摘?要：使用Moran指數(shù)和LISA指數(shù)剖析了污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移的空間路徑，從理論上剖析了環(huán)境規(guī)制空間外溢性的產(chǎn)生機(jī)理，基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型實(shí)證研究了環(huán)境規(guī)制在污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移中的空間外溢效應(yīng)。發(fā)現(xiàn)中國污染產(chǎn)業(yè)投資的轉(zhuǎn)移存在著空間上的路徑依賴和時(shí)間上的轉(zhuǎn)移粘性特征，表現(xiàn)為以環(huán)渤海和長三角地區(qū)為中心緩慢向周邊擴(kuò)散的“暈輪模式”;提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度能顯著抑制污染產(chǎn)業(yè)投資，但這種抑制作用主要是通過周邊鄰近地區(qū)普遍加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的作法所導(dǎo)致。因此，應(yīng)注重環(huán)境政策的同步性和協(xié)同性，聯(lián)防聯(lián)控的區(qū)域性環(huán)境規(guī)制政策能有效推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)向外轉(zhuǎn)移。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;污染產(chǎn)業(yè)投資;空間轉(zhuǎn)移路徑;動(dòng)態(tài)空間杜賓模型;空間外溢效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F0615;F205文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1674-8131（2019）02-0113-12

一、引言

自20世紀(jì)80年代初環(huán)境保護(hù)被列為基本國策以來，我國相繼出臺(tái)了一系列的環(huán)保法律 [1]，但在環(huán)境保護(hù)方面的努力并沒有在環(huán)境治理效果上得到明顯的體現(xiàn)[2]。在2016年全球環(huán)境績效指數(shù)（EPI）排名中，中國的空氣質(zhì)量指數(shù)在180個(gè)國家中位列倒數(shù)第二，環(huán)境問題日益嚴(yán)峻。2016年11月國務(wù)院公布《“十三五”生態(tài)環(huán)境保護(hù)規(guī)劃》，提出“經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革加快化解重污染過剩產(chǎn)能”是“十三五”期間生態(tài)環(huán)境保護(hù)面臨的重要戰(zhàn)略機(jī)遇之一，并明確了“處理好發(fā)展和保護(hù)的關(guān)系，推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，優(yōu)化空間布局”的基本原則。從全國層面、而不是局域?qū)用嫔峡刂莆廴九欧攀侵袊?dāng)前面臨的首要問題。

隨著東部經(jīng)濟(jì)的崛起，以污染產(chǎn)業(yè)為代表的邊際產(chǎn)業(yè)并沒有像學(xué)者們預(yù)期的那樣，向經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的中西部進(jìn)行大規(guī)模的階梯型轉(zhuǎn)移。20世紀(jì)90年代中期以來，污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移仍大多發(fā)生在東部的大城市與周邊中小城市之間以及珠三角、長三角、環(huán)渤海等地區(qū)，這一現(xiàn)象被許多學(xué)者的研究所證實(shí)[3-5]。日益加強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制政策為何沒能顯著地推動(dòng)這些地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)大規(guī)模階梯式的向外轉(zhuǎn)移？對(duì)這一答案的探索，不僅有助于發(fā)達(dá)地區(qū)盡快實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，而且有助于在全國層面構(gòu)建合理有效的空間治理體系。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制與污染產(chǎn)業(yè)區(qū)位關(guān)系的研究，最早源于對(duì)“污染避難所假說”（Pollution Haven Hypothesis， PHH）的驗(yàn)證和質(zhì)疑。所謂“污染避難所”假說，是指發(fā)達(dá)國家執(zhí)行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制增加了其污染密集型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，企業(yè)為躲避本國嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，將污染密集型產(chǎn)業(yè)通過FDI、對(duì)外貿(mào)易等方式轉(zhuǎn)移到勞動(dòng)力相對(duì)便宜、環(huán)境規(guī)制相對(duì)寬松的發(fā)展中國家，導(dǎo)致后者淪為前者的“污染避難所”或“污染天堂”?？梢?，PHH的基本觀點(diǎn)是認(rèn)為污染產(chǎn)業(yè)傾向于向環(huán)境規(guī)制寬松的地區(qū)轉(zhuǎn)移。

理論上對(duì)PHH的剖析，大多是從環(huán)境規(guī)制對(duì)生產(chǎn)成本的負(fù)面影響方面展開論證的。早期的學(xué)者將環(huán)境規(guī)制當(dāng)成一種要素稟賦納入H-O-S的理論框架，構(gòu)成地區(qū)比較優(yōu)勢的來源之一，欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾向于放松環(huán)境規(guī)制以增強(qiáng)區(qū)域競爭力[6] [7]。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)興起后，學(xué)者們嘗試將環(huán)境污染納入新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的研究框架[8] [9]，認(rèn)為地方政府對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的微小調(diào)整可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)區(qū)位選擇的非連續(xù)變化[10]，或者產(chǎn)業(yè)集聚條件下PHH可能不會(huì)發(fā)生[11]。

