环境规制下产业结构变迁的跨区协同效应——基于空间杜宾模型的研究

汪国雨

(合肥工业大学 经济学院,安徽 合肥 230601)

环境规制针对的是企业的生产活动,因此会影响企业的决策,进而影响到产业结构[1]。产业结构调整作为我国经济高质量发展的核心工具,一方面可推动经济绿色发展,有效降低污染物排放,实现生态环境的根本性好转;另一方面可促进企业调整生产方式,通过技术创新、改进要素投入等方式,最终推动产业结构升级。因此,如果环境规制是可选择的或有弹性的,则不同的地方政府可能选择不同的规制强度,这会对各地产业结构带来不同的影响。那么地区之间差异化的环境规制政策是否可协调地区之间的产业结构升级？

1 文献综述

从已有文献看,学者们对环境规制与产业结构升级之间的关系进行了大量的实证研究,分别从不同的研究视角和研究方法来探究两者之间的关系。郑金铃[2]从分权视角出发,发现在考虑环境竞争时,环境规制不但可促进本地产业结构升级,并且可对邻近地区的产业结构产生正向溢出作用;范玉波等[1]基于空间替代视角,发现差别化的环境规制会使污染型产业从东部向中西部转移,间接促进了中西部地区的产业结构升级;刘金梦等[3]以人力资本视角为切入点,通过构建门槛回归模型发现,当人力资本处于较低水平时,环境规制对产业升级具有正向促进作用但不显著,而当其越过第一门槛时,环境规制对产业升级具有显著的促进作用;原毅军等[4]通过对环境规制分类,探究非正式与正式的环境规制能否有效倒逼产业结构调整,表明非正式与正式的环境规制总体上都可促进产业结构调整;钟茂初等[5]通过构建理论模型分析了环境规制对产业结构的影响,运用实证研究验证了环境规制与产业结构呈现的“U”型关系,说明只有当环境规制强度越过门槛值后,才能促进产业结构升级;韩晶等[6]等基于双重差分模型发现,当产业发展到一定程度时,适度的环境规制会促进产业结构升级,且就不同区域而言,东部地区环境规制对产业结构的促进作用明显优于中西部地区。

综上所述,以上文献较少从空间视角探究环境规制对产业结构的影响。地理学第一定律表明,所有事物均与其他事物关联,且较近的事物比较远的事物关联更为密切。因此，环境规制可能不仅会影响本地区的产业结构,还可能会对相邻地区的产业结构产生重要影响。本文将前者称为环境规制的直接效应,后者为间接效应(或称“空间溢出效应”)。王文普[7]在研究环境规制对地区产业竞争力的影响时发现,环境规制会导致本地产业竞争力下降,使相邻地区产业竞争力上升,这为环境规制服从地理学第一定律的判断提供了证据;沈坤荣等[8]研究表明,环境规制引发的污染型企业向外转移效应在150km达到峰值,在300km之后随着距离的延伸而逐渐衰减。这表明环境规制的间接效应主要体现在对相邻地区的影响,这也是环境规制服从地理学第一定律的又一证据。

本文运用空间计量方法分析我国省际环境规制的直接效应和间接效应对本地以及相邻地区产业结构的影响，主要贡献体现在以下两个方面:首先,在研究内容方面,已有文献主要关注环境规制能否倒逼产业结构升级,而从空间视角考虑环境规制对本地和相邻地区产业结构的影响鲜有提及。其次,在实证研究方面,运用Moran′s I值测度环境规制与产业结构水平之间存在的空间相关性;运用空间杜宾模型实证检验环境规制对产业结构的影响,考察空间的直接效应和间接效应对本地和相邻地区产业结构变迁的影响;考察环境规制对本地和相邻地区产业结构变迁的影响是否存在协同效应。

2 实证研究设计

2.1 数据来源与处理

本文的研究样本为我国30个省级行政区(不包括香港和澳门特别行政区、西藏自治区和台湾地区)。数据来源于2004—2016年的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国环境年鉴》、《中国科技统计年鉴》和国家统计局网站,以2000年为基期,缺失数据采用均值法补充。

