環境規制對產業結構升級的正負接替效應研究*
——基于中國省際面板數據的實證研究

孫玉陽 宋有濤 王慧玲

一、 問題的提出

改革開放以來，中國經濟取得輝煌的成績，但也付出了巨大的環境和資源代價。原有的粗放增長模式難以實現經濟持續健康快速的發展，如何實現新舊動力的合理轉換，保持經濟平穩的過度和持續發展，成為中國現在經濟發展過程中面臨的最為迫切的現實問題。黨的十九大報告提出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期。根據諸多國家發展的成功和失敗的經驗來看，產業結構升級是實現經濟順利轉型，跨越中等收入陷阱，實現經濟可持續發展的重要動力。而環境污染往往隨著經濟增長呈現出產業的特征，主要是因為產業規模、產業結構、能源消費等對其污染物排放均產生影響，因此產業結構升級有助于解決經濟發展過程中的環境污染問題。當前中國主要通過產業政策來引導產業結構升級，帶有濃重的計劃性色彩，缺乏內在激勵效果；而環境規制有助于將企業排污造成的社會成本內部化，進而對企業的利潤和行為產生影響，同時能夠引導資源在不同產業及行業間流動，從而影響投資方向和資本存量的重新組合，對產業結構升級起到一定促進作用(毛軍和劉建民，2014)。近些年來，隨著中國政府對環境問題關注的日益提升，相繼出臺并實施了包括《大氣污染防治行動計劃》《水污染防治行動計劃》《土壤污染防治行動計劃》等在內的一系列環境保護的法律法規。然而，這些環境保護的法律法規對產業結構升級是否產生影響，產生什么影響，以及如何構建適應產業結構升級的環境規制體系，發揮其在產業結構升級中的導向作用，加快產業結構升級的步伐，對于實現經濟高質量增長具有十分重要的意義。

二、 文獻回顧

近些年來，伴隨著經濟增長進入新常態以及環境規制政策密集出臺，環境規制與經濟增長逐漸成為研究的熱點，但是研究環境規制對產業結構升級的文章相對較少，并且部分文章將產業結構作為環境規制影響經濟增長中間變量來研究，很少有文章單獨研究環境規制對產業結構升級的影響?，F有文章的研究思路主要集中在以下幾個角度：一是從環境規制工具的分類對產業結構影響看來，原毅軍和謝榮輝(2014)發現正式環境規制能有效驅動產業結構的調整，而非正式環境規制對產業結構調整的作用才初步顯現；夏后學等(2017)發現非正式環境規制下的產業協同集聚會驅動產業結構趨向合理化。二是從環境規制工具與產業結構的關系來看，鄭金鈴(2016)發現不考慮環境規制競爭時我國環境規制強度的增加有利于產業結構升級，考慮環境規制競爭時環境規制對中西部產業結構優化升級起著推動作用。三是從環境規制工具對產業結構調整的傳導機制來看，Brunnermeier & Cohen(2004)發現環境規制能夠提高制造業企業的研發投入，通過研發投入帶動技術創新，進而推動產業結構升級；龔海林(2013)發現環境規制能夠通過投資需求結構有效促進產業結構升級。

文獻梳理表明：第一，大多數文章將環境規制當作單一整體或簡單的分類來研究其對產業結構升級的影響，并沒有全面考察不同環境規制工具對產業結構升級的影響，易造成研究結論的偏差。第二，現有文獻認為環境規制與產業結構是非負即正的線性關系，然而，環境規制對產業結構影響是基于環境規制不斷增強對企業生產行為產生影響，不是簡單的線性關系就能準確描述二者之間的關系。第三，現有的環境規制工具對產業結構影響的傳導機制研究過于籠統，并沒有說清楚環境規制工具對產業結構作用的微觀基礎以及傳導機制作用的原理。

本文主要是基于以下幾方面展開研究。第一，按照行政命令型、市場激勵型和公眾參與型三種環境規制工具，全面檢驗不同類型環境規制工具對產業結構升級的影響，為在產業結構調整過程中的環境規制工具組合提供了一個依據。第二，分析三種環境規制工具與產業結構調整的非線性關系，為今后環境規制的深化調整提供一定的依據。第三，分析環境規制工具對產業結構升級的微觀基礎，以更好地解釋環境規制工具對產業結構升級的傳導機制，以便更好地發揮環境規制工具在產業結構升級中的作用。

