环境规制对陕西省产业结构优化的影响——基于中介效应模型分析

李 珂，王钰莹

(甘肃政法大学 经济学院，甘肃 兰州 730030)

一、引言

在经济新常态下，陕西省作为西部经济大省，面临着经济结构转型带来的巨大压力和由此延伸而来的转变经济发展方式的机遇与挑战。陕西省地处西北内陆，气候干燥，其中陕北地区的自然地貌和陕南地区的生态破坏是导致陕西省生态环境问题突出的原因。与我国东中部其他省份相比，陕西省目前仍然是一个经济欠发达的地区，因此，经济发展面临着保持环境健康发展的使命。破解经济发展与生态环境保护之间矛盾的难题，推动产业结构升级的同时加强生态环境保护，是陕西省实现经济可持续发展的必要途径。为了更好地解决这些问题，需要关于陕西省环境规制对产业结构优化影响的研究。

党的十九大报告明确提出了“坚持人与自然和谐共生”“像对待生命一样对待生态环境”“实行最严格的生态环境保护制度”等。环境规制作为我国政府进行环境管理的重要手段之一，它是以个人或者集体为对象、以有形或者无形的制度制约所存在的一种约束性力量，其目的是保护环境，但也对一个时期内国家或者区域的经济增长有着重要的影响，进而影响着地区的产业结构。根据陕西省2007年统计年鉴和2018年统计年鉴表明，2006年陕西省工业废水排放量为40479万吨、工业废气中二氧化硫排放量796834.4吨、工业废气中烟(粉)尘排放量264419吨①，2017年陕西省工业废水排放量为30875.52万吨、工业废气中二氧化硫排放量158153.89吨、工业废气中烟(粉)尘排放量139168吨；2006年陕西省三次产业结构比是1:6.2:5.3②，2017年陕西省三次产业结构比是1:5.1:3.7。这些结果表明，随着陕西省环境规制的实施，产业结构优化未受到负面影响。那么，陕西省环境规制政策是否会对产业结构优化产生影响以及产生怎样的影响？本文将运用中介效应模型对此进行实证分析，为助推陕西省环境情况改善和产业结构优化提出建议。

二、文献综述

国外学者关于环境规制与产业结构关系的研究，主要有两种观点：第一种是迈克尔·波特(1995)提出了著名的“波特假说”理论[1]，他认为环境保护政策影响经济的主要方式是推动企业进行技术创新或采用创新技术。虽然短期内会增加成本，但从长远来看，可以提高企业的生产效率，增强企业的核心竞争力，促进经济增长。第二种观点是反对波特假说，提出了“污染避难所假说”[2]，认为高污染企业往往会向环境规制弱的国家或地区迁移，如果经济发展水平较低的地区为追求经济发展而牺牲原本的资源环境，降低该地的环境规制标准，那么就会引起当地环境污染问题的恶性循环，所以，环境规制不利于经济增长。

国内学者关于环境规制与产业结构关系的研究，主要有三种观点：一是认为环境规制对产业结构优化具有积极的促进作用[3-5]，但是在不同地区促进作用不一致[6-7]，还有部分学者提出促进作用具有时滞性[8-9]。二是认为环境规制对产业结构优化具有消极的抑制作用，如：李强、丁春林(2018)运用2005-2015年长江经济带沿线城市的面板数据，得出生态环境的优化不能及时促进长江经济带产业结构优化[10]。游达明(2018)采用空间杜宾计量模型进行实证研究，结果发现在考虑财政分权条件下，环境规制不利于产业结构优化[11]。卫平、余奕杉(2017)指出在低技术创新水平和低人力资本水平时，环境规制会抑制产业转型优化[12]。三是认为环境规制对产业结构优化的影响具有不确定性。如：钟茂初、李梦洁(2015)利用中国省际面板数据认为环境规制与产业结构优化呈现出U型的不确定关系[13]。

根据以上国内外学者关于环境规制对产业结构的影响分析，认为存在两点不足：第一，有关环境规制对产业结构影响的路径研究较少，环境规制、技术创新与产业结构之间的关系多处于两两关系的单一研究阶段，鲜有学者研究技术创新是否在环境规制对产业结构的影响中起传导作用。第二，研究对象选择在各行业和国家层面较多，对于区域和省级层面研究较少。