2.2 空间权重矩阵的设定

2.3 空间计量模型构建

目前常用的空间计量模型主要有空间滞后模型(SAR)、空间误差模型(SEM)和空间杜宾模型(SDM)。其中,空间滞后模型和空间误差模型是空间杜宾模型的两种特殊形式,因此在空间计量研究中一般采用空间杜宾模型[10,11]。本文遵循这一研究策略,构建模型为:

SSit=ρWijSSjt+β1REGit+β2WijREGjt+θ1Xit+θ2WijXjt+μi+λt+εit

(1)

式中,SSit为第i个省第t期产业结构;REGit为第i个省第t期环境规制强度;Xit包括控制变量技术进步(ITCH)、开放自由度(OPEN)、外商投资自由度(FDI)和人均GDP(PGDP);Wij为空间权重矩阵;μi、λt、εit分别为空间效应、时间效应、扰动项;ρ为空间滞后回归系数;β和θ为回归系数。

产业结构SS:现有文献对产业结构的度量因研究对象和研究目的不同而有多种方法[12,13]。为体现产业结构升级的内涵,本文借鉴徐敏[14]的做法,主要从产业结构高级化来度量产业结构。产业结构高级化是指产业结构从低水平向高水平演进的过程,主要体现在由第一产业向第二产业、第三产业演进,因此本文构造的产业结构指数为:

(2)

式中,k=2、3,分别代表第二、三产业;Yk为第k产业增加值占GDP的比重。SS数值越大,表明该地区产业结构高级化程度越高。

环境规制强度REG:本文借鉴赵霄伟[9]的方法,采用区位商来构建污染排放综合指数EG。具体思路是：首先计算出各省不同污染物的排放强度,即占全国的比重;然后再对各省各类污染物排放强度进行加权平均,以此度量各省治理环境污染的努力程度。计算公式为:

(3)

式中,EGit为第i个省份第t期的污染排放综合指数。该指数越大,表示该省份治理污染的努力程度越小,因此EGit大于1表示环境规制强度较低。考虑到回归系数符号的直观性,本文取该指数的倒数1/EGit来表示环境规制强度(即取REG=1/EGit,本文使用REG表示环境规制强度);k为污染物的种类数,包括工业烟尘、工业二氧化硫和工业废水;ekit为第i个省份第t期第k种污染物的排放量;Yit为相应省份在不同时期的实际工业总产值。

控制变量包括:①技术进步(ITCH)。杨丹萍、杨丽华[15]研究的结果表明技术进步能促进产业结构升级。本文对技术进步进行控制,并采用全要素生产率(TFP)来度量技术进步,以各省就业人数作为劳动投入,以固定资产净值年平均余额作为资本投入,以GDP作为产出,运用DEA方法测算各省历年的TFP。②开放自由度(OPEN)。王丽、刘岩[16]指出,对外开放度是促进国内产业结构升级的因素之一。本文通过使用进出口总额占GDP比重度量开放自由度以控制该因素的影响。③外商投资自由度(FDI)。王双燕、魏晓平[17]的研究结果表明,在时间维度上外商直接投资与产业结构呈“U”型关系。本文采用当年实际利用外资金额占GDP的比重度量外商投资自由度以控制该因素的影响。④人均GDP(PGDP)。本文采用当年各地区GDP除以该地区人口总数。主要变量的描述性统计见表1。

表1 主要变量的描述性统计

2.4 空间相关性检验

在使用空间计量模型研究环境规制对产业结构变迁的影响之前,需要对两种变量各自的空间相关性进行检验。目前测算空间相关性的方法主要有全域Moran′s I指数和局域Moran′s I指数两种。本文以3种空间权重矩阵,利用2004—2016年的数据,分别测算了省际环境规制强度(REG)和产业结构(SS)的全域Moran′s I指数(表2)。结果表明,省际环境规制强度和产业结构均具有显著的正空间相关性,总体上印证了采用空间计量模型进行研究的合理性与必要性。