三、 理論分析

環境規制對產業的影響主要是通過微觀企業的生產行為來實現的，環境規制通過影響污染型企業的生產要素的價格進而影響生產行為。因此，本文以此為切入點，分析環境規制的增強影響企業的生產行為。按照這一思路，本文參考Withers(1980)的方法，假設一個經濟體中存在A、B兩個地區，假定兩個區域內存在大量相同的廠商。在地區A中，代表性廠商1只生產污染型和清潔型兩種商品。污染型和清潔型生產要素的價格分別為ρ、φ，污染型商品在A、B兩個地區的銷售價格分別為P1、P2，其產品的銷售量分別為Q1、Q2。清潔型商品的售價為Ps，銷售量為S。假定企業的勞動力、環境成本、資本以及其他生產要素記為投入要素K，α表示生產要素分配系數，取值為0<α<1，企業將αK單位生產要素投入到污染型產品生產中，將(1-α)K單位要素投入到清潔型產品生產中。由于A地區的污染型產品銷往B地區，在跨地區貿易中會存在非常規又不能完全消除的成本，因此，引入調整系數β，取值為0<β<1，相當于A地區產品在B地區的實際售價為βP2。綜上所述，廠商1的利潤決策模型為：

π=P1·Q1+βP2·Q2+Ps·S-[ρα+φ(1-α)]K

假定地區A由于實行較為嚴格的環境管制，導致污染型企業生產要素的價格變為ρ1，而清潔能源的生產要素價格受環境規制影響較小，所以假定清潔能源生產要素的價格不變，在利潤最大化背景下，企業通過生產行為的調整，以實現自身利益最大化。

決策一：企業面對環境規制導致的生產要素價格上升不采取任何措施，其利潤表達式為：

π1=P1·Q1+βP2·Q2+Ps·S-[ρ1α+φ(1-α)]K

廠商根據利潤最大化原則，優化生產行為，以實現生產要素的優化配置。比較決策一和決策二，可得π2>π1，解可得：

此時企業進行結構升級比較合適。因為升級后的利潤將比不升級對企業來說更有益，因此企業升級是合理的選擇。

而當π2<π1，解可得：

此時企業不采取任何措施比較合理。因為不采取任何措施的利潤將比企業升級對企業來說更有益，因此企業不采取任何措施對企業來說是合理的選擇。

而當π2=π1，解可得：

這是企業的升級和不升級的一個轉折點。

四、 實證研究

1. 變量選擇及說明

(1) 被解釋變量。產業結構升級(cy)。許多學者從不同角度提出產業結構升級的測度方法，比較有代表性的測度方法包括：一是根據勞動力在三大產業的就業分布來測度；二是利用三大產業增加值的比重來進行測度。蔣麗麗和周丹(2015)認為資本的深化是產業結構升級的主要動力，而產業增加值越大越有助于資本的深化。因此，對衡量產業結構升級來說產業增加值比勞動力就業分布更加合理，本文采取第二種方法，利用第三產業增加值與第二產業增加值之和占GDP的比重衡量某一地區產業結構升級情況。

(2) 核心解釋變量。環境規制(er)。目前環境規制尚未形成統一的指標，有關環境規制的衡量指標比較有代表性的有工業污染治理投資、污染物排放率綜合指數、環境規制綜合指數等。本文借鑒蔡烏趕和周小亮(2017)對環境規制的劃分方法，將環境規制工具劃分為行政命令型規制工具、市場激勵型規制工具和公眾參與型規制工具三種類型，其劃分方式能夠分別從政府、市場和公眾角度來衡量環境規制的水平，考慮得更加科學、全面、具體。其中，用行政處罰案件數作為行政命令型規制指標(cer)，用排污費征繳的額度作為市場激勵型規制指標(mer)，用因環境污染上訪的人次作為公眾參與型規制指標(ver)。

