强制性减排政策与工业结构升级

徐圆 陈曦 郭欣

摘 要：基于手工收集的中国230个地级市的强制性减排强度数据，本文以民营企业为研究对象，利用双重差分模型分析“十一五”规划中的强制性减排政策对工业结构升级的影响及机制。研究结果显示，强制性减排政策对工业结构升级具有显著正向促进作用，并且这种促进作用会随着环境绩效考核政策的实施得以强化。考虑到内生性问题，本文进一步采用工具变量法、三重差分检验法等进行检验，均表明强制性减排政策对工业结构升级具有显著促进作用。机制研究表明，强制性减排政策通过对污染密集型民营企业的抑制效应、对民营企业进入和退出的影响以及对民营企业创新行为的补偿效应等途径促进工业结构升级。本文的研究结论表明强制性减排政策和环境绩效考核政策是中国实现经济增长与污染治理双赢的有效手段，如何进一步完善上述政策具有重要意义。

关键词：强制性减排;工业结构升级;民营企业;环境绩效考核;污染治理

中图分类号：F421 文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2021）02-0042-11

一、问题的提出

在高质量发展道路上，如何探索经济增长与环境改善的双赢之路，是摆在各国政府面前的一道难题。理论上，波特假说和逐优竞争假说均指出双赢之路可以实现，前者认为适当的环境规制设计可以通过创新补偿效应和先发优势效应增强特定行业的竞争力[1]，后者强调地区间环境规制的逐优趋势会推动整个行业的标准向上并带来竞争优势[2]。围绕此命题，学者们开展了大量的实证研究[3]，然而并没有得出一致结论，尤其是对“强式波特假说”的检验还缺乏有力证据，但也体现出在追求绿色发展过程中，协调好环境与经济的可持续性发展，关键在于有效且适当的环境规制手段。

中国的环境规制体系建设历经数次改革，自1983年将环境保护列为基本国策以来，前后制定了29部相关法律[4]。仅从立法数量上来看，中国已成为名副其实的环境法治大国，但即便如此，不断恶化的污染形势依旧严峻。究其原因，很多学者认为其中的关键症结置于“财政分权、政治集权”的制度背景下，中国环境治理体制存在中央集权与地方分权的二元对立模式[5]。以短期经济增长而非长期可持续发展为目标的地方政府，会选择性地执行自上而下的环境治理政策，甚至在激烈的地方竞争中为追求招商引资，不惜以忽略环境保护政策的执行为代价，换取较高的经济增长速度，出现环境规制“向底线赛跑”的趋势[6]。可见，将环境治理作为基本公共服务供给下放到地方政府而建立起来的分权型环境管理体制存在明显的制度缺陷。因此，在追求经济增长与环境改善的双赢之路上，对中国而言，制定有效且合适的环境规制政策首先需要打破这种中央与地方的二元对立模式。

事实上，这也是过去20年来中国环境政策的一次巨大改变。为平衡经济增长与环境保护的双重目标，中央政府不断推进环境管理目标责任制，在“十一五”规划中首次明确主要污染物（化学需氧量和二氧化硫）排放目标的约束性量化指标（即国务院向全国人大进行政府报告时，承诺经济社会发展需要达到的预期目标），并于2007年出台《主要污染物总量减排监测办法》，将减排约束性指标分解到各省、自治区、直辖市人民政府，本文将该政策称为强制性减排政策。2009年9月，中央为进一步加强地方党政领导班子与领导干部队伍建设，制定《地方党政领导班子和领导干部综合考核评价办法（试行）》（以下简称《考核试行办法》），1996年国务院发布《关于环境保护若干问题的决定》，明确地方各级人民政府对本辖区环境质量负责，2005年又发布《国务院关于落实科学发展观加强环境保护的决定》，指出要把环境保护纳入领导班子和领导干部考核的重要内容，并将考核情况作为干部选拔任用和奖惩的依据之一。然而，由于这些政策并没有没有明確的考核办法和量化指标，对于地方政府而言，环境绩效还只是停留 “纸上谈兵”，以至于国家“十五”规划执行情况中，污染减排是唯一未达标项目，而且工业二氧化硫排放依旧还上升。而2009年出台的《地方党政领导班子和领导干部综合考核评价办法（试行）》，是中央层面，由中组部印发，主要目的就是改革和完善发展成果考核评价体系，纠正单纯以经济增长速度评定政绩的偏向。文件中在“地方党政领导班子实绩分析、民意调查评价要点”中明确节能减排与环境保护、生态建设与耕地资源保护等可持续发展内容。与之前文件相比，从出台机构来说对地方官员更具威慑力，从内容上来说也更加具体和可量化。，再次明确将节能减排和环境保护列入地方党政领导班子的政绩中，并要求各级地方政府进一步完善评价制度，破除“唯GDP”倾向，由此抑制地方政府为经济利益而忽视生态利益的狭隘做法，本文将该政策称为环境绩效考核政策。

