環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響

秦炳濤,余潤穎,葛力銘 (.上海理工大學管理學院,上海 200093；2.復旦大學區域與城市發展研究中心,上海 200433；3.上海財經大學城市與區域科學學院,上海 200433)

資源型城市產業的發展長期采取高耗能、高排放的方式,不僅嚴重降低了資源的綜合利用效率,而且使環境和生態受到了嚴重威脅.目前,我國的資源型城市長期存在資源開發利用不合理,環境污染顯著等問題,有近半數資源型城市迫切需要進行轉型[1].為推動資源型城市轉型和可持續發展,國家相繼出臺了多個政策.“十三五”生態環境保護規劃中提出,地方政府要通過實施嚴格的環境保護制度,改善地區生態環境質量.十九大報告中指出各地區要積極通過環境規制手段改造資源型城市落后的產能并實現清潔生產.

環境規制是指政府部門為減少環境污染而制定的相關政策,是實現環境友好和經濟增長相協調的手段之一[2].環境規制能夠逐步降低地區對資源的過度消耗及對生態環境的過度破壞,有效倒逼產業結構轉型,是資源型城市實現經濟可持續發展的關鍵[3],實現城市經濟增長紅利[4].同時環境規制可以通過提升科技競爭力促進資源型城市經濟轉型[5].綠色技術創新在資源型城市轉型中發揮著重要作用[6],即環境規制可以促進創新,從而進一步推動資源型城市產業結構轉型.

區域產業發展是直接影響污染物構成和污染程度的因素之一,環境規制的實施通常會導致產業結構發生變動,促進經濟增長[7].目前關于環境規制與產業結構轉型升級的研究較多.主要包括:一是基于不同的環境規制視角,環境規制對產業結構轉型的影響不同[8-9].投資型環境規制可以驅動區域產業結構升級,費用型則抑制產業結構升級[10].非正式環境規制對于制造業轉型升級的影響弱于正式環境規制[11].二是基于不同時期,環境規制對產業結構轉型的影響不同[12].環境規制短期內對于產業結構的優化調整影響甚微,但是長期來看,可以促進產業結構優化升級,使經濟增長和生態環境協調發展[13].三是基于不同地區,環境規制對產業結構轉型的影響不同.相較于我國東部地區,環境規制對中西部產業結構轉型的影響作用更大[14].

環境規制除了可以直接影響產業結構轉型外,還能以綠色技術創新為中介間接影響產業結構轉型.Porter等[15-16]指出適度的環境規制可以產生創新補償效應,刺激企業進行綠色技術創新.這得到了國外學者地驗證[17].環境規制同樣是促進中國綠色創新發展的最重要因素[18-19].同時,波特假說的存在具有條件性并且依賴環境規制工具的選擇[20-21].投資型環境規制可以促進技術創新,費用型環境規制則不能.技術創新是推動產業結構轉型的內在驅動力[22-23].并且技術創新在環境規制與產業結構升級中發揮正向中介效應[24].

本文對上述文獻的梳理,發現以往的研究存在如下幾點不足:(1)在研究地域上,多集中于省級范圍;(2)在研究視角上,多以單一視角研究環境規制對資源型城市產業結構轉型的問題;(3)鮮有基于綠色技術創新這一作用機制研究環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響.

本文基于正式環境規制和非正式環境規制雙重視角,運用中介效應模型,探究環境規制通過綠色技術創新這一傳導路徑對資源型城市產業結構轉型的影響.分析綠色技術創新在環境規制對資源型城市產業結構轉型中的作用,旨在為促進資源型城市產業結構轉型及生態經濟可持續發展提供新的研究視角.

1 研究方法

1.1 機制分析和研究假設

環境規制在控制污染上發揮著明顯的作用[25].現有研究將其分為正式環境規制和非正式環境規制.正式環境規制是指政府和環保部門等官方組織為控制污染排放所實施的各種政策和措施,例如利用強制性的法律法規等手段勒令或倒逼企業進行環境污染治理.當環境問題引起公眾的關注時,個體及組織自發進行的行為會對環境問題產生一定的約束力,即非正式環境規制[26].接下來分別分析不同的環境規制對產業結構轉型的影響.

