張建濤，隋 鑫

（沈陽師范大學 旅游管理學院，遼寧 沈陽 110034）

一、引言

黨的十八大以來，習近平總書記曾在多個重要場合反復提及生態(tài)文明建設：要堅持“綠水青山就是金山銀山”的理念，堅定不移走生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展之路。要繼續(xù)打好污染防治攻堅戰(zhàn)，加強大氣、水、土壤污染綜合治理，持續(xù)改善城鄉(xiāng)環(huán)境。要強化源頭治理，推動資源高效利用，加大重點行業(yè)、重要領域綠色化改造力度，發(fā)展清潔生產，加快實現綠色低碳發(fā)展等。綠色發(fā)展理念和生態(tài)文明建設對工業(yè)發(fā)展質量的內涵與外延產生了深刻影響（史丹、李鵬，2019）?！凹纫鹕姐y山，也要綠水青山”意味著必須兼顧“穩(wěn)發(fā)展”與“優(yōu)環(huán)境”的雙重目標。伴隨經濟新常態(tài)發(fā)展，生態(tài)文明建設的重要性逐步突顯，污染治理力度不斷增大、制度出臺頻度逐步增多、監(jiān)管執(zhí)法尺度日趨嚴密，加快了中國生態(tài)文明建設的步伐，為工業(yè)的高質量發(fā)展提出了新要求。

全球性污染的出現與人類的工業(yè)化進程密不可分。伴隨著各國環(huán)保與經濟發(fā)展之間的矛盾日益尖銳，強化環(huán)境規(guī)制逐漸成為全球性趨勢（杜龍政等，2019；孫金花等，2021）。中國環(huán)境評價制度、排污收費制度、中央環(huán)保督察、專項整治行動在生態(tài)環(huán)境保護中發(fā)揮了重要作用，各級地方政府及環(huán)保部門也相應出臺了配套的污染物排放標準、企業(yè)環(huán)境行為評價等條例和規(guī)章（趙黎明、陳妍慶，2018），為生態(tài)文明的建設提供了有力保障。黨的二十大報告提出，到2035 年要實現高水平科技自立自強，進入創(chuàng)新型國家前列。技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的貢獻度日益成為學者們研究的焦點（郭朝先，2019；黃群慧，2014）。環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與工業(yè)高質量發(fā)展方面，國內外學者從不同角度研究環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)的全要素生產率、企業(yè)績效及獲取競爭優(yōu)勢等方面的影響，形成了“遵循成本說”和“波特假說”。部分學者認為環(huán)境規(guī)制對工業(yè)經濟發(fā)展有顯著的阻礙作用，即實施環(huán)境規(guī)制政策后，對工業(yè)經濟有顯著的“約束效應”，造成企業(yè)治污費用增加（Knellex，2012；魏巍，2020），增加生產成本，不利于企業(yè)提高生產效率和技術研發(fā)（Kathruia，2007；汪海鳳，2022）。部分學者認為環(huán)境規(guī)制會迫使企業(yè)進行技術改造和轉型升級，進而促進工業(yè)經濟高質量發(fā)展，即在環(huán)境規(guī)制約束下，追求利潤最大化的企業(yè)必須通過漸進式創(chuàng)新，改造現有生產工藝水平，進而有效提升企業(yè)生產效率（張江雪等，2015；王定星、張晶，2019），或者進行突破性創(chuàng)新，進行技術創(chuàng)新投入，推進企業(yè)生產工藝轉型，有利于企業(yè)提升技術創(chuàng)新水平（李小平，2017；王超等，2021）。也就是說，技術創(chuàng)新帶來的競爭優(yōu)勢完全可以抵消環(huán)境規(guī)制所增加的企業(yè)成本，甚至可以擴大比較優(yōu)勢(Porter，1995)。環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)高質量發(fā)展有顯著的正向影響，但環(huán)境規(guī)制必須要有一個“度”的限制（李欣、曹建華，2018；李青原、肖澤華，2020）。相關的研究成果頗豐，為本研究奠定了扎實的理論基礎。然而，多數既有研究忽視了產業(yè)發(fā)展的空間相關性，將省域視為獨立的個體，忽略了工業(yè)的空間溢出效應。在現有研究的基礎上，文章嘗試運用空間計量模型，深入探討環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的影響，文章要解決的核心問題包括：環(huán)境規(guī)制是否促進工業(yè)發(fā)展水平提升？技術創(chuàng)新是否能夠推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的作用？中國的工業(yè)發(fā)展是否存在空間相關性？不同地區(qū)間環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的推動作用是否存在差異化？基于此，文章根據研究結果提出對策建議。

