強制性減排政策與工業結構升級

徐圓 陳曦 郭欣

摘 要：基于手工收集的中國230個地級市的強制性減排強度數據，本文以民營企業為研究對象，利用雙重差分模型分析“十一五”規劃中的強制性減排政策對工業結構升級的影響及機制。研究結果顯示，強制性減排政策對工業結構升級具有顯著正向促進作用，并且這種促進作用會隨著環境績效考核政策的實施得以強化?？紤]到內生性問題，本文進一步采用工具變量法、三重差分檢驗法等進行檢驗，均表明強制性減排政策對工業結構升級具有顯著促進作用。機制研究表明，強制性減排政策通過對污染密集型民營企業的抑制效應、對民營企業進入和退出的影響以及對民營企業創新行為的補償效應等途徑促進工業結構升級。本文的研究結論表明強制性減排政策和環境績效考核政策是中國實現經濟增長與污染治理雙贏的有效手段，如何進一步完善上述政策具有重要意義。

關鍵詞：強制性減排;工業結構升級;民營企業;環境績效考核;污染治理

中圖分類號：F421 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）02-0042-11

一、問題的提出

在高質量發展道路上，如何探索經濟增長與環境改善的雙贏之路，是擺在各國政府面前的一道難題。理論上，波特假說和逐優競爭假說均指出雙贏之路可以實現，前者認為適當的環境規制設計可以通過創新補償效應和先發優勢效應增強特定行業的競爭力[1]，后者強調地區間環境規制的逐優趨勢會推動整個行業的標準向上并帶來競爭優勢[2]。圍繞此命題，學者們開展了大量的實證研究[3]，然而并沒有得出一致結論，尤其是對“強式波特假說”的檢驗還缺乏有力證據，但也體現出在追求綠色發展過程中，協調好環境與經濟的可持續性發展，關鍵在于有效且適當的環境規制手段。

中國的環境規制體系建設歷經數次改革，自1983年將環境保護列為基本國策以來，前后制定了29部相關法律[4]。僅從立法數量上來看，中國已成為名副其實的環境法治大國，但即便如此，不斷惡化的污染形勢依舊嚴峻。究其原因，很多學者認為其中的關鍵癥結置于“財政分權、政治集權”的制度背景下，中國環境治理體制存在中央集權與地方分權的二元對立模式[5]。以短期經濟增長而非長期可持續發展為目標的地方政府，會選擇性地執行自上而下的環境治理政策，甚至在激烈的地方競爭中為追求招商引資，不惜以忽略環境保護政策的執行為代價，換取較高的經濟增長速度，出現環境規制“向底線賽跑”的趨勢[6]。可見，將環境治理作為基本公共服務供給下放到地方政府而建立起來的分權型環境管理體制存在明顯的制度缺陷。因此，在追求經濟增長與環境改善的雙贏之路上，對中國而言，制定有效且合適的環境規制政策首先需要打破這種中央與地方的二元對立模式。

事實上，這也是過去20年來中國環境政策的一次巨大改變。為平衡經濟增長與環境保護的雙重目標，中央政府不斷推進環境管理目標責任制，在“十一五”規劃中首次明確主要污染物（化學需氧量和二氧化硫）排放目標的約束性量化指標（即國務院向全國人大進行政府報告時，承諾經濟社會發展需要達到的預期目標），并于2007年出臺《主要污染物總量減排監測辦法》，將減排約束性指標分解到各省、自治區、直轄市人民政府，本文將該政策稱為強制性減排政策。2009年9月，中央為進一步加強地方黨政領導班子與領導干部隊伍建設，制定《地方黨政領導班子和領導干部綜合考核評價辦法（試行）》（以下簡稱《考核試行辦法》），1996年國務院發布《關于環境保護若干問題的決定》，明確地方各級人民政府對本轄區環境質量負責，2005年又發布《國務院關于落實科學發展觀加強環境保護的決定》，指出要把環境保護納入領導班子和領導干部考核的重要內容，并將考核情況作為干部選拔任用和獎懲的依據之一。然而，由于這些政策并沒有沒有明確的考核辦法和量化指標，對于地方政府而言，環境績效還只是停留 “紙上談兵”，以至于國家“十五”規劃執行情況中，污染減排是唯一未達標項目，而且工業二氧化硫排放依舊還上升。而2009年出臺的《地方黨政領導班子和領導干部綜合考核評價辦法（試行）》，是中央層面，由中組部印發，主要目的就是改革和完善發展成果考核評價體系，糾正單純以經濟增長速度評定政績的偏向。文件中在“地方黨政領導班子實績分析、民意調查評價要點”中明確節能減排與環境保護、生態建設與耕地資源保護等可持續發展內容。與之前文件相比，從出臺機構來說對地方官員更具威懾力，從內容上來說也更加具體和可量化。，再次明確將節能減排和環境保護列入地方黨政領導班子的政績中，并要求各級地方政府進一步完善評價制度，破除“唯GDP”傾向，由此抑制地方政府為經濟利益而忽視生態利益的狹隘做法，本文將該政策稱為環境績效考核政策。