1.1.1 環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響機制 正式環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響機制主要體現在兩方面:一是產業轉移效應.這一點主要體現在“污染避難所”效應[27-28]上.正式環境規制的強制實施可以增加企業的環境成本,由于環境規制存在區域差異性,高污染企業為了避免較高的環境成本或追求更高的利潤,會選擇轉移到低規制地區,促使生產要素由效率低的部門流向效率高的部門,從而引起區域產業結構調整,實現產業結構轉型升級[29].二是提高企業進入壁壘.政府部門通過設置相關的排污標準,提高企業的進入壁壘.高的進入壁壘一方面會對原有高污染、高能耗的企業產生“精洗”,會淘汰一些高污染產業,使原有的資金和勞動力轉向其他清潔產業;另一方面會給予清潔產業更多的進入機會,促進產業結構轉型.

非正式環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響機制主要體現在消費結構轉變帶動產業結構轉型.具體表現為:由馬斯洛需求理論知,隨著我國經濟發展水平不斷提高,人們會逐步追求更高的生活要求,環保意識逐漸覺醒,非正式環境規制的污染管制效應和經濟效應逐漸顯現,環境規制的實施會改變消費結構,對綠色清潔產品需求逐漸增多,這會給生產者傳遞生產信號,并促使產業結構調整[8],從而導致產業結構轉型.并且隨著經濟質量進一步提高,非正式環境規制對產業結構轉型的作用會更強.

由此提出假說一:正式環境規制和非正式環境規制均可以促進資源型城市產業結構轉型,且非正式環境規制的作用更大.

1.1.2 環境規制對資源型城市產業結構轉型的間接促進作用 由“波特假說”可知,適度的環境規制可以產生“創新補償效應”,刺激企業進行綠色技術創新.一方面,先進的生產技術可以優化資源生產要素配置,協同產業分工,進而促進產業結構向合理化轉變.另一方面,新技術的出現可以替代原有傳統生產技術及模式,提高資源利用率,消減污染排放,使原有低端產業向高端產業轉變.

由此提出假說二:環境規制可以通過綠色技術創新間接促進資源型城市產業結構轉型.

影響機制路線圖如圖1所示.

圖1 環境規制對產業結構轉型的機制路線Fig.1 The mechanism roadmap of environmental regulation on industrial structure transformation

1.2 計量模型構建

為了檢驗環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響,本文構建如下模型:

式中:oisit表示i地區第t年產業結構轉型,其中,本文參考李虹等[3]的觀點,將產業結構轉型oisit分解為產業結構合理化和高級化兩個維度;erit代表環境規制,本文將其分解為正式環境規制和非正式環境規制;α0表示截距項;α1、α2分別為lner、ln X 的系數;μi為個體效應;εit為隨機擾動項;X為一系列控制變量,主要包括可能影響一個地區產業轉型的其他因素,分別為:對外開放程度、自然資源稟賦、政府政策干預程度、交通基礎設施.

根據前文理論機制分析可知,環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響不僅存在直接路徑,還會通過綠色技術創新這一傳導機制間接作用于資源型城市產業結構轉型.為進一步分析環境規制對產業結構轉型的內在機制,本文借鑒溫忠麟等[30]的研究方法,構造如下中介效應模型:

式中:gresit表示 i地區第 t年的綠色技術創新水平,其余變量同上.本文采用逐步回歸法進行中介檢驗,檢驗程序如下:第一步,對方程(1)進行回歸,如果α1顯著,表明環境規制強度的增強對產業結構轉型的總體效應存在,并進行下一步檢驗,否則,中介效應不存在,終止檢驗;第二步,對方程(2)進行回歸,檢驗環境規制對綠色技術創新的影響;第三步,在方程(1)引入lngresit綠色技術創新這一中介變量構成方程(3)進行回歸,檢驗在環境規制對產業結構轉型的直接效應和通過綠色技術創新傳導的中介效應;如果β1、γ22個都顯著,則意味著間接效應顯著,并進行第四步檢驗;如果至少1個不顯著,則進行Bootstrap檢驗,如果顯著,則間接效應顯著,進行第四步,否則停止分析.第四步,比較 β1× γ2和γ1的符號,如果符號一致,則意味著存在中介效應,并匯報中介效應占總效應的比例β1×γ2/α1.如果符號相異,則不存在中介效應.