二、理論分析與研究假設

1.環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的直接影響分析

環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的作用是學者們熱議的課題。環(huán)境規(guī)制能夠影響工業(yè)企業(yè)的生產成本，保證經濟主體公平地履行職責與義務，提高環(huán)保效率，是降低工業(yè)環(huán)境污染的重要方式?，F有研究多從綠色全要素生產率（李斌等，2013）、空氣污染（白雪潔、曾津，2019）、城市經濟發(fā)展（黃金枝、曲文陽，2019） 和政府科技投入（周凌燕、劉靜宜，2021） 等方面探討環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的影響。部分研究得到環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色發(fā)展水平之間呈“U”型關系（黃磊、吳傳清，2020；楊仁發(fā)、李娜娜，2019；王麗霞等，2018），也有研究指出環(huán)境規(guī)制是工業(yè)創(chuàng)新的決定因素（閆瑩等，2020）?；谏鲜隼碚摲治?，文章認為環(huán)境規(guī)制可以對工業(yè)發(fā)展發(fā)揮積極作用，直接推動工業(yè)發(fā)展水平的提升，故提出假設H1。

假設H1：環(huán)境規(guī)制可直接促進工業(yè)發(fā)展。

2.技術創(chuàng)新的中介效應分析

波特假說認為適當的環(huán)境規(guī)制可以促使企業(yè)進行創(chuàng)新活動，企業(yè)的創(chuàng)新將提高其生產力，從而抵消由環(huán)境保護帶來的成本，并提高產品質量，有利于企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢，同時，有可能提高產業(yè)生產率（汪海鳳，2022）。也有研究得到環(huán)境規(guī)制會對技術創(chuàng)新產生積極的拉動作用，幫助企業(yè)減排，生產環(huán)保產品，提高市場競爭力(Bi 等，2014)。由此可見，技術創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制對企業(yè)發(fā)展推動作用的過程中，可能存在一定的中介效應?；诖?，提出文章的研究假設H2。

假設H2：環(huán)境規(guī)制可通過提升技術創(chuàng)新水平促進工業(yè)發(fā)展。

3.環(huán)境規(guī)制促進工業(yè)發(fā)展的區(qū)域異質性分析

由于中國幅員遼闊，各區(qū)域特色鮮明，為深入研究環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的推動作用，文章進一步考察東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展促進作用的異質性。東部地區(qū)地理位置優(yōu)越，經濟發(fā)展迅猛，處于國內發(fā)展前沿的東部沿海地區(qū)大力推動工業(yè)轉型升級，其增長紅利逐漸釋放。與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)和西部地區(qū)具有更大的提升空間，中部與西部地區(qū)資源豐富、要素成本相對較低、市場潛力較大，加之相關政策傾斜，工業(yè)發(fā)展面臨新的機遇。長期以來，黨中央高度重視東北地區(qū)工業(yè)發(fā)展，2003 年實施東北老工業(yè)基地振興的重大戰(zhàn)略決策，出臺了一系列支持、幫助、推動東北地區(qū)振興發(fā)展的政策措施，東北地區(qū)工業(yè)的全面振興指日可待。由此提出研究假設H3。

假設H3：環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的推動作用具有區(qū)域差異性。

三、研究設計

1.變量說明

文章主要探討環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展水平的影響，因此，工業(yè)發(fā)展水平為被解釋變量，解釋變量主要包括環(huán)境規(guī)制與技術創(chuàng)新。除了環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新之外，其他影響工業(yè)高質量發(fā)展的因素很多，不可能窮盡。基于數據的可得性、完善性和實用性原則，在參考相關研究成果并進行篩選的基礎上，文章選取經濟發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化程度三個控制變量。

