紀玉俊　鄭金鑫

摘要：在高質(zhì)量發(fā)展階段下，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)升級的影響作用越來越凸顯。本文立足于兩控區(qū)政策的背景，采用1994-2015年281個地級市的數(shù)據(jù)，模擬準自然實驗進行DID分析。分析結(jié)果表明：環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級具有明顯的正向影響，環(huán)境規(guī)制能有效地促進產(chǎn)業(yè)升級，但這種效應(yīng)具有異質(zhì)性，東中部城市、西部城市、經(jīng)濟特區(qū)城市及非經(jīng)濟特區(qū)城市中環(huán)境規(guī)制對于地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)不同。同時環(huán)境規(guī)制政策具有明顯的滯后效應(yīng)，在政策實施結(jié)束后仍能在一定程度上對產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生促進作用。融資環(huán)境、交通水平、消費能力、政策因素等對于產(chǎn)業(yè)升級的作用也表現(xiàn)出區(qū)域差異。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;產(chǎn)業(yè)升級;兩控區(qū)準自然實驗;DID分析

中圖分類號：F062.2

文獻標志碼：A

文章編號：1672-626X（ 2019）05-0078-11

一、引言

高污染高能耗的粗放式經(jīng)濟發(fā)展模式所帶來的問題日益開始暴露，酸雨、霧霾、溫室效應(yīng)等污染問題相繼出現(xiàn)，環(huán)境保護已成為全球性共識。2016年4月22日全球170多個國家在紐約簽訂的《巴黎協(xié)定》將環(huán)境保護問題落實到全球性法律文件，協(xié)定制定了嚴格的減排協(xié)議并在全球強制執(zhí)行。2018年4月30日，《聯(lián)合國氣候變化框架公約》框架下的新一輪氣候談判在德國波恩開幕，各國代表就進一步制定實施氣候變化《巴黎協(xié)定》的相關(guān)準則展開談判。但是該項全球性協(xié)議在制定及實施過程中卻阻力不斷，2017年6月1日美國更是宣布退出《巴黎協(xié)定》，認為其損害了美國經(jīng)濟，導(dǎo)致就業(yè)崗位大幅縮減。目前，不但在全球范圍內(nèi)，就一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展而言，實行較為嚴格的環(huán)境規(guī)制政策，對于經(jīng)濟發(fā)展具體會產(chǎn)生什么影響？從經(jīng)濟學(xué)角度而言，環(huán)境規(guī)制在改善環(huán)境問題的同時也能夠促進清潔能源的使用，帶動綠色CDP的發(fā)展及產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級;但對于大部分以資源密集型進行高速工業(yè)化發(fā)展的國家而言，嚴格的環(huán)境規(guī)制政策也造成了國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的較大阻力，不利于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型及產(chǎn)業(yè)升級n，。環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級間的矛盾導(dǎo)致很多環(huán)境保護文件并未落到實處。

我國在爆發(fā)了一系列嚴重的生態(tài)問題后，也將環(huán)境規(guī)制提上日程。環(huán)境保護作為我國的基本國策之一，在近幾年地位更是日益提升。習(xí)總書記提出的“綠水青山就是金山銀山”將環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展有機統(tǒng)一起來，提出使良好的生態(tài)環(huán)境成為人民生活的增長點、經(jīng)濟社會持續(xù)健康發(fā)展的支撐點、展現(xiàn)我國良好形象的發(fā)力點[2]。為控制中國不斷惡化的酸雨和二氧化硫環(huán)境污染問題，并觀察實際情況下環(huán)境規(guī)制對于地區(qū)經(jīng)濟社會的影響，政府依照《國務(wù)院關(guān)于環(huán)境保護若干問題的決定》《國家環(huán)境保護“九五”計劃和2010年遠景目標》，開始實施“兩控區(qū)”分階段控制的目標，1998年1月12日正式批復(fù)的《酸雨控制區(qū)以及二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》將降雨P(guān)H值≤4.5的城市歸于酸雨控制區(qū);近三年來環(huán)境空氣二氧化硫年平均濃度超過國家二級標準的城市歸于二氧化硫污染控制區(qū)。政策的控制目標是到2010年將“兩控區(qū)”城市內(nèi)的二氧化硫排放量把控在2000年的排放范圍之內(nèi);“兩控區(qū)”城市內(nèi)空氣中的二氧化硫濃度需全部達到國家環(huán)境質(zhì)量標準;酸雨控制區(qū)內(nèi)的城市降水PH值≤4.5的面積需明顯減少。這一政策劃分出的兩控區(qū)實際上給經(jīng)濟問題的研究創(chuàng)建了一個準自然實驗，其中控制區(qū)與非控制區(qū)即可形成自然試驗中的實驗組和控制組，結(jié)合多年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)能夠有效研究具體的環(huán)境規(guī)制對于我國經(jīng)濟的增長及新舊動能轉(zhuǎn)換中的重要推動力——產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生的影響及具體的效應(yīng)，并探索環(huán)境規(guī)制需要保持一個怎樣的度，才能夠更好地實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的雙贏，這也成為政府在制定環(huán)境規(guī)制政策時重點關(guān)注的方面。