隨著強制性減排政策和環境績效考核政策的實施，以排污費稅率、查處環境違法企業數量和政府環境支出衡量的環境規制指標，都在2006年后表現出顯著的上升趨勢。環境規制趨于嚴格所帶來的污染治理效應被諸多研究所證實[7]?！笆晃濉币巹澲袕娭菩詼p排政策是近年來中國環境質量改善的重要推動力，后續的一系列研究也揭示出該制度的深層次影響機制，發現在不斷趨嚴的環境約束下，污染密集型企業的空間分布會傾向往減排目標壓力較小的中西部地區轉移。龍文濱[10]則發現，地方政府會基于城市空間地理特征作出減排策略的特征性安排，導致“邊界污染效應”。

遺憾的是，雖然中國環境治理模式這一轉折性變化帶來的影響，開始受到越來越多的學者關注，雖然中國環境治理模式開始受到越來越多學者的關注，但現有研究主要集中在“規制—污染”的單一影響。對于政策制定者而言，嚴格的環境規制能夠有效遏制污染只是目標之一，實現環境改善與經濟增長的雙贏才是最終目的。因此，本文以民營企業為研究對象，探討“十一五”規劃中強制性減排政策對工業結構升級的影響。選擇民營企業為研究對象的原因如下：（1）民營企業的重要性。截至2018年，中國民營企業數量超過2 700萬家，創造全國60%以上的國內生產總值和70%以上的新技術、新產品。作為協調經濟高質量發展與環境保護的關鍵路徑之一，產業優化升級能否順利進行在很大程度上取決于民營企業[8]。（2）民營企業轉型升級壓力更為緊迫。一般認為，隨著環境規制的趨嚴，中小企業的合規成本遠高于大企業[9]。因此，實力較弱、技術單一的民營企業更容易受到環境規制影響的外部沖擊，進而加速污染大、效率低的企業退出市場，促進整體結構升級。民營企業通過研究環境目標約束對民營企業工業結構升級的影響，不僅能為實現經濟增長和環境保護的雙贏提供可供參考的政策建議，也對民營經濟高質量發展具有重要的現實意義。

本文的學術貢獻主要體現在以下三個方面：（1）在研究內容上，本文系統考察強制性減排政策對工業結構升級的宏觀作用和微觀機制。已有文獻大都圍繞環境規制與企業的經營績效、出口活動、創新行為展開，缺乏從宏觀層面探討對工業結構的整體影響，以及從微觀層面尋找環境規制促進工業結構升級的微觀機制。早期文獻大都存在環境規制變量的內生性和不可觀測因素帶來的經驗分析估計偏差，本文以“十一五”規劃中污染物減排目標設定，這一事前監管措施政策，作為環境規制變量，利用DID和DDD模型最大可能地避免內生性問題。（2）在研究數據上，本文構建城市層面強制性減排指標更真實和科學。自“十一五”規劃將特定污染物排放目標量化為約束性指標后，國務院通過出臺《主要污染物總量減排辦法》將目標任務分解到省級政府，省級政府再以此分解到下一級地方政府。已有文獻雖然以地級市為研究對象，但強制性減排指標要么以省級數據進行替代，要么按各地級市實際排放比重對省級目標進行分解估算。這兩種方法都會導致強制性減排指標在省內城市間并沒有差異，但事實上，以江蘇為例，“十一五”期間國家對江蘇SO2排放目標是削減18%，省級政府又將任務分解到十三個地級市，其中，要求徐州削減53.6%，但鹽城的任務只有3%?？梢?，城市間強制性減排強度存在巨大差異。之前研究中以省級數據的替代和估計都會導致偏差。因此，本文盡可能地通過手工收集各省級政府部門下達的污染物排放總量控制計劃，在城市層面得到更真實和科學的污染物減排目標強度，使得研究結論更加可信（3）在研究對象上，本文在減排目標約束的基礎上聯合環境績效考核，綜合考察兩者對民營以民營企業為研究對象，考察強制性減排政策和環境績效考核政策對工業結構升級的影響。雖然“十一五”規劃中首次將主要污染減排目標定義為約束性指標，但在中國特殊的晉升錦標賽機制下，地方政府能否完成上級下達的環境政治任務與對其評價體系是息息相關的。然而以往的研究，往往單一分析減排目標約束的作用[10]，但事實上官員考核制度的改變有可能使得環境規制對民營企業的影響更大。，而忽略這點，研究結論將失去對環境治理核心關鍵制度設計的啟示意義。

二、制度背景與研究假設

（一）制度背景

作為中央代理人的地方政府，在執行環境政策時出現嚴重的目標偏離，這啟發中央政府意識到問題來源于政治激勵的錯位。因此，為抓住矛盾的本質，中央政府不僅開始將環境指標納入五年規劃的約束性任務，還不斷提升其干部考核指標體系中的權重[7]。其實，早上20世紀80年代末，國務院召開第三次環境保護會議時就提出，要積極推行深化環境管理的目標責任制。到2005年《關于落實科學發展觀加強環境保護的決定》時，再次明確要把環境保護納入領導班子和領導干部考核的重要內容，并將考核情況作為干部選拔任用和獎懲的依據之一。但在當時，由于沒有明確的考核辦法和量化指標，對于地方政府而言，環境目標約束還只是停留在“紙上談兵”。

