环境规制促进了产业升级吗

纪玉俊　郑金鑫

摘要：在高质量发展阶段下，环境规制对产业升级的影响作用越来越凸显。本文立足于两控区政策的背景，采用1994-2015年281个地级市的数据，模拟准自然实验进行DID分析。分析结果表明：环境规制对于产业升级具有明显的正向影响，环境规制能有效地促进产业升级，但这种效应具有异质性，东中部城市、西部城市、经济特区城市及非经济特区城市中环境规制对于地区产业升级效应不同。同时环境规制政策具有明显的滞后效应，在政策实施结束后仍能在一定程度上对产业升级产生促进作用。融资环境、交通水平、消费能力、政策因素等对于产业升级的作用也表现出区域差异。

关键词：环境规制;产业升级;两控区准自然实验;DID分析

中图分类号：F062.2

文献标志码：A

文章编号：1672-626X（ 2019）05-0078-11

一、引言

高污染高能耗的粗放式经济发展模式所带来的问题日益开始暴露，酸雨、雾霾、温室效应等污染问题相继出现，环境保护已成为全球性共识。2016年4月22日全球170多个国家在纽约签订的《巴黎协定》将环境保护问题落实到全球性法律文件，协定制定了严格的减排协议并在全球强制执行。2018年4月30日，《联合国气候变化框架公约》框架下的新一轮气候谈判在德国波恩开幕，各国代表就进一步制定实施气候变化《巴黎协定》的相关准则展开谈判。但是该项全球性协议在制定及实施过程中却阻力不断，2017年6月1日美国更是宣布退出《巴黎协定》，认为其损害了美国经济，导致就业岗位大幅缩减。目前，不但在全球范围内，就一个国家或地区的经济发展而言，实行较为严格的环境规制政策，对于经济发展具体会产生什么影响？从经济学角度而言，环境规制在改善环境问题的同时也能够促进清洁能源的使用，带动绿色CDP的发展及产业技术升级;但对于大部分以资源密集型进行高速工业化发展的国家而言，严格的环境规制政策也造成了国内经济发展的较大阻力，不利于经济结构的转型及产业升级n，。环境规制与经济发展、产业升级间的矛盾导致很多环境保护文件并未落到实处。

我国在爆发了一系列严重的生态问题后，也将环境规制提上日程。环境保护作为我国的基本国策之一，在近几年地位更是日益提升。习总书记提出的“绿水青山就是金山银山”将环境保护与经济发展有机统一起来，提出使良好的生态环境成为人民生活的增长点、经济社会持续健康发展的支撑点、展现我国良好形象的发力点[2]。为控制中国不断恶化的酸雨和二氧化硫环境污染问题，并观察实际情况下环境规制对于地区经济社会的影响，政府依照《国务院关于环境保护若干问题的决定》《国家环境保护“九五”计划和2010年远景目标》，开始实施“两控区”分阶段控制的目标，1998年1月12日正式批复的《酸雨控制区以及二氧化硫污染控制区划分方案》将降雨PH值≤4.5的城市归于酸雨控制区;近三年来环境空气二氧化硫年平均浓度超过国家二级标准的城市归于二氧化硫污染控制区。政策的控制目标是到2010年将“两控区”城市内的二氧化硫排放量把控在2000年的排放范围之内;“两控区”城市内空气中的二氧化硫浓度需全部达到国家环境质量标准;酸雨控制区内的城市降水PH值≤4.5的面积需明显减少。这一政策划分出的两控区实际上给经济问题的研究创建了一个准自然实验，其中控制区与非控制区即可形成自然试验中的实验组和控制组，结合多年的统计数据能够有效研究具体的环境规制对于我国经济的增长及新旧动能转换中的重要推动力——产业升级产生的影响及具体的效应，并探索环境规制需要保持一个怎样的度，才能够更好地实现经济发展与环境保护的双赢，这也成为政府在制定环境规制政策时重点关注的方面。

