环境规制、绿色技术创新与产业结构升级——来自中国“一带一路”节点城市的证据

王香艳，李金叶

（新疆大学a.经济与管理学院；b.新疆宏观经济高质量发展研究中心，乌鲁木齐 830046）

0 引言

近年来，共建“一带一路”取得了丰硕成果，为中国与世界各国发展提供了重要机遇。共建“一带一路”始终坚持共商共建共享原则，秉持绿色、开放、廉洁理念，以高标准、可持续、惠民生为目标，推动共建“一带一路”高质量发展，以深化生态环境和气候治理合作、提升绿色“一带一路”建设能力为抓手，以加强产业链供应链畅通衔接、推动来源多元化为重点，这不仅有利于促进我国淘汰落后产能、加强产业间合作，还能推动国内“一带一路”节点城市产业结构升级。因此，在绿色“一带一路”建设背景下，本文以“一带一路”节点城市为研究对象，探讨环境规制能否促进“一带一路”节点城市产业结构升级，环境规制能否促进“一带一路”节点城市绿色技术创新，环境规制能否通过绿色技术创新对产业结构升级产生影响以及绿色技术创新能否调节环境规制对产业结构升级的影响。

目前，环境规制是学术界关注和研究的热点话题，但是现有研究多从全国层面选取地级市样本或省级样本探讨环境规制对产业结构升级的正负向影响[1—3]或不确定性影响[4]、考察环境规制与绿色技术创新的线性或非线性关系[5—7]以及分析绿色技术创新与产业结构升级间的作用关系[8—10]，鲜有文献关注环境规制、绿色技术创新、产业结构升级三者之间的关系。基于此，本文以中国“一带一路”节点城市为样本，探讨环境规制如何通过绿色技术创新对产业结构升级产生影响，以期为中国“一带一路”节点城市产业结构升级提供可参考的建议。

1 理论机制与研究假设

1.1 环境规制与产业结构升级

环境规制是治理环境污染的关键举措，对产业结构升级具有重要作用。由“污染避难所假说”可知，不同强度的环境规制会直接影响企业的生产成本。一方面，严格的环境规制会增加企业现有的生产成本、压缩其原有的利润空间，为了避免或降低企业环境成本过高导致的企业收益损失，污染密集型企业倾向于选择转移至环境规制相对宽松的地区，即污染就近转移效应[11]，从而对迁出区产业转型产生影响；另一方面，严格的环境规制会增加污染密集型企业市场准入成本，导致此类型企业数量减少、清洁型企业数量增加，由此形成“绿色壁垒”，引致污染密集型产业规模萎缩、清洁型产业规模扩大，最终倒逼地区产业结构升级[12]。此外，根据“创新补偿假说”，环境规制强度适当能激发企业创新行为，提高企业生产技术水平和生产效率，优化企业内部结构，推动产业结构升级；同时生产规模相对较小的中小型企业，因无法负担清洁设备更新的高成本和无法承担研发创新的高风险，最终在“优胜劣汰”的市场环境中被迫退出，从而推动地区产业结构升级。但是，当环境规制政策相对宽松时，其所产生的“创新补偿效应”不占优势，而“遵循成本效应”占据主导地位，不利于企业技术创新，阻碍产业结构升级。于是，本文提出竞争性假设：

假设1：环境规制阻碍中国“一带一路”节点城市的产业结构升级。

假设2：环境规制促进中国“一带一路”节点城市的产业结构升级。

1.2 绿色技术创新的中介作用

绿色技术创新是产业结构升级的根本动力，而环境规制是促进绿色技术创新和产业结构升级的关键要素。绿色技术创新能通过环境规制对原有技术进行改造从而推动产业转型升级[13]，环境规制也能通过绿色技术创新渠道倒逼地区产业转型升级[14]。一方面，在强环境规制的约束下，企业污染排放处罚会加重。为规避高昂的处罚费用，企业倾向于加大污染治理投入，如购置或更新环保型设备、再造生产流程、购买排污权等。但上述行为会挤占企业创新资源，阻碍企业进行绿色技术创新，且抑制作用往往在当期产生。此外，当其他条件一定时，企业使用环境资源支付的环境成本使其盈利减少，导致其绿色技术创新资金减少、动力减弱。另一方面，在环境规制约束下，相关技术信息流动加快，推动企业有效进行绿色技术创新，而企业迫于生存压力，为了提高资源利用率、提升市场竞争力，需要不断增加绿色技术创新投入，提升绿色技术创新能力。囿于创新活动的持续性和研发成果投入使用的时滞性，这种促进作用一般在长期方能显现，因而绿色技术创新是环境规制约束下产业结构升级的重要途径。具体而言，绿色技术创新促使新产业和新产品产生，淘汰企业内效率低、技术滞后的生产部门，使企业内原有生产部门发生改变，推动原产业向资本技术密集型产业转变，从而影响地区产业结构升级。另外，产业关联效应会使特定产业部门的绿色技术创新外溢至其他产业部门，使整体产业效率提高，同时为绿色技术创新创造了培育产业集聚和形成规模经济的外部经济条件，影响产业结构升级。最后，绿色技术创新能够提高生产效率、降低生产成本，增加产品市场份额，促使消费需求和结构改变并引致相关产业的扩张或收缩，进而影响产业结构升级。因此，环境规制可能会通过绿色技术创新影响产业结构升级。于是，本文提出：

