环境信用评价对地方产业升级的影响及作用机制研究

魏聂平 苏伟洲 郭四代

【摘要】产业升级是推动地方政府优化经济结构，进而實现经济高质量发展和环境保护的重要手段。本文尝试对环境信用评价政策的实施能否推动城市的产业升级这一问题进行回答。研究结果表明：环境信用评价政策的实施会抑制城市的产业升级，同时，不同的评价政策对产业结构的影响呈现区域异质性；环境信用评价政策的实施会促进地方金融机构年末存款增加，从而抑制当地的产业升级。

【关键词】产业升级；环境信用；环境规制；渐进DID

【中图分类号】F427    【文献标识码】A    【文章编号】1672-4860（2023）01-0051-09

自1978年开始，我国的经济增速在很长一段时间内保持在较高的水平，但在此过程中，高污染、高耗能以及高排放的发展方式持续了很长一段时间。自然资源被超量开采、工业污染排放量急剧上升、由此导致的全球气候变暖、极端天气等一系列恶劣的环境事件不仅反过来制约了经济社会的进一步发展，也严重阻碍和损害了人们正常的生产生活和身体健康。自党的十八大以来，为了缓解环境压力，实现经济的高质量发展，党和国家在生态文明建设、经济发展等方面实施了一系列政策。

自党的十八大提出“大力推进生态文明建设”后，各级政府部门陆续出台政策加以落实。2013年，环境保护部联合中国人民银行等四部委联合印发了《企业环境信用评价办法（试行）》，将污染物排放总量大、环境风险高和生态环境影响大的企业纳入环境信用评价范围。同时，针对不同环境信用等级的企业，在政策支持、信贷服务等方面的激励内容各有差异。环保诚信企业享有一系列政策优惠，而环保不良企业在各个方面都将受到约束。环境信用评价政策通过运用激励和惩罚两种方式遏制企业在生产过程中的高污染行为，从而提升环境质量，可以看出，该政策属于环境规制方式之一。

但值得注意的是，目前关于环境规制对城市产业升级的影响的相关研究中较少有学者关注环境信用评价这一政策的潜在影响，因此本文在已有研究的基础上，通过构建双重差分模型（DID）考察地方政府环保部门实行《企业环境信用评价办法》这一政策对产业升级的影响。与已有的研究相比，本文可能贡献在于：（1）将各城市实施环境信用评价政策时间上的差异纳入了研究范围，更加精确地估计了政策对产业升级的影响；（2）为了克服内生性问题，本文采用渐进DID的方法构建计量模型，此外，通过选取工具变量进一步检验了环境信用评价政策对地方产业升级的影响；（3）进一步分析了环境信用评价政策对产业升级影响的地区异质性，同时分析了其作用机制。

一、理论分析

作为环境污染治理的重要手段，环境规制对产业升级的影响是诸多学者重点关注的领域。在已有的研究中，学者们主要通过以下几个方面来分析环境规制对产业升级的影响。

1. 环境规制对产业升级的直接影响。肖兴志和李少林发现环境规制对产业升级产生了积极的促进作用且这种作用主要通过需求、技术创新、国际贸易传导机制等三种途径产生影响[1]。韩晶等也发现了环境规制对区域的产业升级有明显的促进作用，不过这种促进作用会因环境规制类型、产业发展阶段以及区域地理位置的不同而出现差异[2]。赵君丽和王芳芳通过分析1991-2013年我国纺织业子行业的面板数据后发现，正式环境规制和非正式环境规制均会对纺织行业的产业升级产生明显的促进作用[3]。此外，李强以河长制政策为准自然实验，发现这一政策的实施明显促进了长江经济带城市的产业转型升级[4]。但是，袁嘉琪和卜伟却得到了与之相反的结论，他们通过分析京津冀的城市群数据后发现，环境规制对城市的产业升级呈现出明显的抑制作用[5]。而高明和陈巧辉通过划分不同类型的环境规制后发现，命令型和激励型环境规制对产业升级的影响分别呈“倒Ｎ型”“Ｎ型”趋势变化且呈现出明显的区域异质性[6]。

2. 环境规制对产业升级影响的作用机制。李虹和邹庆发现区域的资源禀赋在环境规制作用于城市产业升级的过程中呈现出明显的门槛效应[7]。李强和丁春林发现环境规制对城市产业升级的抑制作用有明显的空间溢出效应[8]。余泳泽等以地方政府工作报告中设定的环保目标为准自然实验，发现环境规制会通过影响城市的产业政策和财政支出结构进而作用于城市的产业升级[9]。李优树等发现在环境规制影响产业升级的过程中，数字普惠金融发挥了正向的调节作用和门槛作用[10]。可见，城市的资源禀赋、地理位置、产业政策、财政支出、金融发展状况等因素均会在环境规制影响产业升级的过程中发挥一定作用。