一、文献综述

从现有研究来看，虽然环境规制与产业升级之间的关系未有定论，但是国内外学者对该问题也做了大量研究。研究主要从两个维度分析环境规制与产业升级之间的关系，一是假设经济发展的外部条件不变，重点关注环境规制成本的静态分析，Gray（1987）首先运用美国制造业数据对美国政府实施的环境规制政策与生产率增长进行研究，实证结果表明环境规制与生产率呈现明显的负向相关”，，之后许多学者针对不同行业及不同国家相关政策也得出相关结论[4-8];另一种则是假设产业发展的资源、技术及消费需求等条件是不断变化的，从动态的视角进行环境规制与产业升级之间的分析，其中最著名的便是“波特假说”，Ponter（1995）认为合理的环境规制政策能够激发企业进行技术创新，提高企业竞争力及产业生产力[9]。随后不同学者运用各国数据从实证方面验证了这一假设[10-14]。除此之外，也有学者认为环境规制与产业升级之间的关系不定，Hemmelskamp（ 1997）提出环境规制对于企业创新力及产业发展的影响需要考虑公司规模、市场结构及需求等因素[15]。

国内学者则在此基础上，运用我国经济社会发展的数据，从多个角度探讨了环境规制与产业升级之间的关系。龚海林（2013）从产业结构的作用机理角度，采用省际面板数据，分析得出基于投资结构途径的环境规制对产业结构优化升级的影响绩效最大[16]。韩晶等（2014）从产业技术复杂度的角度进行环境规制与产业升级间的分析，得出在产业发展到一定程度后，适当的环境规划会促进产业升级且环境规制对各区域产业升级影响效果不同等结论[17];张先锋等（2015）运用2001-2011年中国省际面板数据，研究得出环境规制与产业变动存在双重效应，环境规制能够带动产业升级效应[18];郑金铃（ 2016）从产业结构调整的角度利用我国2003-2013年间279个城市的面板数据进行研究，发现我国环境规制强度的增加能够促进产业结构升级[19];纪玉俊等（2016）从人力资本视角，运用门限回归检验，发现当人力资本达到一定水平时环境规制对产业升级具有明显的正向作用[20]。

上述分析虽然从多个角度分析了环境规制与产业升級之间的关系，但产业升级的评价指标多是侧重于产业升级的某一维度，在数据的选择上年份跨度较小也多采用省级面板数据，且在实证分析中无法避免既影响环境规制又影响产业升级的因素所造成的内生性问题，无法准确分析出环境规制对于产业升级的净效应。本文在构建了总体产业升级指标的基础上，运用1994-2015年地级市面板数据，避免了样本量较小的问题，以《国务院关于酸雨控制区和二氧化硫污染控制区有关问题的批复通知》作为环境规制的一个准自然实验，通过两控区城市划分实验组和控制组，以此为基础分析环境规制是否能够促进产业升级以及具体的促进效应，这可以在一定程度上避免内生性问题，从而提高实证结果的准确性。

三、研究方法与模型设定

本文主要研究环境规制对于产业升级的影响。为解决一般计量方法无法避免存在的各种外生条件对计量结果造成的偏差影响，采用两控区政策作为准自然实验，划分实验组与控制组，运用DID（ Differences-in-Differences）方法，即双重差分法，以更为准确地分析环境规制对于产业升级的影响。双重差分模型多作为估计处理效应的计量工具，经常被用来评估某一政策实施的跨期效果，能有效地评估政策的实施效应。双重差分的应用能很大程度上避免计量分析的内生性问题，相对于传统的评估政策效应OLS等方法，DID通过设置政策发生与否、政策范围内外的虚拟变量能够更为科学地估计出政策的实施效应。双重差分模型的基本设定为：

