环境规制对资源型城市产业结构转型的影响

秦炳涛,余润颖,葛力铭 (.上海理工大学管理学院,上海 200093；2.复旦大学区域与城市发展研究中心,上海 200433；3.上海财经大学城市与区域科学学院,上海 200433)

资源型城市产业的发展长期采取高耗能、高排放的方式,不仅严重降低了资源的综合利用效率,而且使环境和生态受到了严重威胁.目前,我国的资源型城市长期存在资源开发利用不合理,环境污染显著等问题,有近半数资源型城市迫切需要进行转型[1].为推动资源型城市转型和可持续发展,国家相继出台了多个政策.“十三五”生态环境保护规划中提出,地方政府要通过实施严格的环境保护制度,改善地区生态环境质量.十九大报告中指出各地区要积极通过环境规制手段改造资源型城市落后的产能并实现清洁生产.

环境规制是指政府部门为减少环境污染而制定的相关政策,是实现环境友好和经济增长相协调的手段之一[2].环境规制能够逐步降低地区对资源的过度消耗及对生态环境的过度破坏,有效倒逼产业结构转型,是资源型城市实现经济可持续发展的关键[3],实现城市经济增长红利[4].同时环境规制可以通过提升科技竞争力促进资源型城市经济转型[5].绿色技术创新在资源型城市转型中发挥着重要作用[6],即环境规制可以促进创新,从而进一步推动资源型城市产业结构转型.

区域产业发展是直接影响污染物构成和污染程度的因素之一,环境规制的实施通常会导致产业结构发生变动,促进经济增长[7].目前关于环境规制与产业结构转型升级的研究较多.主要包括:一是基于不同的环境规制视角,环境规制对产业结构转型的影响不同[8-9].投资型环境规制可以驱动区域产业结构升级,费用型则抑制产业结构升级[10].非正式环境规制对于制造业转型升级的影响弱于正式环境规制[11].二是基于不同时期,环境规制对产业结构转型的影响不同[12].环境规制短期内对于产业结构的优化调整影响甚微,但是长期来看,可以促进产业结构优化升级,使经济增长和生态环境协调发展[13].三是基于不同地区,环境规制对产业结构转型的影响不同.相较于我国东部地区,环境规制对中西部产业结构转型的影响作用更大[14].

环境规制除了可以直接影响产业结构转型外,还能以绿色技术创新为中介间接影响产业结构转型.Porter等[15-16]指出适度的环境规制可以产生创新补偿效应,刺激企业进行绿色技术创新.这得到了国外学者地验证[17].环境规制同样是促进中国绿色创新发展的最重要因素[18-19].同时,波特假说的存在具有条件性并且依赖环境规制工具的选择[20-21].投资型环境规制可以促进技术创新,费用型环境规制则不能.技术创新是推动产业结构转型的内在驱动力[22-23].并且技术创新在环境规制与产业结构升级中发挥正向中介效应[24].

本文对上述文献的梳理,发现以往的研究存在如下几点不足:(1)在研究地域上,多集中于省级范围;(2)在研究视角上,多以单一视角研究环境规制对资源型城市产业结构转型的问题;(3)鲜有基于绿色技术创新这一作用机制研究环境规制对资源型城市产业结构转型的影响.

本文基于正式环境规制和非正式环境规制双重视角,运用中介效应模型,探究环境规制通过绿色技术创新这一传导路径对资源型城市产业结构转型的影响.分析绿色技术创新在环境规制对资源型城市产业结构转型中的作用,旨在为促进资源型城市产业结构转型及生态经济可持续发展提供新的研究视角.

1 研究方法

1.1 机制分析和研究假设

环境规制在控制污染上发挥着明显的作用[25].现有研究将其分为正式环境规制和非正式环境规制.正式环境规制是指政府和环保部门等官方组织为控制污染排放所实施的各种政策和措施,例如利用强制性的法律法规等手段勒令或倒逼企业进行环境污染治理.当环境问题引起公众的关注时,个体及组织自发进行的行为会对环境问题产生一定的约束力,即非正式环境规制[26].接下来分别分析不同的环境规制对产业结构转型的影响.

