异质性环境规制能否倒逼产业结构优化
2022-03-11高红贵肖甜
高红贵 肖甜
摘要：当下我国环境规制可归纳为三种形态，即命令型、市场型和自主型，环境规制不仅能够依靠制度的倒逼效应来直接影响企业的生产行为，促使其进行生产技术改造，同时也能够依靠制度的市场效应来助推企业自主创新和技术升级，迈向经济高质量发展阶段。利用SBM-DEA模型来测度中国30个省份工业企业绿色技术创新效率，可以发现命令型环境规制对产业结构优化的直接效应显著为负，而市场型、自主型环境规制对产业结构优化则产生了正向影响;工业绿色技术创新效率在命令型环境规制与产业结构优化之间存在负向的部分中介效应，而市场型、自主型环境规制则可通过促进工业企业绿色技术创新效率的提升进而有效倒逼产业结构优化。当工业企业绿色技术创新效率处于较低水平时，不同类型的环境规制工具难以有效倒逼产业结构实现优化，因此，要加大力度发挥市场型环境规制对产业结构优化升级的促进作用，进一步加强提升工业企业绿色技术创新效率的研发力度，最终实现产业结构的优化与升级。
关键词：工业企业;产业结构;环境规制;绿色技术创新效率
基金项目：中央高校基本科研业务费专项资金项目“我国生态环境治理体系建构与政策引导机制研究”（2020-01-03-04）;湖北省高等学校哲学社会科学研究重大项目“湖北省能源消耗强度和总量双控制度下产业链低碳转型研究”（21ZD010）
中图分类号：F124 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2022）03-0013-09
改革开放之后，凭借着廉价劳动力和庞大的市场需求，我国承接了发达国家的工业产业转移，这极大地促进了我国经济的发展。伴随着经济快速增长，落后的产能以及不合理的产业结构也带来了环境污染问题，而环境规制制度的出台正好弥补了环境治理制度的不足。当下我国环境规制可归纳为三种形态，即命令型、市场型和自主型，环境规制不仅能够依靠制度的倒逼效应来直接影响企业的生产行为，促使其进行生产技术改造，同时也能够依靠制度的市场效应来助推企业自主创新和技术升级，迈向经济高质量发展阶段。
一、文献综述和理论假设
在环境规制与产业结构优化问题的研究中，学术界许多重要的结论并不一致，通过梳理文献可知主要集中在以下几个方面。
一是关于环境规制与产业结构优化的关系研究。曾倩等分析了我国产业结构的地区差异性，表明不同的环境规制工具改善环境质量的效果是不一样的，重点厘清了产业结构低级化与高级化地区所对应的环境规制工具对环境质量改善效果的差别所在①。郭然、原毅军认为环境规制与产业结构升级之间存在显著的U型曲线关系，只有发挥多元化的环境政策组合效能，才能对产业结构升级起到促进作用②。肖兴志、李少林认为，我国总体的环境规制强度对产业升级的方向和路径产生了积极的促进作用，但分区域来看，各区域之间的环境规制强度对产业结构升级的影响具有较为明显的差异性③。由于异质性环境规制对产业结构产生的效果都不尽相同，分类来看，正式的环境规制对产业结构优化的影响机制体现在两个方面：一是可以强制实施，因此能有效地提高企业污染环境的成本，其成本的增加可以倒逼产业结构的合理配置，使生产要素向污染较低的产业流动，淘汰落后产能，使产业结构合理化。二是可以提高新进企业的技术和资本门槛，倒逼企业进行产业结构升级，使产业结构高级化水平提高。非正式环境规制的影响机制主要体现在，人们从只求温饱转变为对美好生活的向往，伴随大众环保意识的觉醒，社会各方面的消费都追求绿色无污染，消费方式的改变促使生产者进行产业结构调整。由此提出假设一。
H1：异质性环境规制会对产业结构合理化与高级化产生正向影响，可有效倒逼产业结构优化。
二是关于环境规制与绿色技术创新的关系研究。康鹏辉、茹少峰认为，环境规制对绿色创新效率驱动效应的大小呈 2012年前增加其后降低的倒U型时间分布特征;且环境规制对绿色创新效率驱动效应较大的区域多分布在中西部地区，而东部一些市场化水平较高的地区，其驱动效应较小④。王珍愚等研究了环境规制对企业绿色技术创新的影响特征与作用机理，指出环境规制对企业绿色创新有先抑制后促进的U型特征，因此要发挥企业绿色技术创新的积极作用，就必须采取差异化的环境规制政策⑤。实际上，不同的环境规制政策对企业绿色技术创新的影响效力不同，只有提高技术创新效率，才能减少对环境的污染，才能从源头上消灭或减轻对环境的污染，促进产业的调整和绿色转型，进而达到产业结构优化的目标。基于上述分析提出第二个假设。
