王 毅，關(guān)海玲

（太原科技大學(xué)，山西 太原 030024）

一、文獻(xiàn)回顧

近年來，中國的經(jīng)濟正在高速增長，已經(jīng)進(jìn)入到一個嶄新的時代，在發(fā)展經(jīng)濟的同時，不僅要考慮經(jīng)濟發(fā)展速度，更要考慮經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級不僅是一個國家經(jīng)濟達(dá)到一定水平的必然要求，還是我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型的必然選擇。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是各個國家經(jīng)濟增長的關(guān)鍵因素，國家針對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也制定出了一系列政策。“十三五”規(guī)劃主要內(nèi)容之一就是調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動供給側(cè)改革使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠向更加合理化和高級化的方向發(fā)展。特別是十九大報告中指出污染防治是場重要戰(zhàn)役，在中央財經(jīng)委員會第一次會議中也提到了除了要打好污染防治這場戰(zhàn)役之外，還要明確目標(biāo)和任務(wù)，在源頭上進(jìn)行防護(hù)和治理?；诖?，研究我國環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外已有多名學(xué)者深入研究了環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這兩者的關(guān)系。傳統(tǒng)觀點“遵循成本說”，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的增強會使企業(yè)支付更多的治污費用，這增加了企業(yè)成本，影響企業(yè)的發(fā)展。然而，“創(chuàng)新補償說”對傳統(tǒng)的“遵循成本說”提出了質(zhì)疑，多數(shù)學(xué)者基于“波特假說”[1]，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的增強能夠激勵企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新[2]、優(yōu)化資源配置、提高生產(chǎn)水平從而有效倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。中立觀點則認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可能是積極影響，也可能是消極影響，具有不確定性。原毅軍等（2014）把環(huán)境規(guī)制分為正式環(huán)境規(guī)制和非正式環(huán)境規(guī)制兩類，通過面板回歸模型和門檻回歸模型，最終得到這兩者都會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有明顯的促進(jìn)作用[3]。李光鋒（2016）通過加入中間變量研究中介效應(yīng)得出了環(huán)境規(guī)制能夠推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[4]。李晛（2016）通過構(gòu)建門檻效應(yīng)模型得出環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)兩者之間呈現(xiàn)倒“U”型特征，在環(huán)境規(guī)制相對較弱時，會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有逆向影響，當(dāng)跨過這一門檻后，環(huán)境規(guī)制會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起到促進(jìn)作用[5]。程中華等（2017）以中國城市為對象研究得出在工業(yè)化中期和后期環(huán)境規(guī)制會促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但在初期沒有通過檢驗[6]。鄭金玲（2016）認(rèn)為在我國環(huán)境規(guī)制會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)起到促進(jìn)作用[7]。

對現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理的過程中，發(fā)現(xiàn)的不足有以下幾點：第一，指標(biāo)單一化。采用單一指標(biāo)測量環(huán)境規(guī)制強度太片面，有較強的針對性，容易受多種因素的干擾，沒辦法全面準(zhǔn)確地反應(yīng)環(huán)境規(guī)制強度。第二，數(shù)據(jù)不可得。原毅軍（2014）、黃清煌（2017）等人綜合利用廢水排放達(dá)標(biāo)率、SO2去除率、煙（粉）塵去除率和工業(yè)固體廢物綜合利用率這四項指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化、計算權(quán)重等一系列計算后得出環(huán)境規(guī)制強度。這種方法相對合理，能夠全面反映環(huán)境規(guī)制水平。但由于各個統(tǒng)計年鑒自2011年以后不再發(fā)布各種污染物的排放達(dá)標(biāo)情況，使得這幾項指標(biāo)自2011年以后的數(shù)據(jù)發(fā)生缺失。

鑒于此，本文選取我國大陸地區(qū)30個省份（自治區(qū)、直轄市）2003—2016年省際面板數(shù)據(jù)，借助王勇等（2015）環(huán)境規(guī)制強度衡量的方法，以單位污染物排放量的治污費用來表示環(huán)境規(guī)制強度[8]，按照趙連閣等（2014）將各種污染物排放量標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行加總，再用標(biāo)準(zhǔn)化后治污費用比上述加總后的值以此來衡量環(huán)境規(guī)制的強度[9]，實證研究了環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

二、環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的實證分析

（一）模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會受到諸多要素的干預(yù)，在此探討的核心對象是環(huán)境規(guī)制。本文選取面板數(shù)據(jù)回歸模型來研究環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。運用Eviews10.0軟件建立pool工作文件，再進(jìn)行相應(yīng)的檢驗。借鑒已有文獻(xiàn)本文選取除環(huán)境規(guī)制外的6個控制變量建立如下計量經(jīng)濟模型：

i是省份（i=1，2，…，30），t是時間（t=1，2，…，14），εit是隨機誤差項。

本文選取我國30個省份（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，時間范圍為2003—2016年，由于西藏自治區(qū)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在一些年份和指標(biāo)的數(shù)據(jù)缺失，故將西藏的數(shù)據(jù)從樣本中刪除。本文所有的原始數(shù)據(jù)都來源于國家統(tǒng)計局分省年度數(shù)據(jù)、《中國統(tǒng)計年鑒》、各省的統(tǒng)計年鑒及統(tǒng)計公報。

