技术创新、环境规制对产业结构升级的影响研究——基于1998-2017年31个省域面板数据的实证分析

刘日恬

上海大学马克思主义学院经济研究中心

0 引言

近年来，通过高新技术与数字经济全面带动一、二、三产业发展和基础设施升级的指导思想和工作原则，在加快建立中国绿色、低碳、循环发展的经济体系中，显得越来越重要。这表明，我国政府越发重视生态环境保护、推动技术引领、加快产业结构转型升级方面的必要性。企业作为技术创新主体，其所进行的技术研发过程能够有效提高我国产业结构升级效率，但同时也会对生态环境造成破坏。对此，借助环境规制政策合理引导企业进行技术研发过程，对实现环境保护与经济发展有着极大益处。然而，过度的环境规制将会带来巨大的环境管理成本，降低企业技术创新效率。因此，切实分析环境规制在技术创新影响产业结构升级过程中的作用，对科学把控环境规制程度，实现“生态-经济”双发展有着重要现实意义。

对于三者的作用关系，学者们给出了广泛而有益的意见。孙丽文等（2020）在研究碳排放问题时指出，环境规制能够在产业结构升级环节中起到加速作用［1］。而郑晓舟等（2021）［2］与秦炳涛等（2021）［3］将技术创新作为中介变量，指出无论是正式规制还是非正式规制，技术创新的中介作用始终呈现正向促进效应。殷宇飞等（2020）与孙玉阳等（2020）将技术创新看作门槛变量，认为技术创新达到一定程度后将显著增强环境规制所带来的影响［4］，这一表现在低技术创新与中高技术创新水平之间呈现出明显差异［5］。时乐乐等（2018）则认为，环境规制强度作用于产业结构升级的效应不够显著，相反，技术创新对产业结构升级有着显著促进效用［6］。

总结现有文献可知，已有研究存在如下有待补充与完善之处：第一，对三者之间的系统性研究较少，现有研究大多着墨于产业结构升级如何受环境规制或技术创新的影响，多落足于区域性研究。然而，将三者相互联系，建立系统分析框架，采用全国样本数据进行研究的文献却相对较少；第二，忽视了环境规制的交互作用。基于波特假说，大多数文献通常将技术创新视为中介变量进行分析，从上述文献结论归纳可知，环境规制的交互作用也不容忽视。实际上，环境规制在此过程中可能扮演着重要角色，从而增强或者削弱技术创新对产业结构升级效应；第三，对三者之间可能存在的区域异质性分析尚不充分。鉴于此，结合1998-2017年中国31个省域面板数据，采用固定效应模型，结合技术创新与环境规制的交互项，在区域异质性视角下将技术创新、环境规制与产业结构升级进行全面系统分析，并且对各地区之间的一致性结果进行了扩展分析，以期对现有研究提供有益参考。

1 理论分析与研究假说

1.1 技术创新对产业结构升级产生影响

早在2005 年，江小涓（2005）便指出自主创新能力对于加快推进产业结构升级是主要的战略任务［7］。而近几年有学者指出，技术创新对产业结构升级的作用既包括直接作用，也包括间接作用，其直接作用显著，而间接影响并不明显。对此，现有文献大部分也均是从技术创新对产业结构升级的直接影响与间接影响展开研究，部分学者将二者结合起来，从技术创新与产业结构协同效应的角度展开研究。从直接影响来看，现有文献大多赞同技术创新与产业结构升级正相关的观点。如庄雷等（2020）、吴振华（2021）、马红梅等（2021）均认为技术创新将分别对产业结构调整［8］、产业结构优化［9］以及产业结构高级化［10］产生正向影响。从间接影响来看，技术创新被选为主要中介变量，如顾晓燕等（2020）在研究知识产权与产业结构升级一文中便选取技术创新作为中介变量来分析二者的异质性影响［11］。其他文献则更加关注金融变量如何以技术创新为中介影响产业结构升级，如周国富等（2020）、何宜庆等（2020）、王一乔等（2020）、邓创等（2020）以及鲍星（2020）分别研究了金融发展［12］、金融空间特征［13］、金融集聚［14］、金融结构市场化［15］以及金融开放［16］如何通过技术创新的中介影响，推动我国产业结构升级。从协同效应来看，部分研究关注技术创新与产业结构二者的相互作用。赵庆（2018）认为产业结构优化与技术创新之间能够相互促进，表现为“螺旋上升”趋势［17］。胡京（2020）通过PVAR 模型，证明区域创新能力的提升推动了产业结构优化，产业结构升级则能够反过来提升区域创新水平［18］。