1.3 變量選取與數據來源

1.3.1 被解釋變量 (1)產業結構合理化(hl)是指產業與產業間的聚合質量以及相互協調程度的反映,它可以反映要素投入結構和產出結構耦合程度[31].本文借鑒鄧慧慧等[32]的研究構建產業結構合理化指數:

式中:hlit表征產業結構合理化;Y表示產出;L表示就業人數,即勞動投入;表示產出結構,即三次產業增加值分別與總產值的比重;表示就業結構,即一、二、三產業就業人口分別與總就業人口的比重.其中,hlit值越大,表明產業結構合理化程度越高.(2)產業結構高級化(gj)是指產業結構重心從第一產業向第二、第三產業逐漸演化的過程.本文參考徐德云[33]的研究,采用產業結構層次系數構建產業結構高級化指標:

式中:gjit為產業結構高級化;為第i產業t年增加值占總產值的比重;gj值越大,說明產業結構越高級.

1.3.2 核心解釋變量 (1)正式環境規制(reg).根據文獻整理可知,現有的環境規制主要測算方法有:一是單一指標法.二是主觀賦值法.三是綜合指數法,利用熵權法對每個單一指標進行賦權,如地區的污染排放量或用廢水排放達標率、二氧化硫去除率、煙粉塵去除率和固體廢物綜合利用率.由于工業廢水排放量在2010年之后不再公布,所以本文借鑒鐘茂初等[34]的研究方法采用工業二氧化硫去除率、工業煙(粉)塵去除率、一般工業固體廢棄物綜合利用率,利用熵權法計算綜合指標表征環境規制.用這一方法的優點是既能克服單一指標的缺點又能準確反映環境規制的情況.其中,reg值越大,正式環境規制強度越大.

(2)非正式環境規制(ireg).本文借鑒 Wheeler等[35]的方法,選取受教育水平、人均收入、人口密度表示,用熵值法賦予不同權重后綜合成一個指標.ireg值越大,說明非正式環境規制強度越大.因為非正式環境規制主要是強調人們的環保意識對環境質量的影響,選取收入水平、受教育程度以及人口密度可以很好的反應人們對環境問題的關注.這種方法也被國內學者所采納[36-37].一般來說,人們的收入水平越高,對美好生活的需求也就越高,因此人們對環境質量的要求也就越高[38];受教育程度高的地區,人們的綜合素養會越高,從而越注重對環境問題的關注.同時,人口密度越大的地區,受環境污染影響的人數會越多,參與非正式環境規制的人數就越多.其中,考慮到數據可得性,受教育水平運用高等學校、普通中學、小學專任教師之和占年底總人口的比重表示.

1.3.3 中介變量 綠色技術創新(gres).綠色技術創新是集環保與技術創新為一體,是解決經濟增長和環境惡化的關鍵[39].發明專利可以表示地區創新水平,因此本文運用綠色發明專利申請數量表示.

1.3.4 控制變量 (1)資源稟賦(bf).資源稟賦充足的地區,一方面可以為經濟發展提供資源保障,另一方面地區過度依賴自然資源可能會陷入“資源詛咒”陷阱,影響當地產業發展.且采掘業包含了很多與自然資源有直接聯系的細分行業,可以比較全面的代表經濟對自然資源的依賴度[3].本文采取采掘業從業人數占總就業人數的比重衡量資源稟賦.(2)對外開放度(open).由于各個國家的要素稟賦存在差異,在比較優勢理論的作用下,各國進行自由貿易后,會導致產業結構在各個國家間重新配置[10].同時進出口貿易是我國對外經濟關系的主體,且對外貿易具有相對的穩定性,因此采用進出口總額占GDP的比重表征對外開放度.(3)政府干預(gov).地方政府為了績效考核會實施產業政策調整產業結構,促進地方經濟發展.本文借鑒馬曉君等[40]的研究利用地方財政一般預算內支出占 GDP的比重代表政府干預.(4)交通基礎設施(hy).交通基礎設施一般采用交通密度和貨運總量表示,而由于貨運總量作為流量指標,能夠帶動資源和勞動力的流動,為當地產業的發展注入“活力”,更直觀的反映交通基礎設施對產業結構的影響[41].本文運用貨運總量表示交通基礎設施.