此外，学界也从其他角度分析了环境规制对产业升级影响的作用机制。有学者验证了“波特假说”，认为恰当的环境规制会激发企业创新，减少污染、降低成本，在此过程中，成功实现创新的企业留在行业内，失败的企业退出，进而改变行业内的企业构成，促进行业产业升级[11-13]。也有学者认为环境规制会增加企业成本，加重企业负担，制约企业创新，阻碍产业升级[14-15]。

3. 从消费和生产的角度分析环境规制对产业升级的影响。从消费的角度出发，环境规制影响消费者的需求偏好，从而影响产业结构。具体而言，环境规制提升了消费者对绿色产品的消费需求，改变消费结构，进而引导企业调整生产计划，改变生产规模，从而影响产业升级[1]。从生产的角度出发，环境规制改变企业成本，最终影响产业结构。一方面，技术水平和消费偏好属于慢变量，在短时间内不会发生改变，在这种情况下，规制只会导致企业成本上升，进一步阻碍创新，最终导致企业无法获取所谓的“创新补偿”；另一方面，为了降低企业成本，在面临较强环境规制时，企业会选择将产业转移到其他环境规制较弱的地区，从而改变产业结构，影响产业升级[16]。

综上所述，在环境规制对产业升级会产生何种影响这一问题的研究上所得的结论暂不一致，在作用机制上城市的自身特征以及其他方面的因素均会在这一过程中产生作用，并且环境规制也会通过改变企业生产活动进而影响产业升级。在市场经济运行过程中，企业的生产活动具有负外部性，如果缺乏有效治理，将会造成环境进一步恶化。政府作为经济增长和转型过程中的公共服务提供者、经济发展的重要参与者和倡导者[17]，是承担企业生产活动负外部性治理责任的最重要主体。企业环境信用评价政策的实施虽然能将企业的生产经营活动产生的外部性问题内部化，但这一环境规制政策会对城市的产业升级产生何种作用尚需进一步分析，本文在后续的内容中将构建计量模型进行研究。

二、研究设计

（一）模型构建

在环境信用评价的具体落实政策中，有的城市实施了该政策，而有的城市未实施该政策，因此，本文将实施了政策的城市作为处理组，而未实施政策的城市作为控制组，构建双重差分模型（DID）进行分析。考虑到各城市落实政策的年份不同，在模型构建的过程中，应进一步考虑这种时间上的差异，所以本文参照Beck等[18]的方法，构建如下渐进DID模型，从而将因政策实施时间不同而产生的差异纳入研究范围：

在模型（1）中，W_it表示城市i在第t年的产业升级情况，β_0为常数项，D_it表示实施环境信用评价办法的虚拟变量，若城市i在第t年实施了环境信用评价办法，取值为1，否则，取值为0，β_1是该虚拟变量的系数。X_it是由多个控制变量所组成的控制变量矩阵，在经典文献的基础上，选取了城市人均创新指数、GDP的对数值、人均GDP、财政分权度等作为控制变量，γ为控制变量矩阵的估计系数向量；d_i，u_t分别表示城市固定效应和时间固定效应，ε_it为随机干扰项。

（二）变量设定

1. 被解释变量

本文的被解释变量为城市的产业升级情况。产业升级是一个由低到高的过程，工业化是实现产业升级的必经之路，工业化水平的高低决定着产业水平的高低。一般来说，完成工业化的国家和地区诸如美国、英国、中国香港等第三产业的GDP占比普遍较高，但是，只是单纯将第二或者第三产业的GDP占比作为衡量产业升级的指标是不合理的，要考虑到产业从低到高的演进情况。因此，本文参照袁航[19]的方法，构建如下产业升级指标W：

其中，xi表示第i产业增加值占GDP的比重。

2. 核心解释变量

为了分析环境信用评价政策对城市产业升级的影响，核心解释变量的设定需要能捕捉环境信用评价政策的特征。考虑到我国环境信用评价政策在各城市的实施时间不同，本文将核心解释变量定义为城市是否实行了环境信用评价政策，对应的变量符号为D_it，若在第t年城市i有企业参加了环境信用评价，则表示该城市当年实施了环境信用评价政策，那么D_it对应的取值为1，否则为0。