H2：工业绿色技术创新效率在异质性环境规制与产业结构优化之间会产生正向的中介效应。
三是关于环境规制、工业企业绿色技术创新效率与产业结构优化的关系研究。在环境规制影响产业结构升级的路径分析上，Porter（1995）最早認为环境规制不仅不会增加企业的生产成本，反而会促进企业生产技术创新，提高企业竞争力和利润，实现环境规制与技术创新的双赢⑥。从动态观点来看，Porter（1991）提出有效的环境规制能够带来“创新补偿效应”，倒逼企业进行技术创新来减少成本，从而实现污染减排和生产率提高的双重红利⑦。蔡玉蓉认为技术创新不仅能够推动企业资源的优化配置，改进要素投入结构，降低生产成本，提高产品的市场竞争力，还能催生新的生产工艺和工具，从而推动新的产业出现和产品分工加深⑧。考虑到异质性环境规制与产业结构优化发展的复杂性，这两者之间可能并非是简单的线性关系，由此提出第三个假设。
H3：异质性环境规制对我国产业结构优化发展的影响存在非线性特征。
综上可知，既有研究大都忽视了环境规制过程中工业企业绿色创新效率的中介作用，对环境规制影响产业升级的路径研究较少，有的研究仅局限于考察环境规制与产业结构升级二者之间的总体关系，忽略了环境规制的异质性对产业结构升级的影响差异，且鲜有将异质性环境规制、工业企业绿色技术创新效率和产业结构优化纳入同一框架统筹考虑的实证研究。本文的主要贡献在于：一是建立两阶段超效率网络SBM—DEA模型，对工业企业绿色技术创新效率进行了更精准的测度;二是把异质性环境规制、工业企业绿色技术创新效率和产业结构优化发展纳入同一框架，实证研究绿色技术创新效率对不同类型环境规制和产业结构优化发展的中介效应，同时对不同类型的环境规制效果进行验证，厘清了三者之间深层的关系，为政策制定提供有益参考。
二、研究设计
（一）变量说明与数据来源
本文的研究样本选取中国30个省、自治区、直辖市（不含我国香港、澳门、台湾地区以及西藏）2004—2017年的面板数据，以产业结构优化指标作为被解释变量，异质性环境规制作为核心解释变量，绿色创新效率作为中介变量来构建计量模型进行实证分析。
产业结构优化是产业结构合理化与产业结构高级化协调统一的过程，本文从这两个维度来衡量产业结构优化。通过对比现有测度产业结构合理化的方法，借鉴Cheng等的做法用泰尔指数的倒数作为测量产业结构合理化的指标⑨。
产业结构高级化则借鉴付凌晖的一般做法⑩，用夹角余弦构建TS指数。X0=（X1，0，X2，0，X3，0），其中X1，0为第 i 产业增加值占 GDP比重，然后分别计算出X0与产业由低层次到高层次排列的向量X1=（1，0，0）、X2=（0，1，0）、X3=（0，0，1）的夹角 θ1、θ2、θ3。
本文借鉴薄文广对环境规制的分类及指标选取方法{11}，将环境规制类型分为三类，其具体定义如下：命令控制型环境规制（CONER）是指政府部门根据相关法律法规对具有外部性行为的个体和单位进行直接干预的行政手段;市场激励型环境规制（MARER）是指充分运用市场信息并基于污染者付费原则，将污染环境的社会成本借助于市场、税收、排污交易机制等方式内化于企业生产过程中，最终降低污染排放的手段和方法;自主型环境规制（AUTOER）是由企业、行业或公众主体自发组织形成的环保机构或非政府组织来间接推动环境保护的行为。本文在规模报酬可变（VRS）的基础上，把绿色技术创新效率作为中介变量建立两阶段超效率网络SBM—DEA模型。
假设存在n个决策单元，每个决策单元由k（k=1，2，…，K）个阶段组成，第k个阶段的投入为mk，产出为uk，ψk表示中间指标个数，第j个生产决策单元在第k个阶段的投入为Xkj，满足{。期望产出用Yd=[]sl×N矩阵表示，非期望产出用Yb=[，L，]∈Rsl×N矩阵表示，中间产品由表示，则决策单元DMU0的整体效率可以表示为：