根據《全國資源型城市可持續發展規劃(2013～2020年)》[42],資源型城市共有126個地級市,但是由于個別地級市相關數據缺失嚴重,例如:延邊朝鮮族自治州、大興安嶺地區、阿壩藏族羌族自治州、涼山彝族自治州、畢節市等.因此本文選取115個資源型地級市 2003～2016年的面板數據進行分析,樣本容量為1610,數據來源于EPS數據庫、《中國城市統計年鑒》[43],其中綠色技術創新根據世界知識產權組織(WIPO)發布的綠色專利清單確定綠色專利代碼,然后在國家專利產權局查找各市綠色專利申請量.針對個別年份出現的缺失值使用插值法進行補全.各變量描述性統計如表1所示.

表1 各變量描述性統計Table 1 Descriptive statistics of each variable

1.4 數據處理

基于前述計量模型,為減少異方差帶來的影響,本文對所有變量進行取對數處理.同時為避免多重共線性的問題,對各解釋變量進行相關系數檢驗和方差膨脹因子檢驗,發現相關系數值均小于0.7以及VIF最大值為 1.880,說明變量之間不存在多重共線性問題.對于面板數據的回歸分析通常采用固定效應模型和隨機效應模型,本文通過Hausman檢驗,結果顯示應選擇固定效應模型,因此本文將用固定效應模型進行基準回歸分析.

2 結果與討論

2.1 環境規制對產業結構轉型總效應分析

2.1.1 基于正式環境規制視角分析 表2中(1)～(2)列是正式環境規制對產業結構轉型的影響.結果顯示,正式環境規制均在1%的水平上顯著促進產業結構合理化、高級化,即正式環境規制強度增加 1%,產業結構合理化、高級化分別增加0.010%、0.012%.這也說明正式環境規制的實施,可以促進我國資源型城市實現產業結構轉型,從而達到經濟增長和環境可持續發展雙贏的局面.

2.1.2 基于非正式環境規制視角分析 表2第(3)～(4)列顯示了非正式環境規制對產業結構轉型的影響.非正式環境規制均在1%的水平上顯著促進產業結構合理化、高級化,即非正式環境規制強度增加1%,產業結構合理化、高級化分別增加 0.021%、0.039%,表明非正式環境規制的實施有利于資源型城市產業轉型.與正式環境規制相比,非正式環境規制對產業結構轉型的作用較高,研究結論與王正明等[44]的一致,同時也驗證了假說一.社會公眾是環境污染的直接受害者,相較于正式環境規制,非正式環境規制則反映了公眾對環境質量要求的意愿,不需要進行繁雜的行政程序,因此對產業結構轉型的作用更加靈敏.

表2 基準回歸Table 2 Benchmark regression

2.1.3 考慮控制變量的影響 分別以正式、非正環境規制為核心解釋變量的模型中,控制變量的系數方向均未發生改變,因此以表2第(1)、(2)列為例進行分析.資源稟賦對產業結構轉型的系數顯著為正,說明資源稟賦有利于產業結構向合理化、高級化轉變.原因可能為自然資源豐富的地區在經濟發展的過程中具有“比較優勢”,從而有利于產業結構調整.對外開放度對產業結構合理化的作用表現為正但不顯著,但是對產業結構高級化表現為負向抑制作用,說明對外開放不利于我國資源型城市產業結構高級化,主要是由于我國資源型城市的產業發展主要依賴當地的礦產等自然資源,外商投資還處于產業生產的較低層次.政府干預對產業結構轉型具有正向促進作用,說明目前政府干預有利于資源型城市產業結構轉型.交通基礎設施建設對產業結構轉型系數為正,說明加快交通基礎設施將有利于產業結構轉型.原因可能在于:一方面,交通基礎設施可以打破地域限制,加速生產要素的自由流動,提高資源配置效率[45],從而提高產業結構合理化;另一方面交通基礎設施的完善可以節省交通成本,促進勞動力流動,而勞動力作為產業結構變化的重要因素[41],伴隨著勞動力向需求更高的產業轉移,會提高產業增加值,進而有利于產業結構向高級化推進.