(3) 控制變量。本文在借鑒肖興志和李少林(2013)等研究基礎上，選取了如下控制變量：經濟發展水平(agdp)。經濟發展水平越高的地區，人均收入水平就越高，其消費結構也越高級化，而消費對生產的調整和升級具有導向作用，進一步促進產業結構升級。本文選取人均GDP作為經濟發展水平的指標。人力資本水平(edu)。人力資本水平越高的地區，其技術水平也越高，可以通過創新效率和管理效率提高生產效率，進而促進產業結構升級。本文選取就業人員平均受教育年限作為人力資本水平的指標。金融發展水平(fin)。金融發展水平越高，越有助于企業的投融資，從而有利于促進產業結構升級。本文選取銀行業金融機構各項貸款(余額)與GDP比率作為金融發展水平的指標。外商直接投資(fdi)。外商直接投資可能通過競爭效應、溢出效應和關聯效應等多種途徑促進產業結構升級。本文選取外商直接投資與GDP比率作為外商直接投資的指標。政府干預程度(gou)。在財政分權體制下，政府對經濟活動干預過多，不利于市場在資源配置中主體作用的發揮，從而抑制產業結構升級。本文用財政收入與GDP比率作為政府干預程度的指標。

2. 數據來源及描述統計

鑒于數據的可獲得性，本文選取2004-2015年中國30個省級行政單位(除西藏)的數據作為樣本。為了保證數據的可靠、有效，本文的數據均來自《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國金融年鑒》。其中，行政命令型、市場激勵型和公眾參與型環境規制工具的數據主要來源于《中國環境統計年鑒》；產業結構升級、人均GDP、外商直接投資以及政府干預程度的數據主要通過《中國統計年鑒》數據計算整理而得，其中外商直接投資按照當年的外匯平均水平進行換算；人力資本水平主要通過《中國人口和就業統計年鑒》數據計算而得，其計算方法為：就業人員平均受教育年限=文盲或識字很少比重×1.5+小學受教育比重×6+初中受教育比重×9+高中或中專受教育比重×12+大專及以上受教育比重×15.5；金融發展水平主要通過《中國金融年鑒》數據計算整理而得。主要變量描述性統計見表1。

3. 實證分析

表1 變量描述性統計

注：數據根據四舍五入法則保留小數點后兩位。

資料來源：作者計算整理。

由于產業結構升級受多種因素影響，以及部分數據如各地區自然稟賦條件等不易獲取，導致不可能將所有變量納入控制變量之中，同時變量之間可能存在因果關系，這些原因都可能導致內生性問題，有鑒于此，本文采用差分GMM和系統GMM估計克服潛在的內生性問題(范洪敏和穆懷中，2017)。差分GMM模型以高階滯后變量作為工具變量，可以在一定程度上有效緩解測度誤差、遺漏變量和克服因果聯立偏誤導致的內生性問題(邵小快和胡懷國，2013)，而且系統GMM能提高估計的效率。本文利用差分GMM和系統GMM模型分析了環境規制對產業結構升級的影響，其中DIF-GMM和SYS-GMM分別為差分GMM和系統GMM的估計結果，見表2。系統GMM估計結果與差分GMM估計結果在方向上基本保持一致,且在統計上顯著。這說明了回歸結果的穩健性(錢學鋒和陳勇兵，2009)。所有模型的AR(2)的p值均大于0.1，表明差分GMM和系統GMM均不存在二階序列自相關。Sargan統計檢驗表明，模型顯著接受“所有工具變量都有效”的原假設，表明差分GMM和系統GMM模型設定合理，工具變量有效。差分GMM和系統GMM回歸結果均顯示，行政命令型環境規制與市場激勵型環境規制的一次項和二次項均對產業結構升級產生影響，公眾參與型環境規制的一次項和二次項對產業結構升級不產生影響。從回歸估計系數值來看，環境規制對產業結構升級的影響存在較大差異，因為系統GMM比差分GMM估計更有效率，本文采用系統GMM的結果進行分析。