1.1.1 环境规制对资源型城市产业结构转型的影响机制 正式环境规制对资源型城市产业结构转型的影响机制主要体现在两方面:一是产业转移效应.这一点主要体现在“污染避难所”效应[27-28]上.正式环境规制的强制实施可以增加企业的环境成本,由于环境规制存在区域差异性,高污染企业为了避免较高的环境成本或追求更高的利润,会选择转移到低规制地区,促使生产要素由效率低的部门流向效率高的部门,从而引起区域产业结构调整,实现产业结构转型升级[29].二是提高企业进入壁垒.政府部门通过设置相关的排污标准,提高企业的进入壁垒.高的进入壁垒一方面会对原有高污染、高能耗的企业产生“精洗”,会淘汰一些高污染产业,使原有的资金和劳动力转向其他清洁产业;另一方面会给予清洁产业更多的进入机会,促进产业结构转型.

非正式环境规制对资源型城市产业结构转型的影响机制主要体现在消费结构转变带动产业结构转型.具体表现为:由马斯洛需求理论知,随着我国经济发展水平不断提高,人们会逐步追求更高的生活要求,环保意识逐渐觉醒,非正式环境规制的污染管制效应和经济效应逐渐显现,环境规制的实施会改变消费结构,对绿色清洁产品需求逐渐增多,这会给生产者传递生产信号,并促使产业结构调整[8],从而导致产业结构转型.并且随着经济质量进一步提高,非正式环境规制对产业结构转型的作用会更强.

由此提出假说一:正式环境规制和非正式环境规制均可以促进资源型城市产业结构转型,且非正式环境规制的作用更大.

1.1.2 环境规制对资源型城市产业结构转型的间接促进作用 由“波特假说”可知,适度的环境规制可以产生“创新补偿效应”,刺激企业进行绿色技术创新.一方面,先进的生产技术可以优化资源生产要素配置,协同产业分工,进而促进产业结构向合理化转变.另一方面,新技术的出现可以替代原有传统生产技术及模式,提高资源利用率,消减污染排放,使原有低端产业向高端产业转变.

由此提出假说二:环境规制可以通过绿色技术创新间接促进资源型城市产业结构转型.

影响机制路线图如图1所示.

图1 环境规制对产业结构转型的机制路线Fig.1 The mechanism roadmap of environmental regulation on industrial structure transformation

1.2 计量模型构建

为了检验环境规制对资源型城市产业结构转型的影响,本文构建如下模型:

式中:oisit表示i地区第t年产业结构转型,其中,本文参考李虹等[3]的观点,将产业结构转型oisit分解为产业结构合理化和高级化两个维度;erit代表环境规制,本文将其分解为正式环境规制和非正式环境规制;α0表示截距项;α1、α2分别为lner、ln X 的系数;μi为个体效应;εit为随机扰动项;X为一系列控制变量,主要包括可能影响一个地区产业转型的其他因素,分别为:对外开放程度、自然资源禀赋、政府政策干预程度、交通基础设施.

根据前文理论机制分析可知,环境规制对资源型城市产业结构转型的影响不仅存在直接路径,还会通过绿色技术创新这一传导机制间接作用于资源型城市产业结构转型.为进一步分析环境规制对产业结构转型的内在机制,本文借鉴温忠麟等[30]的研究方法,构造如下中介效应模型:

式中:gresit表示 i地区第 t年的绿色技术创新水平,其余变量同上.本文采用逐步回归法进行中介检验,检验程序如下:第一步,对方程(1)进行回归,如果α1显著,表明环境规制强度的增强对产业结构转型的总体效应存在,并进行下一步检验,否则,中介效应不存在,终止检验;第二步,对方程(2)进行回归,检验环境规制对绿色技术创新的影响;第三步,在方程(1)引入lngresit绿色技术创新这一中介变量构成方程(3)进行回归,检验在环境规制对产业结构转型的直接效应和通过绿色技术创新传导的中介效应;如果β1、γ22个都显著,则意味着间接效应显著,并进行第四步检验;如果至少1个不显著,则进行Bootstrap检验,如果显著,则间接效应显著,进行第四步,否则停止分析.第四步,比较 β1× γ2和γ1的符号,如果符号一致,则意味着存在中介效应,并汇报中介效应占总效应的比例β1×γ2/α1.如果符号相异,则不存在中介效应.

