环境规制异质性、溢出效应与我国产业结构升级

赵 波，黄珊珊,2，罗小娟

(1.江西师范大学 江西经济发展研究院， 江西 南昌 330027；2.西安翻译学院 信息工程学院， 陕西 西安 710105)

一、 研究背景

改革开放以来，传统的经济发展方式使我国取得举世瞩目的经济成就，同时也导致了一些地区自然资源枯竭、生态环境恶化的后果。为了改变这一现状，我们必须协调经济发展与环境保护之间的关系，产业结构升级不仅能提高知识密集型和技术密集型产业的比重，也能推动清洁产业的发展，从源头上遏制环境污染的发生，是协调经济发展与环境保护的关键路径。目前，我国的产业结构升级主要来自外部的压力，如产业政策的干预、外部市场结构的影响等[1]。而环境规制的加强会直接增加企业的生产成本，迫使企业调整自身的生产行为，成为产业结构调整的内在激励。

现有文献关于环境规制对产业结构升级的影响主要有以下3种观点：(1)环境规制对产业结构升级具有正向的促进作用，并且存在着地区差异性[2-3]，东部地区环境规制对产业升级的促进作用更强[4]。(2)环境规制对产业结构升级存在门槛效应。即环境规制与产业结构升级之间并不是一种线性关系，而是“U”型关系[5]。还有学者认为环境规制对产业结构升级的影响存在滞后性，二者存在三重门槛效应，在规制强度过低时影响表现为潜动力，最优规制水平下是一种正向促进影响，强度过高时促进作用减弱[6]。(3)环境规制会抑制产业结构升级[7-9]。

尽管国内外学者对环境规制与产业结构升级已经进行了较多研究，但是仍然存在两个不足。首先，学者们在研究环境规制与产业结构升级的关系时，关注的重点仍然是本地环境规制对本地产业结构升级的影响，忽视了地域相关性，即本地环境规制是否会影响邻近地区产业结构的问题。其次，学者们也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。

因此，本文将基于环境规制异质性的视角，从地理邻近特征出发，构建空间邻接权重矩阵和空间地理距离权重矩阵，运用空间杜宾模型研究不同类型的环境规制对产业结构升级的影响。本文试图在以下几个方面做出贡献：(1)借鉴现有环境规制水平的指标构建，运用2006—2017年我国31省市面板数据，从政府、市场、公众参与3个不同作用主体出发，构建更符合社会发展现状的环境规制综合指标体系。(2)引入空间因素分析异质性环境规制对本地区产业结构升级的影响和对邻近地区产业结构升级的溢出效应。

二、研究假说

(一)环境规制对产业结构升级的影响分析

“波特假说”与“壁垒效应”通常被用来解释环境规制对产业结构升级的影响。“波特假说”认为环境规制能够使企业提高生产效率或改进生产方式，从而获得“创新补偿”，使产业结构不断向高级化、合理化发展[10]。政府通过资金和技术壁垒筛选进入本区域的企业，而企业只能选择退出该市场或提高自身条件获得准入许可，从而限制了低端产业的进入，促进了产业结构的优化升级。若A、B两个区域的资本可以任意流动且无流动成本，在同一环境规制强度下，区域A和区域B的资本边际产量相等，当区域A提高环境规制力度时，该地区生产成本增加导致资本边际产量降低。如果A、B两地区的流通成本小于因为环境规制强度提高而产生的额外成本时，A地区的产品制造商会流入B地区，从而影响B地区的产业结构[11]。地方政府间的环境规制也存在“逐底效应”与“逐顶效应”两种现象，表明环境规制存在溢出效应[12]。通过上述分析可知，高强度的环境规制一方面迫使企业改进生产技术降低生产成本，从而倒逼产业结构升级；另一方面，会自动过滤出高污染企业，提高区域内产业结构综合水平。随着生态文明建设战略地位的提高，地方政府对环境规制的“逐顶效应”日益明显，本文提出第一个假说：