轉折出現在2006年“十一五”規劃綱要首次明確將污染物排放目標量化為約束性指標，其中在全國層面要求主要污染物排放總量減少10%。2007年出臺《主要污染物總量減排監測辦法》，中華人民共和國環境保護部將10%的減排目標具體量化到削減化學需氧量571萬噸、二氧化硫673萬噸，并通過簽訂目標責任書逐一分解落實到各省、自治區、直轄市人民政府和電力集團公司。各省級政府隨后又將減排指標、減排工程和減排措施分解落實到地市和重點排污單位，從而實現環?？己说目刹僮餍浴p排目標成為可量化的約束性指標，必然有利于各級政府樹立正確的政績觀，在衡量經濟增長和環境保護之間矛盾時增加對后者的權重，而中央政府通過約束性指標的強制力來實現對各地區的有效監督，有利于糾正過去偏離可持續發展的行為。

2009年中國共產黨中央委員會組織部修訂實施《考核試行辦法》，其中涉及可持續發展的有環境保護、資源消耗與安全生產、耕地等資源保護三個細分評價要點，強調要把民生改善、生態文明建設等作為考核評價重要內容，加大資源消耗、環境保護、消化產能過剩等指標的權重。雖然，中組部在2006年就印發《體現科學發展觀要求的地方黨政領導班子和領導干部綜合考核評價試行辦法》，但由于缺乏的具體環境考核權重指標，地方組織部門需要據此自行設計方案。據北京政通境和節能研究所的調研，《考核試行辦法》中的三個要點在各省百分制的實際考核中平均只占不到10分的分值，而排在前3項的經濟指標一般占35分以上。

由此可見，從“十一五”規劃的實施開始，在強制性減排和環境績效考核的壓力下，“唯 GDP 論”開始被打破，地方政府從單純追求GDP增長轉變為“為和諧而競爭”。無論是地方政府對污染治理的財政支出，還是環境規制綜合指數，環境規制綜合指數，本文參考沈坤榮等[6]的方法，在城市層面基于二氧化硫去除率、工業煙（粉）塵去除率，采用線性加權和法進行測算。與強制性減排強度的回歸系數都在2006年后表現出迅速增長趨勢。這表明“十一五”規劃中強制性減排政策的實施，使得地方政府官員在不同的目標考核壓力下，會對轄區內的環境治理進行權衡，導致對污染治理的財政支出越來越多，也帶動本地環境規制不斷趨向嚴格。

（二）研究假設

盡管環境規制的目標在于減少污染排放并加強環境治理，但由于企業成本和產品價格的變化，它對經濟活動的結構和空間分布有都具有間接影響[11]。在強制性減排和環境績效考核的雙重壓力下，中國環境規制不斷趨嚴，不具備政治優勢的民營企業將比其他所有制企業更早一步和更大程度受到成本壓力[12]。早期具有代表性的“遵循成本說”指出，環境規制的實施會增加企業的生產成本，降低生產效率[13]。因此，日漸嚴格的環境規制引致的額外成本上升以不同方式和渠道作用于民營企業，這種倒逼機制促使民營企業進入重要的轉型升級時期。

首先，污染密集型民營企業會直接受到環境規制成本效應的沖擊而承受更高的生產成本。由于技術的復雜性和設備的特殊性，污染密集型行業進行生產能力的調整更為困難。當環境規制趨嚴時，污染密集型企業不得不增加非生產性投入以抵消環境監管成本，這將導致資源分配出現扭曲，進而阻礙企業的發展甚至生存。相反，清潔行業會在環境規制趨嚴時增大研發投入強度，從技術渠道避免環境監管成本，導致技術創新的激勵效應和溢出效應，并最終帶動產業結構的調整。其次，環境規制通過形成隱形的綠色行業壁壘，推動經濟發達地區獲得發展清潔型產品的優質生態環境，能在產業群組中進行基于外力實施的正向清洗，從而限制高污染、粗放落后、低端低效企業的進入。同時，由于環境規制在產業鏈中的成本傳導機制，會提升整個區域企業進入的市場門檻，通過優勝劣汰的作用機制，將低生產率企業清理出去，并引導經營能力更強的高生產率企業進入，由此推動產業結構優化升級。不同于環境規制直接作用于低效率污染密集型民營企業，非污染密集型民營企業也將由于自身的產業鏈下游地位而受到上游壟斷企業采取抬高定價策略以抵消環境規制額外成本這一行為的間接影響[14]，因而所有民營企業都不得不進行結構調整以應對市場清洗，即強制性減排政策對民營企業產生了低效率企業退出和高效率企業進入的過濾效應。對于低效率企業而言，環境規制引致的額外成本對企業研發支出產生擠出效應，抑制了技術創新能力，不利的競爭地位使得大批企業逐漸退出市場;對于高效率企業而言，全面推行的環境績效約束使得中小民營企業的低價競爭行為不再被允許，給予了早期就已踏上遵循環保政策道路的部分高效率企業更充足的發展空間。最后，正如圍繞波特假說展開的傳統觀點認為，雖然環境規制早短期會增加企業治污的額外成本，但從長期來看會成為企業研發創新的內在激勵[15]。嚴格的環境規制使得發展相對處于劣勢的民營企業加快研發創新投入以扭轉自身發展受阻的不利局面，而發展相對處于優勢的民營企業也將在原有的技術創新水平上進一步增加研發投入以維持自身的優勢地位，環境規制激發了民營企業的創新補償效應，在抵消遵循成本損耗的同時產生了技術擴散和結構升級效應[16]。