2.2 環境規制對產業結構轉型中介效應分析

由上述機制分析可知,環境規制可以通過綠色技術進步的創新補償效應促進產業結構轉型,且基準回歸結果表明,正式、非正式環境規制對我國資源型城市產業結構轉型具有顯著的正向影響.本文接下來選取綠色技術創新作為中介變量,從實證分析的角度對影響機制進行檢驗.

基于正式環境規制視角分析.從產業結構合理化角度看,表 3第(1)列顯示第一步檢驗結果,即正式環境規制對產業結構合理化的總效應存在.第(2)列結果顯示,正式環境規制顯著促進資源型城市綠色技術創新.第(3)列表明,綠色技術創新系數在 1%的水平上顯著為正,且正式環境規制的系數為正,說明存在中介效應,且中介效應占比為 58.980%,表明正式環境規制地實施可以通過促進綠色技術進步促進產業結構合理化.從產業結構高級化角度來看,檢驗步驟同上,得出結論為:綠色技術創新在正式環境規制促進產業結構高級化過程中存在中介效應,中介效應占比為 65.533%.這說明隨著正式環境規制強度的增加,可以促進企業特別是高污染企業增加研發投入或者引進清潔技術,不斷提高綠色技術創新水平,產生創新補償效應,進而提升整個行業生產效率,加速資源流動,從而推動資源型城市產業結構轉型.

表3 全樣本中介效應檢驗Table 3 Full sample mediation effect test

基于非正式環境規制視角分析.從產業結構合理化角度看,表3第(7)列顯示第一步檢驗結果,即非正式環境規制對產業結構合理化的總效應存在.第(8)列結果顯示,非正式環境規制顯著促進資源型城市綠色技術創新.第(9)列表明,綠色技術創新系數在 1%的水平上顯著為正,且正式環境規制的系數為正,說明存在中介效應,且中介效應占比為65.167%.從產業結構高級化角度來看,檢驗步驟同上,得出結論為:綠色技術創新在非正式環境規制促進產業結構高級化過程中存在中介效應,中介效應占比為 42.108%.可能的原因為在經濟快速發展的同時,消費者更加關注自身的健康,從而對產品質量有更高的要求,因此往往更偏好于購買綠色產品.而生產方出于自身利益及提升競爭優勢的角度考慮,會加大對綠色產品研發的投入力度,使資源向高級產業轉移,并得到充分利用,從而有利于資源型產業結構轉型.

2.3 穩健性檢驗

2.3.1 內生性問題 考慮到環境規制與產業結構轉型之間可能存在雙向因果關系,一方面,環境規制的實施可能會增加高污染密集型企業的成本,為了實現利益最大化,這些企業可能會遷移或退出市場,進而影響整個產業結構;另一方面地方政府為了帶動經濟發展,可能會采取“逐底競爭”,這會進一步對環境規制產生影響[44].為了保證回歸結果的可靠性及穩定性,本文引入環境規制的滯后一期作為核心解釋變量,以表 2為基準進行估計,用以解決內生性問題可能造成的回歸結果的偏差,結果如表 4所示.模型的回歸結果仍然與前文的估計結果一致,說明理論上內生性問題在實際并未造成影響,所以研究結果具有穩健性.

表4 穩健性檢驗Table 4 Robustness test

2.3.2 排除奇異值影響 考慮到本文采用的數據較多,且宏觀變量在搜集和度量上可能存在偏差,為了緩解這種偏差對結果造成潛在不利影響,本文對各連續變量進行1%分位數以下和99%分位數以上縮尾處理,以表 2為基準進行中介效應回歸.對各變量進行縮尾后,回歸結果顯示在表 4中,可知顯著性及符號方向均未發生變化,正式、非正式環境規制仍然顯著促進資源型城市產業結構向合理化和高級化轉型,說明結果具有穩健性.