假说H1：环境规制不仅对本地产业结构升级具有促进作用，对邻近地区产业结构升级也具有正向的溢出作用。

(二)环境规制异质性对产业结构升级的影响分析

严格的行政命令型环境规制可以有效淘汰落后产能和过剩产能从而促进产业结构升级。政府通过颁布一系列的行政命令，可以直接禁止高污染或低端产业在某地建厂。随着环境违法的打击与处罚力度加强，会使区域外的企业提高对环境政策的预期判断，达到政策威慑的效果，而区域内的污染企业可能会主动转移到规制强度弱的地区。

市场型环境规制的作用逻辑是利用市场信号使企业规范自身行为，通过提高排污费和环境税的征收标准，内部化环境污染的负外部性。一方面，缴纳排污费会增加企业的生产成本，导致产品价格上涨，在消费需求不变的前提下，会减少企业利润和技术创新的资金投入。另一方面，在流动资金固定的情况下，企业购买排污权便会挤占生产技术创新的支出[13]，技术创新能力降低会在一定程度上抑制产业结构升级。我国对排污收费标准偏低，只能弥补环境污染治理成本的8%[14]，所以企业宁可缴纳排污费也不愿增加清洁设备或通过技术创新来减少污染排放[15]。目前，我国市场型环境规制的创新补偿效应并不明显，不会促进产业结构升级[16-17]。

公众参与型环境规制主要体现在居民环保意识的提升影响到产业结构升级。地区居民环保意识增强后，一方面居民会与污染企业进行谈判或直接通过媒体曝光，使企业产生额外的谈判成本，迫使其转移与升级；另一方面居民会增加对清洁产品的需求量，使企业通过改变产品需求结构来优化产业结构。

通过上述分析，行政命令型环境规制通过国家制定更严格的环保政策，加大对环保违法的监督与打击力度等措施，激励企业转型升级；我国市场型环境规制主要以收取排污费的方式来影响企业行为选择，但排污成本相对于所获利润来说偏低；而由于居民对绿色产品的需求增加以及强有力的群众监督会迫使企业转变生产结构。因此，本文提出第二个假说：

假说H2：行政命令型环境规制和公众参与型环境规制对产业结构升级有促进作用，而市场型环境规制会阻碍产业结构升级。

三、环境规制水平测度与时空演变规律

(一)环境规制测度指标体系的建立

环境规制最初被认为是政府制定相应的政策与措施调节企业的经济活动，以减少污染物排放引起的外部不经济性。随着研究的不断深入，环境规制的内涵得以不断丰富。Pargal 等[18]首次提出非正式环境规制，认为当正式环境规制缺失或不足时，会出现许多团体同当地污染厂商进行协商谈判以达到减排的目的。非正式环境规制也被称为隐性环境规制[19]，是环保意识的集中体现，具有运行成本较低改善环境状况效果更为明显等优势。本文认为无论是非正式环境规制还是隐性环境规制，其规制对象均为社会公众，因此使用公众参与型环境规制来表示。市场型环境规制是通过市场信号来影响排污者的决策而非用规章制度来规范排污者行为。本文将环境规制分成行政命令型、市场型和公众参与型环境规制。

关于行政命令型环境规制指标，目前学者们主要用以下4种方式表示：(1)工业污染治理项目投资额占工业增加值比重[20-21]；(2)单位工业总产值对应的主要污染物排放量[22]；(3)工业污染投资完成额、工业废气与废水排放密度综合指标[23]；(4)傅京燕、李丽莎用废水排放达标率、废气去除率和固体废物综合利用率来表示[24]。基于以上分析，本文从政府投入与产出的角度来考虑，选取各省市单位工业产值环保支出、单位工业产值工业“三废”排放综合指标、处罚环境违法行为的数量，综合表示行政命令型环境规制(见表1)。关于市场型环境规制指标，有学者认为排污费是一个能够很好衡量市场型环境规制的指标，通过对污染物排放进行市场标价来影响企业决策[25]。本文也使用排污费表示市场型环境规制。学者们通过量化公众环保意识的强度表示公众参与型环境规制。目前，对环保意识的量化主要用环境投诉数据[26]、媒体对污染事件的曝光[27]等表示。由于环保意识量化的复杂性，单一指标具有片面性，原毅军、谢荣辉用教育水平、收入水平、人口密度综合表示环保意识[28]。结合现有研究，本文使用居民受教育水平、居民收入和投诉环境污染数量等指标综合表示公众参与型环境规制。

