環境規制下產業結構變遷的跨區協同效應
——基于空間杜賓模型的研究

汪國雨

(合肥工業大學 經濟學院,安徽 合肥 230601)

環境規制針對的是企業的生產活動,因此會影響企業的決策,進而影響到產業結構[1]。產業結構調整作為我國經濟高質量發展的核心工具,一方面可推動經濟綠色發展,有效降低污染物排放,實現生態環境的根本性好轉;另一方面可促進企業調整生產方式,通過技術創新、改進要素投入等方式,最終推動產業結構升級。因此,如果環境規制是可選擇的或有彈性的,則不同的地方政府可能選擇不同的規制強度,這會對各地產業結構帶來不同的影響。那么地區之間差異化的環境規制政策是否可協調地區之間的產業結構升級？

1 文獻綜述

從已有文獻看,學者們對環境規制與產業結構升級之間的關系進行了大量的實證研究,分別從不同的研究視角和研究方法來探究兩者之間的關系。鄭金鈴[2]從分權視角出發,發現在考慮環境競爭時,環境規制不但可促進本地產業結構升級,并且可對鄰近地區的產業結構產生正向溢出作用;范玉波等[1]基于空間替代視角,發現差別化的環境規制會使污染型產業從東部向中西部轉移,間接促進了中西部地區的產業結構升級;劉金夢等[3]以人力資本視角為切入點,通過構建門檻回歸模型發現,當人力資本處于較低水平時,環境規制對產業升級具有正向促進作用但不顯著,而當其越過第一門檻時,環境規制對產業升級具有顯著的促進作用;原毅軍等[4]通過對環境規制分類,探究非正式與正式的環境規制能否有效倒逼產業結構調整,表明非正式與正式的環境規制總體上都可促進產業結構調整;鐘茂初等[5]通過構建理論模型分析了環境規制對產業結構的影響,運用實證研究驗證了環境規制與產業結構呈現的“U”型關系,說明只有當環境規制強度越過門檻值后,才能促進產業結構升級;韓晶等[6]等基于雙重差分模型發現,當產業發展到一定程度時,適度的環境規制會促進產業結構升級,且就不同區域而言,東部地區環境規制對產業結構的促進作用明顯優于中西部地區。

綜上所述,以上文獻較少從空間視角探究環境規制對產業結構的影響。地理學第一定律表明,所有事物均與其他事物關聯,且較近的事物比較遠的事物關聯更為密切。因此，環境規制可能不僅會影響本地區的產業結構,還可能會對相鄰地區的產業結構產生重要影響。本文將前者稱為環境規制的直接效應,后者為間接效應(或稱“空間溢出效應”)。王文普[7]在研究環境規制對地區產業競爭力的影響時發現,環境規制會導致本地產業競爭力下降,使相鄰地區產業競爭力上升,這為環境規制服從地理學第一定律的判斷提供了證據;沈坤榮等[8]研究表明,環境規制引發的污染型企業向外轉移效應在150km達到峰值,在300km之后隨著距離的延伸而逐漸衰減。這表明環境規制的間接效應主要體現在對相鄰地區的影響,這也是環境規制服從地理學第一定律的又一證據。

本文運用空間計量方法分析我國省際環境規制的直接效應和間接效應對本地以及相鄰地區產業結構的影響，主要貢獻體現在以下兩個方面:首先,在研究內容方面,已有文獻主要關注環境規制能否倒逼產業結構升級,而從空間視角考慮環境規制對本地和相鄰地區產業結構的影響鮮有提及。其次,在實證研究方面,運用Moran′s I值測度環境規制與產業結構水平之間存在的空間相關性;運用空間杜賓模型實證檢驗環境規制對產業結構的影響,考察空間的直接效應和間接效應對本地和相鄰地區產業結構變遷的影響;考察環境規制對本地和相鄰地區產業結構變遷的影響是否存在協同效應。

2 實證研究設計

2.1 數據來源與處理

本文的研究樣本為我國30個省級行政區(不包括香港和澳門特別行政區、西藏自治區和臺灣地區)。數據來源于2004—2016年的《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國環境年鑒》、《中國科技統計年鑒》和國家統計局網站,以2000年為基期,缺失數據采用均值法補充。

