環境規制對產業結構升級異質聯動效應研究

孫玉陽 穆懷中 范洪敏 侯曉娜 張志芳

1（遼寧大學公共管理學院， 沈陽 110036） 2（沈陽大學經濟學院， 沈陽 110044）3（聯合赤道環境評價有限公司， 天津 300042）

十九大報告中明確指出：“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段”。而產業是支撐經濟發展的核心與基礎。因此，產業發展狀況一定程度上決定了一國或一個地區的經濟發展質量與水平。雖然我國實施相關產業政策來引導產業結構升級，但是其激勵效果不佳。而環境規制通過控制污染排放繼而對產業結構產生影響，促使生產要素從低附加值、低效率和高消耗的生產部門或產業鏈環節退出，繼而導入到高附加值、高效率、低消耗的生產部門或產業鏈環節，進而實現產業結構升級。這種外在性環境約束機制，能對產業產生較強的內在激勵效果。而技術創新與人力資本既是產業結構升級的重要驅動因素，又是產業面對環境規制施加影響時進行結構調整的基礎。因此，技術創新與人力資本水平的高低直接影響環境規制對產業結構升級的作用效果。但由于我國幅員遼闊，各地區的技術創新能力、人力資本水平具有很大的差異性，導致環境規制對產業結構升級的影響也呈現差異性。只有明確在不同技術創新和人力資本水平下環境規制對產業結構升級的影響，才能制定合理的政策措施，充分發揮環境規制對產業結構升級的促進作用，進而實現高質量發展。

1 文獻綜述

環境規制與產業結構升級的關系一直是學術界關注的焦點，但是由于研究視角、計量方法或指標選取不同，導致學術界對二者之間關系尚未形成一致看法。（1）促進論。Burton 等（2011）通過環境規制因素對紙漿和造紙業進行研究發現，環境規制對該類企業成長具有顯著的促進作用，對該行業結構優化升級起積極作用［1］。徐開軍等（2014）研究發現，環境規制越嚴厲越有利于產業結構的優化升級［2］。李強（2018）從河長制視域下研究發現，環境規制促進長江經濟帶產業的轉型升級［3］。劉和旺等（2019）利用“十一五”減排政策進行準自然實驗，研究發現環境規制顯著提升了非國有企業的產業轉型升級［4］；（2）抑制論。Kheder 和Zugravu（2012）對法國制造業企業選址時環境規制的影響進行了分析，結論表明企業選址過程中存在著污染天堂效應［5］。吳敏潔等（2019）利用制造業面板數據分析發現環境規制抑制了制造業的產業結構升級［6］。游達明等（2019）研究表明，環境規制在財政分權和晉升激勵的調節作用下抑制了產業結構升級［7］；（3）不確定論。童健等（2016）研究結果表明環境規制對工業行業轉型升級的影響呈現J 型特征［8］。孫玉陽等（2018）研究發現，環境規制對產業結構升級存在規制工具異質性，即行政命令型和市場激勵型環境規制工具與產業結構升級呈倒U 型關系，而公眾參與型環境規制工具對產業結構升級不產生影響［9］。毛建輝等（2019）研究發現，環境規制對產業結構升級具有地區異質性，即環境規制在東部地區促進了產業結構升級，在中部地區抑制了產業結構升級，而在西部地區對產業結構升級不產生影響［10］。

通過文獻梳理發現，已有的研究更多關注的是環境規制對產業結構升級的影響，較少有文章探討其他變量在不同閾值下究竟會對這兩者之間的關系產生怎樣的影響。因此，本文主要選取在產業結構升級過程中發揮重要作用的技術創新和人力資本兩個變量，利用面板門檻模型對技術創新和人力資本水平進行精確的劃分，并采用GMM模型分析在不同的技術創新和人力資本水平下，環境規制對產業結構升級究竟產生何種影響，進而為相關政策制定與調整提供科學參考。

2 理論分析

2.1 技術創新視角

技術創新是企業競爭優勢的重要來源，是企業實現可持續發展的重要保障，是產業結構升級的前提條件和核心要素。技術創新水平的高低直接影響環境規制對產業結構升級的作用效果。當企業的技術創新水平較低時，面對環境規制導致污染物排放標準提高，企業容易選擇末端處理方式實現污染物達標排放，而末端處理的資金往往是通過擠占企業研發資金而獲得的，進而阻礙企業通過技術創新推動企業的發展；此時環境規制不利于產業結構升級。當企業的技術創新水平較高時，面對環境規制導致企業污染物排放標準提高，企業能夠通過技術創新方式提升生產技術水平，提高資源使用效率，實現污染物達標排放，抵消環境規制和技術創新增加的成本，甚至提高企業的利潤，激發企業進行技術創新的積極性與主動性，從而推動企業的發展，此時環境規制促進了產業結構升級。據此，提出研究假設1：環境規制對產業結構升級存在技術創新門檻效應。