需要特别说明的是,为解决模型盅可能存在的解释变量与被解释变量互为因果所导致的内生性问题,本文借鉴李东坤[18]的做法选取环境规制的一阶滞后项作为自身的工具变量,以避免产业结构变化引起的环境规制变化带来的内生性影响。环境规制对于产业结构的影响具有滞后性,采用一阶滞后的处理方式更具合理性。此外,技术进步、人均GDP等控制变量也可能与产业结构变化互为因果,因此本文也引入这些变量的一阶滞后项作为工具变量,以减少内生性造成的偏误。

注：Moran′s I利用Stata14计算。Z表示Z值;***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

3 实证结果与分析

3.1 全国层面的回归结果与分析

如前所述,由于SAR和SEM均为SDM的特例,因此在对式(1)进行空间计量回归之前需要进行最小二乘法回归(OLS),通过LM和稳健的LM检验SDM是否会化简为SAR和SEM。回归结果见表3,限于篇幅仅列出统计量检验值。

表3 最优空间估计模型比较

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

由表3可知,空间固定效应模型中的残差平方和(σ2)为0.001是最小的,拟合优度(R2)为0.450,对数似然函数值(Log-L)为1091.430,对空间滞后模型和空间误差模型的LM检验值分别为157.274和55.713,稳健的LM检验值分别为105.331和3.770。相较于其他3种模型检验的结果,空间固定效应模型均显著拒绝了原假设应选择SAR或SEM的假定,因此采用空间固定效应模型更合理。

由Moran′s I检验、LM和R-LM检验的结果可知,环境规制及产业结构水平均存在着较强的空间相关性，若忽略这种空间效应,必然会导致估计结果的偏误。因此,本文根据Lesage 、Pace[19]的建议,同时借鉴Lee、Yu[20]的经验,考虑使用包含空间固定效应的SDM模型进行回归分析,并通过LR再次检验SDM是否会简化为SAR和SEM。LR-Lag检验的原假设为θ=0,LR-Err检验的原假设为ρβ+θ=0。使用SDM模型进行回归分析的结果见表4,相关数据均显示拒绝原假设,即SDM模型设定是合理的。

表4 不同权重矩阵空间计量结果比较

注：括号中的值为Z值;所有估计均考虑了空间固定效应;***、**和*分别为在1%、5%和10%的水平上显著,下同。

表4中的(1)、(2)、(3)栏分别给出了邻接矩阵、地理矩阵和经济矩阵的回归结果。数据显示3种矩阵的空间滞后系数ρ均显著大于0,进一步表明各省的产业结构存在着空间相关性这一事实。拟合优度(R2)在不同空间权重矩阵中的结果相近,其中在经济矩阵拟合优度中最高,说明其拟合的效果最好,因此以下将分析经济矩阵的回归结果。

经济空间权重矩阵的回归结果表明:①环境规制的一次项和平方项的系数均通过了1%显著性检验,且其一次项系数为正平方项系数为负,说明环境规制对产业结构的影响不是简单的线性关系,而是呈倒“U”型关系,即环境规制对产业结构变迁的影响存在非线性关系。②核心解释变量的外生交互效应为正,即W*REG大于0,但并没有通过显著性检验。表明相邻地区的环境规制可促进本地产业结构升级,且其影响程度可能与地区之间的经济关联度不高。③技术进步等控制变量总体上有助于产业结构升级。同时，技术进步的外生交互效应显著为负,表明技术进步通过空间效应抑制了本地区的产业结构升级。此时技术进步为负外部效应,表明各地方政府实施的人才战略计划更加有利于本地产业结构的发展,但却阻碍了相邻地区的产业结构发展。外商投资自由度和开放自由度的外生交互效应也均为负,但未通过显著性检验,说明在一定程度上外商投资自由度可能也具有竞争性,会阻碍相邻地区的产业结构升级。