假说1：技术创新能够显著促进我国产业结构升级，且这一过程具有区域差异性。

1.2 环境规制对产业结构升级产生影响

现有文献就环境规制如何影响产业结构升级已经进行了大量丰富且有益的讨论，主要表现为积极影响、无影响或消极影响，分类讨论三种观点。从积极影响来看，肖兴志等（2013）［19］、杨骞等（2019）［20］、庞庆华等（2020）［21］与宋雯彦等（2021）［22］均认为环境规制能够显著促进产业结构升级。从政治经济学的角度来看，为了获取更多的剩余价值，创新主体将会不断进行自身创新，改进技术，这一过程又将促进产业结构升级［23］。另一方面，韩晶等（2014）［24］将产业结构升级划分为多阶段，指出只有产业发展到成熟阶段才能适应合理的环境规制对其升级促进作用。钟茂初等（2015）［25］则认为环境规制能够促进产业之间的转移，但是不能显著促进产业结构升级。李强等（2019）［26］以长江经济带为例，通过空间杜宾模型检验指出，长江经济带附近的环境规制强度提升将阻碍其产业结构升级。郭然等（2020）［27］则指出，环境规制与产业结构升级之间呈现显著的U形曲线关系。

假说2：整体而言，环境规制对产业结构升级产生正向影响，且具有区域异质性。

1.3 环境规制与技术创新之间存在交互作用

在新古典经济学观点中，实施环境保护政策的效益将被其提高私人生产成本、降低企业竞争力的负向效应所抵消，最终对经济增长产生负面效果。然而，Poter 等（1995）［28］认为适当的环境规制能够促进企业进行创新研发活动，提高生产效益。从现有文献来看，部分学者以“波特假说”为出发点进行实证检验。沈能等（2012）［29］与王国印等（2011）［30］从验证波特假说的角度出发，基本验证假说成立。王洪庆等（2020）从新的政策含义下，验证环境规制能够对绿色技术创新产生作用［31］。从探究二者关系的角度出发，部分学者提出门槛变量，如常红等（2020）［32］认为，技术创新充当了环境规制对经济增长的门槛变量。部分学者指出二者存在的曲线关系，包括U 形关系与倒U形关系。蒋伏心等（2013）［33］通过两步GMM 法、实证分析法进行研究，环境规制的由弱到强能够影响企业的技术创新效应从负转正。Xiaoling Ouyang等（2020）［34］同样指出，环境规制与技术创新之间呈U 形关系，短期内，环境规制对创新能力有“抵消作用”，但随着环境规制的深入，将倒逼行业通过提高技术创新能力来降低治污成本，从而产生“补偿效应”。而于鹏等（2020）、何雄浪等（2020）均认为环境规制与技术创新之间存在倒U形关系。

假说3：环境规制与技术创新存在交互作用，这一过程存在区域异质性。

2 模型设定

2.1 模型构建

除了技术创新与环境规制两个主要影响因素外，固定资产投资水平、对外开放程度、政府干预水平作为控制变量引入模型，构建基础实证分析计量模型如下：

为考察现阶段环境规制如何作为中间渠道进一步影响技术创新，构建二者交互项TI×ER 并加入模型，从而得到拓展后的模型（2）：

其中，i表示各省、市、自治区（i=1，2，3……31），t表示年份，β0为模型常数项，β1-β6为相应解释变量与控制变量系数。IND表示产业结构升级，TI表示技术创新，ER 表示环境规制，TI×ER 为二者交互项，CVs为前述控制变量，εi,t为随机误差项。

