应F1、F2、F3和P值。表2提供了环境规制作为门槛变量的门槛数量及相应的F值和P值。根据表中结果可知，当因变量为IND1时，ERSit-1均在10%水平上通过了单重门槛检验和双重门槛检验，但无法通过三重门槛检验。当因变量为IND2时，ERSit-1在5%水平上通过了单重门槛检验和双重门槛检验，但未通过三重门槛检验。因此，根据Hansen的门槛理论，环境规制与产业间结构升级、产业内结构升级的关系均存在双重门槛效应。

表2 门槛效应检验：ERSit-1

注：P值和临界值采用bootstrap模拟300次所取得的结果。

接下来正式进行回归分析，表3提供了基准回归的结果。栏(I)、(II)、(III)、(IV)为环境规制作为解释变量的线性面板回归结果，我们将其作为环境规制与产业结构升级关系的先验性检验，从而为进一步探讨中间变化和临界值效应做了铺垫。由表3结果可知，不论解释变量是产业间结构升级(IND1)还是产业内结构升级(IND2)，环境规制(ERS)的回归系数均显著为正，说明环境规制促进了产业结构升级，且这一影响关系具有显著的滞后效应(滞后一期)，即产业结构升级存在一定的“惯性效应”，这与李强(2013)、原毅军等(2014)的研究结论一致。特别需要指出的是，环境规制不仅能够影响产业间(第一产业、第二产业、第三产业)结构升级程度，还对产业内结构升级具有促进作用。理论上，中国现行的环境规制政策能达到以下几个方面效果：一是“倒逼”企业主动创新，提升生产效率；二是不会对新企业的进入形成壁垒效应，未能阻碍产业内和产业间的企业流动；三是能够限制低端高污染、高耗能企业，引导企业向高级化方向发展。通过这几方面作用，环境规制最终影响了产业结构和产业链条，促进产业结构转型升级成功。

控制变量方面，市场化水平(MARKET)、地区开放程度(OPEN)对产业结构升级具有显著正向作用。相较于中部地区和西部地区省份，东部地区省份银行信贷资金相对充沛，对外开放程度较高，企业营商环境较好，较容易从金融机构获得短期或长期的流动性资金支持，当地政府吸收外部资金、人才和技术的条件较好，此时外资进入带来了竞争效应，从而使得企业在利用外资过程中将获得更大程度的技术溢出效应，有助于带动地区产业结构转型升级。人力资本存量(HEP)较高，北京、上海、江苏、浙江、福建、广东等省份的经济基本面较好，产业结构升级所需的人才较充裕，这将有利于产业结构升级。地区总人口(RP)对产业结构升级方向影响并不确定，这是因为：一方面，地区总人数越多，人均资源占有率越低；另一方面，劳动力供给和创造能力的潜力较大，该特征对产业结构升级影响并不显著。以同为人口大省的山东、广东、河南为分析对象，广东产业结构转型升级状况要显著优于山东和河南。控制变量的结论与经济理论预期基本一致。上述实证结果在运用FGLS和SCC-FE两种计量模型进行测算时均展现出了一定的稳健性。

表3 基准回归：环境规制与产业结构升级

注：***、**、*分别表示t值(双尾)在1%、5%、10%的水平上统计显著。

整体而言，环境规制能促进产业结构升级，但我们没有考虑中间的变化和临界值效应，特别是没有细致区分需求传导、供给传导、政策传导在不同环境规制强度下的阶段性作用效果，对此我们进行面板门槛回归，栏(V)、(VI)为基于环境规制变量的非线性门槛回归结果。研究发现：较低强度(低于门槛值)和较高强度(高于门槛值)的环境规制都不利于产业结构升级，而适宜的环境规制强度却能够促进产业结构升级。环境规制与产业结构升级的关联关系出现分化，其原因如下：(1)较低强度的环境规制无法使企业积累“创新因子”，如宁夏、山西等省份，这些省份环保成本或投入呈现出“费用化”形态而非“投资化”形态，“创新补偿”无法产生效应；此外，企业面对较低环境规制时，非生产成本向消费者转嫁的动机也不强，需求变化带来的产业结构调整并不明显。(2)较高强度的环境规制会给企业带来难以承担的“绿色税”重负，如辽宁、青海等省份，这些省份“创新补偿”效应难以产生效果，并由此带来明显的行业壁垒，从而刺激企业进行成本转嫁。(3)适宜的环境规制则能为研发创新创造出良好企业环境，同时环保政策也不会阻碍产业流动，并能引导企业改善经营环境，提高研发水平，提升产业效率，这些有利于服务业的发展，推动产业结构高级化。环境规制通过对相关产业进行优胜劣汰，以此带来结构效应红利，从而提升产业质量和竞争力，最终驱动了产业结构调整。