行政命令型環境規制工具對產業結構升級影響顯著并呈現倒U型趨勢。行政命令型環境規制工具通過設置執法標準以及行政執法檢查頻率等形式，對污染型企業違法行為作出處罰、責令整改等，影響企業的生產成本，進而影響企業產品的價格和市場的占有率。在倒U型曲線的左側，行政命令型環境規制工具有助于產業結構升級。這主要是因為行政執法標準不斷提升，執法頻率不斷增加，可以減少污染型企業非法排放行為，增加企業的生產成本，導致產品價格過高，降低企業的市場占有率，從而促使企業技術革新和結構升級，降低環境規制對其生產成本的影響，進而有助于整個產業結構升級。在倒U型曲線的右側，行政命令型環境規制工具不利于產業結構升級。這主要是因為過嚴的行政命令型環境規制工具一方面會限制企業的自由，不利于企業主動性的發揮，影響企業的經濟效益，降低企業活力，從而不利于企業通過市場競爭進而實現自身結構升級；另一方面使政府管轄權力過大，容易導致官商勾結尋租現象的產生，同時會增加政府財政負擔，降低環境執法收益，從而造成社會福利的凈損失。

市場激勵型環境規制工具對產業結構升級影響顯著并也呈現倒U型趨勢。市場激勵型環境規制工具主要通過排污費等形式，將企業產生的負外部效應內部化，增加企業的生產成本，從而影響企業的生產行為，進而影響整個產業結構。在倒U型曲線的左側，市場激勵型環境規制工具有助于產業結構升級。這主要是因為排污費的增加勢必會增加企業生產運行成本，此時企業進行自身結構升級的費用低于排污費，使得企業愿意進行結構升級，從而有助于產業結構升級。在倒U型曲線的右側，市場激勵型環境規制工具不利于產業結構升級。這主要是因為過高的排污費超過企業利潤，造成企業運營困難，此時企業合理的選擇是關閉工廠或者遷移到環境規制相對較弱的地區，從而不利于產業結構升級。

公眾參與型環境規制工具對產業結構升級影響不顯著，即暫時不產生影響。這主要是因為中國公眾參與型環境規制還處在被動狀況，即只有影響到自身權益時公民才會上訪，對整個產業來說影響規模較小。但積極的公眾參與有助于社會各階層反映自己在環境方面的基本訴求和立場，有助于降低政府在環境監管過程中的管理成本，增加企業違法排放的風險，進而促使企業轉型升級，從而帶動整個產業結構升級，因此有必要推動公眾積極參與到環境保護活動中來。

表2 差分和系統GMM估計結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統計水平上顯著。

此外，經濟發展水平有助于產業結構升級。這主要是因為隨著人民生活水平的提高，對環保產品需求不斷擴大，消費結構變化影響到企業生產經營，改變企業生產結構和生產類型，從而促進產業結構升級。人力資本水平有助于產業結構升級。這主要是因為人力資本水平越高，就越容易接受并采用最新的科技成果，并能將其轉換為生產力，提高生產效率，降低企業運行成本，從而促進產業結構升級。金融發展水平有助于產業結構升級。這主要是因為完善的金融市場體系、充裕的民間資金、成熟的投資氛圍為產業結構升級提供了充裕的保障，從而促進產業結構升級。外商直接投資有助于產業結構升級，這主要是因為外資企業的知識溢出、技術擴散促進了產業結構升級，從而否定了“污染避難所假設”。政府干預程度不利于產業結構升級，這主要可能因為政府與市場邊界沒有劃清，政府的職能越位、錯位擾亂市場秩序，影響產業結構升級。

五、 主要結論及建議

1. 主要結論

本文基于2004-2015年30省的面板數據實證檢驗不同環境規制工具對產業結構升級的影響，結果表明：① 行政命令型和市場激勵型環境規制工具對產業結構升級影響顯著并都呈現倒U型趨勢，說明行政命令型和市場激勵型環境規制工具對產業結構升級均存在一個適度區間，在適度區間內對產業結構升級起促進作用，在適度區間外不利于產業結構的升級。② 公眾參與型環境規制工具與產業結構升級關系不顯著，說明公眾參與型環境規制工具暫時對產業結構升級不產生影響。③ 經濟發展水平、人力資本水平、金融發展水平、外商直接投資均對產業結構升級影響顯著，并且都有助于促進產業結構升級。④ 政府干預程度與產業結構升級呈顯著負相關，即政府干預不利于產業結構升級。