随着强制性减排政策和环境绩效考核政策的实施，以排污费税率、查处环境违法企业数量和政府环境支出衡量的环境规制指标，都在2006年后表现出显著的上升趋势。环境规制趋于严格所带来的污染治理效应被诸多研究所证实[7]。“十一五”规划中强制性减排政策是近年来中国环境质量改善的重要推动力，后续的一系列研究也揭示出该制度的深层次影响机制，发现在不断趋严的环境约束下，污染密集型企业的空间分布会倾向往减排目标压力较小的中西部地区转移。龙文滨[10]则发现，地方政府会基于城市空间地理特征作出减排策略的特征性安排，导致“边界污染效应”。

遗憾的是，虽然中国环境治理模式这一转折性变化带来的影响，开始受到越来越多的学者关注，虽然中国环境治理模式开始受到越来越多学者的关注，但现有研究主要集中在“规制—污染”的单一影响。对于政策制定者而言，严格的环境规制能够有效遏制污染只是目标之一，实现环境改善与经济增长的双赢才是最终目的。因此，本文以民营企业为研究对象，探讨“十一五”规划中强制性减排政策对工业结构升级的影响。选择民营企业为研究对象的原因如下：（1）民营企业的重要性。截至2018年，中国民营企业数量超过2 700万家，创造全国60%以上的国内生产总值和70%以上的新技术、新产品。作为协调经济高质量发展与环境保护的关键路径之一，产业优化升级能否顺利进行在很大程度上取决于民营企业[8]。（2）民营企业转型升级压力更为紧迫。一般认为，随着环境规制的趋严，中小企业的合规成本远高于大企业[9]。因此，实力较弱、技术单一的民营企业更容易受到环境规制影响的外部冲击，进而加速污染大、效率低的企业退出市场，促进整体结构升级。民营企业通过研究环境目标约束对民营企业工业结构升级的影响，不仅能为实现经济增长和环境保护的双赢提供可供参考的政策建议，也对民营经济高质量发展具有重要的现实意义。

本文的学术贡献主要体现在以下三个方面：（1）在研究内容上，本文系统考察强制性减排政策对工业结构升级的宏观作用和微观机制。已有文献大都围绕环境规制与企业的经营绩效、出口活动、创新行为展开，缺乏从宏观层面探讨对工业结构的整体影响，以及从微观层面寻找环境规制促进工业结构升级的微观机制。早期文献大都存在环境规制变量的内生性和不可观测因素带来的经验分析估计偏差，本文以“十一五”规划中污染物减排目标设定，这一事前监管措施政策，作为环境规制变量，利用DID和DDD模型最大可能地避免内生性问题。（2）在研究数据上，本文构建城市层面强制性减排指标更真实和科学。自“十一五”规划将特定污染物排放目标量化为约束性指标后，国务院通过出台《主要污染物总量减排办法》将目标任务分解到省级政府，省级政府再以此分解到下一级地方政府。已有文献虽然以地级市为研究对象，但强制性减排指标要么以省级数据进行替代，要么按各地级市实际排放比重对省级目标进行分解估算。这两种方法都会导致强制性减排指标在省内城市间并没有差异，但事实上，以江苏为例，“十一五”期间国家对江苏SO2排放目标是削减18%，省级政府又将任务分解到十三个地级市，其中，要求徐州削减53.6%，但盐城的任务只有3%。可见，城市间强制性减排强度存在巨大差异。之前研究中以省级数据的替代和估计都会导致偏差。因此，本文尽可能地通过手工收集各省级政府部门下达的污染物排放总量控制计划，在城市层面得到更真实和科学的污染物减排目标强度，使得研究结论更加可信（3）在研究对象上，本文在减排目标约束的基础上联合环境绩效考核，综合考察两者对民营以民营企业为研究对象，考察强制性减排政策和环境绩效考核政策对工业结构升级的影响。虽然“十一五”规划中首次将主要污染减排目标定义为约束性指标，但在中国特殊的晋升锦标赛机制下，地方政府能否完成上级下达的环境政治任务与对其评价体系是息息相关的。然而以往的研究，往往单一分析减排目标约束的作用[10]，但事实上官员考核制度的改变有可能使得环境规制对民营企业的影响更大。，而忽略这点，研究结论将失去对环境治理核心关键制度设计的启示意义。

二、制度背景与研究假设

（一）制度背景

作为中央代理人的地方政府，在执行环境政策时出现严重的目标偏离，这启发中央政府意识到问题来源于政治激励的错位。因此，为抓住矛盾的本质，中央政府不仅开始将环境指标纳入五年规划的约束性任务，还不断提升其干部考核指标体系中的权重[7]。其实，早上20世纪80年代末，国务院召开第三次环境保护会议时就提出，要积极推行深化环境管理的目标责任制。到2005年《关于落实科学发展观加强环境保护的决定》时，再次明确要把环境保护纳入领导班子和领导干部考核的重要内容，并将考核情况作为干部选拔任用和奖惩的依据之一。但在当时，由于没有明确的考核办法和量化指标，对于地方政府而言，环境目标约束还只是停留在“纸上谈兵”。

