環境規制、金融發展與產業結構升級

■王 鋒，石嘯天，劉 娟，何曉玲，陳洪濤

一、引言

我國經濟經過30多年的高速增長后，已進入發展新常態，但伴隨著增長階段的轉換，傳統經濟增長模式難以為繼，急需形成以發展質量為導向的新機制，優化產業結構是其關鍵要素之一。2014年我國GDP總量首次突破十萬億美元，穩居世界第二。但與此同時，我國面臨的資源環境壓力也與日俱增。2014～2016年政府工作報告多次提出重拳治理大氣霧霾和水污染，下決心走出一條經濟發展與環境改善的雙贏之路，但多地仍然頻現嚴重霧霾天氣，PM2.5指數爆表，老百姓更是“談霾色變”。為了有效平衡經濟發展與環境保護的關系，我國積極探索經濟、環境和諧的綠色低碳發展新方式，而產業結構調整正是協調經濟、環境的核心工具。那么，我國的金融發展、環境規制在產業結構升級過程中如何發揮作用？在日益增加的環境約束壓力下金融的作用如何變化？其作用關系在不同區域是否存在著空間異質性？這些都是迫切且值得研究的問題。

事實上，國內外學者對于金融助力產業結構優化升級問題一直頗為關注。Wurgler etal.（2000）認為金融發展在經濟發展資源配置和經濟結構變動中起到了催化劑的作用。Browns et al.（2012）發現企業外部融資環境的改善可以促進企業的技術創新，證券市場的發展和自由化可以從企業層面推動技術創新，進而促進產業的升級。Sasidharan etal.（2014）對1991～2011年間印度工業領域企業的融資環境進行研究，發現金融發展使企業的融資更加便捷，促進了企業對研發的投入，帶動了企業的發展和產業結構升級。Pradhan etal.（2015）就亞洲國家的金融發展對通信產業發展的關系進行了研究，發現金融發展明顯改善了基礎設施建設的融資環境，從而提升通信產業的服務水平，推動了整個產業的升級。與國外相比，國內研究起步較晚，對此問題主要圍繞兩個方面展開研究：一是探討金融支持產業結構升級的作用機制，如孫力軍（2008）將它概括為資金形成、作用導向和信用催化三個方面。二是探討金融發展和產業結構升級的關系。目前的研究通常認為金融發展是產業結構升級的助推劑，但產業結構升級是否有利于金融發展，學術界尚未達成共識。陳時興（2011）認為兩者之間存在長期均衡和互動關系。阮路寧和劉珍（2011）認為中部地區金融發展與產業升級之間存在著協整關系，但金融發展并沒有成為產業結構升級的原因。

環境規制是影響產業結構升級的因素之一，近年來環境規制與產業結構升級之間的關系也是國內外研究的熱點問題。國外關于環境規制與產業結構的探討主要圍繞“波特假說”展開。Porter&Claas（1995）認為環境規制增加了企業治污成本，同時，也能成為激發企業技術創新的潛在動力。但中性經濟學家認為環境規制強加給企業的成本會降低企業的國際競爭力，環境規制與企業競爭力之間存在權衡關系。當環境規制強度增大時，如果投資一項技術帶來的收益不能完全覆蓋遵守環境規制的成本，那么表明環境規制不能促進企業的技術創新，也無法促進產業結構升級。國內對此問題研究主要分為兩大類：一是單一的環境規制政策對產業結構升級的作用，如姚昕和劉希穎（2010）通過求解最優碳稅模型，發現征收碳稅有助于提升能源利用效率，從而加快產業結構調整。二是整體環境規制與產業結構升級關系，如梅國平和萬建香（2012）認為環境規制對產業結構升級的推動作用分為內涵式和外延式兩種模式。

綜上所述，目前對金融發展、環境規制對產業結構升級關系的研究已經取得了較為豐富的研究成果。但一方面，現有研究都是單獨討論金融發展或環境規制對產業結構升級的影響，鮮有文獻將二者結合起來在統一的框架下進行研究。另一方面，以往研究在方法上多采用時間序列模型，忽略了地區間作用關系的異質性。鑒于此，本文擬采用面板數據模型，在統一的框架下研究全國層面、經濟區層面、省際層面上金融發展、環境規制對產業結構升級的獨立與聯合作用，及其區域作用的異質性。