在数据的处理上，本文首先运用倒数法对负向指标进行同向化处理以解决指标方向不一致问题；其次运用无量纲法对原始数据进行线性标准化处理以消除指标统计单位不一致问题；最后运用熵值法确定各指标的权重并计算综合指数，取值越大表示环境规制水平越高。

表1 环境规制评价指标体系

(二)环境规制时空演变规律

1.环境规制的时序变化规律

如图1所示，从总体水平看，2006—2017年我国31个省市自治区环境规制总体水平呈现直线型上升的趋势，2017年全国环境规制强度平均水平是2006年的2.67倍。从增速看，2013—2017年环境规制的年增长速度为1.7%，远高于2006—2012年的1%，说明党的十八大以来我国环境规制经历了高速发展期。从环境规制类型看，公众参与型环境规制发展最为迅速，12年间增长322%，且在环境规制中占比越来越大，2017年占比高达67%；行政命令型环境规制水平上升也非常明显，年均增长17%，占比从2006年的31%降到2017年的25%；市场型环境规制水平的增长较为缓慢，在12年间只增长了1.5倍，占比则从14%降到8%。

图1 2006—2017年我国各类型环境规制强度变化趋势

2.环境规制的空间规律

环境规制的地区差异明显，自东向西呈现逐步递减的梯度特征。本文运用ArcGIS软件的自然断裂法把我国2006、2013、2017年环境规制水平分为低、较低、较高、高水平四个阶段。结果如表2所示。2006年我国环境规制水平高的地区是北京、山东、江苏、浙江和广东五省市，较高的地区则集中在环渤海地区以及四川、湖北、河南等省。2013年高环境规制水平的仍然分布在东部沿海地区，低环境规制水平的则更多向西部地区集中，主要分布在青海、甘肃、西藏等地。2017年，低环境规制水平省市的数量有所减少，主要分布在青海与宁夏两地，较低环境规制水平的省市有内蒙古、陕西、重庆、贵州、广西等地，湖南、湖北、河南、河北、安徽等省市处于较高环境规制水平阶段，高环境规制水平省市依旧集中在沿海区域。环境规制水平受到经济发展的影响，一般来说，经济越发达的地区，环境污染越严重，所以环境规制水平相应更高。值得指出的是，如西藏、青海等地环境规制水平低，并不代表当地对环境不够重视，可能是当地经济水平较低，污染并不严重，所以环境规制水平相应也不高。

表2 环境规制水平空间分异

四、 空间杜宾模型构建与指标选取

(一)模型构建

环境污染具有负的外部性，因此不考虑环境规制的溢出效应会高估污染源地区产业结构升级效果[29]。空间计量模型能够有效地估计研究对象之间的空间相关性，也能通过对动态效应和滞后一期空间自相关的估算来描述变量的直接效应、间接效应和总效应。因此，本文构建空间杜宾模型，运用STATA14.0与MATLAB 2017b软件对异质性环境规制影响产业结构升级进行实证分析。本文构建以下模型：

lndrait=a+bERit+cZit+d(WER)it+e(WZ)it+μt+λi+εit

(1)

其中，lndrait表示第i个省市t年的产业结构升级水平；ERit为核心解释变量，表示第i个省市t年的环境规制总体强度。在计量模型运行时，环境规制变量还包括以下3个，FERit表示第i个省市t年的行政命令型环境规制强度，MERit表示第i个省市t年的市场型环境规制强度，PERit表示第i个省市t年的公众参与型环境规制强度，b表示环境规制作用于产业结构升级的方向和大小。Zit为其他控制变量，如社会投资需求、经济发展水平、自然资源禀赋等因素，c表示控制变量对产业结构升级的作用方向和大小。W表示空间权重矩阵，d是空间滞后变量系数，e表示考虑空间因素的控制变量系数。μt、λi表示时间固定和空间固定，εit表示其他误差项。