转折出现在2006年“十一五”规划纲要首次明确将污染物排放目标量化为约束性指标，其中在全国层面要求主要污染物排放总量减少10%。2007年出台《主要污染物总量减排监测办法》，中华人民共和国环境保护部将10%的减排目标具体量化到削减化学需氧量571万吨、二氧化硫673万吨，并通过签订目标责任书逐一分解落实到各省、自治区、直辖市人民政府和电力集团公司。各省级政府随后又将减排指标、减排工程和减排措施分解落实到地市和重点排污单位，从而实现环保考核的可操作性。减排目标成为可量化的约束性指标，必然有利于各级政府树立正确的政绩观，在衡量经济增长和环境保护之间矛盾时增加对后者的权重，而中央政府通过约束性指标的强制力来实现对各地区的有效监督，有利于纠正过去偏离可持续发展的行为。

2009年中国共产党中央委员会组织部修订实施《考核试行办法》，其中涉及可持续发展的有环境保护、资源消耗与安全生产、耕地等资源保护三个细分评价要点，强调要把民生改善、生态文明建设等作为考核评价重要内容，加大资源消耗、环境保护、消化产能过剩等指标的权重。虽然，中组部在2006年就印发《体现科学发展观要求的地方党政领导班子和领导干部综合考核评价试行办法》，但由于缺乏的具体环境考核权重指标，地方组织部门需要据此自行设计方案。据北京政通境和节能研究所的调研，《考核试行办法》中的三个要点在各省百分制的实际考核中平均只占不到10分的分值，而排在前3项的经济指标一般占35分以上。

由此可见，从“十一五”规划的实施开始，在强制性减排和环境绩效考核的压力下，“唯 GDP 论”开始被打破，地方政府从单纯追求GDP增长转变为“为和谐而竞争”。无论是地方政府对污染治理的财政支出，还是环境规制综合指数，环境规制综合指数，本文参考沈坤荣等[6]的方法，在城市层面基于二氧化硫去除率、工业烟（粉）尘去除率，采用线性加权和法进行测算。与强制性减排强度的回归系数都在2006年后表现出迅速增长趋势。这表明“十一五”规划中强制性减排政策的实施，使得地方政府官员在不同的目标考核压力下，会对辖区内的环境治理进行权衡，导致对污染治理的财政支出越来越多，也带动本地环境规制不断趋向严格。

（二）研究假设

尽管环境规制的目标在于减少污染排放并加强环境治理，但由于企业成本和产品价格的变化，它对经济活动的结构和空间分布有都具有间接影响[11]。在强制性减排和环境绩效考核的双重压力下，中国环境规制不断趋严，不具备政治优势的民营企业将比其他所有制企业更早一步和更大程度受到成本压力[12]。早期具有代表性的“遵循成本说”指出，环境规制的实施会增加企业的生产成本，降低生产效率[13]。因此，日渐严格的环境规制引致的额外成本上升以不同方式和渠道作用于民营企业，这种倒逼机制促使民营企业进入重要的转型升级时期。

首先，污染密集型民营企业会直接受到环境规制成本效应的冲击而承受更高的生产成本。由于技术的复杂性和设备的特殊性，污染密集型行业进行生产能力的调整更为困难。当环境规制趋严时，污染密集型企业不得不增加非生产性投入以抵消环境监管成本，这将导致资源分配出現扭曲，进而阻碍企业的发展甚至生存。相反，清洁行业会在环境规制趋严时增大研发投入强度，从技术渠道避免环境监管成本，导致技术创新的激励效应和溢出效应，并最终带动产业结构的调整。其次，环境规制通过形成隐形的绿色行业壁垒，推动经济发达地区获得发展清洁型产品的优质生态环境，能在产业群组中进行基于外力实施的正向清洗，从而限制高污染、粗放落后、低端低效企业的进入。同时，由于环境规制在产业链中的成本传导机制，会提升整个区域企业进入的市场门槛，通过优胜劣汰的作用机制，将低生产率企业清理出去，并引导经营能力更强的高生产率企业进入，由此推动产业结构优化升级。不同于环境规制直接作用于低效率污染密集型民营企业，非污染密集型民营企业也将由于自身的产业链下游地位而受到上游垄断企业采取抬高定价策略以抵消环境规制额外成本这一行为的间接影响[14]，因而所有民营企业都不得不进行结构调整以应对市场清洗，即强制性减排政策对民营企业产生了低效率企业退出和高效率企业进入的过滤效应。对于低效率企业而言，环境规制引致的额外成本对企业研发支出产生挤出效应，抑制了技术创新能力，不利的竞争地位使得大批企业逐渐退出市场;对于高效率企业而言，全面推行的环境绩效约束使得中小民营企业的低价竞争行为不再被允许，给予了早期就已踏上遵循环保政策道路的部分高效率企业更充足的发展空间。最后，正如围绕波特假说展开的传统观点认为，虽然环境规制早短期会增加企业治污的额外成本，但从长期来看会成为企业研发创新的内在激励[15]。严格的环境规制使得发展相对处于劣势的民营企业加快研发创新投入以扭转自身发展受阻的不利局面，而发展相对处于优势的民营企业也将在原有的技术创新水平上进一步增加研发投入以维持自身的优势地位，环境规制激发了民营企业的创新补偿效应，在抵消遵循成本损耗的同时产生了技术扩散和结构升级效应[16]。