二、模型構建與變量選取

首先，為檢驗金融發展、環境規制對產業結構升級的獨立影響，本文分別構建面板數據模型如下：

模型（1）和模型（2）分別檢驗了金融發展、環境規制對產業結構升級的獨立作用，并沒有考慮金融發展與環境規制之間的聯合效應。為此，進一步構建如下的面板數據模型：

1.產業結構升級指數（CS）。本文采用徐德云（2008）的做法，對三次產業賦予不同的權重，進而構建產業結構升級指數。用Ci表示第i產業占GDP的比重。用CS表示產業結構升級指數，取值范圍為1≤CS≤3。其中，CS越大，表明產業結構升級程度越高，反之，則越低。具體公式為：

2.金融發展水平（FD）。本文參考林春（2016）的做法，綜合金融相關比率與金融效率指標，用金融相關比率（FIR）與金融效率（FE）的乘積表征地區金融發展水平，即FD=FIR×FE。金融效率（FE）的測算，運用隨機效率前沿模型，將金融業增加值設為產出變量，投入變量則設為金融業固定資產投資、金融業從業人員數量和金融機構貸款余額，然后運用Frontier4.1軟件測算得出。

3.環境規制水平（HG）。本文從環境規制的強度和效果兩個方面來衡量，環境規制強度測算的公式為：ES=I*G。其中，I為工業污染治理投資完成額/第二產業GDP，G為第二產業GDP/GDP總額；對于環境規制效果，采用工業二氧化硫去除率、工業廢水排放達標率和工業固體廢棄物綜合利用率3個指標衡量。然后，運用熵值法對環境規制強度和環境規制效果的各指標進行客觀賦權，環境規制水平則由賦權后的指標值加總后確定。鑒于確保數據的穩定性，每年則取相等的權重，據此本文計算了我國各區域的環境規制水平。

4.金融發展與環境規制指標的交叉乘積項（HG×FD）。杜莉等（2013）認為，地區高水平的金融發展與適度的環境規制政策的結合可推動地區產業結構升級。基于此，本文引入環境規制與金融發展的交互項，一方面用來反映金融發展和環境規制的相互作用是否對產業結構升級產生影響，另一方面表示環境規制與金融發展之間的調節作用。

三、實證分析

（一）數據來源

本文采用2000～2015年中國30個省（自治區、直轄市）（剔除西藏）的面板數據，數據來自國家統計局網站、各地區國民經濟和社會發展統計公報、歷年各省（自治區、直轄市）統計年鑒、《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》和《中國金融統計年鑒》。

（二）單位根檢驗與協整檢驗

1.單位根檢驗

在構建面板數據模型之前，為避免因面板數據的不平穩而出現“偽回歸”問題，需要進行平穩性檢驗。運用四種檢驗方法對平穩性進行綜合檢驗，選取相同根情形下的LLC檢驗、IPS檢驗以及不同單位根情形下的Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗。由單位根檢驗結果可知，CS、FD、HG均為非平穩序列，但一階差分序列皆平穩，所以各變量均為I（1）序列。

2.協整檢驗

在回歸分析之前進一步檢驗各變量之間的協整關系，從協整檢驗結果可知，模型（1）、模型（2）和模型（3）的各變量之間存在協整關系。

（三）多變量回歸分析

運用Eviews7.2軟件對我國2000～2015年省際面板模型進行估計，并運用Hausman檢驗方法檢驗了三個模型的適用形式，結果表明三個模型都采用固定效應模型更合適。對固定效應變截距模型進行估計，結果如表1。

表1 金融發展、環境規制與產業結構升級的面板模型估計結果

1.金融發展與產業結構升級。從表1第2列可以看出，模型（1）中金融發展（FD）與產業結構水平（CS）在1%的水平下呈顯著的正相關關系，表明金融發展在產業結構升級過程中具有顯著的促進作用。近年來，金融中介在推動優勢企業兼并重組、傳統企業結構調整方面發揮了不可替代的重要重用，使實體經濟“融資難、融資貴”問題得到有效緩解，產業結構轉型升級得到助力。加之，近年來我國對金融業投入大量人力、財力、物力，不斷加大金融業固定資產投資，金融機構數量和從業人員數量逐漸增多，同時，股票、債券、租賃等金融市場也在不斷壯大，不同的金融結構及其所代表的融資方式為不同性質企業及不同類型產業提供融資渠道，從而促進產業結構轉型升級。

2.環境規制與產業結構升級。從表1第3列可以看出，環境規制（HG）的回歸系數為0.0031，系數為正，但不顯著，表明環境規制對產業結構升級具有一定程度的正向影響，但并不顯著。近年來，我國環境治理效果逐漸顯著，但單獨研究時，環境規制對產業結構調轉型升級影響并不明顯，這說明產業結構轉型升級是一個系統工程，涉及面廣泛，除了環境系統約束外，還包括其他經濟金融、環境與其他系統共同作用的影響。