环境规制对产业间及产业内结构升级的正向影响存在一定差异(3)感谢匿名审稿人提出的意见和建议。，本文为识别环境规制能否显著促进产业结构升级的效能形成机理提供了一个实证环节，以有针对性地设计研究过程。

(1)环境规制促进产业间结构升级，作用路径可能是高污染行业生产成本提高，生产产出减少，行业占比下降，低污染行业占比随之提升，对此，我们引入生产成本(COST)和生产产出(PROD)变量，生产成本(COST)为生产成本与资产比值，生产产出(PROD)为工业产值与总资产比值。(2)环境规制促进产业内结构升级，作用路径可能是高污染、高排放企业增加了企业节能减排的技术研发投资，使其向高附加值生产进行转变。对此，我们引入创新指标(RD1、RD2)，RD1为有研发活动企业与所有企业比值，RD2为新产品产出与销售收入比值。此外，本文还对于所属行业进行了划分。借鉴傅京燕等(2010)的研究办法，通过不同污染物排放数据标准化等权加总，确定不同行业污染强度，并据此确定重污染、高排放行业以及清洁高附加值行业。

同时，加入环境规制及其他控制变量进行建模回归，表4为回归结果。由表4可知，对于重污染行业，栏(I)、(III)、(V)、(VIII)的环境规制(ERS)系数分别显著为正、负、正、正。这表明：(1)环境规制对重污染、高排放行业具有“惩罚效应”，从而提高该类企业的生产成本，使得企业产出降低，市场占比下降；(2)环境规制倒逼重污染企业增加研发投入，提升创新能力。对于清洁行业，栏(IV)、(VI)、(VIII)的环境规制(ERS)系数均显著为正，但栏(II)的环境规制(ERS)系数并不显著，这表明，清洁高附加值行业的生产成本受环境规制的影响并不大，企业产量和特定产品数量仍然得到增长；环境规制能对清洁高附加行业形成“激励效应”，促使该类企业主动提升创新能力，最终进行技术改进和技术革新。

表4 环境规制对不同行业成本、产出、创新影响结果

注：***、**、*分别表示t值(双尾)在1%、5%、10%的水平上统计显著。

(二)基于地方政府行为“环境规制-产业结构升级”门槛效应分析

环保具有公共属性，环境规制本身就蕴含了一定的政府意志，而政府在制定并执行环境规制政策时，不可避免地会受到政府行为因素影响。换言之，地方政府行为在很大程度上决定了环境规制作用的方式和路径，其对产业结构升级的影响值得重视。为了厘清这种影响效应，本文将地方政府行为指标作为门槛变量，以窥探其在地方政府行为的作用下环境规制如何对产业结构升级产生影响。

表5提供了政府行为变量(PRESSit-1、DISORDERit-1和CZFQit-1)作为门槛变量的门槛数量及对应的F值和P值。由表中结果可知，当因变量为IND1时，政府行为指标均通过了单重门槛和双重门槛检验，但无法通过三重门槛检验；当因变量为IND2时，政府行为指标同样只通过了单重门槛和双重门槛检验，而没有通过三重门槛检验。因此，当政府行为指标作为门槛变量时，环境规制与产业间结构升级、产业内结构升级的关系均适用双重门槛模型。