一、文獻綜述

從現(xiàn)有研究來看，雖然環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系未有定論，但是國內(nèi)外學(xué)者對該問題也做了大量研究。研究主要從兩個維度分析環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系，一是假設(shè)經(jīng)濟發(fā)展的外部條件不變，重點關(guān)注環(huán)境規(guī)制成本的靜態(tài)分析，Gray（1987）首先運用美國制造業(yè)數(shù)據(jù)對美國政府實施的環(huán)境規(guī)制政策與生產(chǎn)率增長進行研究，實證結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率呈現(xiàn)明顯的負向相關(guān)”，，之后許多學(xué)者針對不同行業(yè)及不同國家相關(guān)政策也得出相關(guān)結(jié)論[4-8];另一種則是假設(shè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資源、技術(shù)及消費需求等條件是不斷變化的，從動態(tài)的視角進行環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級之間的分析，其中最著名的便是“波特假說”，Ponter（1995）認為合理的環(huán)境規(guī)制政策能夠激發(fā)企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)競爭力及產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)力[9]。隨后不同學(xué)者運用各國數(shù)據(jù)從實證方面驗證了這一假設(shè)[10-14]。除此之外，也有學(xué)者認為環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系不定，Hemmelskamp（ 1997）提出環(huán)境規(guī)制對于企業(yè)創(chuàng)新力及產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響需要考慮公司規(guī)模、市場結(jié)構(gòu)及需求等因素[15]。

國內(nèi)學(xué)者則在此基礎(chǔ)上，運用我國經(jīng)濟社會發(fā)展的數(shù)據(jù)，從多個角度探討了環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系。龔海林（2013）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機理角度，采用省際面板數(shù)據(jù)，分析得出基于投資結(jié)構(gòu)途徑的環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的影響績效最大[16]。韓晶等（2014）從產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的角度進行環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級間的分析，得出在產(chǎn)業(yè)發(fā)展到一定程度后，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)劃會促進產(chǎn)業(yè)升級且環(huán)境規(guī)制對各區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級影響效果不同等結(jié)論[17];張先鋒等（2015）運用2001-2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，研究得出環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)變動存在雙重效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制能夠帶動產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)[18];鄭金鈴（ 2016）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的角度利用我國2003-2013年間279個城市的面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)我國環(huán)境規(guī)制強度的增加能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[19];紀玉俊等（2016）從人力資本視角，運用門限回歸檢驗，發(fā)現(xiàn)當(dāng)人力資本達到一定水平時環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)升級具有明顯的正向作用[20]。

上述分析雖然從多個角度分析了環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系，但產(chǎn)業(yè)升級的評價指標多是側(cè)重于產(chǎn)業(yè)升級的某一維度，在數(shù)據(jù)的選擇上年份跨度較小也多采用省級面板數(shù)據(jù)，且在實證分析中無法避免既影響環(huán)境規(guī)制又影響產(chǎn)業(yè)升級的因素所造成的內(nèi)生性問題，無法準確分析出環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級的凈效應(yīng)。本文在構(gòu)建了總體產(chǎn)業(yè)升級指標的基礎(chǔ)上，運用1994-2015年地級市面板數(shù)據(jù)，避免了樣本量較小的問題，以《國務(wù)院關(guān)于酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)有關(guān)問題的批復(fù)通知》作為環(huán)境規(guī)制的一個準自然實驗，通過兩控區(qū)城市劃分實驗組和控制組，以此為基礎(chǔ)分析環(huán)境規(guī)制是否能夠促進產(chǎn)業(yè)升級以及具體的促進效應(yīng)，這可以在一定程度上避免內(nèi)生性問題，從而提高實證結(jié)果的準確性。