“波特假说”[1]认为，环境规制会促使企业进行技术研发，从而倒逼产业结构优化升级，具体来看，企业通过提高技术研发投入和创新能力弥补环境规制得来的额外生产成本和增强自身的市场竞争力，而技术创新更重要的结果是带来生产效率的提高、促进产业分工以及新兴绿色产业的发展，从而使得产业结构不断优化升级。与此同时，有一种对立的观点“污染避难所假说”[2]认为环境规制不能通过技术创新促进产业结构优化升级。因为环境规制使得企业产生额外的生产成本，这在一定程度上挤占了企业的研发投入，从而阻碍技术创新和抑制产业结构优化升级。因此，本文以“波特假说”[1]和“污染避难所假说”[2]为理论基础，验证环境规制是否能够通过技术创新这一中介变量对陕西省的产业结构优化产生影响。拟选择陕西省西安市、铜川市、宝鸡市、咸阳市、渭南市、延安市、榆林市、汉中市、安康市以及商洛市等十个城市，选取2006—2017年环境规制和产业结构优化指标数据对陕西省环境规制对产业结构优化影响进行实证分析。

三、模型构建及变量说明

(一)模型构建

根据“波特假说”[1]，环境保护政策对经济产生影响的主要方法是促进企业进行技术革新或采用革新技术。短期内会增加费用，但从长期角度看，可提高企业的竞争力，促进经济增长。所以环境规制从长期来看可以通过技术创新的中介作用影响产业结构优化升级。本文将技术创新设定为中介变量，验证中介效应是否存在。本文借鉴温忠麟等学者[14]的处理方法采用逐步回归法构建以下中介效应模型：

strit=c0+α1erit+γ1scalit+γ2govit+γ3devit+εit

(1)

tecit=c1+α2erit+εit

(2)

strit=c2+α3erit+β1tecit+γ4scalit+γ5govit+γ6devit+εit

(3)

其中，i和t分别表示对应的地区和年份，c0、c1和c2为常数项，α1～α3、β1、γ1～γ6为回归系数，strit表示产业结构优化指数，tecit表示技术创新，erit为环境规制强度，scalit、govit和devit为控制变量即产业规模、政府支出水平和经济发展水平，εit为随机扰动项。

根据中介效应存在需满足的三个条件③，分下面三步进行回归检验：

第一步，检验模型(1)中环境规制强度系数α1是否显著，若是显著可以进行下一步，如果系数α1显著为正，表明环境规制促进产业结构优化，反之，环境规制抑制产业结构优化。若不显著，则停止中介效应分析。

第二步，检验模型(2)中环境规制强度系数α2和模型(3)中技术创新系数β1是否显著，若同时显著则进行第三步检验，若至少有一个不显著，需进行sobel检验。sobel检验统计量为：

(4)

其中，Sβ1、Sα2为回归系数β1和α2估计值的标准差，该统计量在5%显著性水平下的临界值为0.97。

第三步，检验模型(3)中环境规制强度系数α3是否显著，如果α3显著，则表明存在部分中介效应，即环境规制对产业结构优化的影响一部分是直接影响，一部分是通过技术创新影响；如果α3不显著，则表明存在完全中介效应，即环境规制对产业结构优化的影响完全通过技术创新影响。

(二)变量说明

1.被解释变量：产业结构优化(STR)。产业结构优化指一地区产业结构由低水平向高水平状态发展的动态过程。本文借鉴徐德云(2011)构造的产业结构层次系数衡量产业结构优化程度，根据产业结构高级化由第一产业占主导逐渐转向第二、三产业占主导地位的重要特征，分别对三大产业依次赋予1，2，3权重[15]。具体公式为：

(5)

上式中，yi,m,t代表第m产业在i地区t时期占地区生产总值比重；STRit表示产业结构高级化指标，其取值为1～3④。

2.核心解释变量：环境规制强度(ER)。本文借鉴张治栋(2018)[16]的研究，采用污染综合指数的倒数来度量地方政府环境规制程度。计算公式为：

(6)

其中，Ej,it表示i城市t年j污染物排放总量，本文选择工业废水排放量、工业SO2排放量、工业烟(粉)尘排放量进行重点考察；Yit表示i城市t年工业总产值；Ej.t为全国t年j污染物排放总量；Yt为全国t年工业总产值；Eit为i城市t年污染综合指数。