可见，强制性减排政策使地方政府加强了环境规制的执行和监管力度，提高了污染密集型民营企业的成本投入，并由于产业链的成本传导机制，通过优胜劣汰的市场作用将低生产率民营企业清理出去，引导经营能力更强的高生产率民营企业进入，由此推动产业结构的优化升级。不仅如此，环境规制引致的额外成本还将对民营企业产生一定的创新补偿效应，促使民营企业向更高级的产业发展。

综上所述，笔者提出如下研究假设：

H1：“十一五”规划中强制性减排政策对工业结构升级具有一定的正向促进作用，并且这种作用会随着2009年环境绩效考核政策的实施得以强化。

H2：强制性减排和环境绩效考核带来环境规制不断趋严，通过对污染密集型民营企业的抑制效应、对民营企业进入和退出的影响以及对民营企业创新行为的补偿效应促进工业结构升级。

三、研究设计

（一）数据来源与说明

本文的主要来源于中国国家统计局公布的工业企业数据库。该数据库统计了全部国有企业和主营业务收入超过500万元的非国有企业，涵盖国民经济行业分类的6—46大类（除去12和38类）。考虑到原始数据存在样本匹配混乱、测度误差明显和变量大小异常等问题，本文参照聂辉华[21]的方法，对数据作出如下处理：首先，对出现变量定义变动的指标按2002年的国家标准（GBT/4757）进行一致性转换处理。其次，删除关键变量（总产出、总资产、企业类型、省地县码、控股类型等）缺失的观察值;删除明显不符合逻辑关系的观察值，如企业总产出为负、企业各项投入（固定资产原值、固定资产净值、职工总数、中间品投入）为负、总资产小于企业固定资产净值、总资产小于企业流动资产、固定资产累计折旧小于当期折旧;删除成立时间在1949年之间的企业;删除企业注册类型错误的样本（如企业注册类型小于代码3，或大于代码340）。最后，根据企业的法人代码、企业名称、省地县码、法人姓名、主要产品逐一进行不同年份间企业的识别和匹配。本文主要研究对象聚焦于民营企业，因而在数据识别上，按照《中国工业企业数据库》中的企业注册类型对民营企业进行挑选。在数据处理上，城市层面的民营工业行业总产值等数据通过对微观企业数据加总构建城市—年份—行业的三维数据得到。

中国230个地级市的污染物排放量数据来自于各年度的《城市统计年鉴》，包括工业SO2和工业废水。国家对特定污染物排放目标中并没有工业废水，但包含工业废水主要污染物—化学需氧量（COD），因此，对于城市层面的污染减排强度指标构建采用SO2和COD，其中，COD减排强度按各市工业废水排放比例进行测算。分行业的工业污染物排放强度是2005年、2010年、2015年三年的平均值，数据来自于《中国环境统计年鉴》。分行业的R&D强度数据来自于国家统计局的第二次全国R&D资源清查主要数据公报。其他城市特征变量数据，主要来自于各年份的《城市统计年鉴》。

本文研究对象为民营企业，数据来自于中国工业企业数据库，参考聂辉华等[17]的方法，对原始数据进行一系列异常值处理。最终通过对微观企业数据的加总得到城市—年份—行业三维民营工业数据。各行业的污染物排放强度数据来自《中国环境统计年鉴》，城市层面控制变量数据来自《城市统计年鉴》，民营上市企业数据来自Wind数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量：工业结构指标

一般而言，产业结构高级化表现为各行业比例关系的改变和技术含量的提升，通常指从劳动密集型到资本密集型、再到知识技术密集型的转换，或由低附加值产业到高附加值产业的转变，或由初级产品产值占优势向制造中间产品、最终产品产业占优势的转换等[18]。本文从工业各行业R&D投入密度、劳动生产率和技术复杂度三个方面构建工业结构指标。

首先，参考Manova[19]的方法，用各行业产值占城市工业总产值的比重与该行业R&D经费投入强度的乘积衡量工业结构指标1（IS1），具体设定为IS1ct=∑ni=1（Ycit/Yct）R&Di。其中，i、c和t分别代表行业、城市和年份，Y代表总产出，R&D代表R&D经费投入强度，n代表行业总数。R&D投入强度数据来源于全国第二次R&D清查，与城市和时间都无关，可视为由行业本身技术密集度属性所决定的外生性变量。R&D密集度越高的行业产值占总产值的比重越高，说明城市工业结构水平越高。

其次，参考刘伟等[20]的方法，用各行业产值占城市工业总产值的比重与标准化后的劳动生产率的乘积衡量工业结构指标2（IS2），具体设定为IS2ct=∑ni=1（Ycit/Yct）（LPit/LPif）。其中，f代表完成工業后的年份，LP代表劳动生产率，具体选择参照刘伟等[20]的产业结构标准化阶段模型。劳动生产率越高的行业产值占总产值的比重越高，说明城市工业结构水平越高。