三、研究方法與模型設(shè)定

本文主要研究環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級的影響。為解決一般計量方法無法避免存在的各種外生條件對計量結(jié)果造成的偏差影響，采用兩控區(qū)政策作為準自然實驗，劃分實驗組與控制組，運用DID（ Differences-in-Differences）方法，即雙重差分法，以更為準確地分析環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級的影響。雙重差分模型多作為估計處理效應(yīng)的計量工具，經(jīng)常被用來評估某一政策實施的跨期效果，能有效地評估政策的實施效應(yīng)。雙重差分的應(yīng)用能很大程度上避免計量分析的內(nèi)生性問題，相對于傳統(tǒng)的評估政策效應(yīng)OLS等方法，DID通過設(shè)置政策發(fā)生與否、政策范圍內(nèi)外的虛擬變量能夠更為科學(xué)地估計出政策的實施效應(yīng)。雙重差分模型的基本設(shè)定為：

其中，G為城市分組虛擬變量，實驗組=1，控制組=0;D為分期虛擬變量，政策實施后=1，政策實施前=0;交互項G*D就代表實驗組在政策實施后的實施效應(yīng)，β1，即為雙重差分法所構(gòu)建模型中政策實施的凈效應(yīng)。雙重差分法的原理就是通過虛擬變量的構(gòu)建對政策實施前后實驗組和控制組之間的差異測度出反映政策實施效果的雙重差分統(tǒng)計量，其系數(shù)代表了該政策實施效果的凈效應(yīng)。在具體使用的過程中，可根據(jù)模型的需要加入相關(guān)控制變量。同時DID方法作為一個可以有效評估政策實施效應(yīng)的工具，需滿足共同趨勢的前提條件，即實驗組和控制組在政策實施之前必須具有相同的變化趨勢。為進一步嚴格這一前提條件，可將DID方法與PSM方法相結(jié)合，增加實證分析的準確性。PSM方法即傾向評分匹配（Propensity ScoreMatching），簡稱PSM，是通過采用非實驗數(shù)據(jù)或觀測數(shù)據(jù)進行干預(yù)效應(yīng)分析的統(tǒng)計方法。采用PSM方法在數(shù)據(jù)中選擇基本特征比較相似的樣本，形成新的實驗組和控制組，然后基于新的實驗組控制組數(shù)據(jù)進行DID回歸，可以保證DID方法的隨機性假設(shè)。另外由于某些政策的沖擊，實驗組和控制組之間可能存在的自選擇性問題會對計量結(jié)果產(chǎn)生影響，采用PSM能夠有效地解決這一問題。

根據(jù)本文實際研究問題，參照城市是否在兩控區(qū)城市名單中，劃分出實驗組兩控區(qū)城市與控制組非兩控區(qū)城市，并考慮將政策實施點劃人到實驗組與控制組的分析中，進一步將樣本劃分為4組，即政策實施前的兩控區(qū)城市、政策實施后的兩控區(qū)城市、政策實施前的非兩控區(qū)城市、政策實施后的非兩控區(qū)城市，提出如下DID估計模型：

其中，upgwf是被解釋變量，代表產(chǎn)業(yè)升級的度量指標。zone用以控制城市是否屬于兩控區(qū)城市名單，若zone=1為實驗組樣本，即屬于兩控區(qū)名單中的城市，zone =0為控制組樣本，屬于非兩控區(qū)城市，post用以控制政策實施點，若post=1則為1998年政策實施后年份，post =0為1998年政策實施前年份。環(huán)境規(guī)制是產(chǎn)業(yè)升級的影響因素之一，但是產(chǎn)業(yè)升級也受到諸如融資環(huán)境、交通水平、消費能力、政策因素等影響，為避免高估環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級影響的估計參數(shù)，將影響產(chǎn)業(yè)升級的其他因素作為控制變量Con tro/添加到模型中，以消除模型中潛在的內(nèi)生性及殘差序列自相關(guān)等問題;μ是殘差項。

在上述模型中，我們重點關(guān)注的是系數(shù)β1，它衡量了兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的具體影響。兩控區(qū)政策實施后，兩控區(qū)名單城市內(nèi)的企業(yè)需要更新生產(chǎn)設(shè)備、安裝除硫設(shè)備并被禁止采用質(zhì)量低下的燃煤，這勢必會增加企業(yè)的中間產(chǎn)品投入，加大研發(fā)投入，導(dǎo)致產(chǎn)品成本增加，但也能夠倒逼企業(yè)進行生產(chǎn)技術(shù)升級及生產(chǎn)創(chuàng)新，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，從而帶動區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)升級。β1系數(shù)的正負及大小則代表兩控區(qū)政策實施下的環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)升級是否存在有利影響及具體的影響效應(yīng)。

