環境規制對我國工業轉型升級影響研究

謝曉利，蔡定昆

（云南師范大學經濟與管理學院，云南 昆明 650500）

創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念體現了我國經濟發展的方向。目前，高投入、高污染的工業發展模式不符合我國工業發展的新理念。工業作為國民經濟的重要組成部分，工業結構能否轉型升級關系到我國經濟的可持續發展。生態環境與我們的生活息息相關，習近平總書記提出了“綠水青山就是金山銀山”的科學發展理念。黨的十九屆五中全會提出，推動綠色發展，促進人與自然和諧共生，為中國新發展階段樹立了目標，指明了方向。環境規制作為環境保護最有利的規制政策，能否在保護環境的同時促進我國工業轉型升級，具有重要的研究意義。目前，學者關于環境規制對工業轉型升級的影響研究如下：Brunnermeier S B等[1]、Hamamoto M[2]、Yang C H等[3]的研究證明了適當的環境規制會促進企業或者制造業進行技術創新，即創新補償效應；劉偉等[4]認為環境規制對工業技術創新的影響呈“U”型，即環境規制強度越過拐點后，對工業技術創新起促進作用，且拐點的出現受到清潔行業或污染密集行業的影響；林春艷等[5]運用空間杜賓模型研究發現環境規制的本地效應對綠色技術進步呈先抑制后促進的趨勢。整理相關文獻發現，環境規制對我國工業轉型升級的影響的實證研究較少。因此，本文構建面板模型，研究環境規制對我國工業轉型升級的影響機制及影響效應。

1 機理分析與研究假設

目前，關于環境規制對工業轉型升級的影響關系主要有兩種觀點：第一，新古典理論的成本效應，認為在其他條件不變的情況下，實行環境規制政策會增加企業的生產成本，從而使企業減少研發投入，擠占對創新的投入資金，進而抑制了產業的轉型升級；第二，波特的補償效應，適當的環境規制強度在增加企業生產成本的同時，會激勵企業進行生產技術或者生產工藝的創新，提高效率，利潤增加，部分或者全部補償環境規制帶來的成本，即創新補償效應。當成本效應大于補償效應時，環境規制表現為抑制工業轉型升級；當補償效應大于成本效應時，環境規制表現為促進工業轉型升級。技術創新可以通過政府或企業增加技術創新投入，如增加資金、人力、物力等，或者借鑒原有的技術發揮自己的技術水平進行其他相關技術的創新，并將其轉化為自己特有的技術，從而促進工業結構的轉型升級。

2 數據說明與模型設定

2.1 數據說明

本文選取我國的30個省級面板2006—2018年數據進行實證分析。數據來源于《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》及《中國環境統計年鑒》，參照《中國科技統計年鑒》分組方式，本文將30個研究對象分成東部、中部和西部3個區域。

2.2 指標度量

工業轉型升級（STR）用規模以上工業總產值占地區生產總值的比重表示；環境規制強度（ER）用環境污染治理投資運行費用占地區生產總值比重表示；技術創新（T）用規模以上工業企業研究與試驗發展經費內部支出占地區生產總值的比重表示；人力資本（HUM）用人均受教育年限表示，計算公式為：HUM=小學學歷以下人數×0+小學學歷人數×6+初中學歷人數×9+高中學歷人數×12+大專及以上學歷人數×16；城鎮化率（UR）用城鎮人口占總人口的比重表示；財政支出（FIN）用財政支出占地區生產總值的比重表示；外商直接投資（FDI）用外商直接投資總額占地區生產總值的比重表示。

2.3 模型建立

有研究發現環境規制對工業轉型升級的影響趨勢為線性或者“U”“J”和倒“U”等非線性關系，本文構造面板計量模型為

式中：被解釋變量STR為我國工業轉型升級；下標i，t分別為省份和年份；α0為截距項；ER2為環境規制的二次項；X為控制變量；Vi為個體效應； μit為隨機擾動項。

為了探究環境規制能否通過技術創新間接影響工業轉型升級，本文在式（1）基礎上加入環境規制與技術創新的交叉項，構建模型為

式中：β0為截距項；ER×T為環境規制和技術創新的交互項；εit為隨機擾動項。

3 實證結果與分析

3.1 總效應分析

本文分別采用混合的普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型進行分析，通過模型之間的比較，既能減少模型設定可能導致的誤差，又能證明模型回歸系數的穩定性。回歸結果見表1。