其中，G为城市分组虚拟变量，实验组=1，控制组=0;D为分期虚拟变量，政策实施后=1，政策实施前=0;交互项G*D就代表实验组在政策实施后的实施效应，β1，即为双重差分法所构建模型中政策实施的净效应。双重差分法的原理就是通过虚拟变量的构建对政策实施前后实验组和控制组之间的差异测度出反映政策实施效果的双重差分统计量，其系数代表了该政策实施效果的净效应。在具体使用的过程中，可根据模型的需要加入相关控制变量。同时DID方法作为一个可以有效评估政策实施效应的工具，需满足共同趋势的前提条件，即实验组和控制组在政策实施之前必须具有相同的变化趋势。为进一步严格这一前提条件，可将DID方法与PSM方法相结合，增加实证分析的准确性。PSM方法即倾向评分匹配（Propensity ScoreMatching），简称PSM，是通过采用非实验数据或观测数据进行干预效应分析的统计方法。采用PSM方法在数据中选择基本特征比较相似的样本，形成新的实验组和控制组，然后基于新的实验组控制组数据进行DID回归，可以保证DID方法的随机性假设。另外由于某些政策的冲击，实验组和控制组之间可能存在的自选择性问题会对计量结果产生影响，采用PSM能够有效地解决这一问题。

根据本文实际研究问题，参照城市是否在两控区城市名单中，划分出实验组两控区城市与控制组非两控区城市，并考虑将政策实施点划人到实验组与控制组的分析中，进一步将样本划分为4组，即政策实施前的两控区城市、政策实施后的两控区城市、政策实施前的非两控区城市、政策实施后的非两控区城市，提出如下DID估计模型：

其中，upgwf是被解释变量，代表产业升级的度量指标。zone用以控制城市是否属于两控区城市名单，若zone=1为实验组样本，即属于两控区名单中的城市，zone =0为控制组样本，属于非两控区城市，post用以控制政策实施点，若post=1则为1998年政策实施后年份，post =0为1998年政策实施前年份。环境规制是产业升级的影响因素之一，但是产业升级也受到诸如融资环境、交通水平、消费能力、政策因素等影响，为避免高估环境规制对于产业升级影响的估计参数，将影响产业升级的其他因素作为控制变量Con tro/添加到模型中，以消除模型中潜在的内生性及残差序列自相关等问题;μ是残差项。

在上述模型中，我们重点关注的是系数β1，它衡量了两控区政策对于产业升级的具体影响。两控区政策实施后，两控区名单城市内的企业需要更新生产设备、安装除硫设备并被禁止采用质量低下的燃煤，这势必会增加企业的中间产品投入，加大研发投入，导致产品成本增加，但也能够倒逼企业进行生产技术升级及生产创新，实现高质量发展，从而带动区域内的产业升级。β1系数的正负及大小则代表两控区政策实施下的环境规制对产业升级是否存在有利影响及具体的影响效应。

需要注意的是，两控区政策城市的选定并不是完全随机的，会受到城市空间属性及政策因素等的影响，一般来说东中部地区城市发展较早，重化企业较多，城市的环境问题相对严重，东中部地区人选两控区城市会多于西部地区;经济特区城市发展较快，环境污染问题较为严重，同时经济特区城市作为试点城市，承接政策的实施效果较好，经济特区城市入选两控区城市的机会也要多于非经济特区城市[1]，这就导致模型面临较为严重的内生性问题。所以在模型分析的过程增加了对城市空间属性（样本城市为东中部城市还是西部城市）及政策属性（样本城市为经济特区城市还是非经济特区城市）的稳健性检验，以验证估计结果的准确性。两控区政策规定自1998年实施并于2010年结束，作为准自然实验应选择政策实施年份进行实验组控制组的分析，但政策的实施是一个动态的过程，一般存在滞后性，所以在后续分析中除了对政策实施年份进行DID分析外，也需涉及到滞后年份的分析，这也是检测政策实施效果的一个重要方面。