對(duì)PHH的實(shí)證檢驗(yàn)最早是從發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的視角展開的，按照選擇的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指標(biāo)可分為三類：（1）基于FDI的驗(yàn)證。Lucas等（1992）[12]發(fā)現(xiàn)1976—1987年污染密集型企業(yè)從美國轉(zhuǎn)移到欠發(fā)達(dá)國家的證據(jù);Xing和Kolstad （2002）[13]以二氧化硫排放作為目的地國的環(huán)境松弛度代理變量，發(fā)現(xiàn)美國化學(xué)與金屬原料制造業(yè)的FDI與二氧化硫排放顯著正相關(guān)，證明了“污染避難所”效應(yīng)的存在性;Cole和Elliot （2005） [14]發(fā)現(xiàn)美國各行業(yè)對(duì)外FDI與污染控制成本顯著正相關(guān);Wagner和Timmins（2009）[15]利用德國制造業(yè)FDI面板數(shù)據(jù)在控制了集聚效應(yīng)后，利用GMM方法發(fā)現(xiàn)化學(xué)工業(yè)存在顯著的“污染避難所”效應(yīng)。（2）基于進(jìn)出口貿(mào)易的驗(yàn)證。Antweiler等（1998）[16]首次采用跨國面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)避難所效應(yīng)和要素稟賦效應(yīng)都成立，對(duì)外貿(mào)易有利于環(huán)境質(zhì)量的改善;Levinson和Taylor（2008）[17]構(gòu)建了一個(gè)克服了非觀測效應(yīng)、內(nèi)生性和加總偏誤的回歸模型考察環(huán)境管制對(duì)貿(mào)易流的影響，發(fā)現(xiàn)污染減排成本高的行業(yè)經(jīng)歷了一個(gè)凈進(jìn)口的高增長，推論出污染避難所效應(yīng)很可能存在;Broner等（2012）[18]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)將會(huì)降低污染密集型行業(yè)的比較優(yōu)勢。（3）基于生產(chǎn)規(guī)模的驗(yàn)證。Birdsall和Wheeler（1993） [19]研究發(fā)現(xiàn)，OECD成員提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)之后，拉丁美洲的污染密集型產(chǎn)業(yè)比重提升速度加快。

關(guān)于中國環(huán)境規(guī)制與承接國外污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的研究，大多集中在環(huán)境規(guī)制與中國吸收FDI的關(guān)系研究[20] [21] [22]。近年來隨著供給側(cè)改革的推進(jìn)，越來越多的研究開始轉(zhuǎn)向中國區(qū)域間環(huán)境規(guī)制差異對(duì)國內(nèi)污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響。按照產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的衡量指標(biāo)，大致可以分為三類：（1）資本轉(zhuǎn)移的角度。魏瑋和畢超（2011）[23]構(gòu)建了一個(gè)解釋PHH的理論模型，并用2004—2008年新創(chuàng)立企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，證實(shí)了中國產(chǎn)業(yè)區(qū)際轉(zhuǎn)移中存在著“污染避難所”效應(yīng);田馨予和雷平（2016）[24]基于73個(gè)重點(diǎn)城市的企業(yè)數(shù)量也證實(shí)了區(qū)域環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)區(qū)位決策會(huì)形成負(fù)面影響。當(dāng)然，也有一部分研究[25]發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制并不是污染密集型產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉(zhuǎn)移的影響因素，由于污染密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)技術(shù)、資源、市場等要素的依賴，環(huán)境規(guī)制并不是促使其發(fā)生轉(zhuǎn)移的重要力量，而只是產(chǎn)業(yè)份額調(diào)節(jié)的中間力量。（2）區(qū)際貿(mào)易的角度。傅帥雄和張可云（2011）[26]采用地區(qū)與產(chǎn)業(yè)特征雙維度的經(jīng)典貿(mào)易模型，證實(shí)了污染密集型產(chǎn)業(yè)會(huì)從環(huán)境規(guī)制強(qiáng)的省份向環(huán)境規(guī)制弱的省份轉(zhuǎn)移，驗(yàn)證了PHH。張友國（2015）[27]基于投入產(chǎn)出模型實(shí)證分析了碳排放視角下中國省際和四大地區(qū)層面的區(qū)域間貿(mào)易模式，結(jié)果表明PHH和H-O理論各自能部分地解釋中國的區(qū)域間貿(mào)易，將兩者結(jié)合起來就能夠很好地揭示中國的區(qū)域間貿(mào)易。（3）生產(chǎn)區(qū)位的角度。傅京燕（2006）[28]使用生產(chǎn)比例指標(biāo)考察了環(huán)境成本對(duì)我國東部地區(qū)向西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響，初步驗(yàn)證了PHH。彭文斌和陳蓓（2014）[29]利用因子分析法證明了正式環(huán)境規(guī)制是影響我國污染密集型企業(yè)空間演變的重要因素，而非正式環(huán)境規(guī)制的影響相對(duì)較小。就研究方法來說，目前大多采用傳統(tǒng)的計(jì)量方法（如FGLS方法[20]或GMM方法[30] ），區(qū)域劃分大多遵從三大板塊或四大板塊[31]，將空間因素納入污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移研究的文獻(xiàn)較少[32]。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文認(rèn)為，對(duì)我國環(huán)境規(guī)制治理效果的質(zhì)疑及觀點(diǎn)分歧可能正是與上述缺陷有關(guān)：（1）沒有考慮到環(huán)境規(guī)制的空間外溢特征。污染企業(yè)的區(qū)位決策不僅受到本地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策的影響，可能還與鄰近地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策有關(guān)[33]，后者有可能加強(qiáng)或者抵消前者的作用，同時(shí)企業(yè)的區(qū)位決策還與兩者的強(qiáng)度之差有關(guān);（2）不當(dāng)?shù)膮^(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)掩蓋了環(huán)境規(guī)制效果的地域差異。東、中、西部的傳統(tǒng)劃分標(biāo)準(zhǔn)與目前區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展趨勢之間存在矛盾，長三角、珠三角及環(huán)渤海等地區(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益緊密，環(huán)境規(guī)制的協(xié)調(diào)性日益加強(qiáng)，其環(huán)境規(guī)制的效果可能會(huì)呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)。

基于此，本文嘗試解決以下問題：中國污染產(chǎn)業(yè)投資在時(shí)間維度和空間維度呈現(xiàn)出什么樣的特征？環(huán)境規(guī)制對(duì)污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位的影響是否存在空間外溢性？一體化程度不同的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制的作用是否存在差異？可能的創(chuàng)新點(diǎn)包括：（1）明確污染產(chǎn)業(yè)投資轉(zhuǎn)移在空間上的路徑依賴特征和時(shí)間上的轉(zhuǎn)移粘性特征，并基于環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)區(qū)和長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)的塊狀特征，提出圍繞此兩個(gè)核心向周邊拓展的“暈輪模式”;（2）從理論和實(shí)證兩個(gè)層面剖析了環(huán)境規(guī)制空間外溢性的特征及產(chǎn)生機(jī)理。提出周邊鄰近地區(qū)普遍提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)投資的減少，聯(lián)防聯(lián)控的區(qū)域性環(huán)境規(guī)制政策能夠有效推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)向外轉(zhuǎn)移。

