环境规制对我国工业转型升级影响研究

谢晓利，蔡定昆

（云南师范大学经济与管理学院，云南 昆明 650500）

创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念体现了我国经济发展的方向。目前，高投入、高污染的工业发展模式不符合我国工业发展的新理念。工业作为国民经济的重要组成部分，工业结构能否转型升级关系到我国经济的可持续发展。生态环境与我们的生活息息相关，习近平总书记提出了“绿水青山就是金山银山”的科学发展理念。党的十九届五中全会提出，推动绿色发展，促进人与自然和谐共生，为中国新发展阶段树立了目标，指明了方向。环境规制作为环境保护最有利的规制政策，能否在保护环境的同时促进我国工业转型升级，具有重要的研究意义。目前，学者关于环境规制对工业转型升级的影响研究如下：Brunnermeier S B等[1]、Hamamoto M[2]、Yang C H等[3]的研究证明了适当的环境规制会促进企业或者制造业进行技术创新，即创新补偿效应；刘伟等[4]认为环境规制对工业技术创新的影响呈“U”型，即环境规制强度越过拐点后，对工业技术创新起促进作用，且拐点的出现受到清洁行业或污染密集行业的影响；林春艳等[5]运用空间杜宾模型研究发现环境规制的本地效应对绿色技术进步呈先抑制后促进的趋势。整理相关文献发现，环境规制对我国工业转型升级的影响的实证研究较少。因此，本文构建面板模型，研究环境规制对我国工业转型升级的影响机制及影响效应。

1 机理分析与研究假设

目前，关于环境规制对工业转型升级的影响关系主要有两种观点：第一，新古典理论的成本效应，认为在其他条件不变的情况下，实行环境规制政策会增加企业的生产成本，从而使企业减少研发投入，挤占对创新的投入资金，进而抑制了产业的转型升级；第二，波特的补偿效应，适当的环境规制强度在增加企业生产成本的同时，会激励企业进行生产技术或者生产工艺的创新，提高效率，利润增加，部分或者全部补偿环境规制带来的成本，即创新补偿效应。当成本效应大于补偿效应时，环境规制表现为抑制工业转型升级；当补偿效应大于成本效应时，环境规制表现为促进工业转型升级。技术创新可以通过政府或企业增加技术创新投入，如增加资金、人力、物力等，或者借鉴原有的技术发挥自己的技术水平进行其他相关技术的创新，并将其转化为自己特有的技术，从而促进工业结构的转型升级。

2 数据说明与模型设定

2.1 数据说明

本文选取我国的30个省级面板2006—2018年数据进行实证分析。数据来源于《中国统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》及《中国环境统计年鉴》，参照《中国科技统计年鉴》分组方式，本文将30个研究对象分成东部、中部和西部3个区域。

2.2 指标度量

工业转型升级（STR）用规模以上工业总产值占地区生产总值的比重表示；环境规制强度（ER）用环境污染治理投资运行费用占地区生产总值比重表示；技术创新（T）用规模以上工业企业研究与试验发展经费内部支出占地区生产总值的比重表示；人力资本（HUM）用人均受教育年限表示，计算公式为：HUM=小学学历以下人数×0+小学学历人数×6+初中学历人数×9+高中学历人数×12+大专及以上学历人数×16；城镇化率（UR）用城镇人口占总人口的比重表示；财政支出（FIN）用财政支出占地区生产总值的比重表示；外商直接投资（FDI）用外商直接投资总额占地区生产总值的比重表示。

2.3 模型建立

有研究发现环境规制对工业转型升级的影响趋势为线性或者“U”“J”和倒“U”等非线性关系，本文构造面板计量模型为

式中：被解释变量STR为我国工业转型升级；下标i，t分别为省份和年份；α0为截距项；ER2为环境规制的二次项；X为控制变量；Vi为个体效应； μit为随机扰动项。

为了探究环境规制能否通过技术创新间接影响工业转型升级，本文在式（1）基础上加入环境规制与技术创新的交叉项，构建模型为

式中：β0为截距项；ER×T为环境规制和技术创新的交互项；εit为随机扰动项。

3 实证结果与分析

3.1 总效应分析

本文分别采用混合的普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）回归模型、固定效应模型和随机效应模型进行分析，通过模型之间的比较，既能减少模型设定可能导致的误差，又能证明模型回归系数的稳定性。回归结果见表1。