（1） 工業(yè)發(fā)展水平(ID)

學者對于工業(yè)發(fā)展水平的衡量標準各不相同，多見于通過構建指標體系的方式進行測度（黃磊、吳傳清，2020），也有部分學者采用綠色全要素生產率（楊仁發(fā)、李娜娜，2019） 等單一要素作為工業(yè)發(fā)展水平的代理變量。考慮到指標體系測度的內容差別較大，因此文章選取應用范圍較廣的工業(yè)增加值作為工業(yè)發(fā)展水平的直接度量依據。

（2） 環(huán)境規(guī)制(ER)

對于環(huán)境規(guī)制的度量尚未有統一的標準，通常根據研究側重點不同而選擇不同的代理變量進行度量，參考已有研究（杜龍政等，2019），文章分別選取ER（工業(yè)增加值） 和ER2（污染源治理投資/工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務成本） 作為環(huán)境規(guī)制的代理變量，其中，ER2 用于穩(wěn)健性檢驗。

（3） 技術創(chuàng)新水平(TI)

把專利作為創(chuàng)新水平的指標頻繁出現在文獻中（郭燕青和王洋，2019），文章采用專利申請授權數來度量省域的技術創(chuàng)新水平。同時，選取R&D 經費內部支出作為TI2，用于穩(wěn)健性檢驗。

（4） 經濟發(fā)展水平(ED)

工業(yè)的發(fā)展受企業(yè)經濟發(fā)展水平的影響，學者對于經濟發(fā)展水平的考量多見于GDP 或人均GDP，由于人均GDP 為相對指標，更加合理，因此文章選取人均GDP 作為衡量區(qū)域經濟發(fā)展水平的指標。

（5） 企業(yè)規(guī)模(ES)

企業(yè)規(guī)模決定著工業(yè)發(fā)展的速度與質量，因此文章選取有R&D 活動的企業(yè)數作為企業(yè)規(guī)模的度量指標。

（6） 城鎮(zhèn)化程度(UR)

隨著社會生產力的發(fā)展、科學技術的進步以及產業(yè)結構的調整，以農業(yè)為主的傳統鄉(xiāng)村型社會逐漸向以工業(yè)等非農產業(yè)為主的現代城市型社會轉變，因此城鎮(zhèn)化程度與工業(yè)發(fā)展水平密不可分。文章以城鎮(zhèn)人口比重作為城鎮(zhèn)化程度的代理變量。

2.數據來源

本研究樣本涵蓋了中國30 個省、市、自治區(qū)（不含西藏及港澳臺地區(qū)），樣本時間跨度為2005—2020 年，數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》 《中國環(huán)境統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》。

3.空間權重矩陣

學者通常使用的空間權重矩陣包括0～1 鄰接權重矩陣、經濟距離權重矩陣與嵌套空間權重矩陣。考慮到0～1 鄰接權重矩陣的應用范圍較廣，結合文章的研究對象，構建30 個省、市、區(qū)的用0～1 鄰接矩陣ωij，作為空間權重矩陣?？臻g權重ωij主要測度省域i 與省域j 之間是否相鄰，若省域相鄰，則ωij=1；若省域不相鄰，則ωij=0。海南省雖然在地理空間上屬于單獨的島嶼，但在發(fā)展中與廣東省聯系密切，因此文章將廣東省視為與海南省相鄰。

4.空間計量模型

由于環(huán)境污染具有較強的擴散性與流動性，可能存在一定的空間溢出效應。文章使用空間計量模型進行統計。根據研究內容與研究目的，確定研究涉及的空間計量模型為空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)或空間誤差模型。

（1） 空間滯后模型

空間滯后模型主要用于測度變量是否存在溢出效應（趙磊等，2014），即本省域的工業(yè)發(fā)展水平取決于相鄰省域的觀測值。針對研究假設H1 和假設H2，分別構建文章的空間滯后模型如下所示：