二、污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)際轉(zhuǎn)移的空間路徑

污染密集型產(chǎn)業(yè)，簡稱污染產(chǎn)業(yè)，是指在生產(chǎn)過程中要直接或間接排放大量污染物，如果不加以治理會(huì)對(duì)周邊或相關(guān)產(chǎn)業(yè)帶來負(fù)外部性的產(chǎn)業(yè)。本文依據(jù)國務(wù)院2006年公布的《第一次全國污染源普查方案》[34]中對(duì)重污染行業(yè)的界定，選擇“造紙及紙制品業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、紡織業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、食品制造業(yè)、電力/熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、皮革毛皮羽毛（絨）及其制品業(yè)、石油加工/煉焦及核燃料加工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)”共11類污染產(chǎn)業(yè)作為研究對(duì)象。

1.1994—2014年污染產(chǎn)業(yè)投資的重點(diǎn)區(qū)域

使用GeoDa軟件生成1994—2014年污染產(chǎn)業(yè)投資的五分位地圖，并按照污染產(chǎn)業(yè)投資規(guī)模從大到小將31個(gè)?。▍^(qū)）進(jìn)行排名，分為5個(gè)等級(jí)[分別包含6、6、7、6、6個(gè)?。▍^(qū)）]，將第1～3等級(jí)列表如下：

由表1可知，中國污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移的空間路徑有如下特點(diǎn)：第一，以環(huán)渤海和長三角為中心，以“暈輪”模式向周邊拓展。第一中心是環(huán)渤海，以遼、冀、魯為核心，到2006年前后拓展至?xí)x、京、蒙，到2013年前后又進(jìn)一步拓展至津、吉、陜;第二中心是長三角，以滬為中心，2000年以后逐漸拓展至浙、蘇、閩。第二，污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)出間斷或突變的塊狀特征。一方面，遼、冀、魯、粵一直是污染產(chǎn)業(yè)投資的重點(diǎn)流入地區(qū)，即使技術(shù)條件、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、開放水平等外部因素發(fā)生了變化，仍然無法改變這一事實(shí);另一方面，離兩個(gè)中心距離遠(yuǎn)的地區(qū)承接的污染產(chǎn)業(yè)投資明顯偏少，表現(xiàn)在：（1）西部偏遠(yuǎn)地區(qū)的比重較低。在考察期內(nèi)，青、藏、疆、甘、貴、寧等西部偏遠(yuǎn)地區(qū)均處在第4或者第5等級(jí);（2）部分中部地區(qū)的比重呈現(xiàn)下降趨勢。黑、贛、皖、湘等離兩個(gè)中心稍遠(yuǎn)的中部地區(qū)，在考察期內(nèi)呈現(xiàn)等級(jí)下降的趨勢。

2.污染產(chǎn)業(yè)投資的全域空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

本文使用Moran指數(shù)來檢驗(yàn)全域空間自相關(guān)性。其表達(dá)形式如下：

Moran′s I=N∑i∑jwij×∑i∑jwij（xi-x）（xj-x）∑i（xi-x）2（1）

其中，wij表示地區(qū)i和j的空間權(quán)重，N表示地區(qū)總數(shù)，x表示x的平均值。通常，Moran指數(shù)分布在[-1，1]區(qū)間，正值表示正空間相關(guān)關(guān)系，即本地區(qū)與相鄰地區(qū)的變化趨勢相同;負(fù)值表示負(fù)相關(guān)關(guān)系，即本地區(qū)與相鄰地區(qū)的變化趨勢相反。本文采用基于鄰接性的空間權(quán)重矩陣，在GeoDa中選擇Rook一階方法來構(gòu)建31個(gè)?。▍^(qū)）的空間權(quán)重矩陣。為了消除孤島效應(yīng)，按照多數(shù)文獻(xiàn)的做法，將海南省設(shè)置為與廣東省相鄰。

由此，計(jì)算出1994—2014年污染產(chǎn)業(yè)投資的Moran指數(shù)（表2）。1997—2014年，31個(gè)省（區(qū)）污染產(chǎn)業(yè)投資均呈現(xiàn)正的空間相關(guān)關(guān)系，從1997年的004提高到2014年的033;從Moran指數(shù)的顯著性來看，2003年以后均通過了10%的顯著性水平，且顯著性水平逐年提高。可見，2003年后中國31個(gè)?。▍^(qū)）污染產(chǎn)業(yè)投資的空間依賴關(guān)系逐漸增強(qiáng)，空間因素在污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移中的影響已經(jīng)不容忽視。

3污染產(chǎn)業(yè)投資的局域空間自相關(guān)檢驗(yàn)

局域空間自相關(guān)性的檢驗(yàn)指標(biāo)（Local Indicator of Spatial Association， LISA）能夠?qū)γ恳粋€(gè)區(qū)域單元的空間自相關(guān)關(guān)系進(jìn)行量化分析，表達(dá)式為：