最后，参考Balland等 [21]的方法，用各行业产值占城市工业总产值的比重与该行业技术复杂度的乘积衡量工业结构指标3，具体设定IS3ct=∑ni=1（Ycit/Yct）TSIi。其中，TSI代表技术复杂度。本文基于工业企业数据库构建城市—行业—时间三维数据，按照Hidalgo和 Hausmann[22]的方法，计算得到三个四年周期的各行业技术复杂度指数，再进行均值化处理。技术复杂度越高的行业，其产值占总产值的比重越高，说明城市工业结构水平越高。

2.解释变量：强制性减排强度

本文城市层面的数据通过手工收集和信息公开申请等方式由各省级、市级政府部门的相关政策文件得到，具体用SO2减排强度（RTSO2）和COD减排强度（RTCOD）来衡量。环境规制的内生性是相关研究中的难点问题之一，在中国一般在省级层面采用地区单位排污费、工业污染治理投资总额等事后监管变量衡量地区环境规制强度。本文采用强制性减排强度作为环境规制变量的优势在于，它可以被视为一个事前变量，从而在一定程度上减少内生性问题。因为强制性减排强度由国家统一提前制定，不太可能受到相关企业采取改变生产活动等手段来应对环境规制的影响。

3.控制变量

市场化程度（lnmarket），用私营及个体就业人数占总就业人数比重的自然对数来衡量;经济发展水平（lngdp），用人均GDP的自然对数来衡量;服务业占比（lnservice），用服务业占地区GDP比重的自然对数来衡量，服务业通过推进专业化分工、降低交易成本、促进知识溢出，对制造业升级有正向作用;金融深化（lnfindev），用金融机构贷款余额占地区GDP比重的自然对数来衡量，以反映金融体系对工业结构调整的融资支持;开放度（lnopen），用限额以上外商投资工业企业总产值占工业企业工业总产值比重的自然对数来衡量，外商投资还具有显著的技术溢出效应，对工业结构升级具有推动作用;人力资本水平（lnhumcap），用每萬人高等学校在校生人数的自然对数来衡量。

（三）模型设定

城市间减排目标约束的差异和“十一五”规划实施2009年《考核试行办法》实施前后的变化，为采用双重差分（DID）模型分析环境规制对民营工业结构的影响提供了条件。本文构建如下基准计量模型：

本文采用双重差分（DID）模型分析强制性减排政策对工业结构升级的影响，基准模型如下：

其中，i、c和t分别代表行业、城市和年份;Postt是时间虚拟变量，具体表示“十一五”规划中强制性减排政策的实施或2009年环境绩效考核政策的实施，当t≥2006时，Post2006取值为1，否则为0;当t≥2009时，Post2009取值为1，否则为0;RTct×Postt代表强制性减排强度与时间虚拟变量的交互项;X代表上述一系列控制变量;γc和δi分别代表地区固定效应和时间固定效应;εct为随机误差项。为了消除潜在的异质性和序列相关性，此模型在城市层面聚类标准误。

为弥补DID模型可能存在的双向因果关系，同时避免一些随时间变化的城市特征变量与自变量、解释变量同时相关的可能性，本文构建三重差分（DDD）模型解决估计偏误问题。严格的环境法规所产生的成本效应不仅会影响污染密集型行业，还会对非污染密集型企业造成成本压力。美中贸易委员会的一份报告指出，有29%的成员公司将不断上升的环境合规视为2018年最主要的成本问题。这是因为，从宏观层面来看，环境规制具有产业链的成本传递机制，这会给非污染密集型企业造成间接影响。严格的环境规制使处于较高层次行业的企业具有更大空间进行污染成本控制，而处于较低层次行业的企业可能因为无法吸收环境成本而退出市场，因而环境规制可视为工业结构调整的新动力。鉴于此，环境规制对处于不同结构层次的行业具有差异性的影响，从而具有构建DDD模型的基础。具体计量模型如下：

其中，R&Di代表研发投入强度;RTct×Postt×R&Di代表强制性减排强度、时间虚拟变量与研发投入强度的交互项;γct、δit和μci分别代表时间—地区固定效应、行业—时间固定效应和地区—行业固定效应;εict为随机误差项。本文关注三重交互项系数α21的符号，如果为正，表明强制性减排强度越大的城市，高层次行业产出增加越多，间接验证环境规制有利于推动工业结构升级。不同于DID模型，DDD模型不仅有助于控制所有易随时间变化和不易随时间变化的城市特征变量，还有助于控制所有易随时间变化和不易随时间变化的行业特征变量。

表1是本文主要变量的描述性统计。

四、强制性减排政策对工业结构升级影响的实证分析

（一）基准回归结果

本文基于中国230个城市的面板数据，考察环境目标约束对民营工业结构的影响。模型（1）的回归结果如表2和表3是强制性减排政策对工业结构升级影响的回归结果，其中，表2探讨2006年强制性减排政策实施前后的差异，表3探讨2009年环境考核绩效政策实施前后的差异。

