環境規制、綠色科技創新與產業結構升級

姜風雷 許正松 李炫 張清潔

【摘? ?要】? ?運用PVAR模型并采用長江經濟帶2003-2020年11省市的數據，實證分析了環境規制、綠色科技創新與產業結構升級三者之間的關系。結果表明：（1）環境規制強度有利于產業結構升級且效果顯著；（2）綠色科技創新的發展有利于推動產業結構升級，且效果顯著；（3）環境規制與綠色科技創新彼此存在正向的沖擊作用，從貢獻度的角度來看，綠色科技創新的作用要大于環境規制。因此，應合理確定環境規制水平，逐步提高企業環境保護意識；加大企業科研投入，不斷提高企業創新能力；協調環境規制與綠色科技創新的關系，共同推動產業結構升級。

【關鍵詞】? ?環境規制；產業結構升級；綠色科技創新；PVAR模型

Environmental Regulation， Green Technological Innovation and

Industrial Structure Upgrading

——An Empirical Analysis Based on PVAR Model

Jiang Fenglei， Xu Zhengsong， Li Xuan， Zhang Qingjie

（Bozhou University， Bozhou 236800， China）

【Abstract】? ? This paper uses the PVAR model and the data of 11 provinces and cities in the Yangtze River Economic Belt from 2003 to 2020 to empirically analyze the relationship between environmental regulation， green technology innovation and industrial structure upgrading. The research results show that （1） The intensity of environmental regulation is conducive to the upgrading of industrial structure and the results are significant; （2） the development of green technology innovation is conducive to promoting the upgrading of industrial structure， and the results are significant; （3） environmental regulation and green technology innovation There is a positive impact on each other. From the perspective of contribution， the role of green technology innovation is greater than that of environmental regulation. To this end， it is necessary to reasonably determine the level of environmental regulation， and gradually improve the environmental protection awareness of enterprises; increase investment in scientific research of enterprises， and continuously improve the innovation capacity of enterprises; coordinate the relationship between environmental regulation and green technology innovation， and jointly promote the upgrading of industrial structure.

【Key words】? ? ?environmental regulation; upgrading of industrial structure; green technological innovation; PVAR model

〔中圖分類號〕? F202? ? ? ? ? ? ? ? ?〔文獻標識碼〕? A ? ? ? ? ? ? ?〔文章編號〕 1674 - 3229（2023）01- 0059 - 06

0? ? ? 引言

產業結構升級是實現經濟高質量發展的有效途徑之一，通過探索產業結構變遷史，來研究我國經濟發展階段的文獻眾多。學界普遍認為，科技創新特別是近年來我國所提倡的綠色科技創新，通過提高勞動生產率、加速綠色轉型以及加大研發投入等，能夠有效推動我國產業結構升級［1］；唐曉華、李靜雯［2］運用空間杜賓模型，研究了區域創新與產業結構升級之間的內在機理，發現區域創新與產業結構升級之間有著正向的空間溢出效應；姜帥、龍靜［3］認為技術創新發展是經濟高質量發展的強大內在驅動力，是產業結構升級的重要保障，并且運用空間杜賓模型研究了綠色技術創新與產業結構升級之間的空間關系，發現具有顯著的正向關系；龐敏、夏周培［4］在研究產業結構升級的過程中發現，金融科技創新能夠從多個方面對產業結構升級產生影響，如資本配置、消費需求、專利轉化等對產業結構高級化、合理化產生正向影響。

學界對產業結構升級的影響因素進行了大量的研究，也取得了較為豐富的成果，但是，大部分學者僅單獨討論了環境規制或科技創新對產業結構升級的影響，少有學者將三者并在一起進行討論研究。長江經濟帶是我國經濟發展的重要引擎，厘清該地區環境規制、綠色科技創新與產業結構升級之間的關系，對于長江經濟帶發揮引領示范作用，推動區域經濟協調可持續發展具有重要的現實指導意義。

1? ? ?模型設定、變量選取與數據說明

1.1? ?模型設定

本文在向量自回歸（VAR）模型的基礎上，構建PVAR模型。 其優點是能夠增加觀測值的自由度，同時也能克服個體變量的異質性問題，可以很好地說明變量之間的復雜關聯性，通過SYS-GMM、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數、方差分解等研究環境規制、綠色科技創新與產業結構升級三者之間的動態關系。本文構建的面板向量自回歸模型PVAR包含不隨個體變動的固定效應和隨時間變動的時間效應，具體模型如下：