2.2 空間權重矩陣的設定

2.3 空間計量模型構建

目前常用的空間計量模型主要有空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。其中,空間滯后模型和空間誤差模型是空間杜賓模型的兩種特殊形式,因此在空間計量研究中一般采用空間杜賓模型[10,11]。本文遵循這一研究策略,構建模型為:

SSit=ρWijSSjt+β1REGit+β2WijREGjt+θ1Xit+θ2WijXjt+μi+λt+εit

(1)

式中,SSit為第i個省第t期產業結構;REGit為第i個省第t期環境規制強度;Xit包括控制變量技術進步(ITCH)、開放自由度(OPEN)、外商投資自由度(FDI)和人均GDP(PGDP);Wij為空間權重矩陣;μi、λt、εit分別為空間效應、時間效應、擾動項;ρ為空間滯后回歸系數;β和θ為回歸系數。

產業結構SS:現有文獻對產業結構的度量因研究對象和研究目的不同而有多種方法[12,13]。為體現產業結構升級的內涵,本文借鑒徐敏[14]的做法,主要從產業結構高級化來度量產業結構。產業結構高級化是指產業結構從低水平向高水平演進的過程,主要體現在由第一產業向第二產業、第三產業演進,因此本文構造的產業結構指數為:

(2)

式中,k=2、3,分別代表第二、三產業;Yk為第k產業增加值占GDP的比重。SS數值越大,表明該地區產業結構高級化程度越高。

環境規制強度REG:本文借鑒趙霄偉[9]的方法,采用區位商來構建污染排放綜合指數EG。具體思路是：首先計算出各省不同污染物的排放強度,即占全國的比重;然后再對各省各類污染物排放強度進行加權平均,以此度量各省治理環境污染的努力程度。計算公式為:

(3)

式中,EGit為第i個省份第t期的污染排放綜合指數。該指數越大,表示該省份治理污染的努力程度越小,因此EGit大于1表示環境規制強度較低。考慮到回歸系數符號的直觀性,本文取該指數的倒數1/EGit來表示環境規制強度(即取REG=1/EGit,本文使用REG表示環境規制強度);k為污染物的種類數,包括工業煙塵、工業二氧化硫和工業廢水;ekit為第i個省份第t期第k種污染物的排放量;Yit為相應省份在不同時期的實際工業總產值。

控制變量包括:①技術進步(ITCH)。楊丹萍、楊麗華[15]研究的結果表明技術進步能促進產業結構升級。本文對技術進步進行控制,并采用全要素生產率(TFP)來度量技術進步,以各省就業人數作為勞動投入,以固定資產凈值年平均余額作為資本投入,以GDP作為產出,運用DEA方法測算各省歷年的TFP。②開放自由度(OPEN)。王麗、劉巖[16]指出,對外開放度是促進國內產業結構升級的因素之一。本文通過使用進出口總額占GDP比重度量開放自由度以控制該因素的影響。③外商投資自由度(FDI)。王雙燕、魏曉平[17]的研究結果表明,在時間維度上外商直接投資與產業結構呈“U”型關系。本文采用當年實際利用外資金額占GDP的比重度量外商投資自由度以控制該因素的影響。④人均GDP(PGDP)。本文采用當年各地區GDP除以該地區人口總數。主要變量的描述性統計見表1。

表1 主要變量的描述性統計

2.4 空間相關性檢驗

在使用空間計量模型研究環境規制對產業結構變遷的影響之前,需要對兩種變量各自的空間相關性進行檢驗。目前測算空間相關性的方法主要有全域Moran′s I指數和局域Moran′s I指數兩種。本文以3種空間權重矩陣,利用2004—2016年的數據,分別測算了省際環境規制強度(REG)和產業結構(SS)的全域Moran′s I指數(表2)。結果表明,省際環境規制強度和產業結構均具有顯著的正空間相關性,總體上印證了采用空間計量模型進行研究的合理性與必要性。