四、指标选取及数据说明

（一）指标选取

根据研究目的，本文将重点分析环境规制是否会影响地区的产业升级，指标选取涉及到产业升级度量指标、衡量两控区政策实施效果的两控区城市虚拟变量、两控区政策实施年份虚拟变量，由于产业升级还受到如实际利用外资数、交通、制度、消费需求等因素的影响，此处将这些变量作为控制变量引入，除此之外还包括为进一步进行稳健性检验的分组变量、空间属性与政策因素的虚拟变量，详细的变量设置与计算方法见表1。

1.被解释变量。产业升级即产业通过生产要素的优化组合，技术水平、管理水平的提高等实现社会整体生產效率的提升[21]，劳动生产率是指劳动者在一定时期内创造的劳动成果与其相适应的劳动消耗量的比值，可以用来衡量某一产业的生产效率，进而代表该产业的升级水平;同时产业升级也是一个渐进的发展过程，包括旧的主导产业不断向新兴产业进行转移的量的改变，二、三产业产值比重的变化体现了三次产业间转移的结果，为使指标更好地度量产业升级水平，参考产业结构系统中产业结构水平的处理方法[22]，分三次产业对各地市产业的劳动生产率进行计算后，用三次产业产值占生产总值的比重作为权重对三次产业的劳动生产率进行折算，得到产业综合劳动生产率以衡量城市层面的产业升级水平。

2.解释变量。结合本文的研究目的，主要解释变量包括两控区城市虚拟变量（tcz）及政策实施年份虚拟变量（post），以划分实验组和控制组分析环境规制对于产业升级的作用，其中两控区政策实施的政策虚拟变量与政策实施年份的虚拟变量的交叉项（tcz*post）为核心解释变量，通过相应的测算可以验证两控区政策的实施对于各城市产业升级的具体影响。

3.控制变量。（1）实际利用外资数。资本作为产业升级的重要支撑因素之一，能够增加产业投入成本，提高企业研发投入，提升企业的技术水平及创新能力，推动整体产业的升级。实际利用外资数（fdi）较为直观地衡量了一个城市的融资环境，产业的发展能够得到多少资金支持，可为产业升级创造提供相应的技术及创新能力的培育环境。（2）交通因素。交通是城市经济发展的重要助力，一个城市的整体交通能力与该城市的产业发展关系密切，交通能够通过提高物流运输能力加强上下游产业的关联，提升产业生产效率进而带动城市产业的整体升级。各城市人均道路面积（tri）指标能够较好地衡量城市整体交通能力。（3）制度因素。国家的相关制度安排能够对一个城市的产业发展提供政策、资金、技术支持.在很大程度上影响着企业的创新活动，而创新能力对于提升产业生产效率及新产品新类型的产业发展具有重要作用，进而影响该城市的产业升级。本文选用各城市城镇私营和个体从业人员与城镇从业人员比值（ sys）衡量制度因素。（4）消费需求。随着消费需求从简单到复杂，再到精细化，一个城市的消费需求引导着城市产业由单一到多样化再到细分化，进而带动产业的创新升级及新兴产业的发展，推动着产业间及产业内结构的不断优化升级。本文选用各城市人均GDP（gdp）代表消費需求的衡量指标。

4.分组变量。为进一步进行稳健性检验，控制城市的空间属性及政策属性对城市变量进行分组。其中以区域城市虚拟变量（zone）衡量城市的空间属性，若zone=l，则为东中部城市，zone=0，则为西部城市;以经济特区城市虚拟变量（spz）衡量城市政策属性，若spz=l，则为经济特区城市，spz=0，则为非经济特区城市。