3.環境規制、金融發展對產業結構升級的聯合作用。在模型（3）中引入金融發展水平和環境規制水平的交互項（HG×FD），估計結果如表1第4列所示。可以看出，金融發展依然對產業結構具有顯著的正向作用，說明其對產業結構的作用力受到了環境規制的影響。與模型（2）相比，模型（3）中環境規制前的參數值同樣為正，但在1%的水平下顯著，說明考慮到金融發展的影響后，環境規制對產業結構的正向影響更加明顯。環境規制與金融發展交互項（HG×FD）的估計參數值在1%的水平下統計顯著為負，說明金融發展與環境規制的聯合對產業結構具有顯著的影響，且環境規制與金融發展在作用于產業結構升級過程中互為調節作用，降低了金融發展水平的作用強度，提高了環境規制的作用顯著性。將地區金融發展和環境規制納入產業結構轉型升級的影響框架，兩者相互博弈后對產業升級產生作用。金融發展在受到環境規制影響后對產業結構轉型升級的作用力變小，可能是由于環境規制要求企業投資污染治理，在資金有限的情況下，污染治理的投資可能會擠占一部分原本用于提升技術水平、調整產品結構等方面的資金，從而使金融體系對產業結構轉型升級的影響減弱。而考慮金融發展的影響以后，環境規制對產業結構升級的正向影響更加顯著，這主要是環境規制會增加企業的內部成本，而企業是理性經濟人，必須對其內部進行調整才能消化增加的成本，從而得以繼續生存，內部調整就需要金融中介為其提供資金服務，環境規制對產業和企業會產生優勝劣汰的作用，最終驅動產業結構升級，而金融是導致產業結構升級的重要推手。

（四）穩健性檢驗

本文對金融發展和環境規制指標重新定義，以檢驗上述實證結果的穩健性。在金融發展水平指標（FD）選取中，以地區金融機構存貸款余額之和/GDP替代原有指標，參考原毅軍和謝榮輝（2014）的做法，基于數據的可得性和中國各類污染物排放的嚴重程度，選取各省廢水排放達標率、二氧化硫去除率、固定廢物綜合利用率和煙（粉）塵去除率這4個單項指標，構建一個環境規制水平的綜合測量體系，指標具體構建步驟如下：

（1）為消除指標間的不可公度性和指標間的矛盾性，對上述4個指標通過數學變換進行線性標準化處理，使各指標取值范圍為（0，1），具體計算公式為 ：ER=[ERij-min（ER）j]/[max（ER）j-min（ER）j]。其中，i表示省份（i=1,2,3,…,30），j表示各類污染物（j=1,2,3,4）；ER表示各單項指標的標準化值，max（ER）j和min（ER）j分別表示各省份4個單項指標每年的最大值和最小值，表示各單項指標的初始值。

（2）計算出各個單項指標的調整系數（δi）j，即權重。不同省份廢水、廢氣和固體廢物污染排放比重相差較大，同一省份不同污染物排放程度也不同，因此，對各省廢水、廢氣和固體廢物等指標賦予不同的權重，但每年取相等的權重，通過對各指標值權重的調整來反映各省主要污染物治理力度的變化。調整系數的計算方法為：

其中，δij表示省份i中污染物j的調整系數，∑Pij表示全國同類污染物的排放總量，Pij表示省份i中污染物j的排放量，∑Mi表示全國工業增加值，Mi表示省份i的工業增加值。在計算每年廢水、廢氣和固體廢物的調整系數后，再計算出2000～2015年調整系數的平均值。

（3）通過各單項指標的標準化和平均權重，計算各省份的環境規制水平，具體計算公式：

HGi的值越小，表明環境規制越寬松。中國30個省份HGi的測算結果如圖2所示。對模型（1）～（3）再次進行估計和檢驗，結論與原模型基本一致。

（五）區域作用關系的異質性分析

為進一步分析區域作用關系的異質性，從省級以及經濟區層面進行深入分析。因此，在模型（3）基礎上構建固定效應變參數模型，并就各地區金融發展（FD）、環境規制（HG）對產業結構（CS）的單一作用與聯合作用進行估計，估計結果見表2。同時為展現各地區估計參數的差異性，運用Geoda軟件構建了30個省份估計參數空間分布的四分位圖，如圖1、圖3所示。