需要特別說明的是,為解決模型盅可能存在的解釋變量與被解釋變量互為因果所導致的內生性問題,本文借鑒李東坤[18]的做法選取環境規制的一階滯后項作為自身的工具變量,以避免產業結構變化引起的環境規制變化帶來的內生性影響。環境規制對于產業結構的影響具有滯后性,采用一階滯后的處理方式更具合理性。此外,技術進步、人均GDP等控制變量也可能與產業結構變化互為因果,因此本文也引入這些變量的一階滯后項作為工具變量,以減少內生性造成的偏誤。

注：Moran′s I利用Stata14計算。Z表示Z值;***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

3 實證結果與分析

3.1 全國層面的回歸結果與分析

如前所述,由于SAR和SEM均為SDM的特例,因此在對式(1)進行空間計量回歸之前需要進行最小二乘法回歸(OLS),通過LM和穩健的LM檢驗SDM是否會化簡為SAR和SEM。回歸結果見表3,限于篇幅僅列出統計量檢驗值。

表3 最優空間估計模型比較

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

由表3可知,空間固定效應模型中的殘差平方和(σ2)為0.001是最小的,擬合優度(R2)為0.450,對數似然函數值(Log-L)為1091.430,對空間滯后模型和空間誤差模型的LM檢驗值分別為157.274和55.713,穩健的LM檢驗值分別為105.331和3.770。相較于其他3種模型檢驗的結果,空間固定效應模型均顯著拒絕了原假設應選擇SAR或SEM的假定,因此采用空間固定效應模型更合理。

由Moran′s I檢驗、LM和R-LM檢驗的結果可知,環境規制及產業結構水平均存在著較強的空間相關性，若忽略這種空間效應,必然會導致估計結果的偏誤。因此,本文根據Lesage 、Pace[19]的建議,同時借鑒Lee、Yu[20]的經驗,考慮使用包含空間固定效應的SDM模型進行回歸分析,并通過LR再次檢驗SDM是否會簡化為SAR和SEM。LR-Lag檢驗的原假設為θ=0,LR-Err檢驗的原假設為ρβ+θ=0。使用SDM模型進行回歸分析的結果見表4,相關數據均顯示拒絕原假設,即SDM模型設定是合理的。

表4 不同權重矩陣空間計量結果比較

注：括號中的值為Z值;所有估計均考慮了空間固定效應;***、**和*分別為在1%、5%和10%的水平上顯著,下同。

表4中的(1)、(2)、(3)欄分別給出了鄰接矩陣、地理矩陣和經濟矩陣的回歸結果。數據顯示3種矩陣的空間滯后系數ρ均顯著大于0,進一步表明各省的產業結構存在著空間相關性這一事實。擬合優度(R2)在不同空間權重矩陣中的結果相近,其中在經濟矩陣擬合優度中最高,說明其擬合的效果最好,因此以下將分析經濟矩陣的回歸結果。

經濟空間權重矩陣的回歸結果表明:①環境規制的一次項和平方項的系數均通過了1%顯著性檢驗,且其一次項系數為正平方項系數為負,說明環境規制對產業結構的影響不是簡單的線性關系,而是呈倒“U”型關系,即環境規制對產業結構變遷的影響存在非線性關系。②核心解釋變量的外生交互效應為正,即W*REG大于0,但并沒有通過顯著性檢驗。表明相鄰地區的環境規制可促進本地產業結構升級,且其影響程度可能與地區之間的經濟關聯度不高。③技術進步等控制變量總體上有助于產業結構升級。同時，技術進步的外生交互效應顯著為負,表明技術進步通過空間效應抑制了本地區的產業結構升級。此時技術進步為負外部效應,表明各地方政府實施的人才戰略計劃更加有利于本地產業結構的發展,但卻阻礙了相鄰地區的產業結構發展。外商投資自由度和開放自由度的外生交互效應也均為負,但未通過顯著性檢驗,說明在一定程度上外商投資自由度可能也具有競爭性,會阻礙相鄰地區的產業結構升級。