1.3 变量选取与数据来源

1.3.1 被解释变量 (1)产业结构合理化(hl)是指产业与产业间的聚合质量以及相互协调程度的反映,它可以反映要素投入结构和产出结构耦合程度[31].本文借鉴邓慧慧等[32]的研究构建产业结构合理化指数:

式中:hlit表征产业结构合理化;Y表示产出;L表示就业人数,即劳动投入;表示产出结构,即三次产业增加值分别与总产值的比重;表示就业结构,即一、二、三产业就业人口分别与总就业人口的比重.其中,hlit值越大,表明产业结构合理化程度越高.(2)产业结构高级化(gj)是指产业结构重心从第一产业向第二、第三产业逐渐演化的过程.本文参考徐德云[33]的研究,采用产业结构层次系数构建产业结构高级化指标:

式中:gjit为产业结构高级化;为第i产业t年增加值占总产值的比重;gj值越大,说明产业结构越高级.

1.3.2 核心解释变量 (1)正式环境规制(reg).根据文献整理可知,现有的环境规制主要测算方法有:一是单一指标法.二是主观赋值法.三是综合指数法,利用熵权法对每个单一指标进行赋权,如地区的污染排放量或用废水排放达标率、二氧化硫去除率、烟粉尘去除率和固体废物综合利用率.由于工业废水排放量在2010年之后不再公布,所以本文借鉴钟茂初等[34]的研究方法采用工业二氧化硫去除率、工业烟(粉)尘去除率、一般工业固体废弃物综合利用率,利用熵权法计算综合指标表征环境规制.用这一方法的优点是既能克服单一指标的缺点又能准确反映环境规制的情况.其中,reg值越大,正式环境规制强度越大.

(2)非正式环境规制(ireg).本文借鉴 Wheeler等[35]的方法,选取受教育水平、人均收入、人口密度表示,用熵值法赋予不同权重后综合成一个指标.ireg值越大,说明非正式环境规制强度越大.因为非正式环境规制主要是强调人们的环保意识对环境质量的影响,选取收入水平、受教育程度以及人口密度可以很好的反应人们对环境问题的关注.这种方法也被国内学者所采纳[36-37].一般来说,人们的收入水平越高,对美好生活的需求也就越高,因此人们对环境质量的要求也就越高[38];受教育程度高的地区,人们的综合素养会越高,从而越注重对环境问题的关注.同时,人口密度越大的地区,受环境污染影响的人数会越多,参与非正式环境规制的人数就越多.其中,考虑到数据可得性,受教育水平运用高等学校、普通中学、小学专任教师之和占年底总人口的比重表示.

1.3.3 中介变量 绿色技术创新(gres).绿色技术创新是集环保与技术创新为一体,是解决经济增长和环境恶化的关键[39].发明专利可以表示地区创新水平,因此本文运用绿色发明专利申请数量表示.

1.3.4 控制变量 (1)资源禀赋(bf).资源禀赋充足的地区,一方面可以为经济发展提供资源保障,另一方面地区过度依赖自然资源可能会陷入“资源诅咒”陷阱,影响当地产业发展.且采掘业包含了很多与自然资源有直接联系的细分行业,可以比较全面的代表经济对自然资源的依赖度[3].本文采取采掘业从业人数占总就业人数的比重衡量资源禀赋.(2)对外开放度(open).由于各个国家的要素禀赋存在差异,在比较优势理论的作用下,各国进行自由贸易后,会导致产业结构在各个国家间重新配置[10].同时进出口贸易是我国对外经济关系的主体,且对外贸易具有相对的稳定性,因此采用进出口总额占GDP的比重表征对外开放度.(3)政府干预(gov).地方政府为了绩效考核会实施产业政策调整产业结构,促进地方经济发展.本文借鉴马晓君等[40]的研究利用地方财政一般预算内支出占 GDP的比重代表政府干预.(4)交通基础设施(hy).交通基础设施一般采用交通密度和货运总量表示,而由于货运总量作为流量指标,能够带动资源和劳动力的流动,为当地产业的发展注入“活力”,更直观的反映交通基础设施对产业结构的影响[41].本文运用货运总量表示交通基础设施.