需要注意的是，兩控區(qū)政策城市的選定并不是完全隨機的，會受到城市空間屬性及政策因素等的影響，一般來說東中部地區(qū)城市發(fā)展較早，重化企業(yè)較多，城市的環(huán)境問題相對嚴重，東中部地區(qū)人選兩控區(qū)城市會多于西部地區(qū);經(jīng)濟特區(qū)城市發(fā)展較快，環(huán)境污染問題較為嚴重，同時經(jīng)濟特區(qū)城市作為試點城市，承接政策的實施效果較好，經(jīng)濟特區(qū)城市入選兩控區(qū)城市的機會也要多于非經(jīng)濟特區(qū)城市[1]，這就導(dǎo)致模型面臨較為嚴重的內(nèi)生性問題。所以在模型分析的過程增加了對城市空間屬性（樣本城市為東中部城市還是西部城市）及政策屬性（樣本城市為經(jīng)濟特區(qū)城市還是非經(jīng)濟特區(qū)城市）的穩(wěn)健性檢驗，以驗證估計結(jié)果的準確性。兩控區(qū)政策規(guī)定自1998年實施并于2010年結(jié)束，作為準自然實驗應(yīng)選擇政策實施年份進行實驗組控制組的分析，但政策的實施是一個動態(tài)的過程，一般存在滯后性，所以在后續(xù)分析中除了對政策實施年份進行DID分析外，也需涉及到滯后年份的分析，這也是檢測政策實施效果的一個重要方面。

四、指標選取及數(shù)據(jù)說明

（一）指標選取

根據(jù)研究目的，本文將重點分析環(huán)境規(guī)制是否會影響地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級，指標選取涉及到產(chǎn)業(yè)升級度量指標、衡量兩控區(qū)政策實施效果的兩控區(qū)城市虛擬變量、兩控區(qū)政策實施年份虛擬變量，由于產(chǎn)業(yè)升級還受到如實際利用外資數(shù)、交通、制度、消費需求等因素的影響，此處將這些變量作為控制變量引入，除此之外還包括為進一步進行穩(wěn)健性檢驗的分組變量、空間屬性與政策因素的虛擬變量，詳細的變量設(shè)置與計算方法見表1。

1.被解釋變量。產(chǎn)業(yè)升級即產(chǎn)業(yè)通過生產(chǎn)要素的優(yōu)化組合，技術(shù)水平、管理水平的提高等實現(xiàn)社會整體生產(chǎn)效率的提升[21]，勞動生產(chǎn)率是指勞動者在一定時期內(nèi)創(chuàng)造的勞動成果與其相適應(yīng)的勞動消耗量的比值，可以用來衡量某一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，進而代表該產(chǎn)業(yè)的升級水平;同時產(chǎn)業(yè)升級也是一個漸進的發(fā)展過程，包括舊的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不斷向新興產(chǎn)業(yè)進行轉(zhuǎn)移的量的改變，二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化體現(xiàn)了三次產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移的結(jié)果，為使指標更好地度量產(chǎn)業(yè)升級水平，參考產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的處理方法[22]，分三次產(chǎn)業(yè)對各地市產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率進行計算后，用三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的比重作為權(quán)重對三次產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率進行折算，得到產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率以衡量城市層面的產(chǎn)業(yè)升級水平。

2.解釋變量。結(jié)合本文的研究目的，主要解釋變量包括兩控區(qū)城市虛擬變量（tcz）及政策實施年份虛擬變量（post），以劃分實驗組和控制組分析環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級的作用，其中兩控區(qū)政策實施的政策虛擬變量與政策實施年份的虛擬變量的交叉項（tcz*post）為核心解釋變量，通過相應(yīng)的測算可以驗證兩控區(qū)政策的實施對于各城市產(chǎn)業(yè)升級的具體影響。

3.控制變量。（1）實際利用外資數(shù)。資本作為產(chǎn)業(yè)升級的重要支撐因素之一，能夠增加產(chǎn)業(yè)投入成本，提高企業(yè)研發(fā)投入，提升企業(yè)的技術(shù)水平及創(chuàng)新能力，推動整體產(chǎn)業(yè)的升級。實際利用外資數(shù)（fdi）較為直觀地衡量了一個城市的融資環(huán)境，產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠得到多少資金支持，可為產(chǎn)業(yè)升級創(chuàng)造提供相應(yīng)的技術(shù)及創(chuàng)新能力的培育環(huán)境。（2）交通因素。交通是城市經(jīng)濟發(fā)展的重要助力，一個城市的整體交通能力與該城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系密切，交通能夠通過提高物流運輸能力加強上下游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)，提升產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率進而帶動城市產(chǎn)業(yè)的整體升級。各城市人均道路面積（tri）指標能夠較好地衡量城市整體交通能力。（3）制度因素。國家的相關(guān)制度安排能夠?qū)σ粋€城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供政策、資金、技術(shù)支持.在很大程度上影響著企業(yè)的創(chuàng)新活動，而創(chuàng)新能力對于提升產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率及新產(chǎn)品新類型的產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要作用，進而影響該城市的產(chǎn)業(yè)升級。本文選用各城市城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員與城鎮(zhèn)從業(yè)人員比值（ sys）衡量制度因素。（4）消費需求。隨著消費需求從簡單到復(fù)雜，再到精細化，一個城市的消費需求引導(dǎo)著城市產(chǎn)業(yè)由單一到多樣化再到細分化，進而帶動產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新升級及新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，推動著產(chǎn)業(yè)間及產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化升級。本文選用各城市人均GDP（gdp）代表消費需求的衡量指標。