[Vi，t=A0+j=1pAjVi，t-j+θi+?t+εi，t]? ? ? ? ? ? ?（1）

其中[i]表示個體即第[i]省或市，[t]表示具體的年份，[p]表示為AIC、BIC信息準則確定的最優的滯后階數，[θi]表示隨個體變動而發生變化的個體效應，[?t]表示與個體差異無關的時間效應，[A]表示待估滯后項的系數矩陣，[εi，t]表示隨機擾動項。

對于PVAR模型的估計一般包含以下步驟：（1）單位根檢驗及協整分析；（2）根據赤池信息準則和貝葉斯信息準則原則確定最優的滯后階數；（3）格蘭杰因果檢驗；（4）脈沖響應圖，分析變量間的動態變動關系；（5）通過方差分解確定變量之間變動的貢獻率。本文采用stata16和Eviews 9.0軟件對數據進行處理。

1.2? ?變量選擇

選擇產業結構升級作為本文的被解釋變量。構建產業結構升級的指標主要有產業結構高級化和產業結構合理化兩個主要指標，本文選取的指標為產業結構高級化，參考干春暉等人的做法［5］，用第三產業增加值與第二產業增加值的比值來衡量產業結構高級化指標，該指標的值越大表明產業結構升級表現的就越好，第三產業能夠創造更多的價值，在不斷提高科技研發投入，勞動生產率不斷提高的情況下，第三產業增加值的提高將有力地說明產業結構的調整是合理有效的，產業能夠朝向產生更高價值的方向發展，進而反映經濟服務化的趨勢。

另外兩個解釋變量為環境規制和綠色科技創新。環境規制是指以保護環境為目的，通過制定法律法規、污染治理等措施對污染公共環境的行為進行管制。關于環境規制指標的選取，能夠衡量環境規制的指標較多，如某地區在一定時間內出臺的環境管制政策的數量，工業污染投資治理與GDP的比值等，本文選取的環境規制的指標參考了Levinson（1996）［6］的做法，以工業污染投資完成額與工業增加值之間的比值來表示，該指標越大說明單位工業增加值中用于治理污染的投資額就越高，環境規制的強度就越大；綠色科技創新是實現綠色低碳發展的重要支撐，也是促進經濟高質量發展的途徑。借鑒賈軍［7］等提出的觀點，由于外觀設計并不能創造有效的價值，因此選用各省市的發明專利和實用新型專利授權量之和，作為綠色科技創新的指標，同時對該指標進行對數處理以防止異方差，同時指出該指標值越大表明綠色科技創新的發展越好。

1.3? ? 樣本選擇與數據說明

本文選取的樣本對象是長江經濟帶11省市，樣本長度為2003-2020年，所有的原始數據均來源于相關年份的《國民經濟與社會發展統計公報》《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國工業統計年鑒》等，其中部分原始數據有缺失，采用均值替代或線性插值法進行替換或補全，變量的基本描述性統計如表1所示。

2? ? ?實證分析

2.1? ?面板單位根檢驗

在進行回歸分析之前需要對數據的平穩性進行檢驗以防止偽回歸的出現從而得出不穩健的回歸結果，即單位根檢驗。使用stata17.0軟件，對原序列進行面板單位根檢驗，使用的方法主要包括LLC、IPS、Breitung，結果如表2所示，產業結構升級、環境規制和綠色科技創新的原始數據在IPS檢驗下沒有通過顯著性檢驗，對所有的變量進行一階差分得到d_is、d_er、d_gt序列，經LLC、IPS、Breitung檢驗之后在1%的顯著性水平下均通過了檢驗，說明該序列為一階單整。