(二)空间权重矩阵设定

环境规制对产业结构升级的影响不仅仅局限于相邻接壤地区，地理距离接近但并不相邻也可能存在相互影响，因为距离越近意味着要素流通成本越小。因此，本文从地理邻近特征出发，分别构建空间邻接与地理距离两种不同形式的空间权重矩阵，空间邻近权重矩阵Wj来表示，其元素是根据两地是否有共同边界来设定的，有共同边界则为1，无共同边界则为0，同时对角线元素也为0。

而空间地理距离权重矩阵WG的设定如下所示：

(2)

式中，d为两地区地理中心位置之间的距离;i,j分别表示我国31省市自治区。

(三)指标选取

1.被解释变量：各省市产业结构升级水平(lndra)

本文借鉴前人研究，用产业结构的高级化与合理化来综合表示产业结构升级[17]。其中，用三产增加值与二产增加值的比重表示产业结构高级化，用泰尔指数来衡量产业结构合理化，泰尔指数表示为：

(3)

式中，i表示第i产业部门，n表示产业部门总量，Y表示产业总产值，L表示产业就业人数，Yi表示第i产业总产值，Li表示第i产业就业人数。泰尔指数越大说明经济偏离最优状态越远，产业结构越不合理，反之就越合理。TL是负向指标，对其取倒数后运用熵值法与产业结构高级化合成产业结构升级的综合指标。

2.核心解释变量：环境规制(ER)

具体包括4种形式：(1)行政命令型环境规制(FER)；(2)市场型环境规制(MER)；(3)公众参与型环境规制(PER)；(4)用熵值法计算3种类型环境规制的权重并合成综合指标环境规制(ER)。

3.其他控制变量：除了环境规制外，其他影响产业结构升级的因素

(1)社会投资需求(invst)，用全社会固定资产投资量来表示，新的投资需求将会创造新的产业改变原有的产业结构。(2)经济发展水平(GDP)，用人均GDP来表示，随着经济发展水平的提高劳动力会逐渐从农业、制造业转向服务业，使产业结构得到优化。(3)城市化率(URB)，用城镇人口与常住人口的比值表示。城市化能够提高城市竞争力，更好地吸引外资，也为第三产业带来了大量的劳动力。(4)资源禀赋(NR)，用采矿业从业人员占全部从业人员比重表示。(5)政府干预程度(GOV)，用政府财政收入占GDP总值的比重来表示。(6)企业进入(Entp)，用规模以上工业企业数量来衡量。

本文对涉及货币形式的经济指标均转化为以2006年为基准的不变价以消除价格因素的影响。

表3 变量定义与描述性统计分析

五、计量结果分析

(一)产业结构升级相关性分析

本文运用莫兰指数来表示产业结构升级的空间相关关系，表4表示2006—2017年我国产业结构升级的全局自相关检验结果。可以看出2006—2017年我国产业结构升级在两种权重矩阵下的莫兰指数都为正数且均在1%的水平上显著，表示产业结构升级存在明显的空间正相关。即产业结构升级水平高的省市会聚集，水平低的地区也会聚集。

表4 2006—2017年各省市产业结构升级的Moran’s I指数

(二)空间计量模型适用性的检验

首先，本文对无空间效应面板数据模型进行估计，采用空间hausman检验对空间随机效应与空间固定效应进行检验。表5是无空间效应面板数据模型的估计结果，第2列是混合ols估计结果(没有固定效应)，第3列是包含空间固定效应的结果，第4列是包含时间固定效应的估计结果，第5列是同时包含时间固定和空间固定效应的估计结果，检验结果均指向应选择固定效应。其次，对空间面板模型适用性进行检验。判断是否能够运用空间面板模型要先经过LM空间滞后和LM空间误差检验，LM检验结果说明本研究适合使用空间面板模型。其中，在包含时间固定效应的估计中R2较高有更好的解释度，所以本文选用包含时间固定效应的空间面板模型。最后，进行空间杜宾模型适用性检验。本文执行了LR检验和Wald检验，结果如表6所示，LR检验和Wald检验均在1%显著性水平上拒绝原假设，即空间杜宾模型不可被简化为空间滞后模型和空间误差模型。