1.金融發展與產業結構升級。從表2第3列與圖1可知，除天津和河北省以外，東部地區金融發展（FD）與產業結構升級（CS）均在1%或5%顯著性水平下呈正相關關系。天津、河北與北京雖同屬于京津冀地區，但是三地金融業發展仍然存在顯著的差異，北京、天津和河北的金融相關率呈現出明顯的梯度變化，其中北京金融相關比率最高，且遠超過津冀地區。僅從要素價格角度看，河北信貸資金價格明顯高于北京和天津，三地資源價格的顯著差異阻礙了金融資源要素在京津冀區域內的自由流動與有效配置，也是阻礙天津與河北金融發展的重要因素。從系數來看，東部地區金融發展對產業結構作用力最大為上海，最小為河北。東北地區金融發展（FD）的回歸系數為正，但不顯著，表明金融發展對產業結構升級在一定程度上具有正向影響，但這種影響很小，這主要是由于東北地區是我國老工業基地，金融發展與經濟增長匹配度并不高，較長時間處于“脫節”的狀態，嚴重制約該地區產業結構優化升級。對于中部和西部地區而言，江西、湖南、重慶、甘肅四省和河南、廣西、陜西三省的金融發展（FD）與產業結構升級（CS）分別在5%和10%顯著性水平下呈正相關關系，安徽、山西、湖北、四川、貴州、云南、寧夏、新疆八省金融發展的回歸系數為正，但不顯著，內蒙古和青海兩個省份金融發展的回歸系數為負，也不顯著，這主要是由于中西部地區受地理位置、資源等條件的約束，金融發展程度較低，對產業結構升級的作用效應有限。

表2 各地區金融發展、環境規制對產業結構的單一與聯合作用參數的估計結果

圖1 FD參數估計值的空間分布圖

圖2 HG參數估計值的空間分布圖

圖3 FD與HG交叉乘積項參數估計值的空間分布圖

2.環境規制與產業結構升級。從表2第4列與圖2可知，東部地區除河北和海南兩省以外，環境規制（HG）對產業結構升級（CS）均在10%或5%的水平下均存在顯著的正相關關系，作用效力上江蘇最大，海南最小。東北地區的遼寧和中西部的部分地區（安徽、江西、河南、湖北、內蒙古、重慶、云南、陜西、寧夏、新疆）存在正相關關系，其中河南和內蒙古兩省在5%的水平下顯著正相關。東北地區的吉林、黑龍江和中西部的部分地區（山西、湖南、廣西、四川、貴州、甘肅、青海）均為負相關關系。這說明要使環境規制對產業結構升級產生顯著的促進作用，中西部地區必須調整環境規制政策。

3.環境規制、金融發展對產業結構升級的聯合作用。對東部地區而言，從表2第5列與第3列對比可知，金融發展（FD）在環境規制（HG）的調節作用下依然對產業結構升級（CS）具有顯著的正向作用，但其作用參數遠遠低于第3列，說明其對產業結構的作用力受到了環境規制的影響。從表2第4列知，東部地區環境規制（HG）前參數為正，第5列交叉乘積項（HG×FD）前的參數值也為正，但第5列的參數略大于第4列，說明考慮到金融發展的影響后，東部地區環境規制對產業結構的促進作用更加明顯。東部地區除了河北和海南兩省外，金融發展和環境規制的交互項（HG×FD）系數在10%、5%或1%水平下顯著為正。這一方面說明金融發展與環境規制的聯合對產業結構具有顯著的正向作用，另一方面說明環境規制與金融發展在作用于產業結構升級過程中互為調節作用，降低了金融發展水平的作用強度，提高了環境規制的作用顯著性。對于非東部地區而言，從第3列知，金融發展（FD）前的作用參數除內蒙古、青海為負值，其他地區均為正值，明顯大于第5列交叉乘積項前的負參數值（僅云南為正值），表明非東部地區金融發展（FD）在環境規制（HG）的調節作用下對產業結構升級（CS）的促進作用減弱。第4列中除遼寧、安徽、江西、河南、湖北、內蒙古、重慶、云南、陜西、寧夏、新疆之外，其他省份環境規制前參數為負值，這表明非東部地區在考慮金融發展的影響后，環境規制對產業結構升級的促進減小，這與東部地區的結論不同，主要是非東部地區金融發展水平仍處于初級階段，金融發展水平低，經濟發展依靠第一、二產業拉動，以重工業為主，環境污染相對嚴重，環境規制水平相對較大，企業具有潛在的高遵守成本，一旦遵守環境規制的收益與成本不能成正比，企業則很可能面臨資金短缺，同時，落后的金融發展水平不能為企業提供充足信貸資金，導致中西部地區產業結構不僅不能得到升級，還可能造成地區經濟下行。非東部地區金融發展和環境規制的交互項（HG×FD）系數多為負且不顯著，說明金融發展與環境規制的聯合對產業結構具有負向影響，但二者博弈的結果對產業結構升級的影響不明顯。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