3.中介变量：技术创新(TEC)。本文采用研发支出水平来衡量技术创新水平。因为《中国城市统计年鉴》中仅有各城市的科技和教育支出费，所以本文采用科技和教育支出费用之和衡量研发支出水平投入，然后以各城市实际研发支出水平投入与国民生产总值的比值来衡量研发支出水平[16]。

4.控制变量：由于造成环境规制对一个地区产业结构优化的影响因素是多方面的，面板模型还需要加入控制变量。本文选取控制变量如下：(1)产业规模(SCAL)：规模以上工业企业工业总产值与地区生产总值的比值；(2)政府支出水平(GOV)：一般公共预算支出占GDP比重；(3)经济发展水平(DEV)：当年GDP增值与当年GDP的比值。

(三)数据来源

数据的选取不仅要考虑真实性还要考虑数据的可得性。本文中的所有变量数据均来自《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》和《陕西省统计年鉴》。由于个别城市污染排放数据缺失，所以用近两年算术平均值替代。样本变量描述性统计如表1所示。

表1 各个变量的描述性统计量

根据本文所采用的产业结构优化指标式(5)，计算出陕西省各市2006—2017年产业结构优化程度系数，制作产业结构优化程度系数图(图1)。总体上，陕西省十个市产业结构优化系数逐年上升，说明产业结构不断优化中。分别来看各个市，西安市的产业结构优化程度系数最高，主要由于西安市作为省会城市市政府采取政策吸引大量人才集聚，较好的支持了第三产业发展。其他九个市产业结构优化系数较低是由于均以第二产业发展为主导，粗放式的发展模式还未转变。

图1 陕西省各市产业结构优化程度系数图(2006—2017)

根据本文所采用的环境规制度量指标式(6)，计算出陕西省各市2006—2017年环境规制强度系数图(图2)。由环境规制度量指标达到环境规制强度系数越大，环境规制强度较高。总体上，陕西省环境规制强度系数呈微小上升趋势，说明陕西省工业废水排放量、工业SO2排放量、工业烟(粉)尘排放量等排放量基数逐渐减小。从图2中可看出自2015年到2016年环境规制强度系数上升幅度最大，这是与2014年陕西省正式实施《陕西省大气污染防治条例》有关，政策实施效果具有一定的滞后性，在2015年污染指数有所改善。而2015年之前延安市环境规制强度系数异常高与其减少排放污染物基数有关，2006年、2007年、2008年延安市工业废水排放量分别为784万吨、759万吨、1350万吨，同等工业总产值其他城市工业废水排放量与延安市相比较高。

图2 陕西省各市环境规制强度系数图(2006—2017)

四、实证分析

(一)平稳性检验

为保证数据的有效性，对数据进行单位根检验，以确保不会出现伪回归现象。本文采用适用于同根的LLC检验和适用于不同根的IPS检验对所有变量进行检验均通过平稳性检验，可以进行下一步实证分析。

表2 面板数据单位根检验结果

(二)技术创新的中介作用

本文使用Stata16软件对数据进行回归。通过Hausman检验结果分析，在模型(1)和模型(2)的回归结果中，随机效应优于固定效应，因此采用随机效应模型，模型(3)采用固定效应模型。实证结果如表3所示。

表3 技术创新的中介作用分析

方程1结果显示，环境规制强度与产业结构优化的相关系数α1值为0.0077，表明环境规制促进产业结构优化，在5%显著性水平下，环境规制强度每提高1%，产业结构优化程度相应提高0.0077；产业规模与产业结构优化的相关系数γ1值为-0.0037，表明产业规模阻碍陕西省产业结构优化，产业规模每提高1%，产业结构优化程度减少0.0037，但没有通过显著性检验；政府支出水平与产业结构优化的相关系数γ2值为0.2472，表明政府支出水平促进陕西省产业结构优化，在1%显著性水平下，政府支出水平每提高1%，产业结构优化程度相应提高0.2472；经济发展水平与产业结构优化的相关系数γ3值为-0.2294，表明经济发展水平阻碍陕西省产业结构优化，在1%显著性水平下，经济发展水平每提高1%，产业结构优化程度减少0.2294；

方程2结果显示，环境规制与技术创新的相关系数α2值为-0.0004，并没有通过显著性检验，但由于方程3中技术创新系数β1显著，需要进一步做soble检验，经计算，soble检验的统计量为-1.42，其绝对值大于临界值0.97，因此，技术创新中介效应在5%的水平下显著，环境规制通过技术创新影响产业结构优化。