表5 门槛效应检验：PRESSit-1、DISORDERit-1、CZFQit-1

注：P值和临界值采用bootstrap模拟300次所取得的结果。

表6提供了基于政府行为变量的门槛回归实证结果。研究显示，在回归栏(I)、(II)中，当地方政府官员晋升压力(PRESS)处于较低阈值(地方政府官员晋升压力小)和较高阈值(地方政府官员晋升压力大)区间时，环境规制均无助于产业结构升级，在较低阈值区间阶段并不显著。一个合理的解释是，当官员晋升压力较小的时候，如内蒙古、天津等地，不论是“环境绩效”还是“增长绩效”的考核标准，都无法对任职官员形成有效的驱动力，此时环境保护与产业结构升级在无压力执政期间是独立无关的政策目标；当官员晋升压力非常大的时候，如辽宁、山西等省份，“高压执政”将不利于形成“最优”环境规制水平，地方政府在这种情形中很难充分把握环境保护与经济增长之间的关系，从而造成地区企业成长“降速”，导致区域产业结构和体系紊乱；而当地方政府晋升压力处于中间阈值区间，环境规制能促进产业结构升级，即理性的决策环境、良好的考核标准容易促进地区产业结构优化。

在回归栏(III)、(IV)中，当财政不平衡程度(DISORDER)处于较低阈值区间时(当地政府预算支出明显小于收入)，如北京、上海等地，环境规制不影响产业结构升级，此时地方政府财力充沛，能够直接影响企业布局和产业转移，并能在适当的时候直接通过政府投入的方式补偿环保投入不足；在较高阈值区间时(当地政府预算支出明显大于收入)，如青海、甘肃等省份，环境规制会阻碍产业结构升级。这是因为，地方政府平衡财政收支的优先度要领先于制定合理的环境规制政策，没有足够的财政资金直接支持产业结构调整，地方政府甚至倾向于吸收当地部分“粗放式”生产的企业，这显然不利于地区产业结构升级；而当地方政府财政收支基本平衡时，制定的环境规制将更接近“最优”水平，此时能够有效优化区域产业结构。

在回归栏(V)、(VI)中，当财政分权程度(CZFQ)处于较低阈值(地方政府相对财力不充裕)和较高阈值(地方政府相对财力充裕)区间时，环境规制均会抑制产业结构升级，较低阈值区间阶段抑制作用不显著。地方政府会根据相对财力水平来相机性地制定涉及政府收入的相关政策(如环境规制)。具体而言，青海、宁夏等欠发达省份的财力并不充裕，更倾向于接收发达省份转移过来的“三高”企业，这是当前中国产业区域转移中比较明显的现象；同时，由于这些欠发达省份的产业进入壁垒非常低，而欠发达省份地方政府还会为了稳定税收来源想方设法留住当地企业，这不利于产业结构升级。当地方政府财力充裕时，则容易形成轻视环境规制的局面，因为政府能择机进行直接性的环保补贴，这将不利于环境规制对企业研发创新的引导。而当财政分权程度处于中间阈值区间时，如福建、浙江等省份，环境规制将促进产业结构升级，即政府依旧有合理资源配置的意识，会把有限的精力从“如何创收”中抽离出来，这将有利于环境规制趋近“最优”水平，从而优化区域产业结构。

表6 门槛模型回归：政府行为、环境规制与产业结构升级

注：***、**、*分别表示t值(双尾)在1%、5%、10%的水平上统计显著。

由此可见，政府行为对“环境规制-产业结构升级”路径产生了重要影响。只有当官员晋升压力、财政不平衡性、财政分权程度处于合理水平时，才能形成环境规制对产业结构升级的正向影响。而从前文的回归结果可知，当前中国这三类政府因素并没有出现极端偏离，环境规制总体上还是促进产业结构升级的。

(三)扩展性研究：“环境规制-产业结构升级”的作用机制分析

前文研究得出了如下研究结论：较低强度和较高强度的环境规制强度都不利于产业结构优化，而适宜的环境规制强度却能够促进产业结构升级。这种临界值效应的作用机制值得探讨，接下来则借鉴中介效应研究方法，以深入分析环境规制与产业结构升级关系的作用机制和传导路径，具体设置以下递归模型：

INDit=φ0+φ1ERSit-1+∑φXit-1+ξit-1

(8)