4.分組變量。為進一步進行穩(wěn)健性檢驗，控制城市的空間屬性及政策屬性對城市變量進行分組。其中以區(qū)域城市虛擬變量（zone）衡量城市的空間屬性，若zone=l，則為東中部城市，zone=0，則為西部城市;以經(jīng)濟特區(qū)城市虛擬變量（spz）衡量城市政策屬性，若spz=l，則為經(jīng)濟特區(qū)城市，spz=0，則為非經(jīng)濟特區(qū)城市。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《酸雨控制區(qū)以及二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》及各城市統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)涵蓋了1994-2015年我國281個地級市的數(shù)據(jù)，其中依照《酸雨控制區(qū)以及二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》，161個是兩控區(qū)城市，區(qū)外城市120個，將數(shù)據(jù)進行整合，得到281個地級市各指標統(tǒng)計量的大樣本數(shù)據(jù)。依照政策實施年份1998年和政策結(jié)束年份2010年將1994-1998年作為政策實施前年份，1998-2010年作為政策實施后年份，2010-2015年作為政策的滯后效應(yīng)年份。其中歷年統(tǒng)計年鑒口徑有所變化，統(tǒng)計城市也有所不同，因此數(shù)據(jù)中存在部分城市及指標數(shù)據(jù)缺失問題，所以樣本數(shù)據(jù)屬于非平衡面板數(shù)據(jù)。非平衡面板數(shù)據(jù)不影響計算離差形式的組內(nèi)估計量，對后續(xù)的實證分析不會產(chǎn)生實質(zhì)性影響[23]。

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計。由表2可以看出產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率最大值為3980.774，最小值為120.7389，標準差為541.2839，這說明不同城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率差異較大，即產(chǎn)業(yè)升級的水平各不相同。其他控制變量也各有差異，各個城市發(fā)展過程中外商直接投資、交通、制度影響及人均CDP等指標變化較大，這也是影響各個城市產(chǎn)業(yè)升級水平不同的原因。

五、實證結(jié)果分析

（一）單變量分析

將數(shù)據(jù)處理后，先進行兩控區(qū)政策實施時間前后產(chǎn)業(yè)升級指標變化的單變量分析，以預(yù)判兩控區(qū)政策實施對于產(chǎn)業(yè)升級的正負影響。表3列出了兩控區(qū)政策實施前后各個城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率的差異。從表3數(shù)據(jù)可以看出，總體樣本在兩控區(qū)政策實施后產(chǎn)業(yè)升級水平有了明顯的提高，較政策實施前的966.9368上升了55.8092，為進行穩(wěn)健性檢驗而劃分的東中部城市、西部城市和經(jīng)濟特區(qū)城市、非經(jīng)濟特區(qū)城市在兩控區(qū)政策進行控制后，各城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率也均顯著高于兩控區(qū)政策控制前的數(shù)據(jù)，其中西部城市在兩控區(qū)政策實施后的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率不顯著低于兩控區(qū)政策實施前，說明對西部城市而言兩控區(qū)政策實施與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系并不明顯。由此可初步假定兩控區(qū)政策對城市的產(chǎn)業(yè)升級有正向影響，其中經(jīng)濟特區(qū)城市兩控區(qū)政策實施下的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率差異要明顯大于非經(jīng)濟特區(qū)城市。這在一定程度上說明兩控區(qū)政策對經(jīng)濟特區(qū)城市的影響可能會大于對于非經(jīng)濟特區(qū)城市的影響。

從單純控制實施年份的單變量分析中初步判斷了兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的正向影響后，考慮對兩控區(qū)城市進行控制，對產(chǎn)業(yè)升級指標這一變量進行DID處理以進一步驗證兩控區(qū)政策與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系。表4列明了實驗組和控制組在兩控區(qū)政策實施前后產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率的差異。