1.從全國層面來看，獨立效應檢驗時：金融發展與產業結構升級在1%的顯著性水平下呈顯著的正相關關系，表明金融發展能夠顯著促進產業結構升級；環境規制的回歸系數為正但并不顯著，說明環境規制促進產業結構升級，但現階段其作用效力并不顯著；聯合效應檢驗時；金融發展在環境規制的調節作用下對產業結構升級的作用減弱，而環境規制在金融發展的調節作用下對產業結構升級的正向促進作用增強。此外，金融發展與環境規制的聯合對產業結構升級具有顯著的影響，且二者在作用于產業結構升級過程中互為調節作用，降低了金融發展水平的作用強度，提高了環境規制的作用顯著性。

2.從區域層面來看，金融發展、環境規制對產業結構的作用具有明顯的區域間與區域內異質性。從經濟區層面來看，金融發展對產業結構升級的平均作用強度中，東部最大、中部及東北次之、西部最小；東部地區金融發展在弱規制下能顯著地促進產業結構升級，而非東部地區在強規制下推動作用不明顯；東部地區環境規制在考慮到金融發展的影響后對產業結構的促進作用更加明顯，但非東部地區的促進作用減弱。從經濟區內部省份層面來看，金融發展對產業結構升級的影響，東部地區除天津和河北省以外，其他地區均在1%或5%顯著性水平下呈正相關關系；中部地區均為正相關關系，其中安徽、河南、江西和湖南在10%或5%的水平下顯著正相關；東北地區為非顯著的正相關；西部地區中的廣西、陜西、重慶和甘肅分別在10%和5%顯著性水平下呈正相關關系，四川、貴州、云南、寧夏、新疆五省為非顯著的正向促進作用，內蒙古和青海兩個省份為非顯著的抑制作用。環境規制對產業結構升級的影響，東部地區除河北和海南兩省以外，其他省份均在10%或5%的水平下均存在顯著的正相關關系，而非東部地區基本為非顯著關系。

（二）政策建議

第一，由于金融發展雖能促進產業結構轉型升級，但作用力度自東部、中部、東北和西部地區依次遞減，這與我國金融發展的區域差異有關。因此，各區域要采取促進本土金融健康發展的策略，中西部地區應將產業結構升級作為發展新機遇，以產業結構升級帶動地區金融發展。啟動并引導東部地區多元化的投資主體和社會資金,使之流向中西部地區,解決中西部地區因融資難而金融發展不足的問題，從而帶動中西部經濟騰飛。

第二，金融發展對產業結構轉型升級的作用受到環境規制影響而變小，主要還是因為我國金融體系仍不完善，產業升級過程中企業融資渠道有限。因此，要不斷完善我國金融體系，同時構建綠色金融體系，發揮信貸主渠道作用，各銀行機構要加大對實體經濟的支持力度，積極對接產業升級資金需求，加快開展信貸資產證券化等業務，盤活存量，使信貸投放量增加。同時，通過綜合保險資金、信托、理財等新型融資業務來拓寬資金來源的渠道，滿足企業信貸需求。加大企業上市融資力度，高度重視新興主導產業和戰略性新興產業企業的上市，擴大綠色債券融資規模，發展各類綠色產業基金，加快融資租賃行業的發展，滿足產業轉型升級資金要求。

第三，在政府部門對環境質量要求日益增高、環境投資逐漸加大的背景下，產業結構優化升級進程會進一步加快，但目前來看環境規制對產業結構優化升級存在空間異質性，主要原因是我國環境保護尚未形成有效且統一的體系。中央政府可通過修改和完善環保法以強化地方政府的環境責任、提高環保部門的地位，賦予其更大的執法權力，并通過垂直管理的方式保持環保部門的獨立性，從而弱化地方政府對環保部門執法的干預。尤為關鍵的是，政府根據各個地方實際情況調整的環境規制政策的力度，分區施策，東部地區應加大環境規制執行力度，西部地區應淘汰落后產能，最終實現地區及全國產業結構的升級。