MEDIATORit=θ0+θ1ERSit-1+∑φXit-1+τit-1

(9)

(10)

其中，MEDIATORit为中介变量组，基于环境波特假说以及其他环境规制经济理论，引入以下四个中介指标：技术进步(R&D)、外商直接投资(FDI)、投资需求(INVEST)、对外贸易(OPEN)。考虑到中介效应传导机制可能会产生时滞问题，本文将解释变量和控制变量均做滞后一期处理。

表7为环境规制与产业结构升级作用机制的实证结果。结果显示：(1)技术进步的中介效应传导机制是有效的，环境规制强度提高会促进企业技术进步，技术改善反过来又优化了产业结构(产业间与产业内)，这是基于环境波特假说的思路。(2)FDI流入中介效应传导机制是有效的，合意强度的环境规制能够吸引FDI流入，但FDI流入却抑制了产业结构升级(产业间与产业内)。一个合理的解释是，发达国家倾向于将污染密集型产业转移到发展中国家，使后者的污染密集型产业规模扩大，从而不利于产业结构升级。(3)投资需求仅在产业内结构升级的中介效应传导机制中有效。环境规制强度提高，投资需求增加，从而阻碍产业内结构升级，但对产业间结构升级没有影响。一般而言，企业投资往往会优先考虑打通本行业(领域)的上下游、全供应链或进行业内深挖，这种战略惯性会对企业有限的资金形成“挤占效应”，加之企业跨领域转型风险较大，因此投资需求主要影响产业内结构调整，而对产业间结构调整的作用并不显著。(4)对外贸易中介效应传导机制是有效的，从而导致环境规制强度提升，对外贸易额增加，进而促进产业结构优化升级(产业间与产业内)；环境规制能够扩大对外进出口贸易规模，促进了环境友好型产品的出口，有助于服务业为代表的清洁产业发展。

表7 “环境规制—产业结构升级”作用机制：中介效应模型

注：***、**、*分别表示t值(双尾)在1%、5%、10%的水平上统计显著。

(四)稳健性检验

为使本文的研究结论更可信，我们做了如下几种稳健性检验(4)由于篇幅所限，本文并未列出稳健性检验详细结果，如需要可向本人索取。：

(1)借鉴张成等(2011)对环境规制指标的衡量方法，本文用治理工业污染的总投资与规模以上工业企业主营业务成本、工业增加值的比值替换环境规制指标，结果表明本文的实证结果依然成立。

(2)鉴于环境规制与产业结构升级之间可能存在内在的因果关系。对此问题，具体处理办法是：一方面，将环境规制指标滞后两期代入模型进行实证分析，发现本文的实证结果依然稳健；另一方面， 将产业结构升级作为因变量，环境规制作为自变量代入模型，以进行实证分析，结果表明产业结构升级的系数并不显著。因此，环境规制与产业结构升级之间并不存在双向因果关系。

(3)内生性问题。本文采用两阶段回归法来控制环境规制的内生性，并将产业结构升级指标滞后一期作为工具变量，得到的实证结果依然稳健。

五、结论与政策启示

本文运用2004—2015年中国省级面板数据，通过构建非线性面板门槛模型，试图为“环境规制-产业结构升级”提供合乎现实的经济解释；同时，将政府行为因素纳入分析框架，以探寻环境规制与产业结构升级的影响机制。

(一)研究结论

(1)环境规制是影响产业结构的重要因素。整体而言，环境规制有利于产业结构升级，并且存在一定的“惯性效应”。较低和较高强度环境规制均无助于产业结构升级，而适宜的环境规制水平却能够促进产业结构升级，即环境规制与产业结构升级的关系呈现多极分化。原因在于：首先，较低强度的环境规制使得“创新因子”不能得到有效积累，企业环保投入“费用化”而非“投资化”，“创新补偿”难以发挥效用，这在宁夏、山西等省份表现明显；其次，较高强度的环境规制带给企业更多的“绿色税”重负，使得企业额外增益难以弥补环境保护的大量投入，从而造成企业进行成本转嫁，辽宁、青海等省份具有此类特征；最后，适宜的环境规制强度能形成“清洗效应”，推动企业改善经营状况，提高研发水平，扩大投资规模，提升生产效率，并通过去劣存精、正向清洗等方式淘汰落后产业，进而驱动产业结构升级。研究结论表明，环境规制是存在“最优”水平的。作用机制方面，研究得出以下结论：研发创新与对外贸易的正面促进功效，FDI、投资需求对“环境规制-产业结构升级”存在负向作用。