（3）
λk≥0，wk≥0，sk-≥0，sdk≥0，sbk≥0（4）
本文将绿色技术创新过程分为两个阶段，即K=2，各子阶段效率可以分别表示为：
科技创新活动由科技研发和科技成果转化两个阶段组成，参考肖仁桥等的指标选取方法{12}，第一阶段的投入主要从绿色技术创新投入和中间产出两方面考虑，一般而言，技术创新过程中环境污染水平越低，则该技术创新的绿色程度越高。第二阶段为绿色成果转化阶段，主要包括期望产出和非期望产出。两阶段的指标选取如表1所示
考虑到产业结构优化还会受到其他重要因素的影响，本文选取了以下变量引入到模型中：固定资产投资（IIFA），以各省固定资产投资与省际GDP的比值来衡量，因为固定资产投资方向和投资的地域会影响产业结构升级的方向和地区;居民收入水平（RIL），以居民可支配收入来衡量;受教育程度（EDU），以各省份人口平均受教育年限取对数来衡量;经济开放程度（EOD），以FDI与GDP的比重来衡量;公路基础设施（INF），用单位国土面积公路里程数来表示;财政分权（FD），用财政支出与财政收入的比重来衡量。
鉴于数据的可得性及合理性，本文选取我国剔除中国香港、澳门、西藏以及台湾地区以外的30个地区2004—2017年的面板数据，主要来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国能源统计年鉴》、EPS数据库、Wind 数据库等。利用插值法将部分缺失数据补齐，采用极差法对所有数据进行标准化处理，以消除不同量纲的影响。各变量的描述性统计结果如表2所示。
（二）模型设定
1. 中介效应模型。本文选取工业企业绿色技术创新效率作为中介变量来分析异质性环境规制对产业结构优化的影响。借鉴 Baron和Kenny等的研究方法{13}，构建中介效应模型如下：
ISit=α0+α1ERit+α2CVit+ε1itGTit=β0+β1ERit+β2CVit+ε2itISit=λ0+λ1ERit+λ2GTit+λ3CVit+ε3it（6）
（6）式中，下标i和t分别表示省份和年份，IS表示产业结构优化，包括产业结构合理化■与产业结构高级化TS。ER表示三种不同类型的环境规制，GT表示工业企业绿色技术创新效率，CV为控制变量，εit为随機误差项;α1表示环境规制对产业结构优化的总效应，λ1表示环境规制对产业结构优化的直接效应，β1×λ2表示通过工业企业绿色技术创新效率传导的中介效应。同时，参照温忠麟等提出的中介效应检验方法来确定中介效应是否存在{14}。
2. 门限回归模型。由于环境规制与产业结构优化之间可能存在的非线性关系，所在地区其他外部因素，如居民收入水平、固定资产投资、经济开放程度、基础设施以及财政分权等同样会影响环境规制对产业结构优化的作用方向及程度，本文通过面板门限效应模型来测算不同机制下环境规制对产业结构优化的效应。根据Hansen（1999）的方法，单门限的模型如（7）式和（9）式，双门限的模型如（8）式和（10）式。（wit≥λ2）+β1lnIIFAit+β2lnEDUit+β3lnEODit+β4lnINFit+β5lnFDit+uit（8）
lnTSit=α1lnERitI（wit≤λ0）+α2lnERitI（wit>λ0）+β1RILit+β2lnEDUit+β3lnEODit+β4lnINFit+β5lnFDit+uit（9）
lnTSit=α1lnERitI（wit≤λ1）+α2lnERitI（λ1<wit<λ2）+α3lnERit（wit≥λ2）+β1IIFAit+β2lnEDUit+β3lnEODit+β4lnINFit+β5lnFDit+uit（10）
其中，wit表示门限变量，λ0是单门限模型待估计的门限值，λ1和λ2是双门限模型待估计的门限值。通过（11）式来检验不存在门限效应的原假设（H10 ∶ α1=α2）。
上式中，SD0代表无门限模型的残差平方和，SD1代表单门限模型的残差平方和，0是λ0的最小二乘估计值，2是单门限模型的方差估计值。检验存在门限效应个数的假设H20 ∶ α1=α2或α2=α3可以通过LR统计量来实现，如（12）式所示。