2.2 人力資本視角

人力資本是企業發展過程中最重要的資源，是企業實現目標的重要保障，是實現產業結構升級的重要載體與推動力。人力資本水平的高低也直接影響環境規制對產業結構升級的作用效果。當企業的人力資本水平較低時，由于勞動者素質的限制，企業只能從事產業結構鏈底層的生產，技術含量低、環境污染大，勞動者無法與先進的技術相結合進而難以將先進技術轉換為現實生產力，會抑制企業的生產效率的提升，降低企業的利潤率，影響企業升級再發展，此時環境規制不利于產業結構升級。當企業的人力資本水平較高時，可以引進更先進的技術設備，通過勞動者與先進技術設備較好的結合，從而提升企業先進技術使用的效果，此外，部分較高素質勞動者能引領企業的技術創新，提高企業生產效率，消除由于環境規制增加生產成本的負面影響，提升企業利潤水平，此時環境規制促進了產業結構升級。據此，提出研究假設2：環境規制對產業結構升級存在人力資本門檻效應。

3 模型構建與變量說明

3.1 面板模型設定

產業作為協調經濟發展與環境保護的關鍵環節，直接關系到經濟系統對自然資源利用狀況以及污染物排放水平。而環境規制約束企業污染排放行為，增加企業生產成本，企業在利潤最大化目標下調節生產行為，優化資源配置，進而引起產業結構變動。同時，外商直接投資、政府干預程度、金融發展水平和經濟發展水平對產業結構都產生深遠的影響。因此，本文引入一般面板數據分析模型。

其中，cyit表示省份i在t年的產業結構升級水平；erit表示省份i在t年的環境規制水平；Xit為模型的系列控制變量；α和β為回歸系數；μi表示個體效應；εit表示均值為零、方差為常數的白噪音過程。

3.2 變量說明

被解釋變量：產業結構升級（cy）。產業結構升級是指產業結構從低級形態向高級形態發展的動態過程［11］。對于產業結構升級的衡量比較有代表性的觀點包括：（1）采用第三產業增加值與第二產業增加值的比重；（2）采用產業結構層次系數；（3）采用構建包含產業產值和就業人數在內的綜合指數。產業結構升級的重要特征是經濟結構服務化。因此，本文采用二、三產業增加值之比來進行衡量。

核心解釋變量：環境規制（er）。環境規制是指由于環境污染負外部性，政府通過制定相應的政策與措施影響企業的生產經營行為，從而降低污染排放，實現環境與經濟協調發展的目標。對于環境規制的衡量比較有代表性的觀點包括：（1）采用污染物去除率的綜合指數；（2）用工業污染治理投資占工業增加值的比重；（3）采用排污費征收額；（4）采用環境法律、法規個數來衡量環境規制。囿于數據的可得性，本文主要采用工業污染源治理投資與工業增加值之比進行衡量。

控制變量：外商直接投資（fdi），采用外商直接投資占GDP 的比重來進行衡量；政府干預程度（gov），采用政府財政支出占GDP 的比重進行衡量；金融發展水平（fai），采用各地區金融機構各項貸款與GDP 的比例進行衡量；經濟發展水平（agdp），采用人均GDP 水平進行衡量。

3.3 門檻模型設定

門檻模型主要反映在門檻變量臨界值兩側的自變量與因變量之間相關關系的估計系數是否發生顯著性的變化［13］。本文借鑒了Hansen（1999）［13］和連玉君（2006）［14］門檻回歸模型，選取技術創新和人力資本兩個門檻變量，檢驗環境規制對產業結構升級是否存在顯著門檻效應。本文假定存在雙重門檻。

其中，thrit表示省份i在t年的門檻變量，λ1表示第1 個門檻值，λ2代表第2 個門檻值，I（thrit≤λ1）、I（λ1＜thrit≤λ2）、I（thrit＞λ2）均表示指示型函數，cyit、erit、Xit、μi和εit含義同上。

3.4 門檻變量說明

技術創新（tc）。對技術創新的衡量比較有代表性的觀點包括：（1）采用3 種專利的申請數或授權數；（2）采用研發投入經費；（3）采用新產品銷售收入。考慮到專利授權是對技術創新的認證，本文選取3 種專利人均授權數進行衡量。