假设3：绿色技术创新在中国“一带一路”节点城市环境规制与产业结构升级间起中介作用。

1.3 绿色技术创新的调节作用

绿色技术创新水平提升会抑制环境污染[15]，环境规制会因绿色技术创新水平的不同对产业结构升级产生差异化影响。较低的绿色技术创新水平会削弱企业技术进步的内动力，使其生产依靠于技术引进或简单模仿，此时企业更倾向于选择投资少、期限短、直接经济效益明显的末端治理方式来应对环境规制。然而，末端治理方式只是转移了环境污染，无法彻底治理环境污染和制止资源、能源浪费。故而企业仍处于依赖资源高消耗的产业价值链低端环节，弱化了环境规制对产业结构升级的影响。相反，随着绿色技术创新水平的提升，因环境规制约束增加的环境成本会对企业产生强激励效应，促使企业升级至资源低消耗的产业价值链高端环节。此时，增强环境规制约束，企业会引进绿色生产工艺等技术以降低治污成本，推动企业转变生产方式和发展高技术产业，且新技术的开发和应用会深化产业分工，从而促进产业结构升级。因此，环境规制对产业结构升级的影响会因绿色技术创新水平的不同而产生差异，即绿色技术创新能够调节环境规制对产业结构升级的影响。于是，本文提出：

假设4：绿色技术创新在中国“一带一路”节点城市环境规制与产业结构升级间起调节作用。

2 研究设计

2.1 模型构建

为了分析环境规制对中国“一带一路”节点城市产业结构升级的影响，验证假设1和假设2，构建如下基准回归方程：

为了分析绿色技术创新在中国“一带一路”节点城市环境规制与产业结构升级间的中介作用，在方程（1）的基础上构建方程（2）和方程（3）以验证假设3：

为了分析绿色技术创新在中国“一带一路”节点城市环境规制与产业结构升级间的调节作用，构建方程（4）以验证假设4：

其中，解释变量ERit表示i城市在t时期的环境规制水平，被解释变量UISit表示i城市在t时期的产业结构升级，中介变量和调节变量GTIit表示i城市在t时期的绿色技术创新，controlit表示控制变量，υi表示城市固定效应，γt表示时间固定效应，εit表示回归残差。α1为ER对UIS的总效应，β1为ER对GTI的影响效应，δ1为在控制了GTI后ER对UIS的直接效应，中介效应（即间接效应）则为β1与δ2的乘积，其与总效应和直接效应满足以下关系：

本文选用检验中介效应最常用的逐步回归法，并参考温忠麟和叶宝娟（2014）[16]的研究给出以下检验步骤：第一步，检验式（1）的系数α1，若显著则以中介效应立论，否则以遮掩效应立论，无论显著与否都进行后续检验；第二步，依次检验式（2）的系数β1和式（3）的系数δ2的显著性，若均显著则间接效应显著；第三步，检验式（3）的系数δ1的显著性，若不显著则说明直接效应不显著且只有中介效应，否则直接效应显著；第四步，比较β1δ2和δ1的符号，若同号则说明为部分中介效应，计算中介效应（间接效应）占比β1δ2/α1，若异号则说明为遮掩效应，计算间接效应与直接效应比值的绝对值|β1δ2/δ1|。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

产业结构升级（UIS）。产业结构升级一般是指第一产业向第二产业和第三产业演进的过程，主要以第一产业比重下降为特征。20 世纪70 年代以后，产业结构升级主要表现为第三产业增长率大于第二产业。因此，本文用第三产业增加值与第二产业增加值的比值来衡量中国“一带一路”节点城市的产业结构升级。