Ii=N（xi-x）∑i（xi-x）2×∑jwij（xj-x）（2）

很明顯，∑i（Ii/N）=I。即使Moran指數(shù)不顯著，仍然可以應(yīng)用LISA來觀測局域的空間相關(guān)模式。具體到某個(gè)區(qū)域，空間相關(guān)關(guān)系呈現(xiàn)四種形式。高污染產(chǎn)業(yè)投資—高空間相關(guān)性（H-H），代表污染產(chǎn)業(yè)投資較高地區(qū)被高污染產(chǎn)業(yè)投資地區(qū)包圍，稱為污染產(chǎn)業(yè)高密集區(qū);低污染產(chǎn)業(yè)投資—低空間相關(guān)關(guān)系（L-L），代表污染產(chǎn)業(yè)投資較低地區(qū)被低污染產(chǎn)業(yè)投資地區(qū)包圍，稱為污染產(chǎn)業(yè)低密集區(qū)。與此類似，還有低污染產(chǎn)業(yè)投資—高空間相關(guān)關(guān)系（L-H）和高污染產(chǎn)業(yè)投資—低空間相關(guān)關(guān)系（H-L）。H-H和L-L模式是我們重點(diǎn)關(guān)注的地區(qū)（表3）。從H-H地區(qū)來看，1994—2014年間變化并不大，冀、魯、浙及其周邊是承接污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的重點(diǎn)區(qū)域，進(jìn)一步證實(shí)了上文中提到的兩個(gè)中心——環(huán)渤海和長三角;從L-L地區(qū)來看，主要包括疆、甘等西部偏遠(yuǎn)地區(qū)，這些?。▍^(qū)）及其周邊承接的污染產(chǎn)業(yè)投資相對(duì)較少。值得注意的是，近年來冷點(diǎn)地區(qū)數(shù)量大幅下降，尤其是以川、青、甘等為代表的西部?。▍^(qū)）退出了冷點(diǎn)地區(qū)，表明中東部地區(qū)的污染產(chǎn)業(yè)正在向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

三、空間視角下環(huán)境規(guī)制影響污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移的作用機(jī)理

1.環(huán)境規(guī)制對(duì)本地污染產(chǎn)業(yè)投資的抑制作用

從靜態(tài)視角來看，環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)成本的影響，一方面與該地區(qū)環(huán)境規(guī)制的平均水平和政策結(jié)構(gòu)有關(guān)，另一方面與環(huán)境規(guī)制的落實(shí)程度緊密相關(guān)。而這兩個(gè)方面都與企業(yè)所在地緊密聯(lián)系，因此將環(huán)境規(guī)制作為不可流動(dòng)要素來看待。隨著地方政府環(huán)保力度的增強(qiáng)，會(huì)削弱污染密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢，從而對(duì)污染產(chǎn)業(yè)的投資產(chǎn)生抑制作用。從動(dòng)態(tài)視角來看，一方面，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高可能會(huì)刺激技術(shù)創(chuàng)新，被稱為“創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”。表現(xiàn)在：（1）環(huán)境成本的增加使得企業(yè)面臨著行業(yè)內(nèi)更加激烈的競爭，企業(yè)加大研發(fā)投入，科技創(chuàng)新能力和整體競爭力得以提高;（2）企業(yè)之間通過“技術(shù)溢出效應(yīng)”提升了區(qū)域內(nèi)企業(yè)環(huán)保技術(shù)的整體水平。產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚的企業(yè)越多，為科技創(chuàng)新帶來的知識(shí)儲(chǔ)備和技術(shù)供給也越多，人才間的交流、合作必然能提高創(chuàng)新效率。當(dāng)創(chuàng)新所帶來的效率提升能夠彌補(bǔ)比較優(yōu)勢被削弱所帶來的成本降低時(shí)，表現(xiàn)為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張正相關(guān)，被稱為“強(qiáng)波特效應(yīng)”，但目前中國在大多數(shù)情況下，這種效率的提升并不能夠完全抵消成本的降低，表現(xiàn)為“弱波特效應(yīng)”，最終的結(jié)果仍舊是環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高導(dǎo)致投資的減少。另一方面，較高的污染水平會(huì)加速要素的外流，被稱為“污染的負(fù)外部性”。如果地方政府采取先污染后治理的做法，污染水平的提高伴隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的逐漸增強(qiáng)，而日益惡化的環(huán)境會(huì)降低本地區(qū)對(duì)企業(yè)和工人的吸引力，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)向外轉(zhuǎn)移?？梢?，一般地，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高會(huì)對(duì)本地污染產(chǎn)業(yè)投資產(chǎn)生抑制作用。

2.環(huán)境規(guī)制對(duì)鄰近地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)投資存在空間外溢作用

第一，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化增強(qiáng)了區(qū)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的粘性，在較大程度上影響了本地區(qū)環(huán)境政策的作用效果。區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化水平的提高導(dǎo)致區(qū)域之間可移動(dòng)要素的轉(zhuǎn)移成本降低，以“市場接近效應(yīng)”為核心的需求關(guān)聯(lián)循環(huán)累積因果關(guān)系和以“生活成本效應(yīng)”為核心的成本關(guān)聯(lián)循環(huán)累積因果關(guān)系相互交織，產(chǎn)生了自我強(qiáng)化的聚集力，從而導(dǎo)致了“核心—邊緣”極化結(jié)構(gòu)的出現(xiàn)。這種結(jié)構(gòu)一旦形成具有強(qiáng)大的慣性特征，即使有外力的出現(xiàn)也很難打破，兩地環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差距擴(kuò)大也很難推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。區(qū)域一體化程度的提高會(huì)擴(kuò)大環(huán)境規(guī)制差距的容忍區(qū)間。

第二，區(qū)域聯(lián)合治理的環(huán)境保護(hù)政策日趨成熟，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在一定地理范圍內(nèi)呈現(xiàn)同步性。近年來，環(huán)境污染的外部性使得人們逐漸認(rèn)識(shí)到，孤立的環(huán)保政策的治理效果并不盡如人意。固體廢棄物的跨區(qū)域傾倒問題、污水排放的流域性污染問題以及霧霾的區(qū)域性擴(kuò)散問題，使得重點(diǎn)區(qū)域聯(lián)防聯(lián)控政策和構(gòu)建空間治理體系等問題提上日程。例如，2017年3月環(huán)保部印發(fā)《京津冀及周邊地區(qū)2017年大氣污染防治工作方案》，聯(lián)合北京市、天津市、河北省、陜西省、山東省以及河南省政府，制定詳細(xì)工作計(jì)劃切實(shí)加大京津冀及周邊地區(qū)大氣污染治理力度，這些區(qū)域性環(huán)境規(guī)制政策的作用效果正在顯現(xiàn)。