可見，強制性減排政策使地方政府加強了環境規制的執行和監管力度，提高了污染密集型民營企業的成本投入，并由于產業鏈的成本傳導機制，通過優勝劣汰的市場作用將低生產率民營企業清理出去，引導經營能力更強的高生產率民營企業進入，由此推動產業結構的優化升級。不僅如此，環境規制引致的額外成本還將對民營企業產生一定的創新補償效應，促使民營企業向更高級的產業發展。

綜上所述，筆者提出如下研究假設：

H1：“十一五”規劃中強制性減排政策對工業結構升級具有一定的正向促進作用，并且這種作用會隨著2009年環境績效考核政策的實施得以強化。

H2：強制性減排和環境績效考核帶來環境規制不斷趨嚴，通過對污染密集型民營企業的抑制效應、對民營企業進入和退出的影響以及對民營企業創新行為的補償效應促進工業結構升級。

三、研究設計

（一）數據來源與說明

本文的主要來源于中國國家統計局公布的工業企業數據庫。該數據庫統計了全部國有企業和主營業務收入超過500萬元的非國有企業，涵蓋國民經濟行業分類的6—46大類（除去12和38類）?？紤]到原始數據存在樣本匹配混亂、測度誤差明顯和變量大小異常等問題，本文參照聶輝華[21]的方法，對數據作出如下處理：首先，對出現變量定義變動的指標按2002年的國家標準（GBT/4757）進行一致性轉換處理。其次，刪除關鍵變量（總產出、總資產、企業類型、省地縣碼、控股類型等）缺失的觀察值;刪除明顯不符合邏輯關系的觀察值，如企業總產出為負、企業各項投入（固定資產原值、固定資產凈值、職工總數、中間品投入）為負、總資產小于企業固定資產凈值、總資產小于企業流動資產、固定資產累計折舊小于當期折舊;刪除成立時間在1949年之間的企業;刪除企業注冊類型錯誤的樣本（如企業注冊類型小于代碼3，或大于代碼340）。最后，根據企業的法人代碼、企業名稱、省地縣碼、法人姓名、主要產品逐一進行不同年份間企業的識別和匹配。本文主要研究對象聚焦于民營企業，因而在數據識別上，按照《中國工業企業數據庫》中的企業注冊類型對民營企業進行挑選。在數據處理上，城市層面的民營工業行業總產值等數據通過對微觀企業數據加總構建城市—年份—行業的三維數據得到。

中國230個地級市的污染物排放量數據來自于各年度的《城市統計年鑒》，包括工業SO2和工業廢水。國家對特定污染物排放目標中并沒有工業廢水，但包含工業廢水主要污染物—化學需氧量（COD），因此，對于城市層面的污染減排強度指標構建采用SO2和COD，其中，COD減排強度按各市工業廢水排放比例進行測算。分行業的工業污染物排放強度是2005年、2010年、2015年三年的平均值，數據來自于《中國環境統計年鑒》。分行業的R&D強度數據來自于國家統計局的第二次全國R&D資源清查主要數據公報。其他城市特征變量數據，主要來自于各年份的《城市統計年鑒》。

本文研究對象為民營企業，數據來自于中國工業企業數據庫，參考聶輝華等[17]的方法，對原始數據進行一系列異常值處理。最終通過對微觀企業數據的加總得到城市—年份—行業三維民營工業數據。各行業的污染物排放強度數據來自《中國環境統計年鑒》，城市層面控制變量數據來自《城市統計年鑒》，民營上市企業數據來自Wind數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：工業結構指標

一般而言，產業結構高級化表現為各行業比例關系的改變和技術含量的提升，通常指從勞動密集型到資本密集型、再到知識技術密集型的轉換，或由低附加值產業到高附加值產業的轉變，或由初級產品產值占優勢向制造中間產品、最終產品產業占優勢的轉換等[18]。本文從工業各行業R&D投入密度、勞動生產率和技術復雜度三個方面構建工業結構指標。

首先，參考Manova[19]的方法，用各行業產值占城市工業總產值的比重與該行業R&D經費投入強度的乘積衡量工業結構指標1（IS1），具體設定為IS1ct=∑ni=1（Ycit/Yct）R&Di。其中，i、c和t分別代表行業、城市和年份，Y代表總產出，R&D代表R&D經費投入強度，n代表行業總數。R&D投入強度數據來源于全國第二次R&D清查，與城市和時間都無關，可視為由行業本身技術密集度屬性所決定的外生性變量。R&D密集度越高的行業產值占總產值的比重越高，說明城市工業結構水平越高。

其次，參考劉偉等[20]的方法，用各行業產值占城市工業總產值的比重與標準化后的勞動生產率的乘積衡量工業結構指標2（IS2），具體設定為IS2ct=∑ni=1（Ycit/Yct）（LPit/LPif）。其中，f代表完成工業后的年份，LP代表勞動生產率，具體選擇參照劉偉等[20]的產業結構標準化階段模型。勞動生產率越高的行業產值占總產值的比重越高，說明城市工業結構水平越高。