2.2.2 核心解释变量

环境规制（ER）。目前，度量环境规制的方法主要有单一指标法和综合指标法。单一指标法是指用某一个指标来表征环境规制，如采用单位经济产出污染物排放[5]等指标衡量环境规制。综合指标法是指用多个指标来表征环境规制。基于“三废”排放量角度，综合指标不仅包括三废污染治理运行费用占比[17]，还包括工业SO2去除率、一般工业固体废弃物综合利用率、生活垃圾无害化处理率等，并测算出综合指标表征各地环境规制[18]。由于单一指标法易导致结论偏差，因此本文采用综合指标法来测算环境规制，选用工业废水排放强度、工业SO2排放强度、工业烟（粉）尘排放强度、一般工业固体废弃物综合利用率和生活垃圾无害化处理率5个单项指标，计算环境规制水平的综合指数，其值越大表示环境规制水平越高。具体计算步骤如下：

（1）原始数据标准化。

其中，Xij（i=1，2，…，m;j=1，2，…，n）表示i城市第j项指标的原始数据，max(X.j.)和min(X.j.) 分别代表第j项指标的最大值和最小值。

（2）计算第j项指标下第i个地区占该指标的比重。

（3）计算第j项指标的熵值，记为ej。

（4）计算第j项指标的差异性系数。

对于第j项指标，d值越大，说明该指标对评价对象的评价能力越强，相应熵值也就越小。

（5）计算第j项指标的权重，记为wj，则：

（6）计算第i个地区的环境规制水平，记为ERi，则：

2.2.3 中介变量和调节变量

绿色技术创新（GTI）。绿色技术创新是指遵循生态经济规律，以保护环境为目标，在产品生命周期创新过程中的每一个阶段实现总产品成本最小化的技术创新。与专利授权量相比，专利申请量更能代表申请年的技术创新成果，专利从申请到授权一般需要1～3 年，且专利授权因检测、年费缴纳、市场环境等因素而存在不确定性。此外，外观设计专利与实用新型专利的技术水平较低、易于学习模仿，故而发明专利最能代表一个地区的创新能力。因此，本文根据IPC提供的专利化的绿色技术创新活动信息，在国家知识产权局的专利检索分析系统上收集各城市的绿色技术发明专利申请数，用绿色技术发明专利申请数占专利申请总数的比重表征绿色技术创新。

2.2.4 控制变量

经济开放程度（DEO）用实际利用外商投资额占GDP的比重来表示。科技支出（ST）用科学技术支出占GDP的比重来表示。政府干预程度（DGI）用财政支出占地区GDP的比重来表征。人力资本（HC）用每百万人高中生人数的对数形式来表示。投资规模（IS）用固定资产投资占GDP的比重来衡量。

2.3 数据说明与描述性统计

选取《推动共建丝绸之路经济带和21 世纪海上丝绸之路的愿景与行动》中明确提出的节点城市和涉及重点省份的省会城市共计36 个城市为研究样本，包括19 个丝绸之路经济带（“一带”）节点城市①19个丝绸之路经济带（“一带”）节点城市:北京、呼和浩特、沈阳、长春、哈尔滨、合肥、南昌、武汉、长沙、郑州、西安、南宁、昆明、成都、重庆、银川、兰州、西宁、乌鲁木齐。和17个21世纪海上丝绸之路（“一路”）节点城市②17个21世纪海上丝绸之路（“一路”）节点城市：天津、上海、大连、杭州、宁波、舟山、福州、厦门、泉州、烟台、青岛、广州、湛江、深圳、汕头、三亚、海口。。各项指标数据主要来源于2011—2022 年的《中国城市统计年鉴》《中国环境统计年鉴》以及各省份统计年鉴，对于个别年份缺失数据采用插值法补全。各变量的描述性统计结果见表1。

表1 变量描述性统计

3 实证分析

3.1 基准回归分析

根据下页表2 列（1）结果可知，环境规制显著抑制了中国“一带一路”节点城市产业结构升级，从而验证了假设1、否定了假设2。可能的原因如下：第一，中国“一带一路”节点城市实施的环境规制政策相对宽松，对企业产生的创新激励作用不足，导致企业倾向于采取投资少、时间短、直接经济效益明显的末端治理方式来满足环境规制约束，从而不利于当地的产业结构升级；第二，中国“一带一路”节点城市实施宽松的环境规制政策而其他城市实施严苛的环境规制政策，致使污染密集型企业向中国“一带一路”节点城市转移，引致中国“一带一路”节点城市污染密集型产业规模扩大，对产业结构升级产生不利影响。