表5 无空间效应面板数据模型估计

表6 LR检验与Wald检验

(三)环境规制异质性对产业结构的直接效应和溢出效应分析

表7报告了空间面板杜宾模型的检验结果，其中(1)～(8)列分别表示了环境规制综合指标以及行政命令型、市场型、公众参与型环境规制4个变量在邻接权重矩阵与地理距离权重矩阵下对区域产业结构升级的影响。从计量结果中可以看出，两种空间权重矩阵下的模拟结果比较相近，充分说明模型的稳健性。在两种空间权重矩阵下，空间自回归系数ρ均在1%水平上显著为正，说明环境规制的对产业结构的影响存在空间溢出效应。由于空间杜宾模型中的系数值并不是表示解释变量变化对产业结构升级的边际影响，为此，本文运用偏微分方法对直接效应和间接效应(又叫溢出效应)进行分解(见表8)。结果发现，在两种权重矩阵下，各解释变量的系数符号与显著性水平并没有明显的差异，说明计量结果是比较稳健的。由于篇幅的有限性，本文选择邻接权重矩阵估计的结果进行分析。

表7 环境规制空间杜宾模型回归结果

表8 空间杜宾模型效应分解结果

环境规制对本地区的产业结构升级的直接效应和间接效应系数分别为0.592和0.915，且在1%水平上显著，表明环境规制强度每提高1%会使本地区产业结构升级水平提升0.592%，使邻近地区产业结构升级提升0.915%，具有正向的空间溢出效应。我国目前实行最严格的环境保护政策，并且环境保护问题已经进入了地方官员晋升的考核体系中，通过政治锦标赛模式来激励各地环境规制强度竞相向上。不仅如此，居民“用脚投票”的方式也会促使地方政府在环境规制方面竟相向上[30]。也就是说本地的环境规制强度会影响邻近地区的环境规制从而促进产业结构升级，因此论证了假设H1。

环境规制异质性的影响差异，(1)行政命令型环境规制的直接效应和间接效应均在1%水平上显著为正，说明本地环境规制水平提高不仅会促进本地产业结构升级也会促进邻近地区产业结构升级，与高明等[31]的结论一致。政府增加环保投入也会吸引一些市场资金的进入，带动回收利用产业以及绿色产业的兴起。而对环境违法处罚力度增大会使大量的污染产业关停或改变生产方式从而优化地区的产业结构。(2)市场型环境规制的直接效应为-0.081 5，在1%水平上显著，而溢出效应为-0.062，不显著，说明市场型环境规制会阻碍本地的产业结构升级而对邻近地区产业结构升级的影响不明显，与叶琴等[32]的研究结论相同。提高排污费的征收标准目的是为了使厂商减少污染排放，但是对于企业自身来说，短期内缴纳更多的排污费比治理污染更为“划算”，这就对本地区的产业结构升级起阻碍作用。(3)公众参与型环境规制对产业结构升级的直接效应和间接效应都在1%上显著为正，说明环保意识的提高不仅能够有效促进本地区的产业结构升级，对邻近区域的产业结构升级也有积极作用[33]。因为居民环保意识的提高，会增加其对绿色、环保产品的需求进而影响市场需求结构的变化，企业则会根据市场需求变化及时调整自己的生产方向，而且居民的高环境需求对污染企业会形成压力，迫使企业转移或技术创新，从而优化区域内产业结构[34]。也就是说，异质性环境规制对产业结构的影响作用存在差异，其中行政命令型环境规制和公众参与型环境规制能促进本地和邻近地区的产业结构升级，市场型环境规制对本地区的产业结构升级具有抑制作用，对邻近地区的作用不显著，这也论证了假设H2。