最后，參考Balland等 [21]的方法，用各行業產值占城市工業總產值的比重與該行業技術復雜度的乘積衡量工業結構指標3，具體設定IS3ct=∑ni=1（Ycit/Yct）TSIi。其中，TSI代表技術復雜度。本文基于工業企業數據庫構建城市—行業—時間三維數據，按照Hidalgo和 Hausmann[22]的方法，計算得到三個四年周期的各行業技術復雜度指數，再進行均值化處理。技術復雜度越高的行業，其產值占總產值的比重越高，說明城市工業結構水平越高。

2.解釋變量：強制性減排強度

本文城市層面的數據通過手工收集和信息公開申請等方式由各省級、市級政府部門的相關政策文件得到，具體用SO2減排強度（RTSO2）和COD減排強度（RTCOD）來衡量。環境規制的內生性是相關研究中的難點問題之一，在中國一般在省級層面采用地區單位排污費、工業污染治理投資總額等事后監管變量衡量地區環境規制強度。本文采用強制性減排強度作為環境規制變量的優勢在于，它可以被視為一個事前變量，從而在一定程度上減少內生性問題。因為強制性減排強度由國家統一提前制定，不太可能受到相關企業采取改變生產活動等手段來應對環境規制的影響。

3.控制變量

市場化程度（lnmarket），用私營及個體就業人數占總就業人數比重的自然對數來衡量;經濟發展水平（lngdp），用人均GDP的自然對數來衡量;服務業占比（lnservice），用服務業占地區GDP比重的自然對數來衡量，服務業通過推進專業化分工、降低交易成本、促進知識溢出，對制造業升級有正向作用;金融深化（lnfindev），用金融機構貸款余額占地區GDP比重的自然對數來衡量，以反映金融體系對工業結構調整的融資支持;開放度（lnopen），用限額以上外商投資工業企業總產值占工業企業工業總產值比重的自然對數來衡量，外商投資還具有顯著的技術溢出效應，對工業結構升級具有推動作用;人力資本水平（lnhumcap），用每萬人高等學校在校生人數的自然對數來衡量。

（三）模型設定

城市間減排目標約束的差異和“十一五”規劃實施2009年《考核試行辦法》實施前后的變化，為采用雙重差分（DID）模型分析環境規制對民營工業結構的影響提供了條件。本文構建如下基準計量模型：

本文采用雙重差分（DID）模型分析強制性減排政策對工業結構升級的影響，基準模型如下：

其中，i、c和t分別代表行業、城市和年份;Postt是時間虛擬變量，具體表示“十一五”規劃中強制性減排政策的實施或2009年環境績效考核政策的實施，當t≥2006時，Post2006取值為1，否則為0;當t≥2009時，Post2009取值為1，否則為0;RTct×Postt代表強制性減排強度與時間虛擬變量的交互項;X代表上述一系列控制變量;γc和δi分別代表地區固定效應和時間固定效應;εct為隨機誤差項。為了消除潛在的異質性和序列相關性，此模型在城市層面聚類標準誤。

為彌補DID模型可能存在的雙向因果關系，同時避免一些隨時間變化的城市特征變量與自變量、解釋變量同時相關的可能性，本文構建三重差分（DDD）模型解決估計偏誤問題。嚴格的環境法規所產生的成本效應不僅會影響污染密集型行業，還會對非污染密集型企業造成成本壓力。美中貿易委員會的一份報告指出，有29%的成員公司將不斷上升的環境合規視為2018年最主要的成本問題。這是因為，從宏觀層面來看，環境規制具有產業鏈的成本傳遞機制，這會給非污染密集型企業造成間接影響。嚴格的環境規制使處于較高層次行業的企業具有更大空間進行污染成本控制，而處于較低層次行業的企業可能因為無法吸收環境成本而退出市場，因而環境規制可視為工業結構調整的新動力。鑒于此，環境規制對處于不同結構層次的行業具有差異性的影響，從而具有構建DDD模型的基礎。具體計量模型如下：

其中，R&Di代表研發投入強度;RTct×Postt×R&Di代表強制性減排強度、時間虛擬變量與研發投入強度的交互項;γct、δit和μci分別代表時間—地區固定效應、行業—時間固定效應和地區—行業固定效應;εict為隨機誤差項。本文關注三重交互項系數α21的符號，如果為正，表明強制性減排強度越大的城市，高層次行業產出增加越多，間接驗證環境規制有利于推動工業結構升級。不同于DID模型，DDD模型不僅有助于控制所有易隨時間變化和不易隨時間變化的城市特征變量，還有助于控制所有易隨時間變化和不易隨時間變化的行業特征變量。

表1是本文主要變量的描述性統計。

四、強制性減排政策對工業結構升級影響的實證分析

（一）基準回歸結果

本文基于中國230個城市的面板數據，考察環境目標約束對民營工業結構的影響。模型（1）的回歸結果如表2和表3是強制性減排政策對工業結構升級影響的回歸結果，其中，表2探討2006年強制性減排政策實施前后的差異，表3探討2009年環境考核績效政策實施前后的差異。