表2 基准回归和中介效应检验结果

3.2 绿色技术创新的中介效应检验

表2列（2）表明环境规制对绿色技术创新具有显著负向影响。这可能是由于绿色技术创新投资周期长，环境规制政策引导下的绿色技术创新还未充分显现。同时，当前传统非清洁型技术仍占优，绿色技术创新收益有限，环境规制对企业的绿色技术创新激励作用被弱化。

在列（3）中加入绿色技术创新中介变量，结合列（2）结果可知，环境规制对绿色技术创新具有显著抑制作用，而绿色技术创新显著负向影响产业结构升级，故二者回归系数乘积显著为正，表明环境规制通过抑制绿色技术创新阻碍产业结构升级，验证了假设3；直接效应系数绝对值为1.144，在1%的水平上显著为负，说明环境规制对产业结构升级的直接效应显著。对比列（1）与列（3），环境规制对产业结构升级的总效应估计系数绝对值下降，说明存在“遮掩效应”，间接效应与直接效应比值的绝对值为0.079。绿色技术创新负向影响产业结构升级，可能是因为未来生态价值需要企业牺牲当前经济利益，且绿色技术创新投资周期长、投资风险高，企业往往采取多频次、少投入的方式，导致现阶段中国“一带一路”节点城市的绿色技术创新效益还未显现，绿色技术创新水平整体偏低，故还未对产业结构升级产生促进作用。

3.3 绿色技术创新的调节效应检验

现有研究中调节变量既可以是中介变量以外的其他变量，也可以与中介变量为同一变量。因此，本文实证检验了绿色技术创新对环境规制影响产业结构升级的调节效应。表3 调节效应检验结果表明无论控制变量控制与否，环境规制与绿色技术创新的交互项系数均为正，主效应环境规制的系数和绿色技术创新的系数均显著为负，表明绿色技术创新使环境规制抑制产业结构升级的作用程度减弱，意味着在绿色技术创新水平较低时，环境规制对产业结构升级的抑制作用较强，随着绿色技术创新水平的提高，环境规制对产业结构升级的抑制作用逐渐降低，说明环境规制和绿色技术创新在影响产业结构升级上存在明显的替代关系。由此假设4得以验证。

表3 调节效应检验结果

3.4 稳健性检验

为了保证回归结果的可靠性，本文进行以下稳健性检验：第一类稳健性检验是缩尾处理。为了防止异常值影响ER、GTI 和UIS 三者之间的关系，本文对所有变量按照上下1%进行缩尾处理，结果见下页表4，与前文结论基本一致，证实结果稳健。第二类稳健性检验是替换政府干预程度的衡量指标。政府对经济的干预程度影响经济发展方向。为了防止政府干预程度影响回归结果，本文选用城镇私营和个体就业人数与总就业人数的比值来衡量政府干预程度，若政府政策支持私营经济发展，则其活跃度增强、就业人数增加，故该指标能在一定程度上反映政府对经济的干预程度，回归结果如下页表5 所示，ER、GTI、ER×GTI的符号和显著性水平与前文总体一致，进一步证明本文结果稳健。

表4 缩尾处理后的稳健性检验结果

表5 替换衡量指标后的稳健性检验结果

4 结论与建议

本文以2010—2021年中国36个“一带一路”节点城市为研究对象，在分析环境规制和绿色技术创新对产业结构升级影响机制的基础上，利用中介效应模型和调节效应模型实证探讨了绿色技术创新的中介作用和调节作用。得出主要结论如下：第一，环境规制对产业结构升级产生显著抑制作用；第二，环境规制通过抑制绿色技术创新对产业结构升级产生负向效应；第三，绿色技术创新能够调节环境规制对产业结构升级的负向效应，即提升绿色技术创新水平会削弱环境规制对产业结构升级产生的负向效应。综上，中国“一带一路”节点城市的环境规制政策总体相对宽松，未能有效促进产业结构升级，绿色技术创新水平整体较低，未能完全消除环境规制对产业结构升级的抑制作用。

基于此，本文提出如下建议。首先，我国政府应根据共建“一带一路”地区实际经济发展状况实施相应的环境规制政策，并根据发展过程中暴露的问题及时调整政策、增加约束力度，激发创新补偿效应，倒逼企业绿色转型，从而推动地区产业结构升级；其次，不断加大科技创新投入，制定适合本地经济发展状况的“创新优惠政策”，提升企业技术创新水平，继而提高当地绿色技术创新水平，进一步削弱环境规制对产业结构升级的不利影响；最后，为确保产业结构有效升级，应因地制宜将绿色技术创新水平及产业结构升级纳入政绩考核指标，更好地发挥地方政府对产业结构升级的促进作用。