表1 面板模型回歸結果

環境規制水平項系數顯著為正，二次項系數顯著為負，表明環境規制對我國工業轉型升級呈現倒“U”型。當環境規制強度較低時，環境規制促進企業改進生產技術，提高生產效率，補償了環境規制所帶來的成本，補償效應大于成本效應，表現為促進作用；當環境規制強度較高時，環境規制的成本效應大大擠占了企業的創新資金，創新補償效應已經不能完全彌補成本效應，從而抑制了工業的轉型升級。技術創新對我國環境轉型升級的影響整體顯著為正，盡管固定效應第（1）列和隨機效應的系數均為負值，但不顯著，表明R&D經費內部支出提高了技術創新的投入水平，促進了新技術的產生，進而促進了工業轉型升級。環境規制和技術創新的交互項系數在OLS回歸中不顯著，在固定效應和隨機效應中顯著為正，但技術創新的系數顯著為負，與常識相悖，所以不顯著。人力資本除固定效應系數為負，其余系數均顯著為正，表明人力資本可以提高工業的人力投入，進而促進工業轉型升級。城鎮化率系數全部顯著為正，表明城鎮化速度加快及經濟發展水平提高，有利于工業轉型升級。財政支出系數顯著為負，表明隨著財政支出和政府補助的增加，企業創新動力降低，其不利于我國工業的轉型升級。外商直接投資系數顯著為負，表明發達國家為了降低人力成本或者環境規制成本進行跨國投資，同時為了保持自己的技術壟斷地位，將低技術、高污染的勞動密集型工業進行跨國轉移，不利于技術提高還會帶來環境污染，不利于我國工業的轉型升級[6-8]。

3.2 區域異質性分析

本文將研究對象劃分為東部、中部、西部3個區域進一步回歸分析。豪斯曼檢驗的統計量P值為0.00，顯著拒絕原假設，選擇固定效應模型，其回歸結果見表2。

表2 東部、中部、西部3個區域回歸結果

環境規制強度的一次項系數在東部和中部地區顯著為正，西部地區顯著為負；二次項系數在東部和中部地區顯著為負，西部地區顯著為正，表明東部和中部呈倒“U”型，西部呈“U”型。這是因為西部經濟發展水平低、科學技術水平落后，當環境規制強度增加時，成本效應大于創新補償效應，表現為抑制作用，當環境規制強度增加到拐點之后，創新補償效應大于成本效應，表現為促進作用。東部、中部和西部的環境規制對工業轉型升級的倒“U”型和“U”型曲線的拐點所對應的環境強度分別為0.023 6，0.022 3和0.203 0，表明不同區域存在異質性，環境規制強度的最優區間不同。就技術創新對工業轉型升級的影響系數來說，東部地區表現為抑制作用，但不顯著，中部地區在10%的顯著性水平上表現為促進作用，西部地區在10%的顯著性水平上表現為抑制作用，說明技術創新具有明顯的區域異質性。表明技術創新變量值在東部較小，對工業轉型升級的效應不明顯；中部技術創新有利于企業增加對新技術的研發，促進工業轉型升級；西部技術創新的基礎水平較低，創新投入會使企業產生依賴作用，從而不利于工業轉型升級。

4 結論

環境規制對我國工業轉型升級的影響呈倒“U”型，即隨著環境規制強度的提高，對工業轉型升級起先促進后抑制的作用。技術創新對我國工業轉型升級有顯著的促進作用，而環境規制與技術創新的交叉項對工業轉型升級的影響系數不顯著。分區域進一步分析，環境規制對工業轉型升級的影響具有明顯的區域性差異，其在東部和中部地區呈倒“U”型，在西部地區呈“U”型。

根據本文的研究結果，提出以下政策建議。

第一，實施差異化的環境規制政策。對于東部和中部地區，位于左側的省份應該繼續加強環境規制強度，右側的省份應該適當放松環境規制，使環境規制強度處于最優區間，使環境規制的促進作用達到最大；西部地區位于曲線左側的省份應該加大環境規制強度至拐點所對應的環境規制強度，使得環境規制對工業轉型升級起到促進作用。

第二，實施環境規制配套的激勵政策。政府應加強實施環境保護相關的科技創新政策及津貼補助，鼓勵企業進行技術創新；加強教育支出，為技術創新提供人力資本；有選擇地引進外商直接投資的清潔型技術，從產業的長遠發展考慮，引進清潔型的高科技產業，抑制污染型外資的進入，促進我國工業的轉型升級。

第三，加強環境政策宣傳，發揮非正式環境規制激勵功能。政府應該加強環境保護的政策宣傳，引導消費者加大對清潔型產品的消費需求，激勵企業加大清潔產品的生產、研發，促進工業轉型升級，早日實現綠色發展的經濟目標。