2.3.3 排除宏觀因素干擾 由于我國各個省市經濟發展狀況、環境質量、資源稟賦及財政狀況大相徑庭,如果這一因素足夠重要,將對本文分析結果的可靠性造成影響.為了減少這一因素的影響,本文進一步引入城市和年份的交互效應來捕捉這種系統性宏觀變動.其中,本文中的交互項采用了去中心化處理,以削弱交互項與構成交互項的低次項之間的多重共線問題.接下來以表 2為基準進行回歸,結果見表 4,可知在控制宏觀因素干擾后,核心解釋變量的顯著性及符號均未發生變化,證明本文的結論具有可信性.

2.3.4 替換核心解釋變量 考慮到工業二氧化硫去除率、工業煙(粉)塵去除率、一般工業固體廢棄物綜合利用率分別可以單獨表征正式環境規制強度,且分別代表不同的政策含義,用熵權法將這三者綜合為一個指標,不能清晰的表示每一個政策實施的具體結果.因此,分別將工業二氧化硫去除率(lnso)、工業煙(粉)塵去除率(lnfc)、一般工業固體廢棄物綜合利用率(lngt)作為單一指標表示環境規制進行穩健性檢驗,結果如表 4所示,可以看出將三者分別表征環境規制,結果與用熵權法進行的綜合指數一致,即正式環境規制可以促進資源型城市產業結構轉型.因此說明檢驗結果具有穩健性.

2.4 異質性分析

2.4.1 成長周期異質性分析 為了使獲得的研究結論更有針對性,本文接下來分別討論處于不同成長階段的資源型城市綠色技術創新的中介效應.

(1)基于正式環境規制視角分析,從產業結構合理化角度看,檢驗結果如表 5所示:以資源型城市可持續發展能力為標準,按照成長周期分為成長型、成熟型、衰退型、再生型[42].對于成長型資源型城市,第(1)列顯示第一步檢驗結果,即正式環境規制對產業結構合理化的總效應存在.第(2)和(3)列在第二步中依次檢驗,發現中介變量 lngres不顯著,經過bootstrap檢驗后,拒絕原假設,即不存在中介效應.成長型資源型城市處于資源開發的上升階段,此階段由于開發秩序不規范且采用粗放式的資源開發方式,影響資源配置效率并給環境帶來了損害,同時沒有較為成熟的管理經驗和技術積累[46],因此未通過技術創新這一中介作用促進產業結構合理化.對于衰退型資源型城市,第(7)列回歸結果顯示,正式環境規制對產業結構合理化是負向作用,但不顯著,即不存在中介效應.衰退型資源型城市相較于其他 3種類型的城市,已經處于資源開發的末期階段,資源面臨枯竭,產業效益不好,經濟發展緩慢,很難抽出大量的資金去推動技術創新[47],因此,目前不存在正式環境規制倒逼產業結構合理化.成熟型和再生型資源型城市均存在綠色技術創新中介效應,中介效應占比分別為21.167%、67.588%,同全樣本結果一致,即正式環境規制可以通過綠色技術創新促進成熟型、再生型資源型城市產業結構向合理化轉變.

表5 正式環境規制對產業結構合理化的中介效應Table 5 The mediation effect of formal environmental regulation on the rationalization of industrial structure

從產業結構高級化角度看,檢驗結果如表 6所示.可以看出,正式環境規制對 4類資源型城市產業結構高級化均產生顯著促進作用.在中介效應上,除再生型資源型城市外,其余 3類城市均存在綠色技術創新中介效應,中介效應占比分別為:成長型為38.500%,成熟型為76.200%,衰退型為15.967%,即對在成長型、成熟型、衰退型資源型城市正式環境規制對產業結構高級化的影響分別有 38.500%、76.200%、15.967%是由綠色技術創新傳導的.而再生型資源型城市雖然擺脫了資源依賴,但是資源型產業占比較大,且以粗加工產業為主,多處于產業鏈前端,附加值低,雖然綠色技術創新較高,但多為“僵尸專利”,不存在正式環境規制通過綠色技術創新影響產業結構高級化的中介效應.