LR1=（SD1λ0-SD10）/2（12）
通过Hsnsen（1999）提出的自举方法可得到LR统计量的经验分布，并得出相应检验的P值。如果存在单门限效应的原假设被拒绝，则继续采用检验双门限效应的LR统计量来检验。
三、实证检验结果分析
本文对变量进行方差膨胀因子VIF检验，检验结果显示，变量的VIF值都远小于10，说明本文的变量不存在多重共线性问题，即回归结果是有效的。在估计参数之前，还必须对本文所涉及的所有变量的平稳性进行检验，平稳性检验结果表明，所有变量除了市场型环境规制和经济开放度两个变量外，都是一阶平稳的，即它们在样本期内1%显著水平上平稳。限于篇幅，相关检验结果均未在文中列示，备索。
（一）直接效应检验
本文将中介效应模型引入被解释变量的滞后一期项，将其拓展成动态面板数据模型，同时将各解释变量的滞后项作为工具变量，采用两阶段系统广义矩估计（两阶段系统GMM）进行动态面板分析，以解决解释变量的内生性问题。回归分析结果如表3、4、5所示。
对于模型的联合显著性检验而言，所有模型的Wald检验结果显示在1%的显著性水平上均拒绝“所有解释变量系数为0”的原假设，说明模型在回归时整体显著;所有模型AR（1）的P值均小于0.1，而AR（2）的P值均大于0.1，可知所有模型扰动项的差分只存在一阶序列相关而不存在二阶序列相关;由所有模型的Hansen检验P值可知，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设，表明所有模型所选用的工具变量与残差项不相关。因此，两阶段系统GMM的估计结果可信。
根据表3、4、5，命令型环境规制对产业结构合理化与高级化的直接效应均显著为负，影响系数分别为-0.041与-0.047。虽然命令型环境规制为企业的生产与产品设定了严格的环保标准规范，但相较于高污染产业取得的高额利润，命令型环境规制产生的相对固定的环境成本促使企业改进技术的动力有限，尤其是第二产业。高额利润促使更多的劳动力向第二产业转移的同时抑制了产业结构合理化，同时也增加了企業的生产经营成本，阻碍了企业技术研发，从而抑制了产业结构升级。而市场型环境规制与自主型环境规制的回归系数均显著为正，市场型环境规制对产业结构合理化与高级化的影响系数分别为0.203与0.277;自主型环境规制对产业结构合理化与高级化的影响系数分别为0.146与0.155。这表明市场型环境规制与自主型环境规制对产业结构合理化与高级化的直接效应都显著为正，市场型环境规制增加了企业的污染排放成本，自主型环境规制通过社会道德、公众舆论等手段为企业排污施加压力。一方面，排污成本的增加可以倒逼产业结构的合理配置，生产要素向污染较低的产业流动;另一方面，企业污染治理成本的提高与环保责任压力，要求当地企业购买新的污染治理设备或者开发新的环保技术，提高了新进企业的技术和资本门槛，倒逼企业进行产业结构升级，进入到污染较小的第三产业，助推产业结构高级化水平提高。进一步对比发现，市场型环境规制对产业结构合理化与高级化的正向影响，要高于自主型环境规制对产业结构合理化与高级化的正向影响。
（二）门槛效应分析
为探究异质性环境规制对产业结构优化的非线性影响，本文构建面板门槛回归模型，以工业绿色技术创新效率为门槛变量，实证检验异质性环境规制影响产业结构优化的门槛效应。门槛效应检验结果表明，仅自主型环境规制对产业结构合理化的影响存在工业绿色技术创新效率的双门槛效应，市场型与自主型环境规制对产业结构合理化的影响均存在工业绿色技术创新效率的单一门槛效应;同时，三种环境规制对产业结构高级化的影响均存在工业绿色技术创新效率的单一门槛效应。
门槛估计值结果显示，模型（1）将工业绿色技术创新效率分为低门槛区（lnGT<-1.874）与高门槛区（lnGT>-1.874），模型（2）将工业绿色技术创新效率分为低门槛区（lnGT<-1.934）与高门槛区（lnGT>-1.934），模型（3）将工业绿色技术创新效率分为低门槛区（lnGT<-3.684）、中门槛区（-3.684