工业结构指标的回归结果均显著为正，表明强制性减排政策对工业结构升级具有正向推动作用。对比表2和表3的回归系数可以发现，后者是前者的2.75—5.47倍，表明在强制性减排和环境绩效考核的双重压力下，环境规制对工业结构的影响更加强烈，H1得到验证。一个可能的解释是，“十一五”规划中主要污染物减排目标经层层分解落实到地方政府时，还需明确的环境绩效考核作为保证才能被有效执行。“十一五”期间未被纳入约束性目标的污染物排放量依旧持续增加，如工业废水和一般工业固体废物。随着2009年环境考核绩效政策的实施，地方政府开始明确考核办法和量化指标，除了考核主要污染物排放总量控制指标完成情况外，还将环境治理改善和环境保护重点任务完成情况等指标量化并纳入考核，甚至增加公众满意程度等指标，这会推动地方政府落实环保主体责任，进一步加强环境规制。

（二）年度动态效应

DID估计存在一个潜在问题——2006年后强制性减排政策驱动的环境质量改善可能源自之前政府所作的努力，而2006年后工业结构的变化实际上是由预先存在的趋势造成。事实上，“十一五”规划是从2006年开始执行，直到2007年各省级政府才陆续制定本省的减排方案，并逐级向下级地方政府传达。如果民营企业在“十一五”规划实施之前就已经开始采用清洁生产技术或改变生产经营活动，则会改变样本的平行趋势，使得DID估计产生偏误。同时，基准模型回归结果反映的是强制性减排政策对工业结构的平均影响，并没有反映在不同时段内这一影响的差异。为考察这种时间变化趋势，本文参考Chen等[23]的做法，将强制性减排政策实施的2006年作为基准年设立虚拟变量纳入基本模型，通过时间变化趋势检验来识别强制性减排政策的敏感性，据此构建模型（3）：

其中，YearDummy t是取值为0和1的虚拟变量，当t=2002年时，YearDummy 2002取值为1，其他年份均取值为0;当t=2003年时，YearDummy 2003取值为1，其他年份均取值为0，并以此类推至2013年。

表4是强制性减排政策对工业结构升级动态效应的回归结果。结果显示，在强制性减排政策实施之前，工业结构并没有呈现出显著性影响，但在2006年之后，α31系数开始表现出显著性正相关，并随着年份增加而不断增大。证实中央政府在“十一五”期间明确主要污染物的减排目标后，民营企业开始进行转型升级且力度逐年递增。

（三）稳健性检验

限于篇幅，稳健性检验结果和安慰剂检验图形未在文中列出，留存备索。

1.工具变量

虽然采用强制性减排强度作为环境规制的代理变量能够最大可能地克服之前研究中出现的内生性问题，但地方官员对环境治理的实际努力还不能完全由城市所下达的强制性减排强度所涵盖。同时，以环境绩效考核为代表的弱排名激励也可能存在形式上满足外在科层要求，实质上可在内部作出调整。为解决低合规强制性减排强度可能错误地衡量实际监管严格性的问题，本文参照Chen等[10]选取政府工作报告中与“环境”有关词汇出现的频次作为强制性减排强度的工具变量，进行两阶段最小二乘法回归。政府工作报告是依法行政和执行权力机关决定、决议的纲要，是指导政府工作的纲领性文件。因此，政府工作报告中与环境相关词汇出现频数能够反映出地方政府对环境治理的重视和力度。同时，由于地方政府报告一般在年初对外公布，当年度的实际经济行为无法反向影响政府报告，可以缓解模型中潜在的内生性问题。工具变量法的回归结果显示，虽然“十一五”规划开始执行的COD减排强度的系数不显著，但2009年《考核试行办法》出台后，其在1%水平下显著。SO2减排强度与基准模型回归结果一致。弱识别检验统计值和识别不足检验统计值均拒绝工具变量与强制性减排强度不相关和相关性较弱的假定。同时过度识别检验中的Hanson J统计值的P值不显著，说明工具变量与误差项不相关，能够满足外生性假定的条件。

2.排除其他因素干扰

任何政策的实施不可避免地受到突发事件的外部冲击及其他政策的影响，从而对政策实施效果评估造成偏误。鉴于此，本文需要排除在研究样本期间内一系列可能产生影响的政策冲击。具体包括：一是2008年北京奥运会。为兑现北京奥运会的“蓝天承诺”，2007—2008年中国政府对北京周边高污染排放的工业企业实施一系列强制性措施。按照He等[24]的研究，受到影响的地区还包括天津、山西、内蒙古和辽宁。为防止这一事件对研究稳健性的影响，将2007—2008年相应地区的城市从研究样本中剔除，结果显示强制性减排强度的系数在1%的水平下均显著为正。二是2008年全球金融危机。2008年全球金融危机对世界经济和中国经济造成巨大冲击，故在样本中剔除2008年和2009年，结果显示强制性减排强度的系数在1%的水平下均显著为正。，说明即使考虑到一系列潜在影响民营经济发展的政策或者事件后，环境绩效约束仍然能够显著促进民营产业结构提升，从而研究结论的可靠性得到进一步验证。此外，考虑到北京和上海两个直辖市的特殊性和服务业占地区GDP比重较大的现实情况，本文剔除北京和上海两个城市的样本数据，结果显示强制性减排强度的系数在1%的水平下依旧均显著为正，与基准回归结果没有显著差异，表明本文结論稳健。