（二）数据说明

本文数据主要来源于《中国城市统计年鉴》《酸雨控制区以及二氧化硫污染控制区划分方案》及各城市统计年鉴，数据涵盖了1994-2015年我国281个地级市的数据，其中依照《酸雨控制区以及二氧化硫污染控制区划分方案》，161个是两控区城市，区外城市120个，将数据进行整合，得到281个地级市各指标统计量的大样本数据。依照政策实施年份1998年和政策结束年份2010年将1994-1998年作为政策实施前年份，1998-2010年作为政策实施后年份，2010-2015年作为政策的滞后效应年份。其中历年统计年鉴口径有所变化，统计城市也有所不同，因此数据中存在部分城市及指标数据缺失问题，所以样本数据属于非平衡面板数据。非平衡面板数据不影响计算离差形式的组内估计量，对后续的实证分析不会产生实质性影响[23]。

表2为主要变量的描述性统计。由表2可以看出产业综合劳动生产率最大值为3980.774，最小值为120.7389，标准差为541.2839，这说明不同城市的产业综合劳动生产率差异较大，即产业升级的水平各不相同。其他控制变量也各有差异，各个城市发展过程中外商直接投资、交通、制度影响及人均CDP等指标变化较大，这也是影响各个城市产业升级水平不同的原因。

五、实证结果分析

（一）单变量分析

将数据处理后，先进行两控区政策实施时间前后产业升级指标变化的单变量分析，以预判两控区政策实施对于产业升级的正负影响。表3列出了两控区政策实施前后各个城市的产业综合劳动生产率的差异。从表3数据可以看出，总体样本在两控区政策实施后产业升级水平有了明显的提高，较政策实施前的966.9368上升了55.8092，为进行稳健性检验而划分的东中部城市、西部城市和经济特区城市、非经济特区城市在两控区政策进行控制后，各城市的产业综合劳动生产率也均显著高于两控区政策控制前的数据，其中西部城市在两控区政策实施后的产业综合劳动生产率不显著低于两控区政策实施前，说明对西部城市而言两控区政策实施与产业升级之间的关系并不明显。由此可初步假定两控区政策对城市的产业升级有正向影响，其中经济特区城市两控区政策实施下的产业综合劳动生产率差异要明显大于非经济特区城市。这在一定程度上说明两控区政策对经济特区城市的影响可能会大于对于非经济特区城市的影响。

从单纯控制实施年份的单变量分析中初步判断了两控区政策对于产业升级的正向影响后，考虑对两控区城市进行控制，对产业升级指标这一变量进行DID处理以进一步验证两控区政策与产业升级之间的关系。表4列明了实验组和控制组在两控区政策实施前后产业综合劳动生产率的差异。

在两控区政策实施后，控制组和实验组的产业综合劳动生产率的数值都明显增加，且在l%水平下显著。其中实验组的产业升级水平变动明显大于控制组，说明两控区城市在政策实施后产业升级相较非两控区城市有明显提升，验证了两控区政策对于产业升级的正向影响。考虑到时间序列数据下，样本间的横向差异影响因素，用实验组的变动减去控制组的变动，以消除时序上的变动差异。由此得到的数据显示，除西部城市外，全样本、东中部城市、经济特区城市及非经济特区城市的产业综合劳动生产率的双重差分值都要大于零，进一步验证了两控区政策能够促进产业升级。从城市分组来看，东中部城市及经济特区城市的双重差分值要大于非经济特区城市，可推断两控区政策对经济特区城市及东中部城市的影响要大于非经济特区城市。

（二）DID分析

通过上述对两控区政策实施前后产业升级指标的单变量简单分析后，能够得出两控区政策的实施对于产业升级确实存在正向影响作用，同时从城市分组来看东中部城市、经济特区城市的影响要大于非经济特区城市，西部城市两控区政策的实施对于产业升级存在不显著的负向影响。为进一步验证两控区政策对于产业升级的正向影响作用，引入控制变量，对产业综合劳动生产率与控制城市和控制年份的交叉项进行DID模型估计及分析，以确定两控区政策对产业升级影响的具体数值效应。在进行DID估计前需要保证实验组与控制组在接受处理前具有相同的趋势。图l显示在1998年两控区政策实施前，控制组和实验组的产业综合劳动生产率保持大致相同的变动趋势，而在1998年两控区政策实施后到2010年政策实施结束时，实验组与控制组的产业综合劳动生产率的变动出现较为明显的增长趋势，假设条件满足，可以采用DID估计模型进行两控区政策实施对于产业升级的影响分析。