2.2 变量选取与数据来源

1）被解释变量：产业结构升级（IND）。现有文献对产业结构升级的衡量标准不一，参考戴俊与傅彦铭（2020）［35］、吴梓境等（2019）［36］、王钊与王良虎（2019）［37］的做法，将二、三产业产值之和与各地区GDP 的比值作为产业结构升级的衡量指标，即：

2）核心解释变量：技术创新（TI）与环境规制（ER）。从现有文献选取方法来看，技术创新主要分为数值化与量化两种衡量标准。部分文献从数值化角度出发，将各地区R&D 经费投入与地区GDP 比值作为技术创新代理变量；部分文献从量化角度出发，从各地区发明专利申请受理数或专利申请数、实用新型专利申请受理数等选取部分代表性指标，作对数处理。结合数据的可获得性，参考沈能与刘凤朝（2012）、周清香等（2021）的研究，选用各地区发明专利受理数作为技术创新的衡量指标［29,38］。同时，参考李勇刚和张鹏（2013）、孙天睿和张向荣（2021）的研究，将各地区环境污染治理投资总额与各地区GDP 之比看作环境规制代理变量［39-40］。

3）控制变量：结合已有文献，选择如下变量作为实证研究的控制变量：

（1）固定资产投资水平。以全社会实际固定资产投资总额与相应的地区实际国内生产总值的比值来衡量。

（2）对外开放水平。采取外贸依存度作为对外开放水平的衡量标准。

（3）政府干预程度。无论是处于绩效激励还是强制规定，地方政府所实施的产业政策将对产业结构升级产生重要影响，促进地方经济繁荣发展。参考马晓君等（2017）［41］、秦炳涛等（2021）［3］的研究，用地方财政一般预算支出与地区GDP 之比表示。

4）数据来源

为探讨技术创新、环境规制对我国产业结构升级的影响，以1998-2017年中国31个省、市、自治区的面板数据为研究样本进行实证分析。由于全国污染源普查的频率为10年一次，其中部分核心变量的数据更新尚未公布，为统一样本数据年份，以2017 年为最近数据年份。文中所用变量原始数据来源于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》、中经网数据库以及各省份统计年鉴。变量描述性统计如表1所示，部分数据已作对数处理：

表1 变量描述性统计

3 实证结果与分析

3.1 相关检验

3.1.1 初步拟合

为直观观测技术创新与环境规制、技术创新与产业结构升级、环境规制与产业结构升级之间的关系，利用STATA15.1画出相关散点图进行初步拟合效果检验，结果如图1、图2、图3所示。从图可以看出各变量之间拟合较好，产业结构升级与技术创新之间有着强烈且显著的正向关系，与环境规制之间同样存在正向关系，程度与技术创新相比较弱，技术创新与环境规制之间存在负相关，但并不显著。

图1 技术创新与产业结构升级

图2 环境规制与产业结构升级

图3 技术创新与环境规制

3.1.2 多重共线性检验

模型中的控制变量与解释变量高度相关，容易出现多重共线性，导致估计结果不准确，需要进行检验。检验结果显示，所有变量的VIF 都远小于10，模型不存在多重共线性（见表2）。

表2 多重共线性检验结果

3.2 实证检验结果及分析

3.2.1 实证检验结果

使用Stata15.1软件对1998-2017年我国31个省、市、自治区的面板数据进行分析，通过采用递进式回归策略对技术创新、环境规制与产业结构升级之间的基本关系进行检验。通过White 检验对数据存在的异方差或自相关问题进行检验，显示存在异方差。为了消除异方差带来的影响，在OLS 回归中使用稳健标准误差得到修正后的OLS 回归结果，如表3中的（1）（2）所示。