<-2.032）与高门槛区（lnGT>-2.032），模型（6）将工业绿色技术创新效率分为低门槛区（lnGT<
-2.232）与高门槛区（lnGT>-2.232）。限于篇幅，具体检验结果未在文中列出，备索。
观察表6发现，当工业绿色技术创新效率处于低门槛区时，命令型环境规制与市场型环境规制对产业结构合理化的影响系数为负，但均不显著，而自主型环境规制对产业结构合理化的影响系数则显著为负;当工业绿色技术创新效率处于高门槛区时，三种不同类型环境规制对产业结构合理化的影响系数均显著为正。其中，市场型环境规制在高门槛区对产业结构合理化的正向影响要大于命令型与自主型环境规制所产生的正向影响。以产业结构高级化为被解释变量，检验结果表明，命令型环境规制在低门槛区对产业结构高级化无显著影响，在高门槛区的影响系数则显著为正;市场型环境规制在低门槛区对产业结构高级化的影响系数显著为负，在高门槛区的影响系数则同样显著为正;而自主型环境规制在低门槛区与高门槛区对产业结构高级化均产生了显著的正向影响（影响系数分别为0.165与0.192），但在高门槛区的正向影响要大于低门槛区。由此可知，当工业绿色技术创新效率处于较低水平时，不同类型环境规制工具难以有效倒逼产业结构实现优化;只有当工业绿色技术创新效率处于较高水平时，三种类型环境规制方才均可有效促进产业结构优化，这是由于在工业绿色创新效率较高的地区，经济发展质量与科技实力往往较为领先，企业享有更充足的生产资料、资金、技术条件支持以及人力资本优势，更有利于科技创新加速带动产业优化升级，且企业在获得良好的硬件条件支持的同时，面对环境规制也往往更倾向于选择转型升级的发展战略。
（三）稳健性分析
为检验上述结论的准确性与可靠性，应对其进行相应的稳健性检验。本文主要结合更换变量与估计方法来进行：（1）借鉴王锋正等的做法{15}，使用绿色产品创新（GPTI）度量工业绿色技术创新水平，绿色产品创新选用工业企业单位能耗新产品销售收入来衡量，其中各地区工业企业能源消耗根据各地区能源平衡表，参考各种能源与标准煤的折标系数，将工业消费的煤、石油、热力、电力以及其他能源消费量统一折算成标准煤，计算工业能源消费总量;工业企业新产品销售收入用规模以上工业企业新产品销售收入替代;（2）利用两阶段差分广义矩估计，加入被解释变量的滞后一阶项，将模型扩展为动态面板数据模型进行动态估计。由此得出了与前文估计结果相符的结论：命令型环境规制对产业结构优化的直接效应显著为负，而市场型环境规制与自主型环境规制则能有效倒逼产业结构优化，市场型环境规制对产业结构合理化与高级化的正向影响相对较高;工业绿色技术创新在命令型环境规制与产业结构优化之间存在负向的部分中介效应，而市场型环境规制与自主型环境规制则可通过促进工业绿色技术创新水平提升进而有效倒逼产业结构优化;工业绿色技术创新效率在市场型环境规制与产业结构优化之间的中介效应占比低于其在自主型环境规制与产业结构优化之间的中介效应占比。
四、研究结论及建议
本文首先通过构建两阶段SBM—DEA模型对中国工业企业绿色技术创新效率进行测算，结合中介效应模型系统探讨异质性环境规制、工业绿色技术创新效率与产业结构优化三者之间的关联与传导机制，主要结论如下：第一，命令型环境规制对产业结构优化的直接效应显著为负，而市场型与自主型环境规制则可有效倒逼产业结构优化，且市场型环境规制对产业结构合理化与高级化的正向影响要高于自主型环境规制。第二，工业企业绿色技术创新效率在命令型环境规制与产业结构优化之间存在负向的部分中介效应，而市场型与自主型环境规制则可通过促进工业企业绿色技术创新效率提升进而有效倒逼产业结构优化，工业企业绿色技术创新强化了市场型与自主型环境规制对产业结构优化的积极作用。第三，当工业企业绿色技术创新效率处于较低水平时，不同类型环境规制工具难以有效倒逼产业结构实现优化;当工业企业绿色技术创新效率处于较高水平时，三种类型环境规制则均可有效促进产业结构优化。其中，市场型环境规制对产业结构合理化的正向影响最大，自主型环境规制对产业结构高级化的积极作用最为凸显。