（四）三重差分模型回归结果

为弥补双重差分模型的不足，本文利用三重差分模型进一步分析。由模型（2）可知，需要重点关注RTct×Postt×R&Di的系数α21，若α21大于0，则说明2006年后随着环境规制的不断趋严，强制性减排强度越高的城市中的高层次行业产值规模呈现出增长趋势;反之，则说明强制性减排强度越高，城市中的高层次行业产值规模不断萎缩，从而间接验证强制性减排强度通过促进高层次行业增长和抑制低层次行业规模，对工业结构升级具有促进作用。表5是三重差分模型的回归结果，“十一五”规划后SO2减排强度有利于民营工业中R&D密集型行业的增长，并且在2009年环境绩效考核政策实施后，影响强度有所加深。COD强制性减排强度具有一定的时滞性，对高R&D强度行业和低R&D强度行业的影响差异并没有立刻显现，但在2009年后开始变得显著。

五、强制性减排政策对工业结构升级影响的机制分析

（一）强制性减排政策对污染密集型民营企业的抑制效应

自上而下的强制性污染物减排任务经层层分解给地方政府带来了高强度的环保压力，再加之考核指标中环境绩效的确认，这无疑会严格环境规制，增加民营企业的排污成本，即大量早期文献中提到的“遵循成本”。相比较于清洁产业，强制性减排政策对污染密集型行业中的民营企业具有更明显的负面影响。一方面，污染密集型民营企业需要引进价格高昂的排污设备，并投入大量的生产资源用于处理污染物;另一方面，在原本已经难以消化的额外生产成本基础之上，强制性减排政策使污染密集型民营企业无法投入足够的资金进行研发创新，企业竞争力被逐步削弱。根据工业污染物排放强度指标，SO2排放密集型行业主要集中在石油化工、非金属及金属制品、矿物采选业等，COD排放强度较高的行业包括石油化工、纺织、纸制品等。污染密集型行业的技术层次通常不高，一般处于价值链中下游，在环境规制的作用下，这些行业中的民营企业生存压力增大，产值规模和增长趋势都可能受到抑制。本文利用不同污染密集程度的行业对环境规制的反应存在差异的事实，构建DDD模型，研究污染密集型民营企业在强制性减排强度下可能发生的抑制效应。具体模型如下：

其中，INTi代表污染密集程度，主要选取SO2密集程度和COD密集程度来衡量;RTct×Postt×INTi代表强制性减排强度、时间虚拟变量与污染密集程度的交互项。

本文关注的是三重交互项回归系数，如果结果为负，表明污染物减排强度越大城市的高污染密集型民营企业产出减少得越多，由此验证环境目标约束会抑制污染密集型企业增长。表6是强制性减排政策对污染密集型民营企业抑制效应的回归结果，列（1）和列（2）不显著，列（3）和列（4）均显著为负，意味着在环境绩效考核政策实施后，当“十一五”规划中的强制性减排任务完全转化成地方官员的晋升压力后，在强制性减排强度越大的城市，污染密集型行业中的民营产出开始受到抑制。如果我们把民营企业样本缩小到低生产率企业的范围，结果如列（5）—列（8）所示，可以看到，对于本来生产率就较低的民营企业而言，由于承担环境成本的空间有限，在2006年开始实施规定后，污染密集程度越高的低效率企业产出规模明显萎缩，显示出强制性减排政策对污染密集型民营企业具有较强的抑制效应。因此，H2部分得到验证。

（二）强制性减排政策对民营企业进入和退出的影响

对于非污染密集型民营企业来说，即便能够在短期内避免由环保高压带来的成本增加而产出下降，但也难以摆脱上下游关联以及价格传导机制造成的间接影响。强制性减排政策通过清洗作用[25]推动工业结构进一步升级，主要表现为低层次企业退出和高层次企业进入。环境绩效约束对所有产业和民营企业都产生了一种强制性清洗作用[29]，正是这种“过滤效应”推动民营产业结构进一步升级。主要表现在：一是低层次企业退出。由于无法在内外交困的生存夹缝中进行生产效率的提高和生产方式的转变，也未能增加研发投入以创新效应冲抵成本冲击的负面影响，无论是否处于污染密集度行业，部分低层次民营企业将被市场淘汰。二是高层次企业进入。由于上下游供应链的传导机制，产业发展的整体生产成本随之增加，减排目标约束和环境绩效考核将提升新进民营企业的市场门槛，为高技术密集度的清洁型企业发展提供更为优越的生态环境，从而优化民营企业流入的产业结构。本文通过构建DDD模型（5）来验证不同R&D投入强度的行业在环境规制下对民营企业进入和退出的影响。，以此证明民营企业中存在着低技术层次企业退出和高技术层次企业进入的事实，从而推动了产业结构转型升级。