第三，初始優(yōu)勢的差異導(dǎo)致非連續(xù)性的或間歇性的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的方向不僅與轉(zhuǎn)出地的稟賦優(yōu)勢有關(guān)，也與承接地的稟賦優(yōu)勢密切相關(guān)。假設(shè)有三個(gè)鄰近的地區(qū)，其中地區(qū)1和地區(qū)2擁有相似的稟賦優(yōu)勢，而地區(qū)3的要素成本顯著低于前兩者，考慮到污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的粘性特征，地區(qū)1環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提高并不一定會(huì)導(dǎo)致污染產(chǎn)業(yè)投資立刻轉(zhuǎn)向鄰近的地區(qū)2;隨著地區(qū)1與地區(qū)3環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度差距的不斷擴(kuò)大，污染產(chǎn)業(yè)可能會(huì)優(yōu)先地轉(zhuǎn)向鄰近的地區(qū)3，以盡可能地規(guī)避環(huán)境成本并獲得廉價(jià)生產(chǎn)要素。

由此提出：

假說1：污染產(chǎn)業(yè)投資的轉(zhuǎn)移存在著空間上的路徑依賴和時(shí)間上的轉(zhuǎn)移粘性特征。前者指相鄰空間單元之間呈現(xiàn)出正的空間相關(guān)關(guān)系，污染產(chǎn)業(yè)投資呈現(xiàn)區(qū)域性聚集趨勢;后者指存在諸多阻礙或者延緩產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的因素導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移難以循序進(jìn)行，長期滯留在原產(chǎn)地。

假說2：環(huán)境規(guī)制對(duì)污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位的影響存在著顯著的負(fù)向的空間外溢作用。周邊鄰近地區(qū)普遍提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)投資的減少，聯(lián)防聯(lián)控的區(qū)域性環(huán)境規(guī)制政策能夠有效推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)向外轉(zhuǎn)移。

四、基于SDM的污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移影響實(shí)證

1.模型設(shè)定

在處理區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長問題時(shí)，忽視變量之間的空間相關(guān)性是錯(cuò)誤的設(shè)定[35]。本文重點(diǎn)考察環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位之間的關(guān)系，使用空間杜賓模型（SDM）構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型：

Yit=α0+ρWYit+α1ERSit+α2WERSit+β1Xit+β2WXit+εitεit～N（0，σ2）（3）

其中，Yit表示區(qū)域i在t期的污染產(chǎn)業(yè)投資額;W是空間權(quán)重矩陣;ρ是污染產(chǎn)業(yè)投資的空間外溢系數(shù)，ρWYit表示鄰居的污染產(chǎn)業(yè)投資水平對(duì)本地區(qū)的影響;ERSit表示區(qū)域i在t期的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，若其系數(shù)α1顯著為負(fù)，則說明本地區(qū)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制會(huì)刺激污染產(chǎn)業(yè)向外轉(zhuǎn)移;α2WERSit衡量了鄰居的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)本地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)投資水平的影響，其系數(shù)α2代表著環(huán)境規(guī)制的空間外溢特征;εit為誤差項(xiàng)。

控制變量Xit包括：勞動(dòng)力成本labor、人力資本human、資本存量capital、產(chǎn)業(yè)集聚水平agglo和技術(shù)創(chuàng)新水平inno?？臻g權(quán)重矩陣W采用前文中所述的鄰接性空間權(quán)重矩陣，經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化處理后進(jìn)入模型運(yùn)算。

為了將路徑依賴性納入實(shí)證分析并考慮到內(nèi)生性問題，本文將采用動(dòng)態(tài)杜賓模型DSDM：

Yit=θYit-1+ρWYit+α1ERSit+α2WERSit+β1Xit+β2WXit+εitεit～N（0，σ2I）（4）

2.變量測度和數(shù)據(jù)說明

關(guān)于被解釋變量，選擇地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)年度投資額作為污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移的衡量指標(biāo)[36]，用 “資產(chǎn)總計(jì)”中的“流動(dòng)資產(chǎn)合計(jì)”與“固定資產(chǎn)累計(jì)折舊”之和來表示當(dāng)年的污染產(chǎn)業(yè)投資額。對(duì)于污染產(chǎn)業(yè)投資的度量，本文沒有采用實(shí)際投資增長率而采用實(shí)際投資額[37]，原因有二：其一，本文采用的是具有時(shí)間序列的面板數(shù)據(jù)，分析本身暗含了投資增長率的意義;其二，由于企業(yè)投資行為在鄰近地區(qū)間的空間相關(guān)性表現(xiàn)在投資規(guī)模上而非增速上，因此文中選擇以實(shí)際投資額作為空間計(jì)量模型的被解釋變量是恰當(dāng)?shù)?。?shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

關(guān)于解釋變量，即環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度ERS。選擇工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、工業(yè)廢氣排放強(qiáng)度和工業(yè)固體廢棄物排放強(qiáng)度作為污染物排放效果的三個(gè)子指標(biāo)，選擇萬元增加值的工業(yè)廢水污染治理投資完成額、工業(yè)廢氣污染治理投資完成額和工業(yè)固體廢棄物污染治理投資完成額作為污染治理成本的三個(gè)子指標(biāo)。以此為基礎(chǔ)，構(gòu)建3個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)，即工業(yè)廢水治理成本（工業(yè)廢水污染治理投資完成額/工業(yè)廢水排放強(qiáng)度）、工業(yè)廢氣治理成本（工業(yè)廢氣污染治理投資完成額/工業(yè)廢氣排放強(qiáng)度）和工業(yè)固體廢棄物治理成本（工業(yè)固體廢棄物污染治理投資完成額/工業(yè)固體廢棄物排放強(qiáng)度）。參照傅京燕和李麗莎（2010）[38]、原毅軍和謝榮輝（2014）[39]的方法，并根據(jù)本文研究目的進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整，構(gòu)建地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的綜合評(píng)價(jià)指數(shù)。選取各省份的工業(yè)廢水治理成本、工業(yè)廢氣治理成本和工業(yè)固體廢棄物治理成本3個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)，給予適當(dāng)權(quán)重構(gòu)成綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)。具體計(jì)算步驟如下：

第一步，對(duì)3個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行線性標(biāo)準(zhǔn)化處理，計(jì)算公式為：