工業結構指標的回歸結果均顯著為正，表明強制性減排政策對工業結構升級具有正向推動作用。對比表2和表3的回歸系數可以發現，后者是前者的2.75—5.47倍，表明在強制性減排和環境績效考核的雙重壓力下，環境規制對工業結構的影響更加強烈，H1得到驗證。一個可能的解釋是，“十一五”規劃中主要污染物減排目標經層層分解落實到地方政府時，還需明確的環境績效考核作為保證才能被有效執行?！笆晃濉逼陂g未被納入約束性目標的污染物排放量依舊持續增加，如工業廢水和一般工業固體廢物。隨著2009年環境考核績效政策的實施，地方政府開始明確考核辦法和量化指標，除了考核主要污染物排放總量控制指標完成情況外，還將環境治理改善和環境保護重點任務完成情況等指標量化并納入考核，甚至增加公眾滿意程度等指標，這會推動地方政府落實環保主體責任，進一步加強環境規制。

（二）年度動態效應

DID估計存在一個潛在問題——2006年后強制性減排政策驅動的環境質量改善可能源自之前政府所作的努力，而2006年后工業結構的變化實際上是由預先存在的趨勢造成。事實上，“十一五”規劃是從2006年開始執行，直到2007年各省級政府才陸續制定本省的減排方案，并逐級向下級地方政府傳達。如果民營企業在“十一五”規劃實施之前就已經開始采用清潔生產技術或改變生產經營活動，則會改變樣本的平行趨勢，使得DID估計產生偏誤。同時，基準模型回歸結果反映的是強制性減排政策對工業結構的平均影響，并沒有反映在不同時段內這一影響的差異。為考察這種時間變化趨勢，本文參考Chen等[23]的做法，將強制性減排政策實施的2006年作為基準年設立虛擬變量納入基本模型，通過時間變化趨勢檢驗來識別強制性減排政策的敏感性，據此構建模型（3）：

其中，YearDummy t是取值為0和1的虛擬變量，當t=2002年時，YearDummy 2002取值為1，其他年份均取值為0;當t=2003年時，YearDummy 2003取值為1，其他年份均取值為0，并以此類推至2013年。

表4是強制性減排政策對工業結構升級動態效應的回歸結果。結果顯示，在強制性減排政策實施之前，工業結構并沒有呈現出顯著性影響，但在2006年之后，α31系數開始表現出顯著性正相關，并隨著年份增加而不斷增大。證實中央政府在“十一五”期間明確主要污染物的減排目標后，民營企業開始進行轉型升級且力度逐年遞增。

（三）穩健性檢驗

限于篇幅，穩健性檢驗結果和安慰劑檢驗圖形未在文中列出，留存備索。

1.工具變量

雖然采用強制性減排強度作為環境規制的代理變量能夠最大可能地克服之前研究中出現的內生性問題，但地方官員對環境治理的實際努力還不能完全由城市所下達的強制性減排強度所涵蓋。同時，以環境績效考核為代表的弱排名激勵也可能存在形式上滿足外在科層要求，實質上可在內部作出調整。為解決低合規強制性減排強度可能錯誤地衡量實際監管嚴格性的問題，本文參照Chen等[10]選取政府工作報告中與“環境”有關詞匯出現的頻次作為強制性減排強度的工具變量，進行兩階段最小二乘法回歸。政府工作報告是依法行政和執行權力機關決定、決議的綱要，是指導政府工作的綱領性文件。因此，政府工作報告中與環境相關詞匯出現頻數能夠反映出地方政府對環境治理的重視和力度。同時，由于地方政府報告一般在年初對外公布，當年度的實際經濟行為無法反向影響政府報告，可以緩解模型中潛在的內生性問題。工具變量法的回歸結果顯示，雖然“十一五”規劃開始執行的COD減排強度的系數不顯著，但2009年《考核試行辦法》出臺后，其在1%水平下顯著。SO2減排強度與基準模型回歸結果一致。弱識別檢驗統計值和識別不足檢驗統計值均拒絕工具變量與強制性減排強度不相關和相關性較弱的假定。同時過度識別檢驗中的Hanson J統計值的P值不顯著，說明工具變量與誤差項不相關，能夠滿足外生性假定的條件。

2.排除其他因素干擾

任何政策的實施不可避免地受到突發事件的外部沖擊及其他政策的影響，從而對政策實施效果評估造成偏誤。鑒于此，本文需要排除在研究樣本期間內一系列可能產生影響的政策沖擊。具體包括：一是2008年北京奧運會。為兌現北京奧運會的“藍天承諾”，2007—2008年中國政府對北京周邊高污染排放的工業企業實施一系列強制性措施。按照He等[24]的研究，受到影響的地區還包括天津、山西、內蒙古和遼寧。為防止這一事件對研究穩健性的影響，將2007—2008年相應地區的城市從研究樣本中剔除，結果顯示強制性減排強度的系數在1%的水平下均顯著為正。二是2008年全球金融危機。2008年全球金融危機對世界經濟和中國經濟造成巨大沖擊，故在樣本中剔除2008年和2009年，結果顯示強制性減排強度的系數在1%的水平下均顯著為正。，說明即使考慮到一系列潛在影響民營經濟發展的政策或者事件后，環境績效約束仍然能夠顯著促進民營產業結構提升，從而研究結論的可靠性得到進一步驗證。此外，考慮到北京和上海兩個直轄市的特殊性和服務業占地區GDP比重較大的現實情況，本文剔除北京和上海兩個城市的樣本數據，結果顯示強制性減排強度的系數在1%的水平下依舊均顯著為正，與基準回歸結果沒有顯著差異，表明本文結論穩健。