3. 控制变量

在经典文献的基础上，本文选取了各城市的GDP对数值、人均GDP等作为研究的控制变量，变量符号的含义以及主要变量的描述性统计见表1。

（三）数据来源及处理

本文涉及到城市层面的产业升级和该城市某一年是否实施企业环境信用评价办法两个核心变量。其中，城市某一年产业升级指标用该城市当年一二三产业增加值的GDP占比情况构建，相关的数据可从《中国城市统计年鉴》获取；城市是否实施《企业环境评价办法》的相关信息可从“环境信用·中国”网站上查询。选取的控制变量中，城市申请专利数的相关数据从中国研究数据服务平台（CNRDS）获取，其他控制变量的相关数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。

为了调整数据的可比性，本文以2008年为基期，对各城市的GDP以及人均GDP进行了调整。外商直接投资金额按照当年公布的实际汇率进行计算。采用线性插值技术补全了数据缺失两年及以下城市的数据，删除了数据连续缺失三年及以上的城市，同时，由于四个直辖市在行政级别上与一般城市有较大区别，故从样本中剔除。最终得到了215个地级市共2 795个观测值作为样本。

三、实证结果

（一）描述性统计

本文所涉及的城市产业升级情况（W）、经济发展水平（FDI）等变量的描述性统计结果见表2。从表2可以看出，城市产业升级情况（W）的最大值为2.748 6，最小值为1.820 9，而该变量的均值为2.266 6，这表明各城市的产业发展情况存在较大差距。此外，城市的经济发展水平（GDP）的情况与城市产业升级（W）的情況相似，最大值为18.930 9，最小值为13.826 9，而该变量的均值为16.228 4，同样表明不同城市间的经济发展水平存在较大差异。

（二）基准回归

表3汇报了环境信用评价政策对城市产业升级影响的检验结果，其中第（1）列是单变量的检验结果，核心解释变量D的估计系数为负，这表明环境信用评价政策的实施抑制了城市产业升级水平，但由于这只是单变量检验的结果，存在严重的遗漏变量问题，因而通过该检验得出的结果存在较大的估计偏误。为获得环境信用评价对城市产业升级影响的无偏估计，在表3第（2）（3）（4）列依次控制了时间固定效应、城市固定效应以及控制变量，用以消除外部政策变动、城市层面不随时间变化的特征以及其他与环境信用评价相关的遗漏变量对估计结果造成的影响。从表3第（2）（3）（4）列结果可以看出，核心解释变量D的估计系数显著为负，这表明在模型中进一步控制的时间固定效应、城市固定效应中存在对核心解释变量影响较大的因素是其遗漏变量。此外，表3第（4）列中核心解释变量的估计系数显著为负，这表明环境信用评价的实施抑制了城市的产业升级。

按照前文分析，环境规制政策可能会增加企业成本，加重企业负担，制约企业创新，进而阻碍产业升级。环境信用评价政策作为环境规制类型的一种，对产业升级的影响也大致遵循上述过程。在已有研究中，也表明环境规制政策导致了企业生产成本的上升，进一步造成了生产率的下降[20-21]。此外，按照Xie和Teo的观点，环境规制政策给企业带来了额外的负担，不可避免挤出了企业的研发资本以及阻止了企业的创新活动，这也就是所谓的环境规制的“成本加成”效应[22]。回到环境信用评价政策本身，其中规定，环保部门同金融机构共同发力，建立对环境失信行为的惩罚机制，严格金融机构对环境失信企业的贷款条件，在信用等级提升前，不予新增贷款，甚至停止放贷。可见该规制政策加强了企业的融资约束，进一步阻碍了企业的创新[23]，最终不利于企业的产业升级。

（三）稳健性检验

1. 平行趋势检验

双重差分模型（DID）估计结果有效的前提是处理组和对照组在实施政策之前具有平行趋势，如果两组在政策实施之前不具有平行趋势，则采用该模型所估计的结果不可靠。因此，本文参照Beck等[18]的方法，构建以下模型用于检验平行趋势：

W_it=β_0+β_1 D_it^（-5）+β_2 D_it^（-4）+…+β_10 D_it^5+d_i+u_t+ε_it（2）

在模型（2）中，D_it^（-5）表示环境信用评价办法实施前5年的虚拟变量，D_it^5表示环境信用评价办法实施后5年的虚拟变量，其他变量的含义依此类推。接下来，用D_it^（-5）—D_it^5对W_it进行回归，分别得到β_1—β_10变化情况如图1所示。对于W_it而言，β_1—β_5均未显著异于零，这说明在实施环境信用评价之前，所有城市均不存在显著差异，而在实施环境信用评价之后，系数开始显著异于零，这意味着城市之间因为实施该政策而出现了显著差异。因此，模型通过了平行趋势检验，表明采用双重差分方法可行。