其中，NumberEnter/Exitict表示进入或退出民营企业数量占行业总企业数量的百分比。

表7是强制性减排政策对民营企业进入和退出影响的回归结果，列（1）—列（4）是进入情况的回归结果，三重交互项RTct×Postt×R&Di的系数显著为正，说明强制性减排强度越大的城市，越能在R&D投入强度的行业中吸引新进入的民营企业，验证强制性减排政策使得市场门槛有所提升，民营企业若想要进入经济发展水平较高而减排压力较大的城市时，生产类型需要偏向于R&D投入强度较高的行业。表7列（5）—列（8）是退出情况的回归结果，三重交互项RTct×Postt×R&Di的系數均显著为负，说明强制性减排强度越大的城市，在R&D投入强度小的行业中退出的企业数量越多，处于低技术密集度层次的民营企业会被迫退出市场。因此，H2部分得到验证。

（三）强制性减排政策对民营企业创新行为的补偿效应

为弥补环保高压下合规成本激增带来的负面影响，企业需要依赖技术创新转变生产方式、提高生产率，即波特假说中的创新补偿效应[1]。然而，从静态的角度来看，现有的产业生态、技术环境和分工组织会对企业的经营模式产生锁定作用，当引入环境规制时只会增加企业的生产成本，因此，环境规制对企业技术创新的净效应，由创新补偿效应和合规成本效应的大小决定。此外，技术推广是一个漫长的过程，通常导致创新补偿效应落后于合规成本效应。在短期内，环境法规将抑制企业技术创新;但从长远来看，环境监管将刺激企业技术创新。对处于相对发展劣势的民营企业来说，面临强制性减排政策压力时，唯有技术创新是促进长久发展的唯一路径。为验证强制性减排政策是否对民营企业创新行为有补偿效应，从而间接推动工业结构升级，本文构建了DID模型如下：

其中，Innovfct代表专利申请数量。X代表一系列企业和地区层面的控制变量，企业层面的控制变量包括企业年龄（lnage）、规模（lnsacle，使用企业总资产对数表示）、企业现金资产比率（ncfoa，使用现金资产占企业总资产比率作为代理变量），城市层面的控制变量与模型（1）相同。表8是强制性减排政策对民营企业创新行为补偿效应的回归结果，2006年强制性减排政策和2009年环境绩效考核政策的实施对上市民营企业的发明专利申请数量和R&D经费投入强度均表现出正向作用，且分别在5%和1%的水平上显著，表明强制性减排政策对民营企业技术创新水平的提高具有较强的解释力。为了弥补环境规制成本和提升竞争力，民营企业加大了研发投入的力度，强制性减排政策的创新补偿效应发挥出重大作用，具体体现在企业所获专利数量得到明显提升，同时企业的技术密集度也在逐渐增大，民营企业趋向于向更高层次的产业结构发展。因此，H2部分得到验证。

六、研究结论与政策建议

践行“绿水青山就是金山银山”的绿色发展理念，建设美丽中国依赖于环境治理体系的制度保障。自“十一五”规划以来实施的强制性减排政策和2009年实施的环境绩效考核政策打破了长久以来中国环境治理体系的中央与地方二元对立模式，对生态环境的持续改善具有重大意义，也对各类经济活动产生深远影响。在环境规制受到绿色绩效而产生的约束性日益增强的现实情况之下，这一制度性改革能否成为协调经济增长和环境保护的关键路径需要进一步检验。为此，本文通过手工收集“十一五”规划以来中国230个地级市强制性减排强度数据，以民营企业为研究对象，运用双重差分法、三重差分法、工具变量法以及一系列稳健性检验，实证分析强制性减排政策对工业结构升级的影响及机制。研究结果显示：首先，强制性减排政策对工业结构升级有正向促进作用，并且这种促进作用会随着环境绩效考核政策的实施得以强化。其次，与“十一五”规划中强制性减排政策的制定相比，2009年环境绩效考核政策的实施对工业结构升级的影响更为明显。最后，强制性减排政策通过对污染密集型民营企业的抑制效应、对民营企业进入和退出的影响以及对民营企业创新行为的补偿效应等途径促进工业结构升级。

基于上述研究结论，笔者提出如下建议：首先，建立环境监管垂直管理制度，给予地方环保部门管理独立性，增强强制性减排政策实际效果。本文的实证结论证实，2006年后不断完善的环境绩效制度是一种能改善环境质量并倒逼产业转型的双赢工具，因此为确保环境绩效制度的有效性，需不断减少地方政府对环境规制实施的行政干预，给予地方环保部门独立执法权力。其次，强化对民营企业的环保专项资金支持，鼓励民营企业取得先动优势。增加对民营企业环保项目的财政支持，鼓励民营企业开展自愿型环保投入，采取高于环境规制标准所要求的污染防治措施，从而面对趋严的环境规制形成先动优势。最后，促使生产要素充分流动，利用环境规制倒逼工业结构升级的关键在于为民营企业创造公平竞争的市场环境，保证生产要素跨部门的充分流动，并对民营企业的创新行为给予支持。

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（责任编辑：孙 艳）