不同空間權重矩陣下SDM的直接效應、間接效應和總效應的回歸結果見表5。由于經濟矩陣下擬合效果最好,因此以下分析仍以經濟矩陣下的SDM回歸結果為例。根據直接效應和間接效應的結果可知,環境規制影響本地和相鄰地區產業結構變遷的臨界值分別為2.75和2.61。根據這兩個臨界值,可將環境規制與產業結構變遷的關系劃分為3個階段:①在環境規制強度小于2.61時,環境規制可促進本地和相鄰地區的產業結構升級。此時環境規制強度具有強倒“U”型協同效應,能協調區域間的產業發展。②當環境規制強度介于2.61和2.75之間時,環境規制促進本地卻抑制相鄰地區的產業結構水平。隨著環境規制強度的增加,其正外部效應逐漸減弱,協同發展的產業體系逐漸扭曲。③當環境規制強度大于2.75時,環境規制抑制本地和相鄰地區的產業結構水平。由此可見,環境規制強度過高,并不利于我國的產業結構升級。

表5 不同矩陣下直接效應、間接效應和總效應估計

3.2 分地區回歸結果與分析

由于我國幅員遼闊,東、中、西部的資源稟賦和經濟發展水平差異巨大,僅僅在全國層面上分析并不能充分說明環境規制對各地區產業結構水平的影響程度。本文將全國30個樣本省份按照東、中、西部分類后再分地區樣本回歸(東部包括京、津、冀、遼、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊;中部包括晉、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘;西部包括蒙、桂、渝、川、黔、滇、藏、陜、甘、青、寧、新,劃分依據見國家統計局網站),考慮到本文主要探究環境規制的直接效應和間接效應對產業結構的影響,回歸結果只展示該部分,見表6。空間矩陣采用經濟矩陣,首先東部地區的直接效應和間接效應均表現為先抑制后促進,臨界值分別為2.50和3.75,直接效應和間接效應均在統計上不顯著,此時經濟較為發達的東部地區產生了弱“U”型協同。中部地區的直接效應和間接效應表現為先促進后抑制,臨界值分別為1.09和0.85,環境規制的一次項和平方項均在5%的統計水平上顯著,經濟相對落后的中部地區表現為強倒“U”型協同。西部地區的直接效應和間接效應均表現為先促進后抑制,臨界值分別為2.45和0.97,其間接效應的環境規制一次項和平方項在5%的統計水平上顯著,經濟落后的西部地區呈現出弱倒“U”型協同。

表6 分地區直接效應、間接效應和總效應估計

綜上可知,環境規制對產業結構變遷產生了跨區域協同效應(跨區域協同效應:環境規制傾向于使本地和相鄰地區的產業結構變遷遵循同種變動路徑,即同時促進或抑制本地和相鄰地區的產業結構變遷。其中,回歸結果不顯著為弱“U”型協同或弱倒“U”型協同;顯著的為強“U”型協同或強倒“U”型協同),而這種跨區域協同效應在東、中、西部有所差別。東部地區的“U”型協同暗示了實施較強的環境規制政策有利于本地與相鄰地區的產業結構升級,中西部地區則相反。其次,在確定了東、中、西部環境規制與產業結構變遷的臨界值之后,本文中測算出東、中、西部地區的環境規制強度的均值分別為1.36、0.66、0.33,通過數據描述性統計可知，全國環境規制強度的均值為0.79。東部地區的環境規制強度高于全國平均水平,但低于東部地區的直接效應和間接效應的臨界值,說明目前東部地區仍需要加強環境規制強度使其越過臨界值,從而促進東部地區產業結構升級。同時,中西部地區環境規制強度不但低于全國平均水平,而且也低于各自地區的直接效應和間接效應的臨界值,表明中西部地區可進一步加強環境規制強度,但必須考慮到過強的環境規制力度會抑制地區的產業結構升級。因此,中西部地區需要實施適宜的環境規制政策以促進產業結構升級。第三,由于東、中、西部地區經濟發展水平不同,各地區應依據本地區經濟發展狀況制定環境規制政策。東部地區環境規制的臨界值大于中西部地區,較強的環境規制會通過企業轉型升級直接促進東部地區的產業結構升級,并通過產業轉移促進中西部地區的產業結構升級,而中西部地區若實施嚴厲的環境規制則不利于本地的產業結構升級。因此,我國各地區應實施差異化的環境規制政策,經濟發展水平較好的東部地區可實施較強的環境規制,中西部地區則需要實施適宜的環境規制強度。正因為如此,鐘茂初等[5]研究發現,我國應實施因地制宜的環境規制政策,切不可在全國范圍內搞“一刀切”。