（二）變量設(shè)定

被解釋變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（IND）。該指標(biāo)目前沒有固定的測定方法，本文選取第三產(chǎn)業(yè)增加值比第二產(chǎn)業(yè)增加值來衡量。

主要解釋變量：環(huán)境規(guī)制強度（ER）。將各種污染物排放量標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行加總，再用標(biāo)準(zhǔn)化后治污費用比上述加總后的值以此來衡量環(huán)境規(guī)制的強度。

本文用SPSS軟件將以下四組數(shù)據(jù)進(jìn)行Z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理，其轉(zhuǎn)化函數(shù)為：

μ為均值，σ為標(biāo)準(zhǔn)差。計算環(huán)境規(guī)制強度的各個指標(biāo)的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 測量環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的描述性統(tǒng)計

控制變量：（1）外商直接投資（FDI）。多數(shù)研究表明，F(xiàn)DI能夠為我國引進(jìn)發(fā)達(dá)的生產(chǎn)技術(shù)和可供借鑒的管理經(jīng)驗，影響我國的需求和供給，進(jìn)而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展。（2）人力資本水平（EDU）。人力資本水平在一定程度上能夠推動各個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，是研究中不可或缺的因素，在這里用普通高校在校學(xué)生占總?cè)丝跀?shù)的百分比來表示。（3）人均GDP（PGDP）。人均GDP是經(jīng)濟發(fā)展過程中的根本，可以綜合體現(xiàn)一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，是本文研究中不可或缺的變量。（4）自然資源稟賦程度（NR）。自然資源是一個國家經(jīng)濟增長的源泉之一，能夠決定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的選擇。本文用采礦業(yè)和農(nóng)林牧魚業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資的總和占全社會固定資產(chǎn)投資的百分比來表示自然資源稟賦程度。（5）政府干預(yù)程度（GOV）。實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級離不開政府的干預(yù)和指導(dǎo)，政府通過宏觀調(diào)控引導(dǎo)和干預(yù)社會資源的重新分配，進(jìn)一步使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到升級。本文選取地方性財政支出與地方GDP的比值來衡量。（6）居民消費水平（AC）。居民消費水平是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要變量之一，需求的變動會影響生產(chǎn)的變動，居民的消費需求會推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。具體指標(biāo)的表示如表2所示。

表2 指標(biāo)體系說明

（三）單位根檢驗

對面板數(shù)據(jù)，Eviews10.0軟件提供了多種方法來檢驗單位根，考慮到單一的檢驗方法會產(chǎn)生誤差，本文采取LLC（用于同根情形）和Fisher-ADF、Fisher-PP（用于異根情形）三種檢驗方法對各個變量執(zhí)行單位根檢驗，如表3所示，各變量都顯示平穩(wěn)，因此省去協(xié)整檢驗步驟直接進(jìn)行模型構(gòu)建。

表3 面板序列單位根檢驗結(jié)果

（四）模型形式設(shè)定

構(gòu)建模型首先要對面板數(shù)據(jù)實行維數(shù)檢驗，判斷是個體和時點單一變化、還是兩者都在變，再判斷該模型是用固定效應(yīng)模型回歸還是隨機效應(yīng)模型回歸。首先用似然比F檢驗方法判斷應(yīng)該用混合估計模型回歸還是固定效應(yīng)模型回歸；其次用Hausman檢驗方法判斷選用固定效應(yīng)模型回歸還是隨機效應(yīng)模型回歸。

表4 似然比F檢驗結(jié)果

表5 Hausman檢驗結(jié)果

似然比F檢驗表明（見表4）應(yīng)該拒絕原假設(shè)，即排除混合效應(yīng)模型。Hausman檢驗結(jié)果（見表5）顯示個體隨機和時點隨機均拒絕原假設(shè)，因此，本文最終決定選擇建立雙固定效應(yīng)面板模型。

（五）回歸結(jié)果及分析

經(jīng)過上述分析后，利用Eviews10.0軟件對我國30個地區(qū)2003—2016年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，最終估計結(jié)果如表6所示?？蓻Q系數(shù)R2達(dá)到0.940 705，表明該模型已經(jīng)概括了被解釋變量中的絕大部分信息。

表6 模型回歸結(jié)果

為判斷模型的構(gòu)建是否合理，回歸結(jié)果是否可靠，還需對面板數(shù)據(jù)模型的殘差序列采取單位根檢驗。Eviews10.0中提供的LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP這三種方法的結(jié)果均拒絕原假設(shè)，如表8所示，以上三種方法都通過了殘差序列的單位根檢驗，可判斷上述設(shè)定的雙固定效應(yīng)模型是合乎本文研究的，回歸效果較好。并且表7殘差的截面相關(guān)診斷結(jié)果顯示各個變量都存在截面相關(guān)。通過Eviews10.0軟件得出的結(jié)果中，截距項是由常數(shù)項和隨個體和時點變化的部分共同組成的，可表示為αi=c+ηi。表9反映了后者的情況，不同的截距項解釋了沒有被放入模型的其它因素對被解釋變量的影響。