表1 面板模型回归结果

环境规制水平项系数显著为正，二次项系数显著为负，表明环境规制对我国工业转型升级呈现倒“U”型。当环境规制强度较低时，环境规制促进企业改进生产技术，提高生产效率，补偿了环境规制所带来的成本，补偿效应大于成本效应，表现为促进作用；当环境规制强度较高时，环境规制的成本效应大大挤占了企业的创新资金，创新补偿效应已经不能完全弥补成本效应，从而抑制了工业的转型升级。技术创新对我国环境转型升级的影响整体显著为正，尽管固定效应第（1）列和随机效应的系数均为负值，但不显著，表明R&D经费内部支出提高了技术创新的投入水平，促进了新技术的产生，进而促进了工业转型升级。环境规制和技术创新的交互项系数在OLS回归中不显著，在固定效应和随机效应中显著为正，但技术创新的系数显著为负，与常识相悖，所以不显著。人力资本除固定效应系数为负，其余系数均显著为正，表明人力资本可以提高工业的人力投入，进而促进工业转型升级。城镇化率系数全部显著为正，表明城镇化速度加快及经济发展水平提高，有利于工业转型升级。财政支出系数显著为负，表明随着财政支出和政府补助的增加，企业创新动力降低，其不利于我国工业的转型升级。外商直接投资系数显著为负，表明发达国家为了降低人力成本或者环境规制成本进行跨国投资，同时为了保持自己的技术垄断地位，将低技术、高污染的劳动密集型工业进行跨国转移，不利于技术提高还会带来环境污染，不利于我国工业的转型升级[6-8]。

3.2 区域异质性分析

本文将研究对象划分为东部、中部、西部3个区域进一步回归分析。豪斯曼检验的统计量P值为0.00，显著拒绝原假设，选择固定效应模型，其回归结果见表2。

表2 东部、中部、西部3个区域回归结果

环境规制强度的一次项系数在东部和中部地区显著为正，西部地区显著为负；二次项系数在东部和中部地区显著为负，西部地区显著为正，表明东部和中部呈倒“U”型，西部呈“U”型。这是因为西部经济发展水平低、科学技术水平落后，当环境规制强度增加时，成本效应大于创新补偿效应，表现为抑制作用，当环境规制强度增加到拐点之后，创新补偿效应大于成本效应，表现为促进作用。东部、中部和西部的环境规制对工业转型升级的倒“U”型和“U”型曲线的拐点所对应的环境强度分别为0.023 6，0.022 3和0.203 0，表明不同区域存在异质性，环境规制强度的最优区间不同。就技术创新对工业转型升级的影响系数来说，东部地区表现为抑制作用，但不显著，中部地区在10%的显著性水平上表现为促进作用，西部地区在10%的显著性水平上表现为抑制作用，说明技术创新具有明显的区域异质性。表明技术创新变量值在东部较小，对工业转型升级的效应不明显；中部技术创新有利于企业增加对新技术的研发，促进工业转型升级；西部技术创新的基础水平较低，创新投入会使企业产生依赖作用，从而不利于工业转型升级。

4 结论

环境规制对我国工业转型升级的影响呈倒“U”型，即随着环境规制强度的提高，对工业转型升级起先促进后抑制的作用。技术创新对我国工业转型升级有显著的促进作用，而环境规制与技术创新的交叉项对工业转型升级的影响系数不显著。分区域进一步分析，环境规制对工业转型升级的影响具有明显的区域性差异，其在东部和中部地区呈倒“U”型，在西部地区呈“U”型。

根据本文的研究结果，提出以下政策建议。

第一，实施差异化的环境规制政策。对于东部和中部地区，位于左侧的省份应该继续加强环境规制强度，右侧的省份应该适当放松环境规制，使环境规制强度处于最优区间，使环境规制的促进作用达到最大；西部地区位于曲线左侧的省份应该加大环境规制强度至拐点所对应的环境规制强度，使得环境规制对工业转型升级起到促进作用。

第二，实施环境规制配套的激励政策。政府应加强实施环境保护相关的科技创新政策及津贴补助，鼓励企业进行技术创新；加强教育支出，为技术创新提供人力资本；有选择地引进外商直接投资的清洁型技术，从产业的长远发展考虑，引进清洁型的高科技产业，抑制污染型外资的进入，促进我国工业的转型升级。

第三，加强环境政策宣传，发挥非正式环境规制激励功能。政府应该加强环境保护的政策宣传，引导消费者加大对清洁型产品的消费需求，激励企业加大清洁产品的生产、研发，促进工业转型升级，早日实现绿色发展的经济目标。