2.2? ?協整分析

對產業結構升級、環境規制、綠色科技創新在同階單整的情況下進行協整檢驗，使用Eviews 9.0軟件，并采用Johansen協整檢驗方法進行檢驗，結果如表3所示。

根據表3 跡統計量和最大特征值統計量可知，在最多一個的原假設下，跡統計量的值為57.87，其對應的伴隨概率為0.000，結果拒絕原假設。根據最大特征根，在最多一個的原假設下最大特征根的t值為49.26，伴隨概率為0.0007，結果也拒絕原假設。在最多兩個的原假設下，跡統計量和最大特征值檢驗，均接受原假設，因此存在一個協整關系，即環境規制、綠色科技創新與產業結構升級三者之間存在著長期均衡關系，可以構建PVAR模型。

2.3? ?最優滯后階數

采用AIC、BIC、HQIC這三個信息準則，確定模型的最優滯后階數。確定的依據為三個信息準備同時達到最小，即為最優的滯后值，結果如表4所示。

本文在檢驗時選擇滯后5期，根據AIC信息準則確定的最優滯后階數為3階，BIC和HQIC的最小值都出現在一階，因此本文回歸模型選擇的最優滯后階數為一階，即PVAR（1）。

2.4? ?Granger 因果關系檢驗

為了確定環境規制、綠色科技創新和產業結構升級之間在統計學上的因果關系，需要使用平穩的數據進行面板Granger因果檢驗，前文通過面板單位根檢驗已經確定三變量的一階差分是平穩的序列，因此可以使用相應的一階差分值進行Granger因果關系檢驗，結果如表5所示。

表5的面板Granger因果檢驗結果顯示，1%的顯著水平上拒絕環境規制不是產業結構升級的Granger原因的原假設，說明環境規制是產業結構升級的原因，但在產業結構升級不是環境規制的Granger原因的原假設下不顯著，即現階段環境規制與產業結構升級之間是環境規制推動產業結構升級，而產業結構升級對環境規制影響不顯著，兩者不具有互動性；在綠色科技創新不是產業結構升級的Granger原因和產業結構升級不是綠色科技創新的Granger原因的原假設下均拒絕原假設，說明就目前而言綠色科技創新和產業結構升級之間是互為因果關系，綠色科技創新既能夠促進產業結構的升級，同時產業結構的優化升級也能夠提升綠色科技創新；在1%的顯著性水平下拒絕環境規制不是綠色科技創新的Granger原因和綠色科技創新不是環境規制的Granger原因，就目前而言長江經濟帶環境規制與綠色科技創新兩者之間可以相互促進，即環境規制的強度增加可以有效提升綠色科技創新，同時綠色科技創新的提高也能夠在一定程度上強化環境規制強度。并且從以上Granger因果檢驗的排序中，初步推斷在現階段環境規制可以推動綠色科技創新的發展，進而推動產業結構的升級。

2.5? ?PVAR模型的GMM估計

根據前文確定的最優滯后階數，進行GMM估計，估計結果如表6所示。

由表6可知，在產業結構升級的方程中，環境規制的一階滯后系數為2.5282，為正，但是系數尚不顯著，究其原因可能是長江經濟帶進行環境規制的時間較短，還沒有發揮真正的效力。環境規制能夠影響到產業結構升級是通過影響企業的研發投入，迫使企業增加環境規制投入，進而增強創新能力提升產業結構升級的水平，目前仍然處于初級階段，所以效果不是很顯著。其次，綠色科技創新的一階滯后系數為0.2230，為正且顯著，說明長江經濟帶科技創新能力已經基本形成，能夠有效地推動地區產業結構升級。

2.6? ?脈沖響應函數圖

脈沖響應圖能夠較好地刻畫在控制其他變量不變的情況下，兩變量之間相互沖擊的動態影響路徑關系，是有效分析兩變量之間長期均衡關系的工具。對于脈沖響應圖而言，由于采用正交分解，因此對于變量之間的排序較為敏感，需要變量間正確的排序，根據前文Granger因果關系確定的排序為環境規制、綠色科技創新、產業結構升級。如圖1所示。

從圖1可以得到如下結論。

（1）產業結構升級、環境規制、綠色技術創新就其自身的信息沖擊而言前期的沖擊都為正，說明各變量在短期內都具有較強的自我推動能力，即自我強化作用較為明顯。

（2）環境規制對產業結構的沖擊，第1期為負之后為正，說明在環境規制實施的初期各企業還沒有完全適應環境規制的要求，在以后的生產規程中逐步適應了環境規制的要求，加大環境規制的投入，從而促使產業結構的升級。