根据《全国资源型城市可持续发展规划(2013～2020年)》[42],资源型城市共有126个地级市,但是由于个别地级市相关数据缺失严重,例如:延边朝鲜族自治州、大兴安岭地区、阿坝藏族羌族自治州、凉山彝族自治州、毕节市等.因此本文选取115个资源型地级市 2003～2016年的面板数据进行分析,样本容量为1610,数据来源于EPS数据库、《中国城市统计年鉴》[43],其中绿色技术创新根据世界知识产权组织(WIPO)发布的绿色专利清单确定绿色专利代码,然后在国家专利产权局查找各市绿色专利申请量.针对个别年份出现的缺失值使用插值法进行补全.各变量描述性统计如表1所示.

表1 各变量描述性统计Table 1 Descriptive statistics of each variable

1.4 数据处理

基于前述计量模型,为减少异方差带来的影响,本文对所有变量进行取对数处理.同时为避免多重共线性的问题,对各解释变量进行相关系数检验和方差膨胀因子检验,发现相关系数值均小于0.7以及VIF最大值为 1.880,说明变量之间不存在多重共线性问题.对于面板数据的回归分析通常采用固定效应模型和随机效应模型,本文通过Hausman检验,结果显示应选择固定效应模型,因此本文将用固定效应模型进行基准回归分析.

2 结果与讨论

2.1 环境规制对产业结构转型总效应分析

2.1.1 基于正式环境规制视角分析 表2中(1)～(2)列是正式环境规制对产业结构转型的影响.结果显示,正式环境规制均在1%的水平上显著促进产业结构合理化、高级化,即正式环境规制强度增加 1%,产业结构合理化、高级化分别增加0.010%、0.012%.这也说明正式环境规制的实施,可以促进我国资源型城市实现产业结构转型,从而达到经济增长和环境可持续发展双赢的局面.

2.1.2 基于非正式环境规制视角分析 表2第(3)～(4)列显示了非正式环境规制对产业结构转型的影响.非正式环境规制均在1%的水平上显著促进产业结构合理化、高级化,即非正式环境规制强度增加1%,产业结构合理化、高级化分别增加 0.021%、0.039%,表明非正式环境规制的实施有利于资源型城市产业转型.与正式环境规制相比,非正式环境规制对产业结构转型的作用较高,研究结论与王正明等[44]的一致,同时也验证了假说一.社会公众是环境污染的直接受害者,相较于正式环境规制,非正式环境规制则反映了公众对环境质量要求的意愿,不需要进行繁杂的行政程序,因此对产业结构转型的作用更加灵敏.

表2 基准回归Table 2 Benchmark regression

2.1.3 考虑控制变量的影响 分别以正式、非正环境规制为核心解释变量的模型中,控制变量的系数方向均未发生改变,因此以表2第(1)、(2)列为例进行分析.资源禀赋对产业结构转型的系数显著为正,说明资源禀赋有利于产业结构向合理化、高级化转变.原因可能为自然资源丰富的地区在经济发展的过程中具有“比较优势”,从而有利于产业结构调整.对外开放度对产业结构合理化的作用表现为正但不显著,但是对产业结构高级化表现为负向抑制作用,说明对外开放不利于我国资源型城市产业结构高级化,主要是由于我国资源型城市的产业发展主要依赖当地的矿产等自然资源,外商投资还处于产业生产的较低层次.政府干预对产业结构转型具有正向促进作用,说明目前政府干预有利于资源型城市产业结构转型.交通基础设施建设对产业结构转型系数为正,说明加快交通基础设施将有利于产业结构转型.原因可能在于:一方面,交通基础设施可以打破地域限制,加速生产要素的自由流动,提高资源配置效率[45],从而提高产业结构合理化;另一方面交通基础设施的完善可以节省交通成本,促进劳动力流动,而劳动力作为产业结构变化的重要因素[41],伴随着劳动力向需求更高的产业转移,会提高产业增加值,进而有利于产业结构向高级化推进.