表3 回归结果

由于关注技术创新与环境规制的交互项将会对产业结构升级产生何种影响，因此表中的（5）、（6）、（7）分别表示加入交互项后的混合回归、随机效应模型回归、固定效应模型回归。稳健性检验结果显示，固定效应模型估计结果更可信。另外，采用修正的沃尔德检验(Modified Wald Test) 来检验组间异方差，检验结果显示存在组间异方差，故采用可行的广义最小二乘法FGLS 进行估计，回归结果如（8）所示。

3.2.2 实证结果分析

1）技术创新（lnTI）对产业结构升级的影响。从上图可以看出，无论是否加入交互项，lnTI的系数均为正且显著。实证结果表明，技术创新在1%的显著性水平上还能够显著促进产业结构升级，也就是说技术创新每提高1 个单位，产业结构升级指数将增加0.014 个单位。这说明，技术创新能够有效促进我国产业结构升级，可以通过加快核心技术攻关，在自主创新上持续突破，推进我国产业结构升级转换。

2）环境规制（ER）对产业结构升级的影响。环境规制在所有回归中均显著为正，从模型数值来看，环境规制强度每提高1个单位，产业结构升级将显著提高2.134 个单位。这意味着对于各地区而言，对环境规制投入的污染治理投资越多，越有利于当地产业结构升级转型。通过环境规制，促使企业引进更环保的防污设备与工艺，以严格的国际环保技术认证标准为统一标准等，能够促使各地区企业将重心放在更绿色环保的生产工艺与流程上。

3）技术创新与环境规制交互项（lnTI×ER）对产业结构升级的影响。从回归结果来看，技术创新与环境规制的交互项系数在1%的显著性水平上为负。也就是说，就全国样本而言，环境规制的实施在自身带来积极效应的同时，也抑制了技术创新对促进产业结构升级的正向作用。这种现象可能是由于企业在技术研发创新过程中，某些必经的工艺或流程产生造成环境污染的外部性。对环境污染进行规制和严格管控，会导致此进程延缓或被禁止，从而降低企业技术研发创新过程的效率，进而抑制技术创新促进产业结构升级。

4）控制变量对产业结构升级的影响。从固定资产投资水平来看，在加入交互项前后，其在固定效应模型估计中的系数均为正且显著。这表明，全社会实际固定资产投资总额越大，对各地区产业结构升级的正向拉动作用就越强。这是因为，社会固定资产投资资金将流向不同产业，这些资本流入将使当地产业变得更具吸引力，从而吸引更多生产要素流入该地区，又进一步强化资本流入的正效应。从对外开放水平来看，同样能得出其与产业结构升级同向变动的结论，更高的对外开放水平能够促进产业结构升级。可能的原因在于，对外开放水平越高，引进国外先进技术、设备、人才都相对更为容易。从政府干预程度来看，在全国样本中，政府干预力度越大，越有利于产业结构升级。政府可以通过财政支出与制定产业政策对本地区的产业结构进行调整。通过财政支出，能够对有利于产业结构升级的企业进行补贴激励，影响其生产经营，促使其更高效地运行。通过产业政策，政府能够有意识地引导资源向新兴产业或具有发展潜力的产业流动，同时能够保护尚未具备竞争优势的幼稚产业，使其免于过早经历市场竞争而夭折。以上海浦东与深圳为例，可以看出政府干预与资本流入对当地产业结构升级乃至经济快速增长有着重要的作用。

3.3 稳健性检验

3.3.1 变更回归方式

在无交互项时，面板数据中OLS 回归的F 统计量为236.61，相应的P 值为0.000 0，检验结果显著拒绝原假设，因此固定效应模型结果更稳健。稳健Hausman检验量为43.119，相应的P 值为0.000 0，显著拒绝原假设，同样支持固定效应模型结果稳健的结论。拉格朗日乘数（LM）检验统计量的值为2 258.27，相应的P 值为0.000 0，在1%的显著性水平上拒绝原假设，从而选择随机效应模型。鉴于面板数据固定效应回归存在的组间异方差问题，对数据使用FGLS 模型重新估计，其核心结论亦与固定效应模型相同（见表4）。

