互联网普及率、环境规制与城市产业结构转型升级

徐 雪

(南京财经大学，江苏 南京210046)

一、 引言

改革开放以来，我国经济取得了显著增长，人民生活水平也有了显著提高。 但我国产业结构的低级化和不合理化等问题以及科学技术的不发达也进一步加重了对环境的污染，以牺牲环境换取经济增长的模式必须摒弃。 与此同时，自20 世纪90 年代后，以互联网为代表的信息技术革命开始占据主导地位，互联网在经济社会发展中的重要地位更加凸显，中国向网络强国的建设目标持续迈进。 党的十九大报告更是明确指出，要“推进互联网、大数据、人工智能与实体经济深度融合”。

当前我国经济已经进入新常态，在互联网条件下经济要想实现健康的发展，就要摒弃以环境为代价的增长模式，以科技进步和技术创新为基础和关键，以环境规制为手段，对产业结构进行调整，促进经济的可持续发展。

互联网普及率、环境规制能否促进城市产业结构的转型升级? 文章采用2004 ～2016 年279 个城市数据和熵值法计算环境规制综合指数，并运用面板回归方法简要分析，总结出互联网普及率、环境规制与城市产业结构升级的关系，具有重要的理论和现实意义。

二、 文献综述

在互联网普及率与产业结构转型方面目前研究较少。Cardona 等的研究表明，互联网通信技术能够通过改变产业的技术效率、组织形式和产业竞争力来推动产业结构调整。王娟基于中国制造业企业数据进行研究，发现“互联网＋”提高了资本和技术密集型企业的劳动生产率，有利于制造业结构优化升级。

在环境规制与产业结构转型方面，有三种不同观点，第一种认为环境规制促进产业结构转型升级，其主要观点来源于“波特假说”，“波特假说”认为环境规制将会促进技术革新，从而推动产业结构的转型升级。 相关学者也进行了一系列研究，李虹通过环境规制、资源禀赋与城市转型的研究发现：环境规制对产业结构合理化和高级化趋于有利。 第二种观点认为环境规制与产业结构转型升级的关系不确定。 其主要假说就是“创新补偿说”。 该观点认为环境规制的补偿效应与成本效应的大小决定着环境规制对产业升级的作用。第三种观点认为环境规制阻碍产业结构转型升级、环境规制不利于技术创新。 Wagger 发现，环境规制水平与企业专利申请数负相关。

综上，部分学者研究了环境规制的产业转型效应，主要特征为：首先，较多针对中国31 个省市自治区，并未以城市作为分析对象。 其次，部分学者研究了城市的产业转型问题，但是未从环境规制的视角来剖析。 最后，研究互联网条件下环境规制与城市转型升级的文献很少。 基于以上原因，文章深入剖析了中国279 个城市的互联网普及率、环境规制对产业转型的影响。

三、 计量模型、测算方法和数据

文章主要针对互联网普及率、环境规制对产业转型的影响进行研究，构建的模型为：

(一)被解释变量

产业结构转型(TIS)：运用两个维度对产业结构转型进行衡量。

1. 产业结构合理化(RIS)

采用泰尔指数反映产业结构的合理性，计算公式为：

其中，i表示第i产业，n为产业部门数，Y、L分别表示产值和就业人数，采用各个城市第一、第二、第三产业的数据来计算RIS 指标。

2. 产业结构高级化(OIS)

采用第三产业与第二产业之比来衡量产业结构高级化。

(二)核心解释变量

1. 互联网普及率(IN)

每个城市网民人口数除以年末总人口数得出。

2. 环境规制(ER)

采用综合指数法来测算环境规制水平，首先，对各个指标进行标准化处理，其次计算出调整系数。

该综合指数得分越高，意味着政府对环境的管制越严格。

(三)控制变量

1. 资源禀赋(RE)

资源禀赋反映了一个地区的资源丰裕度，与产业结构息息相关。 采用采掘业从业人员与年末总人口之比来衡量资源禀赋情况。

2. 投资规模(IL)

采用各地区全社会固定资产投资进行衡量。

3. 政府政策干预程度(DGI)

文中采用“城镇私营和个体从业人员占就业人员的比重”对政府干预程度进行测度。

4. 经济发展水平(GDP)

采用人均实际GDP 进行衡量。

5. 地区开放程度(EO)