2.2 环境规制对产业结构转型中介效应分析

由上述机制分析可知,环境规制可以通过绿色技术进步的创新补偿效应促进产业结构转型,且基准回归结果表明,正式、非正式环境规制对我国资源型城市产业结构转型具有显著的正向影响.本文接下来选取绿色技术创新作为中介变量,从实证分析的角度对影响机制进行检验.

基于正式环境规制视角分析.从产业结构合理化角度看,表 3第(1)列显示第一步检验结果,即正式环境规制对产业结构合理化的总效应存在.第(2)列结果显示,正式环境规制显著促进资源型城市绿色技术创新.第(3)列表明,绿色技术创新系数在 1%的水平上显著为正,且正式环境规制的系数为正,说明存在中介效应,且中介效应占比为 58.980%,表明正式环境规制地实施可以通过促进绿色技术进步促进产业结构合理化.从产业结构高级化角度来看,检验步骤同上,得出结论为:绿色技术创新在正式环境规制促进产业结构高级化过程中存在中介效应,中介效应占比为 65.533%.这说明随着正式环境规制强度的增加,可以促进企业特别是高污染企业增加研发投入或者引进清洁技术,不断提高绿色技术创新水平,产生创新补偿效应,进而提升整个行业生产效率,加速资源流动,从而推动资源型城市产业结构转型.

表3 全样本中介效应检验Table 3 Full sample mediation effect test

基于非正式环境规制视角分析.从产业结构合理化角度看,表3第(7)列显示第一步检验结果,即非正式环境规制对产业结构合理化的总效应存在.第(8)列结果显示,非正式环境规制显著促进资源型城市绿色技术创新.第(9)列表明,绿色技术创新系数在 1%的水平上显著为正,且正式环境规制的系数为正,说明存在中介效应,且中介效应占比为65.167%.从产业结构高级化角度来看,检验步骤同上,得出结论为:绿色技术创新在非正式环境规制促进产业结构高级化过程中存在中介效应,中介效应占比为 42.108%.可能的原因为在经济快速发展的同时,消费者更加关注自身的健康,从而对产品质量有更高的要求,因此往往更偏好于购买绿色产品.而生产方出于自身利益及提升竞争优势的角度考虑,会加大对绿色产品研发的投入力度,使资源向高级产业转移,并得到充分利用,从而有利于资源型产业结构转型.

2.3 稳健性检验

2.3.1 内生性问题 考虑到环境规制与产业结构转型之间可能存在双向因果关系,一方面,环境规制的实施可能会增加高污染密集型企业的成本,为了实现利益最大化,这些企业可能会迁移或退出市场,进而影响整个产业结构;另一方面地方政府为了带动经济发展,可能会采取“逐底竞争”,这会进一步对环境规制产生影响[44].为了保证回归结果的可靠性及稳定性,本文引入环境规制的滞后一期作为核心解释变量,以表 2为基准进行估计,用以解决内生性问题可能造成的回归结果的偏差,结果如表 4所示.模型的回归结果仍然与前文的估计结果一致,说明理论上内生性问题在实际并未造成影响,所以研究结果具有稳健性.

表4 稳健性检验Table 4 Robustness test

2.3.2 排除奇异值影响 考虑到本文采用的数据较多,且宏观变量在搜集和度量上可能存在偏差,为了缓解这种偏差对结果造成潜在不利影响,本文对各连续变量进行1%分位数以下和99%分位数以上缩尾处理,以表 2为基准进行中介效应回归.对各变量进行缩尾后,回归结果显示在表 4中,可知显著性及符号方向均未发生变化,正式、非正式环境规制仍然显著促进资源型城市产业结构向合理化和高级化转型,说明结果具有稳健性.