不同空间权重矩阵下SDM的直接效应、间接效应和总效应的回归结果见表5。由于经济矩阵下拟合效果最好,因此以下分析仍以经济矩阵下的SDM回归结果为例。根据直接效应和间接效应的结果可知,环境规制影响本地和相邻地区产业结构变迁的临界值分别为2.75和2.61。根据这两个临界值,可将环境规制与产业结构变迁的关系划分为3个阶段:①在环境规制强度小于2.61时,环境规制可促进本地和相邻地区的产业结构升级。此时环境规制强度具有强倒“U”型协同效应,能协调区域间的产业发展。②当环境规制强度介于2.61和2.75之间时,环境规制促进本地却抑制相邻地区的产业结构水平。随着环境规制强度的增加,其正外部效应逐渐减弱,协同发展的产业体系逐渐扭曲。③当环境规制强度大于2.75时,环境规制抑制本地和相邻地区的产业结构水平。由此可见,环境规制强度过高,并不利于我国的产业结构升级。

表5 不同矩阵下直接效应、间接效应和总效应估计

3.2 分地区回归结果与分析

由于我国幅员辽阔,东、中、西部的资源禀赋和经济发展水平差异巨大,仅仅在全国层面上分析并不能充分说明环境规制对各地区产业结构水平的影响程度。本文将全国30个样本省份按照东、中、西部分类后再分地区样本回归(东部包括京、津、冀、辽、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、琼;中部包括晋、吉、黑、皖、赣、豫、鄂、湘;西部包括蒙、桂、渝、川、黔、滇、藏、陕、甘、青、宁、新,划分依据见国家统计局网站),考虑到本文主要探究环境规制的直接效应和间接效应对产业结构的影响,回归结果只展示该部分,见表6。空间矩阵采用经济矩阵,首先东部地区的直接效应和间接效应均表现为先抑制后促进,临界值分别为2.50和3.75,直接效应和间接效应均在统计上不显著,此时经济较为发达的东部地区产生了弱“U”型协同。中部地区的直接效应和间接效应表现为先促进后抑制,临界值分别为1.09和0.85,环境规制的一次项和平方项均在5%的统计水平上显著,经济相对落后的中部地区表现为强倒“U”型协同。西部地区的直接效应和间接效应均表现为先促进后抑制,临界值分别为2.45和0.97,其间接效应的环境规制一次项和平方项在5%的统计水平上显著,经济落后的西部地区呈现出弱倒“U”型协同。

表6 分地区直接效应、间接效应和总效应估计

综上可知,环境规制对产业结构变迁产生了跨区域协同效应(跨区域协同效应:环境规制倾向于使本地和相邻地区的产业结构变迁遵循同种变动路径,即同时促进或抑制本地和相邻地区的产业结构变迁。其中,回归结果不显著为弱“U”型协同或弱倒“U”型协同;显著的为强“U”型协同或强倒“U”型协同),而这种跨区域协同效应在东、中、西部有所差别。东部地区的“U”型协同暗示了实施较强的环境规制政策有利于本地与相邻地区的产业结构升级,中西部地区则相反。其次,在确定了东、中、西部环境规制与产业结构变迁的临界值之后,本文中测算出东、中、西部地区的环境规制强度的均值分别为1.36、0.66、0.33,通过数据描述性统计可知，全国环境规制强度的均值为0.79。东部地区的环境规制强度高于全国平均水平,但低于东部地区的直接效应和间接效应的临界值,说明目前东部地区仍需要加强环境规制强度使其越过临界值,从而促进东部地区产业结构升级。同时,中西部地区环境规制强度不但低于全国平均水平,而且也低于各自地区的直接效应和间接效应的临界值,表明中西部地区可进一步加强环境规制强度,但必须考虑到过强的环境规制力度会抑制地区的产业结构升级。因此,中西部地区需要实施适宜的环境规制政策以促进产业结构升级。第三,由于东、中、西部地区经济发展水平不同,各地区应依据本地区经济发展状况制定环境规制政策。东部地区环境规制的临界值大于中西部地区,较强的环境规制会通过企业转型升级直接促进东部地区的产业结构升级,并通过产业转移促进中西部地区的产业结构升级,而中西部地区若实施严厉的环境规制则不利于本地的产业结构升级。因此,我国各地区应实施差异化的环境规制政策,经济发展水平较好的东部地区可实施较强的环境规制,中西部地区则需要实施适宜的环境规制强度。正因为如此,钟茂初等[5]研究发现,我国应实施因地制宜的环境规制政策,切不可在全国范围内搞“一刀切”。