在兩控區(qū)政策實施后，控制組和實驗組的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率的數(shù)值都明顯增加，且在l%水平下顯著。其中實驗組的產(chǎn)業(yè)升級水平變動明顯大于控制組，說明兩控區(qū)城市在政策實施后產(chǎn)業(yè)升級相較非兩控區(qū)城市有明顯提升，驗證了兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的正向影響?？紤]到時間序列數(shù)據(jù)下，樣本間的橫向差異影響因素，用實驗組的變動減去控制組的變動，以消除時序上的變動差異。由此得到的數(shù)據(jù)顯示，除西部城市外，全樣本、東中部城市、經(jīng)濟特區(qū)城市及非經(jīng)濟特區(qū)城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率的雙重差分值都要大于零，進一步驗證了兩控區(qū)政策能夠促進產(chǎn)業(yè)升級。從城市分組來看，東中部城市及經(jīng)濟特區(qū)城市的雙重差分值要大于非經(jīng)濟特區(qū)城市，可推斷兩控區(qū)政策對經(jīng)濟特區(qū)城市及東中部城市的影響要大于非經(jīng)濟特區(qū)城市。

（二）DID分析

通過上述對兩控區(qū)政策實施前后產(chǎn)業(yè)升級指標的單變量簡單分析后，能夠得出兩控區(qū)政策的實施對于產(chǎn)業(yè)升級確實存在正向影響作用，同時從城市分組來看東中部城市、經(jīng)濟特區(qū)城市的影響要大于非經(jīng)濟特區(qū)城市，西部城市兩控區(qū)政策的實施對于產(chǎn)業(yè)升級存在不顯著的負向影響。為進一步驗證兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的正向影響作用，引入控制變量，對產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率與控制城市和控制年份的交叉項進行DID模型估計及分析，以確定兩控區(qū)政策對產(chǎn)業(yè)升級影響的具體數(shù)值效應(yīng)。在進行DID估計前需要保證實驗組與控制組在接受處理前具有相同的趨勢。圖l顯示在1998年兩控區(qū)政策實施前，控制組和實驗組的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率保持大致相同的變動趨勢，而在1998年兩控區(qū)政策實施后到2010年政策實施結(jié)束時，實驗組與控制組的產(chǎn)業(yè)綜合勞動生產(chǎn)率的變動出現(xiàn)較為明顯的增長趨勢，假設(shè)條件滿足，可以采用DID估計模型進行兩控區(qū)政策實施對于產(chǎn)業(yè)升級的影響分析。

對政策實施區(qū)間1994-2010年的數(shù)據(jù)進行DID模型分析。表5列出了處理后的兩控區(qū)政策與產(chǎn)業(yè)升級的雙重差分估計結(jié)果，由表中結(jié)果可以看出，全樣本下tcz*post的交叉項系數(shù)顯著為正，在兩控區(qū)政策實施后產(chǎn)業(yè)升級水平提高了35.9633，說明兩控區(qū)政策在嚴格的產(chǎn)業(yè)環(huán)境管控下對于產(chǎn)業(yè)升級具有明顯的正向效應(yīng)。兩控區(qū)政策的實施雖然使得兩控區(qū)城市內(nèi)企業(yè)因更新生產(chǎn)設(shè)備、增加排污費用、使用優(yōu)質(zhì)燃煤等增加了生產(chǎn)成本，但能使城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)開始進行轉(zhuǎn)型，重化工業(yè)因嚴格的環(huán)境管制導(dǎo)致生產(chǎn)利潤減少，受環(huán)境規(guī)制影響較小的服務(wù)業(yè)、金融業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)會崛起，整個城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有所升級;同時原有企業(yè)也因生產(chǎn)成本的提高而優(yōu)化資源配置，增加研發(fā)投入進行技術(shù)升級及生產(chǎn)創(chuàng)新，能夠提升邊際要素替代率，提高整體的生產(chǎn)效率及產(chǎn)出效應(yīng)，其經(jīng)濟效應(yīng)可以抵消生產(chǎn)成本的增加，從而帶動整體的產(chǎn)業(yè)升級。從實證結(jié)果也可以看出各城市直接利用外資數(shù)、城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員與城鎮(zhèn)從業(yè)人員比值及單位GDP等控制變量的系數(shù)也明顯為正值，即各城市的可用資金、政策因素及消費水平也有效地帶動了產(chǎn)業(yè)水平的提升。