基于上述结论提出以下建议：首先，加大力度发挥市场型环境规制对产业结构优化升级的促进作用。这就要求在一定程度上增加企业的污染排放成本，其成本的增加可以倒逼产业结构的合理配置，使生产要素向污染较低的产业流动，淘汰落后產能，从而使产业结构合理化。同时，也要督促当地企业购买新的污染治理设备或者开发新的环保技术，从而提高新进企业的技术和资本门槛，倒逼企业进行产业结构升级，提高产业结构高级化水平。其次，充分发挥市场型与自主型环境规制的中介效应，合理利用市场型与自主型环境规制政策工具组合，通过市场有效引导和公众积极参与，切实提升工业企业绿色技术创新效率，从而倒逼产业结构优化发展。最后，政府要加大对教育的投入，重视对人才的全面培养，特别是加大对绿色技术的研发投入，从而促进产业结构优化发展。
注释：
① 曾倩、曾先锋、岳婧霞：《产业结构视角下环境规制工具对环境质量的影响》，《经济经纬》2018年第6期。
② 郭然、原毅军：《环境规制、研发补贴与产业结构升级》，《科学学研究》2020年第12期。
③ 肖兴志、李少林：《环境规制对产业升级路径的动态影响研究》，《经济理论与经济管理》2013年第6期。
④ 康鹏辉、茹少峰：《环境规制的绿色创新双边效应》，《中国人口·资源与环境》2020年第10期。
⑤ 王珍愚、曹瑜、林善浪：《环境规制对企业绿色技术创新的影响特征与异质性——基于中国上市公司绿色专利数据》，《科学学研究》2021年第5期。
⑥ M. E. Porter， C. V. D. Linde， Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship， Journal of Economic Perspectives， 1995， 4（4）， pp.97-118.
⑦ M. E. Porter， America’s Green Strategy， Scientific American， 1991， 264（4）， pp.193-246.
⑧ 蔡玉蓉：《创新投入对产业结构升级的影响机制研究——基于分位数回归的分析》，《经济问题探索》2018年第1期。
⑨ Cheng Zhong Hua， Li Lianshui， Liu Jun， Industrial Structure， Technical Progress and Carbon Intensity in China’s Provinces， Renewable and Sustainable Energy Reviews， 2018， 81（2）， pp.2935-2946.
⑩ 付凌晖：《我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究》，《统计研究》2010年第8期。
{11} 薄文广：《地方政府竞争与环境规制异质性：逐底竞争还是逐顶竞争？》，《中国软科学》2018年第11期。
{12} 肖仁桥、王宗军、钱丽：《环境约束下中国省际工业企业技术创新效率研究》，《管理评论》2014年第6期。
{13} R. M. Baron & D. A. Kenny， The Moderator Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual， Strategic， and Statistical Considerations， Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51（6），p.1173.
{14} 温忠麟、张雷、侯杰泰：《中介效应检验程序及其应用》，《心理学报》2004年第5期。
{15} 王锋正、姜涛、郭晓川：《政府质量、环境规制与企业绿色技术创新》，《科研管理》2018年第1期。
作者简介：高红贵，中南财经政法大学经济学院教授、博士生导师，湖北武汉，430073;肖甜，通讯作者，中南财经政法大学经济学院博士研究生，湖北武汉，430073。
（责任编辑 陈孝兵）
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