2. 安慰剂检验

为了进一步分析环境信用评价政策对城市产业升级的因果效应，本文通过构建虚拟政策进行安慰剂检验，具体操作如下：保留政策实施前所有年份的样本，之后在该样本中随机抽取100个年份的数据构造一个虚拟政策实施的虚拟变量，在此基础上，采用模型（1）进行重新估计，若虚拟政策年份的估计系数并未显著异于0，则表明安慰剂检验通过，也说明了环境信用评价政策对城市产业升级的抑制作用具有稳健性。为了消除识别估计的偶然性，本文将这个实验重复了1 000次，每次实验获得的估计系数的分布情况汇报在图2中，从中可以看出，虚拟政策实施年份的估计系数近似服从均值为0的正态分布。因此，在随机抽取的“虚拟政策年份”中，并未发现环境信用评价会影响产业升级，安慰剂检验通过。

3. 更换模型估计方法

为了检验模型的稳健性，本文采用了极大似然估计（MLE）的方法对模型进行了重新估计，估计结果呈现在表4第（1）列，从中可以看出，采用极大似然估计的最终估计结果与OLS估计的最终结果一致，环境信用评价政策对产业升级的抑制作用在1%的显著性水平下显著。

4. 更换产业升级测度指标

考虑到采用前文所属方法衡量城市的产业升级情况可能存在测度误差，这会给估计结果带来偏误，为了进一步检验基准回归所得结果的稳健性，本文参照付凌晖[24]的方法构建产业升级指标，并将其符号设定为Y，之后采用模型（1）进行估计。估计结果报告在表4的第（2）列，从中可以看出，环境信用评价政策对产业结构升级仍然具有抑制作用且在1%的显著性水平下显著，这与基准回归所得结论一致。

5. 工具变量

尽管采用渐进DID的方法所估计的结果排除了部分因为遗漏变量所造成的内生性问题，然而，该方法却无法排除环境信用评价政策和地方产业升级之间互为因果所造成的内生性问题，即可能存在地方政府为了推动地方产业结构变化而实施环境信用评价政策这一现象。所以，需要对是否实施环境信用评价政策这一虚拟变量寻找合适的工具变量。

参照余泳泽等[9]的方法，本文选取各城市所在省级行政单位所辖的地级市数量作为工具变量，原因如下：对于各城市的产业结构变动情况而言，地级市的数量基本上是一个固定值，不会对当地的经济情况产生影响，满足工具变量的外生性要求。对于是否实施环境信用评价政策而言，地级市数量越多，则地方官员的晋升竞争就越激烈。已有的实证研究表明，改善城市环境质量和能源利用效率会提高市长晋升的概率[25]，因此，所在城市地级市数量越多，当地官员越有可能实施环境信用评价政策以提高城市环境质量和能源利用效率，选择地级市数量作为工具变量，满足了相关假设。

表4第（3）列报告了采用工具变量之后的估计结果，工具变量的Kleibergen-Paap rk LM统计量为21.822且在1%的顯著性水平下显著，说明不存在工具变量识别不足的问题。同时，工具变量的Cragg-Donald Wald F统计量为15.927，大于15%的临界值8.96，表明不存在弱工具变量的问题。此外，核心解释变量D的估计系数的符号与基准回归的符号一致且在5%的显著性水平下显著，这进一步说明了基准回归所得的估计结果具有稳健性。

四、进一步讨论

（一）异质性分析

考虑到不同区域间城市的发展水平存在差异，这种差异可能会在环境信用评价作用于产业升级的过程中产生影响，造成区域异质性，为了检验这种异质性是否存在，本文根据城市所处区域的不同，将其划分为东中西三个区域的子样本，并采用模型（1）分别对每个子样本进行估计，估计结果汇报在表5中。其中，第（1）列表示东部地区城市的估计结果，第（2）列和第（3）列分别是中部和西部地区城市的估计结果。从表5结果可以看出，环境信用评价政策对东部地区的产业升级具有促进作用且在10%的显著性水平下显著；相较于东部地区，环境信用评价政策对中部地区的产业升级的作用呈现显著的抑制现象；对于西部地区而言，环境信用评价政策对产业升级具有抑制作用，但估计结果不显著。可见，环境信用评价对城市产业升级的影响有明显的区域异质性。