GZij=Gij-minGjmaxGj-minGj（5）

其中，i指省份（i=1，2，3，…，27），j指3類污染物（j=1，2，3），Gij為各項(xiàng)指標(biāo)的原始值，maxGj和minGj分別為各個(gè)省份3個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)每年的最大值和最小值，GZij為環(huán)境規(guī)制的標(biāo)準(zhǔn)化值。

第二步，計(jì)算各單項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重wij。由于每個(gè)省份的廢水、廢氣和固體廢物排放量不同，需要對(duì)上述3項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)化環(huán)境規(guī)制賦予不同的權(quán)重，才能準(zhǔn)確反映各省份主要污染物的治理強(qiáng)度。權(quán)重的計(jì)算方法如下：

wij=Eij/∑EijYi/∑Yi（6）

其中，wij為i省份中污染物j的環(huán)境規(guī)制權(quán)重，Eij為i省份污染物j的排放量，∑Eij為全國同類污染物的排放總量，Yi為i省份的工業(yè)增加值，∑Yi為全國工業(yè)增加值。用上述公式計(jì)算出歷年廢水、廢氣和固體廢物的環(huán)境規(guī)制權(quán)重后，再求簡單平均數(shù)計(jì)算出考察期內(nèi)i省份第j種污染物的環(huán)境規(guī)制權(quán)重的平均值wij-。

第三步，基于各單項(xiàng)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值和平均權(quán)重，計(jì)算出各省份的正式環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，計(jì)算公式為：

ZSGZi=13∑3j=1wij-·GZij（7）

數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，構(gòu)建環(huán)境規(guī)制的替代變量ERSa和ERSb。（1）治污效果型環(huán)境規(guī)制ERSa：選擇工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、工業(yè)廢氣排放強(qiáng)度和工業(yè)固體廢棄物排放強(qiáng)度作為三個(gè)子指標(biāo);（2）治污投資型環(huán)境規(guī)制ERSb：選擇萬元增加值的工業(yè)廢水污染治理投資完成額、工業(yè)廢氣污染治理投資完成額和工業(yè)固體廢棄物污染治理投資完成額作為三個(gè)子指標(biāo)。

關(guān)于控制變量，labor的衡量指標(biāo)是各地區(qū)工資總額與工業(yè)總產(chǎn)值的比重[40]，勞動(dòng)力成本的提高會(huì)對(duì)地區(qū)投資產(chǎn)生抑制作用;human的衡量指標(biāo)是平均受教育年限，豐富的人力資本有利于提高企業(yè)生產(chǎn)效率、增強(qiáng)區(qū)域投資吸引力，計(jì)算方法為：

humani=Pi1×6+Pi2×9+Pi3×12+Pi4×16（8）

其中，Pi1、Pi2、Pi3、Pi4分別表示地區(qū)i受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上的人口比重，權(quán)重為受教育年份數(shù)。

capital是固定資產(chǎn)投資存量，采用永續(xù)盤存法計(jì)算，具體計(jì)算方法參見趙云鵬和葉嬌（2018）[41]。固定資產(chǎn)投資反映了資本要素在不同地區(qū)的配置，豐富的資本要素構(gòu)成了地區(qū)的比較優(yōu)勢;agglo的衡量指標(biāo)是各地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值在全國的區(qū)位熵，產(chǎn)業(yè)集聚能夠通過正外部性來吸引更多投資;選擇各地區(qū)每萬人的專利申請(qǐng)受理量作為變量inno的衡量指標(biāo)[42]，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

關(guān)于區(qū)域的劃分，全國層面的研究樣本包括30個(gè)?。▍^(qū)）（剔除西藏），環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)區(qū)包括京、津、冀、魯、遼、晉、蒙七個(gè)?。ㄊ校L三角經(jīng)濟(jì)區(qū)包括滬、蘇、浙三個(gè)?。ㄊ校?。

為了減弱變量的異方差性，實(shí)證分析中對(duì)變量取對(duì)數(shù)納入模型。工業(yè)投資額、資本存量、污染治理投資完成額均換算成2003年的固定價(jià)格。研究時(shí)間跨度為2003—2014年。

3.全國層面的實(shí)證分析

從前文的Moran指數(shù)可知，2003—2014年期間中國污染產(chǎn)業(yè)投資在省級(jí)層面上存在著顯著的空間自相關(guān)，且相關(guān)性日益增強(qiáng)（從2003年的018迅速增加到2014年的033）。這意味著，使用忽略空間關(guān)系的傳統(tǒng)計(jì)量方法可能會(huì)造成估計(jì)結(jié)果的偏差。雖然Moran指數(shù)和LISA指數(shù)表明了被解釋變量空間相關(guān)關(guān)系的存在，但究竟是何種相關(guān)形式需要進(jìn)一步在空間計(jì)量模型中進(jìn)行檢驗(yàn)。由表4可知，Robust LM lag和Robust LM err統(tǒng)計(jì)量都是顯著的，SAR和SEM模型都有可能是可行的。當(dāng)SAR和SEM兩者其一或均通過了相關(guān)LM顯著性檢驗(yàn)時(shí)，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步使用SDM對(duì)模型進(jìn)行拓展[43]。因Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為正值且在5%水平上顯著，故選擇固定效應(yīng)。20世紀(jì)90年代末以來，不少學(xué)者提出了環(huán)境規(guī)制具有內(nèi)生性特征[17]，發(fā)現(xiàn)不同模型設(shè)定對(duì)于環(huán)境規(guī)制變量的顯著性可能具有影響（林季紅和劉瑩，2013）[44]?；诃h(huán)境規(guī)制可能存在的內(nèi)生性考慮，本文進(jìn)一步使用DSDM進(jìn)行檢驗(yàn)（見表5）。與靜態(tài)空間面板模型相比，動(dòng)態(tài)空間面板模型的優(yōu)越性在于：既考慮了經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)[45]，又可以在一定程度上減弱“雞蛋相生”的內(nèi)生性問題[43]。Lesage和Pace（2009）[46]提出使用點(diǎn)估計(jì)檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)的方法會(huì)導(dǎo)致模型估計(jì)偏誤，采用偏微分的方法能夠更好地處理這一問題，并提出在SDM中將空間溢出總效應(yīng)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)表示解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的影響，而間接效應(yīng)表示其他地區(qū)解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的影響。分別使用式（3）和式（4）進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果如表5所示。