采用实际使用外资金额(EO1)和当年签订的外资合同数量(EO2)来衡量。 各个变量的描述性统计如表1所示：

表1 模型中变量的描述性统计

续表

四、 实证分析

(一)实证结果

使用Stata14 对2004～1016 年全国279 个城市的面板数据进行回归检验，采用固定效应回归方法对变量间的数量关系进行分析：

表2 为上述四个模型的回归估计结果，根据表2 结果分别就产业结构合理化和产业结构高级化展开分析。

表2 回归估计结果

1. 产业结构合理化回归结果

当被解释变量为lnRIS 时，分别采用EO1 和EO2 作为对外开放的代理变量进行回归。 由回归结果可知：lnIN 系数显著为正，表明互联网普及率有利于产业结构的合理化。lnER、lnRE 的回归系数均显著为负，这说明环境规制、资源禀赋对产业结构合理化均产生了负向影响。 lnIL、DGI、lnGDP的回归系数均为正，说明当地投资规模越大、政府干预水平越高、经济发展水平越高会促进产业结构变得更加合理。lnEO1、EO2 的回归系数显著为负，表明地区开放程度越高时不利于产业结构的合理化。

2. 产业结构高级化回归结果

当被解释变量为lnOLS 时，lnIN、lnER 的回归系数显著为正，表明环境规制对产业结构的高级化有利，互联网普及率有利于产业结构的高级化；lnRE 的回归系数为负，说明资源禀赋对产业结构高级化仍产生了负面影响。 lnIL、lnEO1 和lnEO2系数均显著为负，这表明投资规模、开放程度高反而阻碍了经济结构向高级化方向发展。 lnGDP 的回归系数显著为正，表明当地经济发展水平越高会促进产业结构的高级化。 政府政策干预程度lnDGI 对产业结构高级化的影响未通过显著性检验。

(二)稳健性检验

上述检验已经验证了环境规制、互联网普及率对产业结构调整的倒逼效应，然而对于不同的互联网普及率下，中国各城市环境规制是否应该一致? 是不是互联网普及率越高，对产业结构调整的调整效应越显著呢? 因此文章在稳健性检验中，运用面板门槛回归的方法，求出互联网普及率的门槛值并进行回归验证上述实证结果的稳健性。

面板门槛回归方程为：

TISi，t＝β0＋β1INi，t×1(IN≤y)＋β2INi，t×1(ER≤y)＋β3REi，t＋β4ILi，t＋β5DGIi，t＋β6GDPi，t＋β7EO1i，t＋μi，t(两门槛、三门槛以此类推)

当解释变量为产业结构合理化时，根据门槛值效应检验，互联网普及率(IN)存在两个门槛值。 三门槛P值为0.7，未通过检验。

当解释变量为产业结构高级化时，根据门槛值效应检验，互联网普及率(IN)并不存在门槛值。 这表明互联网普及率越高越有利于产业结构的高级化。

表3 门槛回归估计结果

总体来看，面板门槛回归与固定效应回归估计结果总体上一致。 RE 的回归系数为负，说明资源禀赋对产业结构合理化产生了负面影响。 IL 的系数发生变化，显著为正，表明投资规模促进了经济结构向合理化方向发展。 lnEO1 系数均显著为负，这表明投资规模越高反而会阻碍经济结构向合理化方向发展。 lnGDP 的回归系数显著为正，表明当地经济发展水平越高会促进产业结构的合理化。 政府政策干预程度DGI 对产业结构合理化的影响未通过显著性检验。

五、 研究结论与政策建议

文章探讨了互联网普及率、环境规制对城市产业转型的门槛特征以及变量间的数量关系。 通过研究发现互联网普及率、环境规制对产业结构合理化和高级化有一定的作用，互联网对产业结构的合理化、高级化均为促进作用；环境规制有利于产业结构的高级化但不利于产业结构的合理化。即可将互联网普及率、环境规制作为倒逼机制推进城市的产业转型发展，此外在稳健性检验部分还检验了互联网普及率的门槛效应，因此还需要因地制宜、因时制宜。

首先，要充分利用互联网的有效作用，可以建立生态环境大数据平台，实现对生态环境的精准监管。 其次，未来地方政府应注重利用环境规制驱动产业结构调整的潜力，充分发挥环境规制在产业结构转型中的积极作用。 要坚定不移地实施环境规制，发挥其对环境规制的积极作用。 最后，目前中国城市间的环境政策差异较大，未来各个城市在制定环境规制政策时，应结合自身实际采取适宜的环保政策，有效发挥环境规制的倒逼效应，努力实现城市经济发展、产业结构转型升级和生态环境改善共赢的局面。