2.3.3 排除宏观因素干扰 由于我国各个省市经济发展状况、环境质量、资源禀赋及财政状况大相径庭,如果这一因素足够重要,将对本文分析结果的可靠性造成影响.为了减少这一因素的影响,本文进一步引入城市和年份的交互效应来捕捉这种系统性宏观变动.其中,本文中的交互项采用了去中心化处理,以削弱交互项与构成交互项的低次项之间的多重共线问题.接下来以表 2为基准进行回归,结果见表 4,可知在控制宏观因素干扰后,核心解释变量的显著性及符号均未发生变化,证明本文的结论具有可信性.

2.3.4 替换核心解释变量 考虑到工业二氧化硫去除率、工业烟(粉)尘去除率、一般工业固体废弃物综合利用率分别可以单独表征正式环境规制强度,且分别代表不同的政策含义,用熵权法将这三者综合为一个指标,不能清晰的表示每一个政策实施的具体结果.因此,分别将工业二氧化硫去除率(lnso)、工业烟(粉)尘去除率(lnfc)、一般工业固体废弃物综合利用率(lngt)作为单一指标表示环境规制进行稳健性检验,结果如表 4所示,可以看出将三者分别表征环境规制,结果与用熵权法进行的综合指数一致,即正式环境规制可以促进资源型城市产业结构转型.因此说明检验结果具有稳健性.

2.4 异质性分析

2.4.1 成长周期异质性分析 为了使获得的研究结论更有针对性,本文接下来分别讨论处于不同成长阶段的资源型城市绿色技术创新的中介效应.

(1)基于正式环境规制视角分析,从产业结构合理化角度看,检验结果如表 5所示:以资源型城市可持续发展能力为标准,按照成长周期分为成长型、成熟型、衰退型、再生型[42].对于成长型资源型城市,第(1)列显示第一步检验结果,即正式环境规制对产业结构合理化的总效应存在.第(2)和(3)列在第二步中依次检验,发现中介变量 lngres不显著,经过bootstrap检验后,拒绝原假设,即不存在中介效应.成长型资源型城市处于资源开发的上升阶段,此阶段由于开发秩序不规范且采用粗放式的资源开发方式,影响资源配置效率并给环境带来了损害,同时没有较为成熟的管理经验和技术积累[46],因此未通过技术创新这一中介作用促进产业结构合理化.对于衰退型资源型城市,第(7)列回归结果显示,正式环境规制对产业结构合理化是负向作用,但不显著,即不存在中介效应.衰退型资源型城市相较于其他 3种类型的城市,已经处于资源开发的末期阶段,资源面临枯竭,产业效益不好,经济发展缓慢,很难抽出大量的资金去推动技术创新[47],因此,目前不存在正式环境规制倒逼产业结构合理化.成熟型和再生型资源型城市均存在绿色技术创新中介效应,中介效应占比分别为21.167%、67.588%,同全样本结果一致,即正式环境规制可以通过绿色技术创新促进成熟型、再生型资源型城市产业结构向合理化转变.

表5 正式环境规制对产业结构合理化的中介效应Table 5 The mediation effect of formal environmental regulation on the rationalization of industrial structure

从产业结构高级化角度看,检验结果如表 6所示.可以看出,正式环境规制对 4类资源型城市产业结构高级化均产生显著促进作用.在中介效应上,除再生型资源型城市外,其余 3类城市均存在绿色技术创新中介效应,中介效应占比分别为:成长型为38.500%,成熟型为76.200%,衰退型为15.967%,即对在成长型、成熟型、衰退型资源型城市正式环境规制对产业结构高级化的影响分别有 38.500%、76.200%、15.967%是由绿色技术创新传导的.而再生型资源型城市虽然摆脱了资源依赖,但是资源型产业占比较大,且以粗加工产业为主,多处于产业链前端,附加值低,虽然绿色技术创新较高,但多为“僵尸专利”,不存在正式环境规制通过绿色技术创新影响产业结构高级化的中介效应.