表4 稳健性检验

综上所述，固定效应模型的系数估计更具有稳健性。存在交互项时，同样根据上述检验量的结果，能够得出固定效应模型的系数估计更具稳健性，其回归结果更加精确的结论。

3.3.2 替换模型变量

1）核心解释变量。采用各地区发明专利受理数作为技术创新的衡量指标，为验证结果的稳健性，以各地区发明专利申请数量作为实质性技术创新的衡量指标，以各地区申请使用新型专利和外观设计专利之和作为非实质性技术创新能力的衡量指标。将实质性技术创新和非实质性技术创新之和作为刻画技术创新能力的指标，取对数后得到变量Lpatent。

2）控制变量。现有研究表明，城市化水平与当地经济发展水平对于产业结构升级同样有着重要影响。通过参考孙天睿等（2021）的研究，将城市化水平设定为各地区城镇常住人口数与常住人口数之比，得到变量CITY［40］。将当地经济发展水平设定为各省市的人均GDP，并对数据取对数处理，得到变量lneco。将新的变量替换至模型中，结果依然表明核心结论稳健，环境规制将影响技术创新对产业结构升级的驱动作用。从控制变量来看，地区经济发展水平以及城市化水平与产业结构升级之间存在显著正向相关。

3.4 区域异质性检验

由于地理位置、经济政策、地区文化等存在差异，不同地区之间金融监管政策以及落实效果也存在差异。为了进一步验证金融监管对影子银行规模的影响，根据国家统计局的划分标准，将全国分为东部地区（北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南）、西部地区（内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆）以及中部地区（黑在江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南），分别进行固定效应模型实证检验，得到实证结果如表5 所示。总的来看，区域异质性检验结果主要解释变量对产业结构升级的影响上与全样本检验结果相同，这保证了核心结论的稳健性。但在控制变量如何影响产业结构升级方面，各地区均表现出一定的差异。具体来看：

表5 分样本回归结果

1）技术创新对产业结构升级的区域异质性影响。表中显示东、中、西部地区的技术创新对产业结构升级在1%的显著性水平上均存在驱动作用，能够有效促进产业结构升级。中部地区的技术创新驱动作用最大，东部地区的技术创新驱动作用相比最小，西部地区技术创新系数与中部地区接近。因此，在政策制定方面应该为中部地区、西部地区的企业技术创新提供更大空间，优化营商环境，加强科研资金投入；中部地区能够给予效益更大的产业结构升级拉动空间，进一步顺利衔接由东部地区转移而来的产业链。

2）环境规制对产业结构升级的区域异质性影响。东、中、西部地区的环境规制亦与全国样本的回归结果相同，其中东部地区与中部地区的系数显著为正，由于西部地区的西藏未公布完整时点的环境规制相关指标，可能对显著性产生部分影响。但尽管西部地区系数虽然微弱不显著，依然为正，表明环境规制在东、中、西部地区都能对产业结构升级起到促进作用，其中中部地区环境规制系数最大。

3）技术创新与环境规制交互项的区域异质性影响。与全样本回归结果相同，东、中、西部地区均表现为环境规制影响技术创新对产业结构升级的驱动作用，系数为负且东、中部地区在1%的水平上显著。值得注意的是，尽管环境规制产生负向影响，但是由于环境规制本身对产业结构升级的作用系数足够大，因此最终净效应仍然为促进产业结构升级。

4）控制变量对产业结构升级的区域异质性影响。

（1）对于东部地区而言，固定资产投资水平、对外开放以及政府干预都将在1%的显著性水平上对产业结构升级产生正向影响，其中政府干预的影响力度最大。也即是说，若要有效促进东部地区产业结构升级，地方政府应该更注重合理的产业政策制定与产业发展规划，通过政府科学规划，能够最大发挥政府干预的正向引导作用，调整产业结构，实现产业结构合理化、高级化以及现代化。