從城市分組來看，東中部城市tcz*post的交叉項系數(shù)也為正值，且在1%的水平下顯著，即兩控區(qū)政策的實施對于東部城市的產(chǎn)業(yè)升級也存在明顯的正向效應(yīng)，因為東中部城市經(jīng)濟相對發(fā)達，面對嚴格的兩控區(qū)政策能夠迅速應(yīng)對，進行產(chǎn)業(yè)間的調(diào)整，向技術(shù)密集型或服務(wù)型產(chǎn)業(yè)進行轉(zhuǎn)移，同時嚴格的環(huán)境管制能夠快速倒逼技術(shù)升級以應(yīng)對生產(chǎn)成本的提高，通過加強創(chuàng)新能力以加快新產(chǎn)品新技術(shù)的產(chǎn)生，提升產(chǎn)業(yè)內(nèi)的升級。而西部城市tcz*post的交叉項系數(shù)為負值且不顯著?？紤]到西部城市的發(fā)展多以資源密集型產(chǎn)業(yè)為主，嚴格的環(huán)境管制政策對于整體產(chǎn)業(yè)的影響較大，而在短期內(nèi)難以進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;同時西部地區(qū)經(jīng)濟技術(shù)相對落后，原有企業(yè)難以在環(huán)境規(guī)制的壓力下迅速進行技術(shù)升級以產(chǎn)生要素替代效應(yīng)，創(chuàng)新能力難以跟上因兩控區(qū)政策產(chǎn)生的生產(chǎn)成本的增加，因此兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的作用不明顯。經(jīng)濟特區(qū)城市、非經(jīng)濟特區(qū)城市的tcz*post交叉項系數(shù)均顯著為正值，即兩控區(qū)政策的實施對于經(jīng)濟特區(qū)城市及非經(jīng)濟特區(qū)城市的產(chǎn)業(yè)升級均具有正向效應(yīng)，但經(jīng)濟特區(qū)城市tcz*post交叉項系數(shù)要明顯高于非經(jīng)濟特區(qū)城市，說明這種正向影響經(jīng)濟特區(qū)城市要顯著高于非經(jīng)濟特區(qū)城市。因為經(jīng)濟特區(qū)城市經(jīng)濟相對發(fā)達，技術(shù)支持環(huán)境相對較好，能夠在短時間內(nèi)完成技術(shù)升級及產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，相關(guān)企業(yè)能迅速提升自身生產(chǎn)的競爭力，進而帶動產(chǎn)業(yè)升級。經(jīng)濟特區(qū)城市對政策也較為敏感，作為經(jīng)濟試驗區(qū)對政策的承接能力較非經(jīng)濟特區(qū)城市要強，企業(yè)的應(yīng)變能力及城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移升級也較快，所以兩控區(qū)政策對于經(jīng)濟特區(qū)城市的產(chǎn)業(yè)升級正向效應(yīng)要高于非經(jīng)濟特區(qū)城市。

考慮到DID模型分析中的隨機性假設(shè)，為進一步驗證兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的正向效應(yīng)，采用傾向匹配得分法對實驗組和控制組進行匹配，以實際利用外資數(shù)對數(shù)、人均道路數(shù)、私營和個體從業(yè)人員占總從業(yè)人員的比例及人均GDP對數(shù)作為城市特征變量對實驗組和控制組進行Probit回歸，以預(yù)測值作為得分，采用最近領(lǐng)匹配的方法進行一對一匹配，進行回歸，可以看到表6中PSM后的DID檢驗結(jié)果與原雙重差分下的檢驗結(jié)果變化不大，tcz*post交叉項系數(shù)除西部城市外均為正值，且均在5%水平下顯著，經(jīng)濟特區(qū)城市、東中部城市的系數(shù)仍明顯高于非經(jīng)濟特區(qū)城市，進一步驗證了兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級水平的正向影響。