表6 正式环境规制对产业结构高级化的中介效应Table 6 The mediation effect of formal environmental regulation on the optimization of industrial structure

(2)基于非正式环境规制视角分析,从产业结构合理化角度看,检验结果如表7所示.可以看出非正式环境规制对成熟型、衰退型资源城市产业结构合理化为负且不显著.成熟型资源型城市处于转型的关键时期[48],但各类资源生产要素主要集中于资源型产业,造成了一定程度的要素分配不均衡,而目前非正式环境规制的力度实施较小,很难起到倒逼产业结构向合理化转变的作用.衰退型资源型城市面临资源严重枯竭,民生问题突出,经济发展缓慢,相较于其他 3种类型的城市,公众更多的是关注自身的就业问题,非正式环境规制强度低,因此非正式环境规制对产业结构合理化作用不显著.而成长型和再生型资源型城市由回归结果知,与总体结果一致均存在中介效应,中介效应占比分别为49.640%、19.456%,即非正式环境规制可以通过绿色技术创新促进成长型、再生型城市产业结构合理化.

表7 非正式环境规制对产业结构合理化的中介效应Table 7 The mediation effect of informal environmental regulation on the rationalization of industrial structure

从产业结构高级化角度看,检验结果如表 8所示.非正式环境规制对各类资源型城市产业结构高级化均具有显著正向促进作用.但成长型资源型城市第(3)列中介变量lngres不显著,进行bootstrap检验后,拒绝原假设,即不存在中介效应.其他3种类型资源型城市与总体一致,均存在中介效应,中介效应占比分别为:成熟型为 42.700%,衰退型为 49.805%,再生型为21.504%,即对在成熟型、衰退型、再生型资源型城市正式环境规制对产业结构高级化的影响分别有42.700%、49.805%、21.504%是由绿色技术创新传导.

表8 非正式环境规制对产业结构高级化的中介效应Table 8 The mediation effect of informal environmental regulation on the optimization of industrial structure

2.4.2 时期异质性分析 2013年为促进资源型城市可持续发展,国务院印发了《全国资源型城市可持续发展规划》[42].规划的实施是否更有利于发挥环境规制对资源型城市产业结构转型的影响,进而实现可持续发展,针对这一问题,将 2003～2016年分成2003～2012年与2013～ 2016年两组,分别讨论正式、非正式环境规制对资源型城市产业结构转型的影响.回归结果见表9.

表9 时期异质性正式环境规制对产业结构转型影响Table 9 Impacts of period heterogeneity formal environmental regulation on the transformation of industrial structure

(1)从正式环境规制视角.可以看出,在产业结构合理化方面,2003～2012年与2013～2016年绿色技术创新在正式环境规制促进产业结构合理化中不存在中介效应.但是相较于前者,2013～2016年正式环境规制在 1%的显著性水平上直接促进产业结构向合理化转变,说明《规划》的实施引起了政府对资源型城市可持续发展的重视,正式环境规制可以直接倒逼产业结构向合理化转变,但绿色技术创新在其中发挥的作用尚不明显.在产业结构高级化上,2003～2012年和2013～2016年同全样本回归结果一样,正式环境规制均显著地促进产业结构高级化,绿色技术创新在正式环境规制促进产业结构高级化中存在中介效应,中介效应占比分别为 28.267%、20.348%.但 2012年以后,正式环境规制对产业结构高级化的促进作用明显高于2012年以前,且显著性水平由5%提高至1%,说明《规划》地实施在优化资源型城市产业结构转型上取得了显著的成效.

表10 时期异质性非正式环境规制对产业结构转型影响Table 10 Impacts of period heterogeneity informal environmental regulation on the transformation of industrial structure

(2)从非正式环境规制视角.在产业结构合理化上,2003～2012年与2013～2016年绿色技术创新在非正式环境规制促进产业结构合理化中不存在中介效应.然而,相较于前者,2013～2016年非正式环境规制对产业结构合理化的影响由抑制转变为显著促进作用.说明《规划》地实施引起了人们对环境问题地关注,有利于非正式环境规制的落实,从而实现促进产业结构向合理化转变.在产业结构高级化上,2003～2012年和2013～2016年同全样本一样,均存在中介效应,中介效应占比分别为:36.100%、6.341%,即非正式环境规制均可以通过绿色技术创新促进产业结构高级化.但值得注意的是,非正式环境规制在2003～2016年对产业结构高级化的影响明显大于2003～2012年,说明《规划》得到了很好的落实,非正式环境规制对资源型城市产业结构高级化的倒逼作用得到了很好的发挥.