人力資本（edu）。對人力資本衡量比較有代表性的觀點包括：（1）采用就業人員平均受教育年限；（2）采用地區人員平均受教育年限；（3）構建人力資本綜合指數。考慮到產業結構升級過程中主要受就業人員人力資本存量影響較大，因此本文采用就業人員平均受教育年限來測度各地區人力資本存量狀況。具體測度方式為“就業人員受教育狀況＝未上過學就業人數／就業總人數×2＋小學文化就業人數／就業總人數×6＋初中文化就業人數／就業總人數×9＋高中或中專文化就業人數／就業總人數×12＋大專及以上文化就業人數／就業總人數×16”。

本文以中國30 個省級行政區（考慮到數據的可獲得性，剔除西藏以及港澳臺地區）為研究對象，共選取了2000～2017 年18 年的數據組成分析樣本，鑒于數據的權威性、可靠性以及可獲得性，文本中數據均來源于《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》 等，個別缺失值采用移動平均法進行補全。

4 實證分析

4.1 環境規制對產業結構升級影響

在產業發展過程中會受到多方面的因素作用，并且其中一部分數據如自然資源分布等難以量化，不可能把所有的作用因素都納入到控制變量中，可能導致內生性問題的產生。鑒于此，我們采用動態GMM 模型解決模型內生性問題。通過AR 和Sargan 檢驗發現，差分GMM 不存在二階序列自相關，并且也不存在過度識別檢驗的問題，表明差分GMM 模型設定是合理的。通過表1 可知，滯后一期的產業結構升級在1%的顯著水平下呈現正相關關系，即前期產業結構水平與狀況會對當期產業結構水平與狀況產生強烈的正向影響。環境規制與產業結構升級呈現顯著正相關關系，表明環境規制能夠促使生產要素從低效率部門向高效率部門轉移，進而實現產業結構升級。控制變量中，金融發展水平和地區經濟發展水平與產業結構升級呈現顯著正相關關系，表明金融發展水平和地區經濟發展水平均對產業結構升級產生積極影響；外商直接投資與產業結構升級呈不顯著正向關系，而政府干預與產業結構升級呈不顯著負向關系。

4.2 環境規制對產業結構升級門檻效應分析

通過門檻檢驗結果可知（見表2），技術創新與人力資本存在統計意義上的單一門檻和雙重門檻，而三重門檻未通過檢驗。因此，本文從技術創新與人力資本雙重門檻角度探討環境規制對產業結構升級的影響。

表1 環境規制與產業結構升級回歸估計結果

表2 門檻效應檢驗結果

表3 門檻值估計結果

4.2.1 技術創新門檻效應

通過表3 可知技術創新的兩個門檻值分別為4.187 和12.224，根據這兩個門檻值將技術創新由低到高劃分為3 個區間，即低技術創新水平（edu≤4.187）、中等技術創新水平（4.187＜edu≤12.224）和高技術創新水平（edu＞12.224）。由于本文時間跨度相對較大，因此僅列出了2000 年、2008年和2017 年門檻區間分布（見表4），從時間趨勢來看，我國技術創新水平得到較大水平的提升，2000 年時僅有北京處于中等技術創新的水平區間，其余省市都處于低技術創新水平區間，到2017年，大部分省市達到中高技術創新的水平區間，這與近些年來國家加大對技術創新支持力度有著莫大的關系。從地域分布來看，我國技術創新水平主要分布在經濟發展水平發達和教育資源豐富的地區，說明經濟發展水平以及教育資源對技術創新有重要作用。與此同時，我們也應該看到我國部分地區的技術創新水平仍然薄弱，存在進一步上升的空間。

表4 技術創新門檻區間內包含的省份

模型回歸估計結果（見表6）表明，環境規制對產業結構升級作用效果受到技術創新水平的影響。當技術創新水平低于第1 個門檻值時，由于企業的技術創新水平較弱，企業難以通過技術創新的方式抵消由于環境規制增加的成本；另外由于污染減排的需要，企業不得不擠占企業的研發資金用于污染治理，限制了其技術水平的進一步提升，削弱其競爭能力，不利于促進產業結構升級。而當技術創新水平介于第1、2 門檻值之間時，企業的技術創新能力有了較大的提升，企業可以通過技術創新的方式，降低污染排放，提高資源使用率，提升產品品質，提高市場占有率，抵消甚至超過由于環境規制增加企業的生產成本。此時，企業的創新補償效應大于成本效應，有助于企業進行資本積累，進而促進產業結構升級。當技術創新水平高于第2 個門檻值時，企業的創新處于高水平，企業進行技術創新的成本更低，企業“創新補償”的效果更明顯，而且面臨環境規制的外部性沖擊，有助于技術進步與發展，促進社會分工細化，進一步推動產業結構升級。