其中，IDit表示被解釋變量工業(yè)發(fā)展水平，i 表示地區(qū)，t表示時間；α0為常數項；ρ 為空間滯后自回歸系數，主要表示觀測值的空間依賴性，即相鄰省域間工業(yè)發(fā)展水平的相互影響程度，其大小測度了相鄰省域間工業(yè)發(fā)展的溢出效應；ωij為空間權重矩陣；ωijf為空間滯后變量；βi表示自變量對因變量的影響系數；ERit表示環(huán)境規(guī)制；TIit表示技術創(chuàng)新；Xit為控制變量，包含經濟發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化水平；ε 為隨機誤差項。

（2） 空間誤差模型

空間誤差模型主要反映了誤差項對被解釋變量的影響（李如友，2016），即當省域間工業(yè)發(fā)展水平的依賴與影響由于各自所處的地理空間不同而產生差異時，采用該模型。同樣根據假設H1 和假設H2，分別構建文章空間誤差模型如下：

其中，λ 為空間誤差自回歸系數，表示各省域工業(yè)發(fā)展水平的空間依賴程度；ωijγ 為空間滯后誤差項；μ 為正態(tài)分布的隨機誤差項；其他變量與式(2)相同。

（3） 空間滯后模型與空間誤差模型的選取

空間計量模型的選擇，主要參考Lagrange Multiplier 和Robust LM 等指標（張建濤、陳珂，2020）。當Lagrange Multiplier(error)通過顯著性檢驗，Lagrange Multiplier(lag)未通過顯著性檢驗，且Robust LM(error)顯著，Robust LM(lag)不顯著時，選擇空間誤差模型(Anselin 等，2004)。當Lagrange Multiplier(lag)通過顯著性檢驗，Lagrange Multiplier(error)未通過顯著性檢驗，且Robust LM(lag)顯著，而Robust LM(error)不顯著時，則選擇空間滯后模型。

與此同時，采用最大似然估計ML 方法，對擬合優(yōu)度R2、自然對數似然函數值(Log likehood，Log L)、似然比率檢驗(Likelihood Ratio Test，LRT)、施瓦茨準則(Schwartz Criterion，SC)以及赤池信息準則(Akaike Information Criterion，AIC)等指標進行檢驗。指標R2和Log L 越大，LRT、SC 和AIC 越小，模型擬合效果越好。

四、實證結果分析

1.變量多重共線性檢驗

（1） 相關系數分析

由檢驗結果可知，變量間的相關系數均小于0.7，技術創(chuàng)新TI 與企業(yè)規(guī)模ES 的相關系數最高，為0.630。

（2） 方差膨脹因子VIF 分析

文章解釋變量的方差膨脹因子VIF 的檢驗結果見表1，所有變量中最大的VIF 值為5.05，小于10。

表1 解釋變量的方差膨脹因子VIF

結合相關系數和方差膨脹因子VIF 的分析結果可知，變量間不存在多重共線性。

2.面板數據回歸結果

（1） 普通面板數據回歸分析

對于假設H1，文章建立計量模型檢驗環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的推動作用，設立的回歸模型如下所示：

模型中，IDit為被解釋變量工業(yè)發(fā)展水平，ERit代表環(huán)境規(guī)制，ESit代表企業(yè)規(guī)模，URit代表城鎮(zhèn)化水平，ai表示各省域不隨時間變化的因素，用于控制省域的固定效應，εit為隨機干擾項，其中，i 表示省域，t 表示時間。變量描述性統計分析見表2。為消除原始數據存在異方差的可能性，進一步提高數據的準確度與一致性，文章將所有數據進行取對數處理。

表2 變量描述性統計分析

對于假設H2，文章主要運用中介效應模型驗證技術創(chuàng)新是否為環(huán)境規(guī)制推動工業(yè)發(fā)展水平提升的機制，構建回歸模型如下：