實(shí)證結(jié)果顯示，SDM和DSDM中被解釋變量的空間自相關(guān)系數(shù)rho為正值且顯著，說明污染產(chǎn)業(yè)投資轉(zhuǎn)移過程中確實(shí)存在著路徑依賴現(xiàn)象，呈現(xiàn)出區(qū)域性聚集發(fā)生態(tài)勢，支持了假說1中關(guān)于污染產(chǎn)業(yè)投資轉(zhuǎn)移中路徑依賴的觀點(diǎn)。DSDM中被解釋變量滯后一期的系數(shù)通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)且為正值，證明了假說1中關(guān)于污染產(chǎn)業(yè)投資轉(zhuǎn)移粘性的論點(diǎn);而靜態(tài)SDM的空間溢出系數(shù)rho顯著高于DSDM的空間溢出系數(shù)，說明SDM高估了污染產(chǎn)業(yè)投資在空間上的路徑依賴性。一般的解釋是被解釋變量的一階滯后項(xiàng)能將影響污染產(chǎn)業(yè)投資的潛在因素（如市場容量等）從空間結(jié)構(gòu)因素的影響中分離出來，從而使得靜態(tài)空間面板模型帶來的偏差得以糾正，這也反映了中國污染產(chǎn)業(yè)投資具有動(dòng)態(tài)性、連續(xù)性的特征。

從DSDM的計(jì)量結(jié)果來看，核心解釋變量ERS的短期總效應(yīng)和長期總效應(yīng)均在10%水平上顯著為負(fù)，說明就中國省際層面來說，不管是從短期還是長期來看，提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度確實(shí)能夠增加污染企業(yè)的生產(chǎn)成本，對(duì)污染產(chǎn)業(yè)投資有一定的抑制作用。那么這種抑制作用是來源于區(qū)域孤立的環(huán)境規(guī)制政策還是來源于區(qū)域之間環(huán)境規(guī)制政策的聯(lián)合影響？從分解效應(yīng)來看，ERS的短期直接效應(yīng)和長期直接效應(yīng)雖為負(fù)值但并不顯著，而短期間接效應(yīng)和長期間接效應(yīng)則均在5%水平上顯著為負(fù)。這充分說明地方孤立的環(huán)境規(guī)制政策雖然能夠在一定程度上抑制本地污染產(chǎn)業(yè)投資，但是作用有限;不管是從短期還是從長期來看，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)污染產(chǎn)業(yè)投資的抑制作用更多的是通過區(qū)域之間環(huán)境政策的空間外溢機(jī)制來實(shí)現(xiàn)的。這就支持了假說2，即周邊鄰近地區(qū)普遍加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的作法會(huì)對(duì)本地區(qū)的污染產(chǎn)業(yè)投資起到抑制作用。其政策含義是，考察環(huán)境政策對(duì)本地污染產(chǎn)業(yè)投資活動(dòng)的影響時(shí)，不能僅僅寄希望于本地區(qū)在環(huán)境保護(hù)方面的孤軍奮戰(zhàn);要想增強(qiáng)環(huán)境政策的有效性，就必須聯(lián)合周邊鄰近地區(qū)推行聯(lián)防聯(lián)控的區(qū)域性環(huán)境規(guī)制政策，注意環(huán)境政策的同步性并擴(kuò)大實(shí)施范圍，這樣才能有效推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)向區(qū)域外的有序轉(zhuǎn)移。

就其他控制變量來看，（1）高企的勞動(dòng)力成本顯著地推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)外移。表5顯示，勞動(dòng)力成本的總效應(yīng)顯著為負(fù)，其中直接效應(yīng)顯著為負(fù)，而間接效應(yīng)不顯著。說明在中國污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中，勞動(dòng)成本是一個(gè)非常重要的影響因素，隨著本地勞動(dòng)者工資水平的不斷攀升，發(fā)達(dá)地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)的外遷壓力正在日益增加。（2）豐富的人力資本供給和物質(zhì)資本存量增加了污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移粘性。就人力資本變量來看，總效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正值且顯著，說明污染企業(yè)傾向于選擇在人力資本豐富的地區(qū)進(jìn)行投資，而且由于高素質(zhì)勞動(dòng)力較之普通勞動(dòng)力具有更強(qiáng)的流動(dòng)性，因此人力資本要素具有較強(qiáng)的跨省外溢特征;就資本存量變量來看，直接效應(yīng)顯著為正，但間接效應(yīng)不顯著。說明固定資本存量主要影響本地污染產(chǎn)業(yè)投資，豐富的資本存量能夠吸引更多的污染產(chǎn)業(yè)投資，但這種影響力的空間外溢性并不顯著。（3）產(chǎn)業(yè)集聚水平的提升有利于推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)的外移。產(chǎn)業(yè)集聚變量的總效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，說明較大范圍內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集聚（如長三角地區(qū)）會(huì)產(chǎn)生“擁擠效應(yīng)”，通過“負(fù)外部性”推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)向外轉(zhuǎn)移。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文做了以下兩個(gè)方面的嘗試：首先，分別設(shè)置省會(huì)城市之間的距離倒數(shù)W1和距離倒數(shù)的平方W2，兩種空間權(quán)重矩陣代替鄰接空間權(quán)重矩陣進(jìn)行測算此處的距離采用的是各省份省會(huì)城市或直轄市經(jīng)緯度的歐氏距離。 ;其次，分別使用治污效果型環(huán)境規(guī)制ERSa和治污投資型環(huán)境規(guī)制ERSb代替解釋變量ERS進(jìn)行測算。結(jié)果顯示（見表6），這四種穩(wěn)健性檢驗(yàn)對(duì)核心指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果基本相同。主要表現(xiàn)：環(huán)境規(guī)制變量的總效應(yīng)均顯著為負(fù);環(huán)境規(guī)制變量的間接效應(yīng)絕大部分顯著為負(fù)（在8個(gè)間接效應(yīng)中有7個(gè)顯著為負(fù)）;環(huán)境規(guī)制變量的直接效應(yīng)雖然為負(fù)但均不顯著;被解釋變量Y的滯后項(xiàng)系數(shù)為正值且顯著?？梢?，進(jìn)一步證明了假說1和假說2。