3.3 穩健性檢驗

環境規制對產業結構變遷的影響可能會因環境規制度量方式的不同而存在差異,因此本文選取環境污染治理投資總額作為核心解釋變量,分別在全國層面和地區層面上進行穩健性檢驗,其中全國和地區層面均使用經濟矩陣,具體結果見表7。由表7可知,在替換核心解釋變量之后,在全國層面上的環境規制對產業結構變遷的影響仍然表現出倒“U”型關系。在地區層面上，東、中、西部的回歸結果與分地區的回歸結果一致。即東部地區表現出弱“U”型協同,中部地區表現出弱倒“U”型協同,西部地區表現出強倒“U”型協同,環境規制對產業結構變遷產生的協同效應如前述結論基本一致。但中部地區的間接效應未通過顯著性檢驗,這可能與目前中部地區環境污染治理投資的環境博弈策略有關。中部地區為了承接東部地區的產業轉移，采取了相似的環境污染治理投資策略,導致中部地區之間的間接效應可能不顯著。以上結果表明,對環境規制使用不同的度量方式并不改變前述結論,也說明了本文的結論具有穩健性。

表7 穩健性檢驗

4 結論及政策建議

4.1 結論

本文主要采用2004—2016年我國30個省的面板數據,引入空間杜賓模型對環境規制與產業結構變遷之間的關系進行了實證分析。研究結果表明:首先,從全國層面來看,環境規制對本地及相鄰地區產業結構的影響軌跡均呈倒“U”型,并隨著環境規制強度由弱變強,對本地及相鄰地區產業結構均產生先促進后抑制的影響,環境規制強度過高不利于我國產業結構升級;其次,從區域層面來看,環境規制對各區域自身及相鄰地區產業結構變遷產生的影響不同,東部地區呈“U”型關系,中西部地區則呈倒“U”型關系;第三，從直接效應和間接效應看,東中西部地區均表現出產業結構變遷的協同效應,中部地區的協同效應較突出,適當的環境規制政策能協調區域間的產業結構升級。

4.2 政策建議

本文的政策建議主要是:①制定多元化、跨區域的環境政策。具體來說,中央政府應改變過去以GDP為核心的考核方式,加大環境績效在考核中的比重。同時，加強中央政府對地方政府的環境監管,將命令—控制型監管與市場相結合,提高環境監管的效率。通過制定聯防聯控環境政策的協調各區域環境政策,使各區域能夠達成共識,防止“搭便車”現象出現。由于區域間的差別,東部地區的經濟發展水平相對較好,實施嚴格的環境規制政策,既有利于企業轉型升級,又可對企業產生“精洗”作用,淘汰高污染和高耗能型企業,使其轉移到其他地區。中西部地區則應實施合適的環境規制強度,在承接東部地區企業轉移時和在避免污染避難情況發生的同時促進產業結構升級。②提高環境規制強度,推動污染治理從末端治污向源頭防污轉變。在加緊治理河流和空氣污染的同時,從污染源頭進行干預和防范。因此,應加大對違規企業的訴訟處罰力度,以減少污染物生產，對那些高污染、高耗能、高耗水的企業繼續實行嚴厲的“關停并轉”措施;設置專項資金,引導企業尤其是中小企業引入治污設備,推進技術升級;加大宣傳力度,提高社會各界的環保意識。這樣環境污染才能標本兼治,有助于推動節能、節水、治污等環保產業的發展,實現產業轉型升級。當然,相比中西部地區,東部地區的步子可更大一些。