模型中，TIit表示技術創(chuàng)新，i 表示省域，t 表示時間，其他變量與式(6)相同。

由于文章選取的數據N=30，T=13，屬于短面板數據，無需做單位根檢驗和協整檢驗。首先，對數據進行Hausman 檢驗，來判斷使用固定效應模型還是隨機效應模型。假設H1 面板模型的Hausman 檢驗結果為chi2(5)=124.18，Prob＞chi2=0.0000，拒絕原假設，認為固定效應模型的估計方法更為適合。假設H2面板模型的Hausman 檢驗結果為chi2(6)=141.64，Prob＞chi2=0.0000，拒絕原假設，同樣得出固定效應模型的估計方法更為適合，回歸結果如表3 所示。

表3 普通面板模型估計

由表3 的普通面板模型估計結果（模型1、模型2、模型3） 可知，傳統的OLS 回歸得到環(huán)境規(guī)制、經濟發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模均對省域的工業(yè)發(fā)展水平有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化程度對工業(yè)發(fā)展無影響。固定效應模型結果顯示，環(huán)境規(guī)制、經濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平對工業(yè)發(fā)展有顯著正向影響，而企業(yè)規(guī)模對省域的工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。對比可知，傳統的OLS 模型會高估環(huán)境規(guī)制和企業(yè)規(guī)模對工業(yè)發(fā)展水平的影響，也會低估城鎮(zhèn)化水平對工業(yè)發(fā)展水平的作用程度。由普通面板模型的估計結果可知，假設H1 成立，即環(huán)境規(guī)制會顯著影響省域工業(yè)發(fā)展水平。

接下來進行中介效應分析，加入變量技術創(chuàng)新后（模型4、模型5、模型6），OLS 估計結果顯示環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化均對工業(yè)發(fā)展水平有顯著的正向影響，經濟發(fā)展對工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。固定效應模型結果顯示，環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新、經濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化對省域工業(yè)發(fā)展有顯著的推動作用，企業(yè)規(guī)模無影響，由此可見，OLS 回歸高估了環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化對工業(yè)發(fā)展水平的影響，低估了經濟發(fā)展的推動作用。研究結果顯示，假設H2 成立，即技術創(chuàng)新是環(huán)境規(guī)制推動工業(yè)發(fā)展水平提升的機制，具有一定的中介效應。

（2） 空間面板數據回歸分析

由于環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展水平的影響存在區(qū)域異質性，需要考慮空間因素，對傳統的回歸模型進行修正，即進行空間計量回歸分析，文章的空間權重矩陣選擇的是Rook鄰接矩陣。將空間權重矩陣引入后，對OLS 估計進行空間依賴性的檢驗，得到LM(SARMA)和LM(lag)均未通過顯著性檢驗，LM(error)在5%的水平下通過顯著性檢驗；Robust LM(lag)未通過顯著性檢驗，Robust LM(error)在10%的水平下通過顯著性檢驗，說明不適宜選擇空間滯后模型，因此文章選擇空間誤差模型，估計結果見表4。

表4 SLM 與SEM 估計

由表4 可知，與傳統OLS 模型相比，引入空間因素的空間誤差模型和空間滯后模型擬合優(yōu)度均得到了提高，且空間誤差模型和空間滯后模型中解釋變量通過顯著性檢驗的數量增加，表明中國省域工業(yè)發(fā)展水平確實存在一定的空間相關性。根據空間誤差模型和空間滯后模型選擇標準可知，與空間滯后模型相比，空間誤差模型的R2較高，Log L 較大，AIC、SC、Sigmasquare 與S.E of regression 值較小，因此，可以確定空間誤差模型是相對較優(yōu)的空間計量模型，能夠更好地揭示環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展水平的影響。