方程3结果显示，环境规制与产业结构优化的相关系数α3值为0. 0085，表明环境规制促进陕西省产业结构优化，在5%显著性水平下，环境规制强度每提高1%，产业结构优化程度相应提高0. 0085；技术创新与产业结构优化的相关系数β1值为6.1471，表明技术创新促进陕西省产业结构优化，在1%显著性水平下，技术创新每提高1%，产业结构优化程度相应提高6.1471；产业规模与产业结构优化的相关系数γ4值为-0.0078，表明产业规模阻碍陕西省产业结构优化，产业规模每提高1%，产业结构优化程度减少0.0078，但没有通过显著性检验；政府支出水平与产业结构优化的相关系数γ5值为0.0461，表明政府支出水平促进陕西省产业结构优化，政府支出水平每提高1%，产业结构优化程度相应提高0.0461，但没有通过显著性检验；经济发展水平与产业结构优化的相关系数γ6值为-0.1789，表明经济发展水平阻碍陕西省产业结构优化，在1%显著性水平下，经济发展水平每提高1%，产业结构优化程度减少0.1789。

(三)稳健性检验

为确保模型设定的合理性和实证结果的稳健性，本文将采用替代性检验对回归结果进行稳健性检验。将模型中的产业结构优化指标用第三产业增加值与第二产业增加值之比代替重新进行回归。检验结果如表4所示，回归结果与基础回归结论基本一致，说明模型设定合理，检验结果具有稳健性。

表4 使用替代变量模型检验结果

五、结论及建议

本文运用中介效应模型，选择陕西省10个地级市，运用2006—2017年陕西省12年有关环境规制和产业结构优化指标进行实证分析，得到以下结论：1、环境规制对陕西省产业结构优化具有促进作用，表明陕西省环境规制对产业结构优化是有利的。2、政府支出水平对陕西省产业结构优化具有积极的促进作用，在产业结构优化上提供的财政支出能有效促进产业结构优化。3、产业规模和经济发展水平对产业结构优化具有负向作用。究其原因是陕西省经济发展主要依靠第二产业拉动经济，并且过去经济发展属于粗放式发展，不是依靠创新驱动，所以与产业结构优化呈现出负相关,研究结果与杨冬民(2020)学者研究结论一致[17]。4、技术创新在环境规制对产业结构优化的影响中起中介作用。虽然环境规制通过技术创新对产业结构优化的影响在理论分析上具有两面性，但基于陕西省现实情况分析，却有积极的一面。

根据以上研究结论，提出以下政策建议：1、陕西省应加大环境规制执行力度。基于实证结果，环境规制可以促进陕西省产业结构优化，所以陕西省应更加注重环境规制的执行力度。环保局可以建立污染超标准企业数指标，通过指标数据说明执行力度。并且需要加强环保立法的法律法规，适当提高陕西省环境规制标准。2、政府增加财政支出支持产业结构优化。实证结果表明政府支出水平与产业结构优化之间存在正相关。因此，陕西省政府应加大对环保研究机构的支持和投资，并且加大对环境保护的财政支出。3、培育战略性新兴产业。根据实证结果表明，产业规模和经济发展水平对产业结构优化具有负向阻碍作用，原因是陕西省现阶段经济发展依靠第二产业拉动，各市应注重对第三产业基础设施建设，吸引企业入驻来促使产业结构优化。4、大力提升技术创新水平来促进产业高质量发展。实证结果表明环境规制通过技术创新对产业结构优化起部分中介作用，因此陕西省应加强技术创新水平，利用陕西省高校集聚优势，重视教育投资，加强科技人才培养。并且鼓励政府对创业前期创新企业的投资，实现陕西产业结构的优化升级。

注释：

①该数据由2007年《陕西省统计年鉴》中陕西省各市工业废气中烟(粉)尘排放量加总得到。

②该数据由2018年《陕西省统计年鉴》原始数据计算整理得到。

③中介效应存在的三个条件：一是未纳入中介变量前，核心解释变量对被解释变量影响显著；二是核心解释变量对中介变量影响显著；三是纳入中介变量后，中介变量和核心解释变量对被解释变量影响显著。

④STRit在1附近取值或等于1，说明经济结构以农业结构为主；STRit在2附近取值或等于2，说明国民经济中第二产业占主导，工业在经济中发挥了重要作用；STRit在3附近取值或等于3，说明第三产业占比大，服务业在经济中占重要地位。