（四）三重差分模型回歸結果

為彌補雙重差分模型的不足，本文利用三重差分模型進一步分析。由模型（2）可知，需要重點關注RTct×Postt×R&Di的系數α21，若α21大于0，則說明2006年后隨著環境規制的不斷趨嚴，強制性減排強度越高的城市中的高層次行業產值規模呈現出增長趨勢;反之，則說明強制性減排強度越高，城市中的高層次行業產值規模不斷萎縮，從而間接驗證強制性減排強度通過促進高層次行業增長和抑制低層次行業規模，對工業結構升級具有促進作用。表5是三重差分模型的回歸結果，“十一五”規劃后SO2減排強度有利于民營工業中R&D密集型行業的增長，并且在2009年環境績效考核政策實施后，影響強度有所加深。COD強制性減排強度具有一定的時滯性，對高R&D強度行業和低R&D強度行業的影響差異并沒有立刻顯現，但在2009年后開始變得顯著。

五、強制性減排政策對工業結構升級影響的機制分析

（一）強制性減排政策對污染密集型民營企業的抑制效應

自上而下的強制性污染物減排任務經層層分解給地方政府帶來了高強度的環保壓力，再加之考核指標中環境績效的確認，這無疑會嚴格環境規制，增加民營企業的排污成本，即大量早期文獻中提到的“遵循成本”。相比較于清潔產業，強制性減排政策對污染密集型行業中的民營企業具有更明顯的負面影響。一方面，污染密集型民營企業需要引進價格高昂的排污設備，并投入大量的生產資源用于處理污染物;另一方面，在原本已經難以消化的額外生產成本基礎之上，強制性減排政策使污染密集型民營企業無法投入足夠的資金進行研發創新，企業競爭力被逐步削弱。根據工業污染物排放強度指標，SO2排放密集型行業主要集中在石油化工、非金屬及金屬制品、礦物采選業等，COD排放強度較高的行業包括石油化工、紡織、紙制品等。污染密集型行業的技術層次通常不高，一般處于價值鏈中下游，在環境規制的作用下，這些行業中的民營企業生存壓力增大，產值規模和增長趨勢都可能受到抑制。本文利用不同污染密集程度的行業對環境規制的反應存在差異的事實，構建DDD模型，研究污染密集型民營企業在強制性減排強度下可能發生的抑制效應。具體模型如下：

其中，INTi代表污染密集程度，主要選取SO2密集程度和COD密集程度來衡量;RTct×Postt×INTi代表強制性減排強度、時間虛擬變量與污染密集程度的交互項。

本文關注的是三重交互項回歸系數，如果結果為負，表明污染物減排強度越大城市的高污染密集型民營企業產出減少得越多，由此驗證環境目標約束會抑制污染密集型企業增長。表6是強制性減排政策對污染密集型民營企業抑制效應的回歸結果，列（1）和列（2）不顯著，列（3）和列（4）均顯著為負，意味著在環境績效考核政策實施后，當“十一五”規劃中的強制性減排任務完全轉化成地方官員的晉升壓力后，在強制性減排強度越大的城市，污染密集型行業中的民營產出開始受到抑制。如果我們把民營企業樣本縮小到低生產率企業的范圍，結果如列（5）—列（8）所示，可以看到，對于本來生產率就較低的民營企業而言，由于承擔環境成本的空間有限，在2006年開始實施規定后，污染密集程度越高的低效率企業產出規模明顯萎縮，顯示出強制性減排政策對污染密集型民營企業具有較強的抑制效應。因此，H2部分得到驗證。

（二）強制性減排政策對民營企業進入和退出的影響

對于非污染密集型民營企業來說，即便能夠在短期內避免由環保高壓帶來的成本增加而產出下降，但也難以擺脫上下游關聯以及價格傳導機制造成的間接影響。強制性減排政策通過清洗作用[25]推動工業結構進一步升級，主要表現為低層次企業退出和高層次企業進入。環境績效約束對所有產業和民營企業都產生了一種強制性清洗作用[29]，正是這種“過濾效應”推動民營產業結構進一步升級。主要表現在：一是低層次企業退出。由于無法在內外交困的生存夾縫中進行生產效率的提高和生產方式的轉變，也未能增加研發投入以創新效應沖抵成本沖擊的負面影響，無論是否處于污染密集度行業，部分低層次民營企業將被市場淘汰。二是高層次企業進入。由于上下游供應鏈的傳導機制，產業發展的整體生產成本隨之增加，減排目標約束和環境績效考核將提升新進民營企業的市場門檻，為高技術密集度的清潔型企業發展提供更為優越的生態環境，從而優化民營企業流入的產業結構。本文通過構建DDD模型（5）來驗證不同R&D投入強度的行業在環境規制下對民營企業進入和退出的影響。，以此證明民營企業中存在著低技術層次企業退出和高技術層次企業進入的事實，從而推動了產業結構轉型升級。