对政策实施区间1994-2010年的数据进行DID模型分析。表5列出了处理后的两控区政策与产业升级的双重差分估计结果，由表中结果可以看出，全样本下tcz*post的交叉项系数显著为正，在两控区政策实施后产业升级水平提高了35.9633，说明两控区政策在严格的产业环境管控下对于产业升级具有明显的正向效应。两控区政策的实施虽然使得两控区城市内企业因更新生产设备、增加排污费用、使用优质燃煤等增加了生产成本，但能使城市内产业开始进行转型，重化工业因严格的环境管制导致生产利润减少，受环境规制影响较小的服务业、金融业等第三产业会崛起，整个城市的产业结构有所升级;同时原有企业也因生产成本的提高而优化资源配置，增加研发投入进行技术升级及生产创新，能够提升边际要素替代率，提高整体的生产效率及产出效应，其经济效应可以抵消生产成本的增加，从而带动整体的产业升级。从实证结果也可以看出各城市直接利用外资数、城镇私营和个体从业人员与城镇从业人员比值及单位GDP等控制变量的系数也明显为正值，即各城市的可用资金、政策因素及消费水平也有效地带动了产业水平的提升。

从城市分组来看，东中部城市tcz*post的交叉项系数也为正值，且在1%的水平下显著，即两控区政策的实施对于东部城市的产业升级也存在明显的正向效应，因为东中部城市经济相对发达，面对严格的两控区政策能够迅速应对，进行产业间的调整，向技术密集型或服务型产业进行转移，同时严格的环境管制能够快速倒逼技术升级以应对生产成本的提高，通过加强创新能力以加快新产品新技术的产生，提升产业内的升级。而西部城市tcz*post的交叉项系数为负值且不显著。考虑到西部城市的發展多以资源密集型产业为主，严格的环境管制政策对于整体产业的影响较大，而在短期内难以进行产业结构调整;同时西部地区经济技术相对落后，原有企业难以在环境规制的压力下迅速进行技术升级以产生要素替代效应，创新能力难以跟上因两控区政策产生的生产成本的增加，因此两控区政策对于产业升级的作用不明显。经济特区城市、非经济特区城市的tcz*post交叉项系数均显著为正值，即两控区政策的实施对于经济特区城市及非经济特区城市的产业升级均具有正向效应，但经济特区城市tcz*post交叉项系数要明显高于非经济特区城市，说明这种正向影响经济特区城市要显著高于非经济特区城市。因为经济特区城市经济相对发达，技术支持环境相对较好，能够在短时间内完成技术升级及产业创新，相关企业能迅速提升自身生产的竞争力，进而带动产业升级。经济特区城市对政策也较为敏感，作为经济试验区对政策的承接能力较非经济特区城市要强，企业的应变能力及城市内产业的转移升级也较快，所以两控区政策对于经济特区城市的产业升级正向效应要高于非经济特区城市。

考虑到DID模型分析中的随机性假设，为进一步验证两控区政策对于产业升级的正向效应，采用倾向匹配得分法对实验组和控制组进行匹配，以实际利用外资数对数、人均道路数、私营和个体从业人员占总从业人员的比例及人均GDP对数作为城市特征变量对实验组和控制组进行Probit回归，以预测值作为得分，采用最近领匹配的方法进行一对一匹配，进行回归，可以看到表6中PSM后的DID检验结果与原双重差分下的检验结果变化不大，tcz*post交叉项系数除西部城市外均为正值，且均在5%水平下显著，经济特区城市、东中部城市的系数仍明显高于非经济特区城市，进一步验证了两控区政策对于产业升级水平的正向影响。