五、主要結(jié)論與啟示

1主要結(jié)論

本文基于2003—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，使用Moran指數(shù)和LISA指數(shù)剖析了污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移的空間路徑，基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型實(shí)證研究了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在污染產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位轉(zhuǎn)移中的空間外溢特征。主要結(jié)論有：第一，污染產(chǎn)業(yè)投資在空間上具有顯著的路徑依賴特征，在時(shí)間上具有顯著的轉(zhuǎn)移粘性特征。一方面，轉(zhuǎn)移路徑呈現(xiàn)出“暈輪模式”。以環(huán)渤海的遼、冀、魯為第一中心，逐漸向晉、京、蒙，而后又向津、吉、陜拓展;以長三角的滬為中心，逐漸向浙、蘇、閩拓展。另一方面，呈現(xiàn)出顯著的轉(zhuǎn)移粘性。遼、冀、魯、粵等四個(gè)省（區(qū)）自2003年以來一直是污染產(chǎn)業(yè)投資的重點(diǎn)流入地區(qū)。第二，環(huán)境規(guī)制的空間外溢性是推動(dòng)本地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)投資外移因素之一。周邊鄰近地區(qū)普遍加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度能夠?qū)Ρ镜貐^(qū)污染產(chǎn)業(yè)的投資活動(dòng)起到顯著的抑制作用，相對(duì)于孤立的地方性環(huán)境規(guī)制，聯(lián)防聯(lián)控的區(qū)域性環(huán)保措施效果更為明顯。考察環(huán)境政策對(duì)本地污染產(chǎn)業(yè)投資活動(dòng)的影響時(shí)，不能僅僅寄希望于本地區(qū)在環(huán)境保護(hù)方面的孤軍奮戰(zhàn);要提高環(huán)境政策的有效性，就必須聯(lián)合周邊鄰近地區(qū)推行聯(lián)防聯(lián)控的區(qū)域性環(huán)境規(guī)制政策，注意環(huán)境政策的同步性并擴(kuò)大實(shí)施范圍，這樣才能有效推動(dòng)污染產(chǎn)業(yè)向區(qū)域外的有序轉(zhuǎn)移。

2政策啟示

一是對(duì)熱點(diǎn)地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)環(huán)境政策的空間聯(lián)動(dòng)性，構(gòu)建跨區(qū)域協(xié)同減排機(jī)制。對(duì)于環(huán)渤海和長三角等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和一體化程度相對(duì)較高的地區(qū)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)、提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量是當(dāng)前階段的戰(zhàn)略目標(biāo)。在控制污染產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張方面，各地必須認(rèn)識(shí)到孤立的環(huán)境政策效果會(huì)被周邊地區(qū)的空間溢出效應(yīng)所抵消，因此應(yīng)加強(qiáng)環(huán)境治理政策的聯(lián)動(dòng)性和協(xié)調(diào)性，在環(huán)境政策標(biāo)準(zhǔn)、執(zhí)行和監(jiān)管方面構(gòu)建順暢的協(xié)作聯(lián)動(dòng)機(jī)制，在污染企業(yè)集聚的一些產(chǎn)業(yè)園區(qū)制定有針對(duì)性的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，強(qiáng)化環(huán)境執(zhí)法的效果，提高治污投資的效率。

二是對(duì)其他地區(qū)應(yīng)在引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的過程中避免“先污染后治理”的覆轍。中原城市群、成渝地區(qū)、關(guān)中地區(qū)以及長江中游等區(qū)域，正逐漸成為一些污染產(chǎn)業(yè)的主要承接地，加之其環(huán)境承載力有限，造成了大量的環(huán)境污染?？梢圆扇≌魇绽圻M(jìn)環(huán)境稅等方法以激勵(lì)企業(yè)減少單位產(chǎn)品污染排放，根據(jù)本地比較優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)定位，篩選前后向聯(lián)系較弱的產(chǎn)業(yè)和邊際產(chǎn)業(yè)先行轉(zhuǎn)移出去。此外，應(yīng)當(dāng)在有選擇地承接污染產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境共贏。一定要把握好技術(shù)和市場準(zhǔn)入門檻，防止資源利用效率低、污染嚴(yán)重、技術(shù)落后的產(chǎn)品和工藝轉(zhuǎn)移到這些地區(qū)。在有效利用污染治理規(guī)模效應(yīng)的同時(shí)，鼓勵(lì)地方政府推動(dòng)以技術(shù)創(chuàng)新為核心的深層次去污模式。

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The Spatial Spillover of Environmental Regulation and

Regional Transfer of Polluting Industry Investment in China

SONG Shuang

（School of Finance and Economics， Xizang Minzu University， Xianyang 712082， Shaanxi， China）

Abstract： This paper examines the spatial path of the polluting industry investment location shift by using Moran Index and LISA Index， analyzes the generating mechanism of spatial spillover in environmental regulations theoretically and empirically studies the spatial spillover effect of environment regulation on polluting industry investment location shift by using Dynamic Spatial Durbin Model. Results show that the transfer of polluting industry investment in China demonstrates spatial path dependence and temporal transfer viscosity， taking on such a “Halo Model” that is centering on Circum-Bohai-Sea region and Yangtze River Delta and slowly spreading to the surroundings.Improving the strength of environmental regulations can significantly inhibit the polluting industry investment， which is mainly caused by the practice of strengthening environmental regulations in the surrounding areas. Thus， attention should be paid to synchronicity and synergy of environmental policies， and the regional environmental regulation policy of joint prevention and control can effectively promote the outward transfer of polluting industries.

Key words： environmental regulations; polluting industry investment; spatial transfer path; Dynamic Spatial Durbin Model; spatial spillover effect