4.2.2 人力資本門檻效應

通過表3 可知人力資本的兩個門檻值分別為8.723 和10.385，根據這兩個門檻值將人力資本由低到高劃分3 個區間，即低人力資本水平（edu≤8.723）、中等人力資本水平（8.723＜edu≤10.644）和高人力資本水平（edu＞10.644）。由于本文時間跨度相對較大，因此僅列出了2000 年、2008年和2017 年門檻區間分布（見表5），從時間趨勢來看，我國各地區人力資本水平得到較快的提升，2000 年時大部分省市處于低人力資本水平區間，到2017 年，絕大部分省市處于中高人力資本水平區間。這與近些年來國家不斷重視教育投入密切相關。從地域分來看，高人力資本水平的勞動者主要集中在東部沿海發達地域，由于此地區教育資源豐富，為提升人力資本水平奠定基礎；另外該部分地區經濟較為發達，高端產業數量較多，對高人力資本水平的勞動者需求較大，從而吸引大量高人力資本水平勞動者向東部沿海發達地區流動。中低人力資本水平勞動者主要分布在中西部地區，說明中西部人力資本水平還存在進一步提升的空間。

由表6 門檻回歸結果可知，環境規制對產業結構升級作用受到人力資本水平的影響。當人力資本水平低于第1 個門檻值時，根據木桶原理，由于人力資本短板效應，難以將企業引進或自主研發的先進技術轉化為實際的生產力，嚴重制約了企業的生產效率提升，進而抑制了產業結構的升級。當人力資本水平位于第1、2 門檻值之間時，企業的人力資本水平有所提升，提高了企業對新技術、新工藝等的使用效果，環境規制對產業結構升級由抑制效應轉變成促進效用，但是由于此時的人力資本水平僅限于對新技術、新工藝等知識的接受與使用，對產業結構升級作用有限。而當人力資本水平高于第2 門檻值時，由于高水平的人力資本具有較強“創新能力”，不但能快速消化吸收先進的技術與工藝，而且能夠引導產業與技術的變革，推動產業結構升級。因此，高水平人力資本對產業結構升級的促進效果更加明顯，也可以為近些年各地區掀起的搶人大戰作出一種科學的解釋。

表5 人力資本門檻區間內包含的省份

表6 面板門限模型差分GMM 回歸估計結果

5 研究結論及建議

本文利用面板門限模型，選取2000～2017 年省級面板數據，考察了在技術創新和人力資本不同水平下環境規制對產業結構升級的影響。結果表明：（1）人力資本和技術創新均存在雙重門檻；（2）當技術創新水平低于第1 個門檻值時，環境規制抑制了產業結構升級；當技術創新水平介于第1、2 個門檻值之間時，環境規制對產業結構升級的效應由抑制轉為促進；當技術創新水平超越第2 個門檻值時，環境規制對產業結構升級促進效果逐漸加強；（3）當人力資本低于第1 個門檻值時，環境規制抑制了產業結構升級；當人力資本水平介于第1、2 個門檻之間時，環境規制對產業結構升級效應由抑制轉為促進；當人力資本水平超越第2 個門檻值時，環境規制對產業結構升級效果更逐漸加強。結合以上研究結論，本文提出以下幾點建議。

（1）加強技術創新能力建設。在低技術創新水平的地區，強化企業技術創新主體地位，通過財稅政策對企業的技術創新予以扶持。不斷完善技術創新服務體系建設，推動孵化器和公共研發平臺建設，同時強化科技金融扶持。營造技術創新的良好氛圍，不斷提升技術創新水平。在中高技術創新水平地區，加強對基礎研究和原始創新的重視程度，為技術創新提供源泉，不斷拓展技術創新的前沿，加強對技術創新知識產權的保護，激發技術創新主體的積極性，加快技術創新的步伐；積極引入市場機制，搭建技術創新成果轉換平臺，使先進技術能夠更好服務企業發展，進而發揮環境規制對產業結構升級的促進作用。

（2）不斷提升人力資本水平。在低人力資本水平地區，加大對此地區教育經費投入的支持力度，不斷提升教育質量，為人力資本水平提升奠定基礎。破除不合理的人才引進觀念，消除人員流動的制度性障礙，加快地區人員的流動，采用多種優惠政策吸引優秀人才前往工作或定居，不斷提升地區人力資本水平。同時，加強就業人員培訓建設，打造規模化、規范化的人才培訓基地和實訓基地，不斷提升就業人員的素質水平，滿足產業結構升級需要。在中高人力資本水平地區，營造尊重人才的良好氛圍，為人才發揮作用提供良好的條件，并不斷完善激勵措施，激發人才的活力，發揮人力資源在產業結構升級過程中的能動性作用，借鑒國內外先進經驗，制定高層次人才培養計劃，通過高層次人才培養工程，不斷提升人才創新能力水平。