2.5 建议

为了更好实现我国资源型地区经济环境可持续发展,促进产业结构转型,可以从多方面采取政策措施.

从总体上看,正式、非正式环境规制均有利于产业结构转型,并且非正式环境规制对产业结构转型的促进作用更大.随着我国经济的快速发展,与以往相比,人们虽然开始关注环境问题,但是其环保意识和行动能力依然有待加强.因此,在实施正式环境规制的同时,政府部门可以运用现代互联网等媒介强化环保宣传,完善环境治理体系,引导公众积极参与环境保护,充分发挥非正式环境规制的作用.

环境规制对产业结构转型的影响因资源型城市处于不同的成长阶段,实施的效果存在差异.对此提出以下建议:①对于衰退型资源城市,由于其资源逐渐消耗殆尽,此时面临着严重的环境污染和失业,实施环境规制反而会给当地的企业增加生产成本,不利于产业转型,因此要增加环境治理资金的支持,促进经济发展,稳定就业.②对于成长型和成熟型资源城市,目前仍有丰富的自然资源,为防患于未然,要继续制定严格的环境规制,加强对污染企业的约束.③对于再生型资源城市,其目前已基本完成产业转型,在制定环境政策时,应多关注公众的需求,通过公众对绿色产品的需求引导企业绿色转型.

推进绿色技术创新研发,充分发挥环境规制通过绿色技术创新促进资源型城市产业结构转型的中介效应.一方面,政府要重视人才培养,加大对高校和科研机构研究经费的支持;另一方面,为了避免出现“僵尸专利”占用社会资源的不良现象,政府部门要加大监管力度,同时鼓励社会公众多参与其中,切实发挥绿色专利在企业生产中节约资源,减少污染的作用.

2.6 讨论

本文在研究环境规制对资源型城市产业结构转型时,主要从成长周期异质性和时期异质性进行讨论,未对空间异质性进行分析.由于我国国土面积辽阔,地区间经济发展存在显著的不平衡问题以及由于各个地区自然资源分布不均衡,导致各地区环境污染程度不一致,且考虑到北方冬季低温的供暖需求使其能源石化相关高污染产业的比重高于南方,导致北方地区环境污染更为严重,从而引致各地区环境规制实施强度不同,进而会使环境规制对产业结构的影响存在差异.因此,在实施环境规制时不仅要考虑具体的成长周期,还应兼顾地区差异.此外,本文主要采用的是绿色技术创新单一中介变量进行机制研究,由现有研究可知,环境规制还可以通过其他途径影响产业结构转型,本文进一步的研究是将单一中介变量模型扩展成多个中介变量模型,具体分析环境规制能否通过多种途径影响资源型城市产业结构转型.

3 结论

3.1 环境规制能够直接促进资源型城市产业结构转型,且非正式环境规制的促进作用更大.随着我国经济水平的提高,以及民众环保意识的增强,非正式环境规制对产业结构转型的影响将会越来越显著.

3.2 正式和非正式环境规制均可以通过绿色技术创新促进资源型城市产业结构转型.其中,正式环境规制对产业结构合理化及高级化中介效应占比分别为 58.980%、65.533%,非正式环境规制对产业结构合理化及高级化中介效应占比分别为65.167%、42.108%.

3.3 从成长周期异质性看,对资源型城市产业结构合理化的影响上,正式环境规制对成熟型、再生型资源型城市产业结构合理化存在中介效应;对资源型城市产业结构高级化的影响上,成长型、成熟型、衰退型资源型城市可以通过绿色技术创新促进产业结构高级化.非正式环境规制成长型、再生型资源型城市产业结构合理化均存在中介效应;对资源型城市产业结构高级化的影响上,成熟型、衰退型、再生型资源型城市可以通过绿色技术创新促进产业结构高级化.其次,从时期异质性看,2013～2016年正式、非正式环境规制对产业结构合理化、高级化作用相较于 2003～2012年均有所提升,且绿色技术创新在环境规制促进产业结构高级化中存在中介效应.