表4 的空間誤差模型檢驗結果顯示，LAMBDA 在1%水平上顯著為正，表明中國工業(yè)發(fā)展存在正的空間相關性，相鄰省域的工業(yè)發(fā)展呈現空間集聚態(tài)勢。城鎮(zhèn)化未能通過顯著性檢驗，表明在其他條件不變的情況下，僅依靠提升城鎮(zhèn)化率很難提高省域的工業(yè)發(fā)展水平。環(huán)境規(guī)制和企業(yè)規(guī)模通過了1%水平的顯著性檢驗，經濟發(fā)展通過了10%水平的顯著性檢驗，表明環(huán)境規(guī)制、企業(yè)規(guī)模和經濟發(fā)展水平對省域的工業(yè)發(fā)展有顯著的推動作用。技術創(chuàng)新通過了5%水平的顯著性檢驗，驗證了其中介效應，說明環(huán)境規(guī)制會通過技術創(chuàng)新進一步影響工業(yè)發(fā)展?？芍?，技術創(chuàng)新能夠增加環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的影響程度，也就是說，可以通過加大技術創(chuàng)新力度來推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的影響。

（3） 區(qū)域異質性分析

為深入探討環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的推動作用，研究進一步探究環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)發(fā)展水平的區(qū)域異質性。文章采用中國統一的地區(qū)分類標準，將研究樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)進行考量。東部地區(qū)主要包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，共10 個省份；中部地區(qū)主要包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，共6 個省份；西部地區(qū)主要包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，共11 個省份；東北地區(qū)主要包括遼寧、吉林和黑龍江，共3 個省份。

首先，對東部地區(qū)的觀測值進行Hausman 檢驗，假設H1與假設H2 得到的檢驗結果分別為chi2(5)=83.04 和chi2(6)=77.35，且Prob＞chi2=0.0000，均拒絕原假設，認為固定效應模型的估計結果更加準確合理。對中部地區(qū)數據進行Hausman 檢驗，假設H1 得到的檢驗結果分別為chi2(5)=9.13，Prob＞chi2=0.1038，接受原假設，認為隨機效應模型結果更加合理；假設H2得到的結果為chi2(5)=43.40，Prob＞chi2=0.0000，拒絕原假設，采用固定效應模型。西部地區(qū)的Hausman 檢驗得到假設H1 與假設H2 的檢驗結果分別為chi2(5)=80.27 和chi2(6)=76.19，且Prob＞chi2=0.0000，選定固定效應模型。東北地區(qū)的Hausman檢驗結果為chi2(2)=21.12 和chi2(2)=25.21，同樣，Prob＞chi2=0.0000，以固定效應模型的結果為準。將四個地區(qū)的回歸結果匯總如表5 所示。

由表5 可知，模型11 和模型15 分別為東部地區(qū)OLS 估計和固定效應模型估計的結果，可知環(huán)境規(guī)制和經濟發(fā)展均顯著影響工業(yè)發(fā)展水平，企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化程度不會推動東部地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平的提升，技術創(chuàng)新是環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)發(fā)展的中介變量。模型12 和模型16 分別是中部地區(qū)OLS 與隨機效應模型的檢驗結果，同樣得到環(huán)境規(guī)制、經濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化程度顯著影響地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平，企業(yè)規(guī)模對工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響，環(huán)境規(guī)制不會通過技術創(chuàng)新影響工業(yè)發(fā)展。模型13與模型17 為西部地區(qū)的回歸結果，OLS 估計和固定效應模型結果顯示，環(huán)境規(guī)制對西部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展無顯著影響，但經濟發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模、城鎮(zhèn)化程度和技術創(chuàng)新均推動其工業(yè)發(fā)展水平的提升。模型14 與模型18 分別代表東北地區(qū)OLS 估計和固定效應模型估計的回歸結果，可知環(huán)境規(guī)制、經濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化顯著影響東北地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，且環(huán)境規(guī)制能夠通過技術創(chuàng)新推動工業(yè)發(fā)展，相比之下，企業(yè)規(guī)模對工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。通過對東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)的分析可得，環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的影響確實存在區(qū)域異質性，假設H3 成立。