（3）綠色科技創新對產業結構升級的沖擊，當期的沖擊沒有發生變動，第1期的沖擊下降最快，之后開始緩慢上升，但是總體來看仍然是負值。說明就目前而言綠色科技創新對產業結構升級的促進作用還沒有真正顯現出來，這主要是因為綠色科技創新前期的研發投入較大，在一定程度上增加了企業的生產成本，從而使企業可以用于其他方面的投入較少，在一定程度上抑制了產業結構的升級。但是綠色科技創新從總體上來看能夠促進產業結構升級，在后期隨著綠色科技創新的沖擊時間延長，提升產業結構升級的作用逐漸顯現。

（4）環境規制對綠色科技創新的沖擊在當期開始下降，到第1期降到最低，之后開始緩慢上升，第4期以后歸零，說明環境規制對綠色科技創新的影響是在實施環境規制以后由于規制成本的增加從而使得綠色科技創新的能力減弱，之后由于企業增加相應的研發投入，綠色科技創新不斷適應環境規制的要求，因此在以后的沖擊中綠色科技創新開始逐漸上升。

2.7? ?方差分解

為了更為精確地確定各變量之間的相互影響關系，本文采用PVAR（1）模型運用方差分解方法，具體分析各變量對各自動態變化的貢獻度，結果如表7所示。

由表7可知，各變量在第10期對自身的貢獻度都在80%以上，說明產業結構升級、環境規制、綠色科技創新的變化都具有很強的經濟慣性，內生動力很強。環境規制對產業結構升級的方差貢獻在第10期為0.4%，即產業結構升級變動中的0.4%可以由環境規制進行解釋，而綠色科技創新在第5期的貢獻為16.8%，第10期的貢獻為20.4%，說明在產業結構升級的過程中，綠色科技創新對產業結構變動的貢獻程度要比環境規制大。

3? ? ?結論與建議

3.1? ?結論

（1）環境規制強度有利于產業結構升級且效果顯著。

（2）綠色科技創新的發展有利于推動產業結構升級，且效果顯著。

（3）環境規制與綠色科技創新彼此存在正向的沖擊作用，從貢獻度的角度來看，綠色科技創新的作用要大于環境規制。

3.2? ?建議

（1）權衡環境規制強度，有效促進產業結構升級。從實證結果的分析中能夠看出，環境規制強度是一把雙刃劍，強度過高就會對產業結構升級產生抑制作用，恰當的環境規制強度則可以有效促進產業結構的升級，因此應深化現代服務業的發展，提高綠色產業的占比，以高質量發展為引領加快促進長江經濟帶產業結構升級。

（2）加大科技研發投入，不斷提高企業創新能力。科技創新是第一生產力，也是產業結構升級的重要驅動力，應全方位、多層次、多舉措積極鼓勵企業加大科技研發，在土地、人才、稅收等方面給予企業更多的自由選擇權，讓企業敢創新、想創新、能創新。

（3）協調環境規制與綠色科技創新的關系，共同推動產業結構升級。環境規制的強度能夠激發企業積極從事綠色科技創新的活動，從而能夠有效推動企業產業結構升級。

［參考文獻］

［1］ 張治棟，廖常文.技術創新與長江經濟帶產業結構升級——市場化的調節作用［J］.科技進步與對策，2020（7）：26-34.

［2］ 唐曉華，李靜雯.區域創新、工業智能化與產業結構升級［J］.經濟與管理研究，2021（10）：108-120.

［3］ 姜帥，龍靜.科技創新促進地區產業結構優化升級了嗎？［J］.中國礦業大學學報（社會科學版），2021（6）：1-12.

［4］ 龐敏，夏周培.金融創新對產業結構升級的影響機制與效應分析——基于中介效應和空間效應的解析［J］.工業技術經濟，2020（9）：30-38.

［5］ 干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響［J］.經濟研究，2011（5）：4-16+31.

［6］ Levinson B，Conant R，Schnur R，et al. A repeated element in the regulatory of the MNK gene and its deletion in a patient with occipital horn sundrome ［J］.Human Molecular，1996，5（11）：1737-1742.

［7］賈軍，張偉.綠色技術創新中路徑依賴及環境規制影響分析［J］.科學學與科學技術管理，2014，35（5）：44-52.