控制变量的结果表明，政府投资规模对产业结构升级的直接效应和溢出效应均显著为负，说明政府投资规模扩大抑制了本地和邻近地区的产业结构升级。我国经济发展中仍存在大量的重复建设，并且钢铁、采矿业等产业生产技术和工业设备相对来说比较落后，存在产能过剩的现象，此时投资规模越大越不利于产业结构升级。城市化水平对产业结构升级直接影响和间接影响都显著为正，说明城市化水平带动劳动力市场结构的变化，对本地和邻近地区产业结构升级有促进作用，和预期结果一致。自然资源禀赋对产业结构升级的直接影响和间接影响为负，表示资源禀赋对产业结构升级有抑制作用。自然资源良好的地区经济发展陷入困境是许多国家和地区都面临的问题，更有学者提出“资源诅咒”假说，认为丰富的资源反而会束缚地区经济的发展，因而对资源型城市如何利用自身优势来实现产业转型更需进一步探讨。政府干预对产业结构升级直接影响显著为负，溢出效应也为负但不显著。我国政府对产业结构的干预多表现在微观经济政策的干预上，并且是通过限制竞争直接干预市场，具有强烈的计划色彩，反而会阻碍产业结构的优化升级[35]。

六、结论和政策建议

本文从环境规制异质性的视角，分析了2006—2017年我国31个省市自治区的环境规制强度的时空演变规律，运用空间杜宾模型分析了不同类型环境规制对产业结构升级的作用，重点探究了溢出效应。得出以下结论：(1)我国的环境规制水平在时间上是逐年上升的，在空间上是自东向西逐渐减弱的。公众参与型环境规制强度发展迅速，并在环境规制中占比显著增加。行政命令型环境规制强度增长速度低于公众参与型环境规制，市场型环境规制水平目前在我国环境规制中占比最小，并且增速缓慢。(2)环境规制水平提高不仅会促进本地产业结构升级还可带动邻近地区的产业结构升级。其中，行政命令型环境规制和公众参与型环境规制对本地以及邻近地区的产业结构升级都具有显著的促进作用，而市场型环境规制对本地产业结构升级有显著抑制作用，但对邻近地区产业结构升级的影响不大。(3)在推动产业结构升级中，经济发展水平的提高，居民收入增加，城市化进程加快对本地和邻近地区的产业结构升级均具有显著的促进作用；而政府加大投资规模以及加大干预力度反而会抑制产业结构升级，甚至会阻碍邻近地区的产业结构升级。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：

1.政府应进一步加大环境规制力度

在传统发展动力减弱的背景下，必须转变以资源依赖为主导的经济发展模式。政府一方面要继续增加环境保护支出，加强对环境违法事件的打击和处罚力度[36]；另一方面也要重视公众参与的力量，强化居民的环保意识，完善举报监督机制，加强对非政府环保组织的支持[37]。 通过以上措施刺激整个产业的污染处理技术和生产技术的创新，在节能减排的基础上提高企业的生产效率，增加其竞争优势，推动产业结构向高级化与合理化发展。

2.要打破区域发展的行政壁垒，发挥环境规则的溢出效应

由于环境规制的正向溢出效应，各地方政府都应弱化地方保护主义，充分利用市场机制使环境规制倒逼产业结构升级。对于环境规制水平较低的中西部地区，国家应加大政策扶持及资金补贴力度，如拒绝接受污染企业的转入、引进高新技术产业，要加大人才引进力度，要能培育出优秀人才也要留得住优秀人才，严守环境容量底线，通过环境规制空间溢出的正向辐射作用，使区域间产业结构共同优化。

3.采用有侧重性的差别化环境规制工具

使环境规制发挥最大的效用，并非是对规制工具的简单选择，而是各种规制工具协同作用的结果。但由于不同类型的规制工具对产业结构升级产生的效用并不相同，因此政府应结合实际需求并考虑地区差异，一方面可以增加行政命令型与公众参与型环境规制的使用范围和强度，进一步增强其对本地区与邻近地区产业结构升级的促进作用；另一方面，积极探索多元化的市场型环境规制工具，加强市场在环境规制促进产业结构升级过程中的作用。要制定组合式环境规制，积极探索多元化市场型环境规制工具，在环境污染外部性内在化过程中发挥市场的主导地位。