从上述分析中可以看出两控区政策在实施过程中有效带动了相关城市的产业升级。同时，作为一个年份跨度较大、范围较广的政策，两控区政策在政策实施结束后应对产业升级具有滞后效应及长期影响，为考察两控区政策对于产业升级的滞后效应，表7呈现了政策实施结束后延后5年的数据分析结果，从1994-2015年数据下DID检验结果可以看到，全样本中tcz*post交叉项系数仍显著为正，且除西部城市外，东中部城市、经济特区城市、非经济特区城市的tcz*post交叉项系数也仍为正值，经济特区城市、东中部城市的系数仍明显高于非经济特区城市，说明两控区政策在政策实施后仍对城市的产业升级水平具有正向影响效应，东中部城市及经济特区城市的影响能力显著高于非经济特区城市。但是与1994-2010年数据下的DID检验结果对比，可以发现无论是全样本、东中部城市、经济特区城市、非经济特区城市tcz*post交叉项系数都明显降低，说明在政策实施结束后两控区政策对于产业升级的作用开始降低，环境管制措施对于产业升级的倒逼作用逐渐减小，政策效应开始变弱，但仍存在明显的正向影响。PSM处理后的DID检验结果中除各项系数的显著性明显降低外，也呈现同样的结果及结论（见表8）。

六、结论及政策建议

从本文分析结果总体来看，环境规制对于产业升级具有明显的正向影响效应，环境规制通过产业间的转移带动结构的优化调整并能倒逼技术升级，促进企业创新能力及竞争力的提升，带动了产业内的升级，从而能够有力地促进整体的产业升级。通过城市分组的稳健性检验来看，环境规制对于产业升级具有异质性。分地区来看，环境规制对于东中部城市环境规制同样具有此效应，但西部城市环境规制则对产业升级具有不显著的负向效应。考虑政策因素下，经济特区城市与非经济特区城市的环境规制均能促进城市的产业升级，但经济特区城市中环境规制对产业升级的正向影响效应明显高于非经济特区城市。同时环境规制政策具有明显的滞后效应，在政策实施结束后仍能对产业升级产生促进作用。

根据上述分析结果，提出如下建议：第一，政府应坚定环境保护的理念，做好正确的引导。政府在进行环境保护政策的制定时，不能只关注短期的经济效益，要考虑到环境规制政策能够倒逼产业向着优良方向发展，进而带动整体经济的高质量发展。同时要做好环境规制经济效益的宣传引导，提高环境保护的国民意识;第二，合理选择环境规制工具，做到环境规制的连续性。政府在进行环境规制的过程中，要确保环境规制政策的合理性，使市场在资源配置中发挥决定性作用和更好发挥政府作用，确保环境规制政策能够对产业升级及国民经济的可持续发展发挥最大的促进效果。应将环境保护作为一项长期任务，结合政策实施效果及经济发展的阶段特征制定后续政策，进而带动环境与经济间的长期健康良性发展;第三，提升社会的整体创新能力是环境保护与经济发展的根本保证。环境规制对于产业升级的作用主要是通过提高企业技术创新能力来实现，创新能够带动企业生产的技术升级，提高产业效率，形成新的经济增长点，对于环境保护和社会的发展均具有重要作用，政府在制定政策时应着重关注政策所产生的创新效益，并加强对高技能劳动力的培养。

参考文献：

[1]吴明琴，周诗敏，陈家昌.环境规制与经济增长可以双赢吗—基于我国“两控区”的实证研究[J]当代经济科学，2016，（6）：44-54.

[2]毛胜.“绿水青山就是金山银山”——学习习近平关于经济发展与环境保护的重要论述[J]邓小平研究，2017，（ 3）：24-33.

[3] Gray W B.The Cost of Regulation： OSHA.EPA and the Productivity Slowdown[J].American Economic Review.1987.77（5）：998-1006。

[4] Levinson A，Taylor M S.Unmasking the Pollution Haven Effect[J].International Economic Review.2008.（49）：223-254.