表6 正式環境規制對產業結構高級化的中介效應Table 6 The mediation effect of formal environmental regulation on the optimization of industrial structure

(2)基于非正式環境規制視角分析,從產業結構合理化角度看,檢驗結果如表7所示.可以看出非正式環境規制對成熟型、衰退型資源城市產業結構合理化為負且不顯著.成熟型資源型城市處于轉型的關鍵時期[48],但各類資源生產要素主要集中于資源型產業,造成了一定程度的要素分配不均衡,而目前非正式環境規制的力度實施較小,很難起到倒逼產業結構向合理化轉變的作用.衰退型資源型城市面臨資源嚴重枯竭,民生問題突出,經濟發展緩慢,相較于其他 3種類型的城市,公眾更多的是關注自身的就業問題,非正式環境規制強度低,因此非正式環境規制對產業結構合理化作用不顯著.而成長型和再生型資源型城市由回歸結果知,與總體結果一致均存在中介效應,中介效應占比分別為49.640%、19.456%,即非正式環境規制可以通過綠色技術創新促進成長型、再生型城市產業結構合理化.

表7 非正式環境規制對產業結構合理化的中介效應Table 7 The mediation effect of informal environmental regulation on the rationalization of industrial structure

從產業結構高級化角度看,檢驗結果如表 8所示.非正式環境規制對各類資源型城市產業結構高級化均具有顯著正向促進作用.但成長型資源型城市第(3)列中介變量lngres不顯著,進行bootstrap檢驗后,拒絕原假設,即不存在中介效應.其他3種類型資源型城市與總體一致,均存在中介效應,中介效應占比分別為:成熟型為 42.700%,衰退型為 49.805%,再生型為21.504%,即對在成熟型、衰退型、再生型資源型城市正式環境規制對產業結構高級化的影響分別有42.700%、49.805%、21.504%是由綠色技術創新傳導.

表8 非正式環境規制對產業結構高級化的中介效應Table 8 The mediation effect of informal environmental regulation on the optimization of industrial structure

2.4.2 時期異質性分析 2013年為促進資源型城市可持續發展,國務院印發了《全國資源型城市可持續發展規劃》[42].規劃的實施是否更有利于發揮環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響,進而實現可持續發展,針對這一問題,將 2003～2016年分成2003～2012年與2013～ 2016年兩組,分別討論正式、非正式環境規制對資源型城市產業結構轉型的影響.回歸結果見表9.

表9 時期異質性正式環境規制對產業結構轉型影響Table 9 Impacts of period heterogeneity formal environmental regulation on the transformation of industrial structure

(1)從正式環境規制視角.可以看出,在產業結構合理化方面,2003～2012年與2013～2016年綠色技術創新在正式環境規制促進產業結構合理化中不存在中介效應.但是相較于前者,2013～2016年正式環境規制在 1%的顯著性水平上直接促進產業結構向合理化轉變,說明《規劃》的實施引起了政府對資源型城市可持續發展的重視,正式環境規制可以直接倒逼產業結構向合理化轉變,但綠色技術創新在其中發揮的作用尚不明顯.在產業結構高級化上,2003～2012年和2013～2016年同全樣本回歸結果一樣,正式環境規制均顯著地促進產業結構高級化,綠色技術創新在正式環境規制促進產業結構高級化中存在中介效應,中介效應占比分別為 28.267%、20.348%.但 2012年以后,正式環境規制對產業結構高級化的促進作用明顯高于2012年以前,且顯著性水平由5%提高至1%,說明《規劃》地實施在優化資源型城市產業結構轉型上取得了顯著的成效.

表10 時期異質性非正式環境規制對產業結構轉型影響Table 10 Impacts of period heterogeneity informal environmental regulation on the transformation of industrial structure

(2)從非正式環境規制視角.在產業結構合理化上,2003～2012年與2013～2016年綠色技術創新在非正式環境規制促進產業結構合理化中不存在中介效應.然而,相較于前者,2013～2016年非正式環境規制對產業結構合理化的影響由抑制轉變為顯著促進作用.說明《規劃》地實施引起了人們對環境問題地關注,有利于非正式環境規制的落實,從而實現促進產業結構向合理化轉變.在產業結構高級化上,2003～2012年和2013～2016年同全樣本一樣,均存在中介效應,中介效應占比分別為:36.100%、6.341%,即非正式環境規制均可以通過綠色技術創新促進產業結構高級化.但值得注意的是,非正式環境規制在2003～2016年對產業結構高級化的影響明顯大于2003～2012年,說明《規劃》得到了很好的落實,非正式環境規制對資源型城市產業結構高級化的倒逼作用得到了很好的發揮.