3.3 稳健性检验

环境规制对产业结构变迁的影响可能会因环境规制度量方式的不同而存在差异,因此本文选取环境污染治理投资总额作为核心解释变量,分别在全国层面和地区层面上进行稳健性检验,其中全国和地区层面均使用经济矩阵,具体结果见表7。由表7可知,在替换核心解释变量之后,在全国层面上的环境规制对产业结构变迁的影响仍然表现出倒“U”型关系。在地区层面上，东、中、西部的回归结果与分地区的回归结果一致。即东部地区表现出弱“U”型协同,中部地区表现出弱倒“U”型协同,西部地区表现出强倒“U”型协同,环境规制对产业结构变迁产生的协同效应如前述结论基本一致。但中部地区的间接效应未通过显著性检验,这可能与目前中部地区环境污染治理投资的环境博弈策略有关。中部地区为了承接东部地区的产业转移，采取了相似的环境污染治理投资策略,导致中部地区之间的间接效应可能不显著。以上结果表明,对环境规制使用不同的度量方式并不改变前述结论,也说明了本文的结论具有稳健性。

表7 稳健性检验

4 结论及政策建议

4.1 结论

本文主要采用2004—2016年我国30个省的面板数据,引入空间杜宾模型对环境规制与产业结构变迁之间的关系进行了实证分析。研究结果表明:首先,从全国层面来看,环境规制对本地及相邻地区产业结构的影响轨迹均呈倒“U”型,并随着环境规制强度由弱变强,对本地及相邻地区产业结构均产生先促进后抑制的影响,环境规制强度过高不利于我国产业结构升级;其次,从区域层面来看,环境规制对各区域自身及相邻地区产业结构变迁产生的影响不同,东部地区呈“U”型关系,中西部地区则呈倒“U”型关系;第三，从直接效应和间接效应看,东中西部地区均表现出产业结构变迁的协同效应,中部地区的协同效应较突出,适当的环境规制政策能协调区域间的产业结构升级。

4.2 政策建议

本文的政策建议主要是:①制定多元化、跨区域的环境政策。具体来说,中央政府应改变过去以GDP为核心的考核方式,加大环境绩效在考核中的比重。同时，加强中央政府对地方政府的环境监管,将命令—控制型监管与市场相结合,提高环境监管的效率。通过制定联防联控环境政策的协调各区域环境政策,使各区域能够达成共识,防止“搭便车”现象出现。由于区域间的差别,东部地区的经济发展水平相对较好,实施严格的环境规制政策,既有利于企业转型升级,又可对企业产生“精洗”作用,淘汰高污染和高耗能型企业,使其转移到其他地区。中西部地区则应实施合适的环境规制强度,在承接东部地区企业转移时和在避免污染避难情况发生的同时促进产业结构升级。②提高环境规制强度,推动污染治理从末端治污向源头防污转变。在加紧治理河流和空气污染的同时,从污染源头进行干预和防范。因此,应加大对违规企业的诉讼处罚力度,以减少污染物生产，对那些高污染、高耗能、高耗水的企业继续实行严厉的“关停并转”措施;设置专项资金,引导企业尤其是中小企业引入治污设备,推进技术升级;加大宣传力度,提高社会各界的环保意识。这样环境污染才能标本兼治,有助于推动节能、节水、治污等环保产业的发展,实现产业转型升级。当然,相比中西部地区,东部地区的步子可更大一些。