[5] Gollop F M.Roherts M J.Environmental Regulations and Productivity Growth： The Case of Fossilfueled Electric Power Generation[J] .Journal of Political Economy.1983.91（4）：654-74.

[6] Barbera A J.Mcconnell V D.The Impact of Environmental Regulations on Industry Productivitv： Direct and Indirect Effects[J].Jour-nal of Environmental Economics&Management，1990. 18（1）：50-65.

[7] Palmer K.Portney P R.Tightening Environmental Standards： The Benefit-cost or the no-cost Paradigm[J].Journal of Economic Per-spectives，1995.9（4）：97-118.

[8] Levinsohn J.Petrin A.Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservable[J].Review of Economic Studies.2000.70（2）：317-341.

[9] Porter M E.Claas V D L.rroward a New Conception of the Environment-competitiveness Relationship[J].Journal of Economic Per-spectives，1995，9<4）：97-118.

[1O] Brunnermeier S B.Cohen M A.Determinants of Environmental Innovation in US Manufacturing Industries[J].Journal of Environ-mental Economics&Management.2003，45（2）：278 -293.

[11] Benuan E.Bui L.Environmental Regulation and Labor Demand： Evidence from the South Coast Air Basin[J].Journal of Public Eco-nomics.2001.79（2）：265-295.

[12] Rassier D G.Earnhart D.Does the Porter Hypothesis Explain Expected Future Financial Performance？The Effect of Clean WaterRegulation on Chemical Manufacturing Firms[J].EnvironmentaI&Resource Economics.2010.45（3）：353-377.

[13] Crotty J，Smith M.Strategic Responses to Environruental Regulation in the U.K.Automotive sector： The Europeanunion end-of-LifeVehicle Directive and the Porterhypothesis[J].Journal of Industrial Ecology，2008，10（4）：95-III.

[14] Managi S.Corupetitiveness and Environmental Policies for Agriculture： Testing the Porter Hypothesis[J].International Journal ofAgricultural Resources and Ecology，2004.3（3-4）：3 10-324.

[15] Hemmelskamp J.Environmental Policy Instruments and Their Effects on Innovation[J]European Planning Studies.1997.5（2）：177-194.

[16]龔海林.环境规制促进产业结构优化升级的绩效分析[J].财经理论与实践，2013.34（5）：85-89.

[17]韩晶，陈超凡，冯科.环境规制促进产业升级了吗？——基于产业技术复杂度的视角[J]北京师范大学学报（社会科学版），2014. （1）：148-160.

[18]张先锋，王瑞，张庆彩.环境规制、产业变动的双重效应与就业[J]经济经纬，2015.32（4）：67-72.

[19]郑金铃.分权视角下的环境规制竞争与产业结构调整[J].当代经济科学，2016.38（1）：77-85.

[20]纪玉俊，刘金梦.环境规制促进了产业升级吗？——人力资本视角下的门限回归检验[J]经济与管理，2016.30（6）： 81-87.

[21]刘志彪，产业升级的发展效应及其动因分析[J]南京师大学报（社会科学版），2000.（2）：3-10.

[22]周昌林，魏建良.产业结构水平测度模型与实证分析——以上海、深圳、宁波为伽J]上海经济研究，2007.（6）：15-21.

[23]孙文远，杨琴.环境规制对就业的影响——基于我国“两控区”政策的实证研究[J].审计与经济研究，2017，32（5）：96-107.88

（责任编辑：卢君）

收稿日期：2019-03-16

基金项目：国家社科基金一般项目（16BJL069）

作者简介：纪玉俊（1975-），男，山东青岛人，中国海洋大学副教授，教育部人文社会科学重点研究基地中国海洋大学海洋发展研究院研究员，经济学博士，研究方向为产业升级与产业集聚;郑金鑫（1993-），女，山东潍坊人，中国海洋大学经济学院硕士研究生，研究方向为产业升级。