出现区域异质性的原因在于东部地区的经济发展情况较好，在技术创新的“引进-消化-吸收-再创新”的演进阶段上较为靠后，区域的创新和技术吸收能力较强，当出现环境规制政策时，企业可实现快速自主的创新，进而推动该区域的产业升级。与之相反，中西部地区的区域创新和技术吸收能力较差，环境规制超过了企业所承受范围，企业的创新动力下降，不利于城市产业升级。因而出现了核心解释变量D的估计系数在东部地区为正，但在中西部地区为负的现象。此外，按照环境库兹涅茨曲线理论的假设，区域的环境质量与经济发展情况呈现出U型关系。与西部地区相比，中部地区的经济发展状况较好，在U型曲线上比西部地区更靠右，因而环境规制政策在中部地区会更加有效，这也就导致了核心解释变量D的估计系数虽然在中西部地区均为负，但却出现了中部地区显著而西部地区不显著的现象。

（二）机制检验

前文的实证结果表明了环境信用评价政策会抑制地方产业结构升级，为了更好地理解环境信用评价的政策效应，本文进一步检验其潜在影响机制。借鉴温忠麟等[26]的研究，构建如下中介效应模型：

在上述模型中，〖Deposit〗_it表示城市i在第t年末金融机构的存款余额，选择该变量作为中介变量的原因在于：《企业环境信用评价办法》中规定，企业的环境信用评价等级越低，在金融信贷等方面受到的约束越严格。对于环境信用评价等级较高的企业而言，尽管有较好的融资条件，但一般情况下，企业的金融业务不会出现大幅度波动。但对于环境信用评价等级较低的企业而言，由于融资约束加紧导致了企业应对外部风险的能力减弱，企业为了应对外部风险会减少投资和消费。在国民经济核算体系中，投资和消费减少意味着储蓄增加，这就会导致城市年末的金融机构存款增加。此外，投资和消费作为推动产业升级的重要因素，如果受到抑制，将不利于城市的产业升级。因此，我们采用城市年末的金融机构存款作为中介变量，从而对环境信用评价政策对城市产业升级的影响机制进行分析。

采用上述模型进行估计的结果汇报（表6）第（1）列是模型（3）的估计结果，第（2）（3）列是模型（4）和（5）的估计结果。可以看出，环境信用评价政策的实施显著促进了城市年末金融机构存款余额的增加，进而抑制了城市的产业升级。

结语

我国正处于经济从高速发展向高质量发展转换的关键时期，优化经济结构，转化发展动能是实现绿色发展的重要举措。环境规制政策作为保证经济发展质量的重要手段，是优化经济结构的关键保障。环境规制政策对产业结构变动的作用一直是学界研究的热点。本文利用2008-2018年215个地级市的面板数据，以2013年后陆续实施环境信用评价政策的城市作为处理组，其它城市作为控制组构建渐进双重差分模型来评估环境信用评价政策对城市产业升级的影响，得到以下几点结论：

第一，环境信用评价政策的实施抑制了城市的产业升级，在进行平行趋势检验、安慰剂检验、更换估计方法、更换被解释变量的测度方式、选取工具变量等五种方式进行稳健性检验后，这一结论依旧稳健；第二，环境信用评价政策的实施对东部地区城市的产业升级呈现出显著的正向促进作用，但对中部和西部地区城市的产业升级具有抑制作用；第三，环境信用评价政策的实施会促进城市年末金融机构存款余额的增加，进而抑制城市产业升级。

在我国经济由高速增长阶段向高质量发展阶段转变的过程中，推动城市实现产业升级是重要的切入点。具体到政策上，首先要不断完善政策落实的保障机制，将政策目标与城市高质量发展相结合，保证政策的落实效果；其次，地方政府应当根据自身情况设置合适的产业政策，不应该盲目地追求产业的高级化，而是要根据当地经济发展、资源禀赋等实际情况，制定和实施符合本地的产业结构发展计划和环境规制政策，这样才能提升整体资源利用效率，实现经济的高质量发展；最后，政府还应出台合理政策，保障企业投资扩产的积极性。

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Abstract： Industrial upgrading is an important means of driving local governments to optimize their economic structure and thereby achieve high-quality development and environmental protection. This paper attempts to answer the question of whether the implementation of environmental credit assessment policies can promote industrial upgrading in cities. The results of the study show that the implementation of environmental credit evaluation policies inhibits industrial upgrading in cities， while the impact of different evaluation policies on industrial structure shows regional heterogeneity. The results of the mechanism analysis suggest that the implementation of environmental credit rating policies can promote an increase in year-end deposits at local financial institutions， thereby discouraging local industrial upgrading.

Keywords： industrial upgrading， environmental credit， environmental regulation， progressive DID