2. 合理化建議

(1) 完善行政命令型環境規制體系，適度提高環境規制標準，加強行政執法力度。不斷完善包括《生態環境損害賠償制度》在內的環境法規體系，使各級政府在環境執法過程中有法可依，擴大各級環境機關執法權力，提高環境執法效率。因地制宜提高環境規制標準，提高企業環境準入門檻，倒逼企業升級，從而促進產業結構升級。加強環境督導工作，派出督導組對各地環境工作進行檢查，強化問責機制，倒逼責任落實，從而確保各項環境政策能夠有效落實，進而促進產業結構升級。

(2) 健全市場激勵型環境規制工具體系，提高市場激勵標準。在當前的市場激勵型環境規制強度的基礎上，不斷推進和完善包括排污權交易以及生態補償等政策體系，不斷提高包括環保稅在內的負向激勵和環境補貼在內的正向激勵的標準，將企業的外部成本內部化，積極引導企業進行自身革新，提高生產技術，實現環境保護和產業結構升級的雙贏局面。

(3) 推動公眾參與環境治理。通過環保宣傳強化公民環保意識，并且通過立法以及相關行政法規保證公民合法參與環境治理的權利，通過微信、微博等各種現代化投訴平臺，方便公眾投訴，降低公眾參與環保治理的成本，讓公眾可以更加規范、暢通、全面地參與到環境規制當中去維護自己合法權利，進而推動產業結構升級。

(4) 在全社會積極開展綠色消費宣傳教育，大力開展綠色產品公益宣傳，加強綠色產品標準、認證等相關政策解讀，傳播綠色發展理念，倡導綠色生活方式(楊朝均和呼若青，2017)。加大高科技人才引進的力度，不斷擴大高等教育的規模和水平，同時不斷加強勞動者的職業技能培訓，切實提升勞動者技能水平，不斷提高人力資本存量和人力資本貢獻率。大力培育現代金融新業態，加快推動資本市場發展，不斷做大做強金融產業，為推動產業結構升級提供強大支撐，同時加強金融監管，防止系統性金融風險的發生。繼續擴大開放力度，參與國際社會分工，積極鼓勵新興產業以及高新技術企業在我國投資設廠，從而推動產業結構升級。充分發揮市場在資源配置中起決定性作用，劃清政府和市場的邊界，避免政府職能越位、錯位等問題擾亂市場運行秩序，從而影響產業結構升級。

參考文獻：

1. Brunnermeier, S. B., and Cohen M. A. Determinants of Environmental Innovation in US Manufacturing Industries.JournalofEnvironmentalEconomicsandManagement，2003,45(2):510-519.

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4. 范洪敏、穆懷中：《環境規制對城鎮二元勞動力就業的影響——基于勞動力市場分割視角》，《經濟理論與經濟管理》2017年第2期。

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6. 蔣麗麗、周丹：《完善我國產業結構升級的稅收政策》，《管理世界》2015年第9期。

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8. 錢學鋒、陳勇兵：《國際分散化生產導致了集聚嗎?——基于中國省級動態面板數據GMM方法》，《世界經濟》2009年第12期。

9. 邵小快、胡懷國：《經濟增長實證研究中的內生性》，《經濟學動態》2013年第3期。

10. 夏后學、譚清美、高麗媛：《非正式環境規制下產業協同集聚的結構調整效應》，《軟科學》2017年第4期。

11. 肖興志、李少林：《環境規制對產業升級路徑的動態影響研究》，《經濟理論與經濟管理》2013年第6期。

12. 楊朝均、呼若青：《環境管制工具對工業綠色工藝創新影響的實證研究——基于省級面板數據》，《現代經濟探討》2017年第8期。

13. 原毅軍、謝榮輝：《環境規制的產業結構調整效應研究》，《中國工業經濟》2014年第8期。

14. 鄭金鈴：《分權視角下的環境規制競爭與產業結構調整》，《當代經濟科學》2016年第1期。