表7 殘差截面相關(guān)診斷

表8 殘差單位根檢驗結(jié)果

表9 個體及時點固定效應(yīng)的截距項估計結(jié)果

根據(jù)表8的面板模型回歸結(jié)果可知，各個指標(biāo)都通過了顯著性檢驗，不再逐一說明，下面進(jìn)行具體分析。

（1）ER的系數(shù)為正，且有較好的穩(wěn)定性。表明環(huán)境規(guī)制將會倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，環(huán)境規(guī)制強度提高1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級就會提高0.032 2%，支持了“波特假說”，符合本文的預(yù)期。

（2）除環(huán)境規(guī)制外其他控制變量。一是FDI系數(shù)顯著為正，F(xiàn)DI每提升1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)將會相應(yīng)增加0.050 7%，這說明從全國層面上來說外商直接投資并沒有支持“污染避難所”假說，而是通過顯著地技術(shù)溢出效應(yīng)推動了產(chǎn)業(yè)發(fā)展與升級。二是EDU對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有顯著的負(fù)效應(yīng)，與預(yù)期結(jié)果不符，究其原因可能是本文選取的用每萬人中普通高等學(xué)校在校學(xué)生這個指標(biāo)不能夠充分體現(xiàn)各個地區(qū)人力資本水平。三是人均GDP系數(shù)為負(fù)，不能簡單地認(rèn)為它對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有抑制作用，因為不同的人均GDP發(fā)展階段會呈現(xiàn)出不同的現(xiàn)象。四是NR的影響系數(shù)顯著為正，自然資源稟賦程度每提高1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提高0.791 1%。五是GOV系數(shù)為正，政府干預(yù)度每提高1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提高0.684 5%。這表明中央及地方政府在有意識地干預(yù)和管制市場，使各個產(chǎn)業(yè)能夠合理均衡地發(fā)展，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

三、結(jié)論與政策建議

本文首先從理論方面闡述了環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，并根據(jù)我國30個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果顯示：（1）環(huán)境規(guī)制會倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，接受了“波特假說”。（2）在我國范圍內(nèi)不支持“污染避難所”假說，但由于本文是全國30個?。ㄗ灾螀^(qū)，直轄市）一起研究的，可能不存在這一假說的地區(qū)將存在這一假說的地區(qū)遮掩住了，不能說明所有地區(qū)都不存在這一假說，所以我們不能松懈對環(huán)境的保護(hù)。表9的截距項估計結(jié)果顯示了不同省份及年份的固定效應(yīng)不一致，表明未包含在模型中的一些次要因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響是不同的，進(jìn)一步說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與地理位置和隨時間不斷發(fā)展有關(guān)?；谏鲜鲅芯康慕Y(jié)論，提出了以下政策建議：

（一）加強環(huán)境規(guī)制，完善法律法規(guī)

充分發(fā)揮政府在環(huán)境規(guī)制中的主導(dǎo)地位，建立健全環(huán)境保護(hù)制度并不斷改進(jìn)環(huán)境保護(hù)方面的相關(guān)法律法規(guī)體系，參照國外一些法律法規(guī)對我國現(xiàn)有的環(huán)境保護(hù)法進(jìn)行調(diào)整。完善國家的相關(guān)政策，根據(jù)產(chǎn)業(yè)及地理位置的不同合理設(shè)置環(huán)境規(guī)制強度，制定相應(yīng)的政策提高企業(yè)進(jìn)入壁壘，引導(dǎo)和干預(yù)企業(yè)向排污少、產(chǎn)能高的方向發(fā)展，充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中的倒逼作用。

（二）加強宏觀調(diào)控力度

國家應(yīng)該繼續(xù)加強宏觀調(diào)控，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，制定合理的發(fā)展規(guī)劃，選擇一種科學(xué)的發(fā)展模式，處理好一、二、三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)的同時，也不能忽視第一、第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。畢竟我們國家是一個人口大國，經(jīng)濟發(fā)展的過程中絕不能缺少農(nóng)業(yè)（糧食）和工業(yè)（生產(chǎn)原料）的支撐和供給。

（三）充分發(fā)揮公眾參與機制

完善綠色消費方面的相關(guān)法律法規(guī)體系，積極影響社會公眾消費觀念的養(yǎng)成和消費行為的引導(dǎo)，從而改善消費結(jié)構(gòu)，我國應(yīng)借鑒國內(nèi)外優(yōu)秀的研究成果，不斷健全相關(guān)法律法規(guī)制度，構(gòu)建綠色消費模式。建立健全綠色消費的稅收政策，政府可以通過資產(chǎn)投入等方式使企業(yè)能夠進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，開發(fā)出節(jié)能環(huán)保的綠色產(chǎn)品，節(jié)約資源和減少污染排放，促進(jìn)綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。積極引導(dǎo)鼓勵消費者行為，通過網(wǎng)絡(luò)媒體宣傳提倡正確的消費理念，加強綠色消費宣傳教育，增強公民的環(huán)境保護(hù)意識，使消費者都能夠成為綠色消費的參與者。