其中，NumberEnter/Exitict表示進入或退出民營企業數量占行業總企業數量的百分比。

表7是強制性減排政策對民營企業進入和退出影響的回歸結果，列（1）—列（4）是進入情況的回歸結果，三重交互項RTct×Postt×R&Di的系數顯著為正，說明強制性減排強度越大的城市，越能在R&D投入強度的行業中吸引新進入的民營企業，驗證強制性減排政策使得市場門檻有所提升，民營企業若想要進入經濟發展水平較高而減排壓力較大的城市時，生產類型需要偏向于R&D投入強度較高的行業。表7列（5）—列（8）是退出情況的回歸結果，三重交互項RTct×Postt×R&Di的系數均顯著為負，說明強制性減排強度越大的城市，在R&D投入強度小的行業中退出的企業數量越多，處于低技術密集度層次的民營企業會被迫退出市場。因此，H2部分得到驗證。

（三）強制性減排政策對民營企業創新行為的補償效應

為彌補環保高壓下合規成本激增帶來的負面影響，企業需要依賴技術創新轉變生產方式、提高生產率，即波特假說中的創新補償效應[1]。然而，從靜態的角度來看，現有的產業生態、技術環境和分工組織會對企業的經營模式產生鎖定作用，當引入環境規制時只會增加企業的生產成本，因此，環境規制對企業技術創新的凈效應，由創新補償效應和合規成本效應的大小決定。此外，技術推廣是一個漫長的過程，通常導致創新補償效應落后于合規成本效應。在短期內，環境法規將抑制企業技術創新;但從長遠來看，環境監管將刺激企業技術創新。對處于相對發展劣勢的民營企業來說，面臨強制性減排政策壓力時，唯有技術創新是促進長久發展的唯一路徑。為驗證強制性減排政策是否對民營企業創新行為有補償效應，從而間接推動工業結構升級，本文構建了DID模型如下：

其中，Innovfct代表專利申請數量。X代表一系列企業和地區層面的控制變量，企業層面的控制變量包括企業年齡（lnage）、規模（lnsacle，使用企業總資產對數表示）、企業現金資產比率（ncfoa，使用現金資產占企業總資產比率作為代理變量），城市層面的控制變量與模型（1）相同。表8是強制性減排政策對民營企業創新行為補償效應的回歸結果，2006年強制性減排政策和2009年環境績效考核政策的實施對上市民營企業的發明專利申請數量和R&D經費投入強度均表現出正向作用，且分別在5%和1%的水平上顯著，表明強制性減排政策對民營企業技術創新水平的提高具有較強的解釋力。為了彌補環境規制成本和提升競爭力，民營企業加大了研發投入的力度，強制性減排政策的創新補償效應發揮出重大作用，具體體現在企業所獲專利數量得到明顯提升，同時企業的技術密集度也在逐漸增大，民營企業趨向于向更高層次的產業結構發展。因此，H2部分得到驗證。

六、研究結論與政策建議

踐行“綠水青山就是金山銀山”的綠色發展理念，建設美麗中國依賴于環境治理體系的制度保障。自“十一五”規劃以來實施的強制性減排政策和2009年實施的環境績效考核政策打破了長久以來中國環境治理體系的中央與地方二元對立模式，對生態環境的持續改善具有重大意義，也對各類經濟活動產生深遠影響。在環境規制受到綠色績效而產生的約束性日益增強的現實情況之下，這一制度性改革能否成為協調經濟增長和環境保護的關鍵路徑需要進一步檢驗。為此，本文通過手工收集“十一五”規劃以來中國230個地級市強制性減排強度數據，以民營企業為研究對象，運用雙重差分法、三重差分法、工具變量法以及一系列穩健性檢驗，實證分析強制性減排政策對工業結構升級的影響及機制。研究結果顯示：首先，強制性減排政策對工業結構升級有正向促進作用，并且這種促進作用會隨著環境績效考核政策的實施得以強化。其次，與“十一五”規劃中強制性減排政策的制定相比，2009年環境績效考核政策的實施對工業結構升級的影響更為明顯。最后，強制性減排政策通過對污染密集型民營企業的抑制效應、對民營企業進入和退出的影響以及對民營企業創新行為的補償效應等途徑促進工業結構升級。

基于上述研究結論，筆者提出如下建議：首先，建立環境監管垂直管理制度，給予地方環保部門管理獨立性，增強強制性減排政策實際效果。本文的實證結論證實，2006年后不斷完善的環境績效制度是一種能改善環境質量并倒逼產業轉型的雙贏工具，因此為確保環境績效制度的有效性，需不斷減少地方政府對環境規制實施的行政干預，給予地方環保部門獨立執法權力。其次，強化對民營企業的環保專項資金支持，鼓勵民營企業取得先動優勢。增加對民營企業環保項目的財政支持，鼓勵民營企業開展自愿型環保投入，采取高于環境規制標準所要求的污染防治措施，從而面對趨嚴的環境規制形成先動優勢。最后，促使生產要素充分流動，利用環境規制倒逼工業結構升級的關鍵在于為民營企業創造公平競爭的市場環境，保證生產要素跨部門的充分流動，并對民營企業的創新行為給予支持。

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（責任編輯：孫 艷）