表5 區(qū)域異質性檢驗結果

（4） 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結果的可靠性，文章進行了穩(wěn)健性檢驗，主要通過替換核心變量的方法進行，文章以ER2（工業(yè)污染源治理投資/工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務成本） 來衡量環(huán)境規(guī)制，以TI2（R&D 經費內部支出） 來衡量技術創(chuàng)新，進行了回歸結果的穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果得到，在依次加入各解釋變量的過程中，各變量的系數及顯著性未發(fā)生明顯變化，采用三種計量方法進行類似的回歸，核心解釋變量系數的符號均與研究結果相同，并符合理論預期，具備較好的統計顯著性，說明文章的實證結果是穩(wěn)健的。

五、結論與啟示

1.結論

文章對2005—2020 年中國30 個省、直轄市、自治區(qū)的環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新與工業(yè)發(fā)展水平進行了分析與探討，在此基礎上構建空間計量模型，并探索技術創(chuàng)新的中介作用。主要研究結論包括：

第一，基于普通面板模型估計結果來看，環(huán)境規(guī)制、經濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化程度對省域的工業(yè)發(fā)展均有顯著正向影響，影響程度從高到低依次為：經濟發(fā)展、城鎮(zhèn)化、環(huán)境規(guī)制，企業(yè)規(guī)模對省域的工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。技術創(chuàng)新具有中介作用，能夠推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的提升。

第二，環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的影響存在區(qū)域異質性。中國東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制顯著影響其工業(yè)發(fā)展水平，但西部地區(qū)無影響。東部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)的技術創(chuàng)新能夠推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的作用，而對于中部地區(qū)來說，技術創(chuàng)新尚無明顯的中介效應。

第三，中國工業(yè)發(fā)展存在空間相關性，環(huán)境規(guī)制、企業(yè)規(guī)模和經濟發(fā)展水平對省域的工業(yè)發(fā)展有顯著的推動作用，且環(huán)境規(guī)制會通過技術創(chuàng)新進一步影響工業(yè)發(fā)展。與此同時，技術創(chuàng)新能夠增加環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的影響程度。

2.啟示

文章的研究結果為提升工業(yè)高質量發(fā)展提供了現實啟示：

第一，環(huán)境規(guī)制顯著影響工業(yè)發(fā)展水平，因此，要重視環(huán)境規(guī)制的相關工作，使其成為促進省域工業(yè)高質量發(fā)展的重要抓手。技術創(chuàng)新具有中介效應，各省域也要提升技術創(chuàng)新水平，運用新技術、新方法、堅持新理念發(fā)展工業(yè)，加大力度推進數字經濟發(fā)展，把握5G 時代機遇，聚焦科技創(chuàng)新尖端和前沿領域，加快相關技術、產品和經營模式創(chuàng)新，努力實現數字經濟賦能工業(yè)高質量發(fā)展。

第二，考慮到區(qū)域異質性問題，建議東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)可通過增加環(huán)境規(guī)制力度來推動工業(yè)發(fā)展水平的提升。尤其對于東北老工業(yè)基地的建設，更要把握環(huán)境規(guī)制的作用機制，與此同時，不斷提升技術創(chuàng)新水平，加大數字技術與工業(yè)的深度融合，有利于東北地區(qū)工業(yè)向智能制造、工業(yè)強基、綠色制造轉型。助推東北地區(qū)產業(yè)優(yōu)化升級，推動工業(yè)數字化智能化轉型，提高東北地區(qū)工業(yè)企業(yè)競爭力，從而實現工業(yè)的高質量發(fā)展，振興東北老工業(yè)基地。

第三，由于中國工業(yè)發(fā)展存在空間相關性，建議各省域在制定相關政策時，也要分析相鄰省域工業(yè)發(fā)展的基本情況，打破組織邊界，彼此借勢，促進各省域協調發(fā)展，共同實現工業(yè)的高質量發(fā)展。

第四，環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新、經濟發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化程度均在不同程度上對工業(yè)發(fā)展產生促進作用，因此，推動工業(yè)的高質量發(fā)展，需要全面提升省域的環(huán)境規(guī)制和技術創(chuàng)新水平，打造“數字經濟+工業(yè)”的模式，并注重經濟發(fā)展水平的提升、企業(yè)規(guī)模的擴大，并且加快城鎮(zhèn)化進程。