（2）对于中部地区而言，固定资产投资水平显著为正，对外开放系数不显著，政府干预系数显著为负。也即是说，在拉动中部地区产业结构升级方面，应该减少政府对产业的干预，加大市场化程度，政府应该着手制定能够有效引导生产要素与资源自由流动的产业政策，而非强制性规划，主要在于为中部地区打造良好的市场环境，减少人为干预。通过建立起高度市场化的要素流动机制，能够有效发挥固定资产投资流动带来的积极作用，促进中部地区产业结构升级。

（3）对于西部地区而言，固定资产投资水平显著为负，对外开放系数不显著，政府干预系数显著为正。究其原因，西部地区整体经济发展水平相对中部地区与东部地区来说，稍显弱势。因此，即使固定资产投资水平较高，向西部地区提供充足的资本或资源，由于虹吸效应的存在，这些资本将受到西部地区邻近的，经济发展水平较高的地区吸引，从而流向其他区域，甚至可能引起资本之外的其他生产要素如劳动力也向外部流失，最终对产业结构升级造成负面影响。而政府干预则能够有利促进产业结构升级，意味着地区政府应该为产业结构升级制定相关规制政策，通过制定合理的产业发展规划与产业政策，增加各地区对资本的吸引力。

4 结论与建议

采用1998-2017 年中国31 个省、市、自治区的面板数据进行研究，同时根据各地统计年鉴，将技术创新与环境规制作为主要解释变量，对被解释变量产业结构升级三者之间的关系进行科学研究，通过实证分析与区域异质性检验对三者关系进行识别与分析，以期提供符合经济逻辑的解释。具体研究结论如下：

第一，从总体来看，在我国产业结构升级的过程中，技术创新与环境规制均对产业结构升级存在正向驱动作用，环境规制相较于技术创新促进作用更明显。

第二，技术创新与环境规制二者存在负向交互效应，环境规制将会削弱技术创新所带来的驱动作用。

第三，分地区来看，政府干预能够有效促进东部地区与西部地区的产业结构升级，但会阻碍中部地区产业结构升级；固定资产投资水平在东、中部地区能够显著驱动产业结构升级，但在西部地区却阻碍其人才流动过程；就对外开放水平而言，在东部地区能够有效驱动产业结构升级，中、西部地区则不够显著。

根据上述实证结果及相关结论，提出如下政策建议：

1）加快技术创新，适当实施规制。从实证回归结果可以看出，过度的环境规制可能会影响技术创新效率，从而对产业结构升级产生负面影响。同时，要加快技术创新，还应重视科技型人才的重要作用。发挥技术创新的拉动作用，必须要注重高素质科技型人才队伍建设。这要求在后疫情时代，企业应该在保证稳定研发过程的基础上为稳就业贡献力量。

2）扩大对外开放，促进要素流动。从中部地区与西部地区的区域异质性结果来看，对外开放在拉动产业结构升级方面还大有潜力可为，现阶段尚未激发出对外开放对产业结构应有的强劲正向作用。在中、西部地区将来的发展规划中，应全力释放对外开放的正外部性，通过对外开放扩大出口，增加地区需求，进而优化产业结构，实现产业结构升级。同时通过营造良好、自由的营商环境，吸引外商投资，增强资本吸引力，加强生产要素自由流动对产业结构的正向促进作用。

3）制定合理政策，注重创新因素。从分样本的区域回归结果来看，政府干预对东、中、西部地区发挥的作用与影响不同。产业政策好不好，关键要看是否因地制宜，是否符合当地实际情况。产业政策科学合理，适当干预能够有效促进产业结构升级，反之则会限制市场要素的自由流动。此外，各地方政府还更应重视产业政策中的技术创新因素，贾根良曾指出，产业政策不仅是以产业为轴心的传统产业政策，更包括研发政策在内的创新政策。因此，注重产业政策重点中的技术创新因素，通过制定相关支持措施，能够加强技术创新的作用，反过来，这将进一步促进产业结构升级。