2.5 建議

為了更好實現我國資源型地區經濟環境可持續發展,促進產業結構轉型,可以從多方面采取政策措施.

從總體上看,正式、非正式環境規制均有利于產業結構轉型,并且非正式環境規制對產業結構轉型的促進作用更大.隨著我國經濟的快速發展,與以往相比,人們雖然開始關注環境問題,但是其環保意識和行動能力依然有待加強.因此,在實施正式環境規制的同時,政府部門可以運用現代互聯網等媒介強化環保宣傳,完善環境治理體系,引導公眾積極參與環境保護,充分發揮非正式環境規制的作用.

環境規制對產業結構轉型的影響因資源型城市處于不同的成長階段,實施的效果存在差異.對此提出以下建議:①對于衰退型資源城市,由于其資源逐漸消耗殆盡,此時面臨著嚴重的環境污染和失業,實施環境規制反而會給當地的企業增加生產成本,不利于產業轉型,因此要增加環境治理資金的支持,促進經濟發展,穩定就業.②對于成長型和成熟型資源城市,目前仍有豐富的自然資源,為防患于未然,要繼續制定嚴格的環境規制,加強對污染企業的約束.③對于再生型資源城市,其目前已基本完成產業轉型,在制定環境政策時,應多關注公眾的需求,通過公眾對綠色產品的需求引導企業綠色轉型.

推進綠色技術創新研發,充分發揮環境規制通過綠色技術創新促進資源型城市產業結構轉型的中介效應.一方面,政府要重視人才培養,加大對高校和科研機構研究經費的支持;另一方面,為了避免出現“僵尸專利”占用社會資源的不良現象,政府部門要加大監管力度,同時鼓勵社會公眾多參與其中,切實發揮綠色專利在企業生產中節約資源,減少污染的作用.

2.6 討論

本文在研究環境規制對資源型城市產業結構轉型時,主要從成長周期異質性和時期異質性進行討論,未對空間異質性進行分析.由于我國國土面積遼闊,地區間經濟發展存在顯著的不平衡問題以及由于各個地區自然資源分布不均衡,導致各地區環境污染程度不一致,且考慮到北方冬季低溫的供暖需求使其能源石化相關高污染產業的比重高于南方,導致北方地區環境污染更為嚴重,從而引致各地區環境規制實施強度不同,進而會使環境規制對產業結構的影響存在差異.因此,在實施環境規制時不僅要考慮具體的成長周期,還應兼顧地區差異.此外,本文主要采用的是綠色技術創新單一中介變量進行機制研究,由現有研究可知,環境規制還可以通過其他途徑影響產業結構轉型,本文進一步的研究是將單一中介變量模型擴展成多個中介變量模型,具體分析環境規制能否通過多種途徑影響資源型城市產業結構轉型.

3 結論

3.1 環境規制能夠直接促進資源型城市產業結構轉型,且非正式環境規制的促進作用更大.隨著我國經濟水平的提高,以及民眾環保意識的增強,非正式環境規制對產業結構轉型的影響將會越來越顯著.

3.2 正式和非正式環境規制均可以通過綠色技術創新促進資源型城市產業結構轉型.其中,正式環境規制對產業結構合理化及高級化中介效應占比分別為 58.980%、65.533%,非正式環境規制對產業結構合理化及高級化中介效應占比分別為65.167%、42.108%.

3.3 從成長周期異質性看,對資源型城市產業結構合理化的影響上,正式環境規制對成熟型、再生型資源型城市產業結構合理化存在中介效應;對資源型城市產業結構高級化的影響上,成長型、成熟型、衰退型資源型城市可以通過綠色技術創新促進產業結構高級化.非正式環境規制成長型、再生型資源型城市產業結構合理化均存在中介效應;對資源型城市產業結構高級化的影響上,成熟型、衰退型、再生型資源型城市可以通過綠色技術創新促進產業結構高級化.其次,從時期異質性看,2013～2016年正式、非正式環境規制對產業結構合理化、高級化作用相較于 2003～2012年均有所提升,且綠色技術創新在環境規制促進產業結構高級化中存在中介效應.