從上述分析中可以看出兩控區(qū)政策在實施過程中有效帶動了相關(guān)城市的產(chǎn)業(yè)升級。同時，作為一個年份跨度較大、范圍較廣的政策，兩控區(qū)政策在政策實施結(jié)束后應(yīng)對產(chǎn)業(yè)升級具有滯后效應(yīng)及長期影響，為考察兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的滯后效應(yīng)，表7呈現(xiàn)了政策實施結(jié)束后延后5年的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，從1994-2015年數(shù)據(jù)下DID檢驗結(jié)果可以看到，全樣本中tcz*post交叉項系數(shù)仍顯著為正，且除西部城市外，東中部城市、經(jīng)濟特區(qū)城市、非經(jīng)濟特區(qū)城市的tcz*post交叉項系數(shù)也仍為正值，經(jīng)濟特區(qū)城市、東中部城市的系數(shù)仍明顯高于非經(jīng)濟特區(qū)城市，說明兩控區(qū)政策在政策實施后仍對城市的產(chǎn)業(yè)升級水平具有正向影響效應(yīng)，東中部城市及經(jīng)濟特區(qū)城市的影響能力顯著高于非經(jīng)濟特區(qū)城市。但是與1994-2010年數(shù)據(jù)下的DID檢驗結(jié)果對比，可以發(fā)現(xiàn)無論是全樣本、東中部城市、經(jīng)濟特區(qū)城市、非經(jīng)濟特區(qū)城市tcz*post交叉項系數(shù)都明顯降低，說明在政策實施結(jié)束后兩控區(qū)政策對于產(chǎn)業(yè)升級的作用開始降低，環(huán)境管制措施對于產(chǎn)業(yè)升級的倒逼作用逐漸減小，政策效應(yīng)開始變?nèi)酰源嬖诿黠@的正向影響。PSM處理后的DID檢驗結(jié)果中除各項系數(shù)的顯著性明顯降低外，也呈現(xiàn)同樣的結(jié)果及結(jié)論（見表8）。

六、結(jié)論及政策建議

從本文分析結(jié)果總體來看，環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級具有明顯的正向影響效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制通過產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)移帶動結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整并能倒逼技術(shù)升級，促進企業(yè)創(chuàng)新能力及競爭力的提升，帶動了產(chǎn)業(yè)內(nèi)的升級，從而能夠有力地促進整體的產(chǎn)業(yè)升級。通過城市分組的穩(wěn)健性檢驗來看，環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級具有異質(zhì)性。分地區(qū)來看，環(huán)境規(guī)制對于東中部城市環(huán)境規(guī)制同樣具有此效應(yīng)，但西部城市環(huán)境規(guī)制則對產(chǎn)業(yè)升級具有不顯著的負向效應(yīng)?？紤]政策因素下，經(jīng)濟特區(qū)城市與非經(jīng)濟特區(qū)城市的環(huán)境規(guī)制均能促進城市的產(chǎn)業(yè)升級，但經(jīng)濟特區(qū)城市中環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)升級的正向影響效應(yīng)明顯高于非經(jīng)濟特區(qū)城市。同時環(huán)境規(guī)制政策具有明顯的滯后效應(yīng)，在政策實施結(jié)束后仍能對產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生促進作用。

根據(jù)上述分析結(jié)果，提出如下建議：第一，政府應(yīng)堅定環(huán)境保護的理念，做好正確的引導(dǎo)。政府在進行環(huán)境保護政策的制定時，不能只關(guān)注短期的經(jīng)濟效益，要考慮到環(huán)境規(guī)制政策能夠倒逼產(chǎn)業(yè)向著優(yōu)良方向發(fā)展，進而帶動整體經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。同時要做好環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟效益的宣傳引導(dǎo)，提高環(huán)境保護的國民意識;第二，合理選擇環(huán)境規(guī)制工具，做到環(huán)境規(guī)制的連續(xù)性。政府在進行環(huán)境規(guī)制的過程中，要確保環(huán)境規(guī)制政策的合理性，使市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用和更好發(fā)揮政府作用，確保環(huán)境規(guī)制政策能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)升級及國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展發(fā)揮最大的促進效果。應(yīng)將環(huán)境保護作為一項長期任務(wù)，結(jié)合政策實施效果及經(jīng)濟發(fā)展的階段特征制定后續(xù)政策，進而帶動環(huán)境與經(jīng)濟間的長期健康良性發(fā)展;第三，提升社會的整體創(chuàng)新能力是環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展的根本保證。環(huán)境規(guī)制對于產(chǎn)業(yè)升級的作用主要是通過提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力來實現(xiàn)，創(chuàng)新能夠帶動企業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)升級，提高產(chǎn)業(yè)效率，形成新的經(jīng)濟增長點，對于環(huán)境保護和社會的發(fā)展均具有重要作用，政府在制定政策時應(yīng)著重關(guān)注政策所產(chǎn)生的創(chuàng)新效益，并加強對高技能勞動力的培養(yǎng)。

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（責(zé)任編輯：盧君）

收稿日期：2019-03-16

基金項目：國家社科基金一般項目（16BJL069）

作者簡介：紀玉?。?975-），男，山東青島人，中國海洋大學(xué)副教授，教育部人文社會科學(xué)重點研究基地中國海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院研究員，經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向為產(chǎn)業(yè)升級與產(chǎn)業(yè)集聚;鄭金鑫（1993-），女，山東濰坊人，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士研究生，研究方向為產(chǎn)業(yè)升級。