(2)在当前经济结构转型的大背景下，地方政府的绩效考核压力并不必然削弱环境规制的收益，相反，当地方政府官员处于适度考核压力下，这有助于形成“最优”环境规制水平，从而促进产业结构升级，北京、福建、四川、浙江等省份处于此类情况中；对于地方政府存在财政不平衡现象而言，当地政府预算处于收大于支时，政府通过财政直接投入来补偿环保不足或者进行财政转移，而当地政府预算处于收不抵支时，平衡财政收支的优先度将领先于制定合理的环境规制政策，因此财政不平衡会有碍于产业结构升级，而只有当地方政府财政收支基本平衡时，环境规制才能有效驱动产业结构升级；对于财政分权而言，政府的财力相对不充裕或过分充裕都会导致当地政府相机性地制定涉及政府收入和环境规制的相关政策，只有当财政分权程度处于适宜水平时，政府才会将有限的精力从“如何创收”中抽离出来，实现资源的合理配置，而这有利于环境规制趋近“最优”水平，从而优化区域产业结构。

(二)政策启示

(1)从经济逻辑上，环境规制与产业结构升级具有多重影响关系。首先，不论是“成本效应”增加企业的遵循成本，还是企业从“创新补偿”中实现长期增益，环境规制都将影响微观企业的生产模式和战略方向；环境规制通过需求传导、供给传导、政策传导等方式影响产业结构，在产业群组中出现“清洗效应”，从而驱动产业结构调整。其次，产业结构转型升级之后，产业结构类型将从低级化向高级化发展，代表环境保护型、资源友好型的高技术制造业和新兴服务业的比例将会提升，高耗能、高污染的企业在产业结构中的占比随之下降，这无疑会对总体社会环境和资源形成“积少成多”的改变，从而间接影响未来可能的“最优”环境规制强度。环境规制对产业结构升级具有促进作用，制定良好的环境规制政策将具有“正向反馈”效应，政府部门要尽量把握时变特点，不应在较长时间中使用同一强度的环境规制政策。

(2)制定科学的地方政府绩效考核制度。积极探索与“经济新常态”相适应的新型地方政府关系，彻底转变地方政府“GDP论英雄”、财政创收等激励扭曲现象，将环境质量纳入地方政府绩效考核体系之中，赋予环境保护相应的“政治资本”，从而强化环境保护的内在激励，改善地方政府执政环境。要从制度根源上优化地方政府行为，引导地方治理模式向科学发展转变，强化地方政府官员的长期行为偏好，提高政府对环境保护的关注力度。此外，应不断完善立法，强化对政府行为的约束，对于重大经济决策过程缺少环境评估、危害环境不作为等问题应问责追究，避免环境保护与经济发展、产业结构优化升级脱节。部分省份应进一步注重政府预算收支平衡性，避免政府过度支出，防止过度负债，以减弱高财政不平衡性对产业结构升级、经济高质量发展的影响。

(3)构建合理有效的地方财税体系。各地区应拥有适度的财政力量，建立相对平衡的“财权-事权”运转模式，科学有效规划各级政府的财政转移支付制度，努力增加具有显著正外部性公共品的领域的财力支出比重，对于环保投入(补贴)应当长期化和制度化，确立一个稳定的“环境规制-产业结构升级”机制。此外，完善环境规制的“中央-地方”财政转移支付体系，中央财政资金应优先支持地方财力空匮的省份，以避免欠发达省份地方政府过度留用“三高”当地企业，从而造成产业结构升级减速。为避免环境规制政策失灵，中央政府将环境规制事权下放的同时，要适当增加地方政府的财权，使得地方政府的事权与财权相匹配，以激发环境规制效力，促进产业结构优化升级。