环境规制、数字赋能对产业结构升级的影响及机理

马海良 顾莹莹 黄德春 贺正齐

摘要 当前中国经济转型的重要路径为“绿色优先，数字赋能”。为探究绿色化与数字化在产业层面能否实现协同发展，该研究利用全国283个地级市的面板数据，验证数字经济在产业结构绿色转型过程中发挥的调节效应。首先使用多重门槛检验来寻找环境规制与产业结构调整之间的非线性关系，在利用高阶函数进行拟合的基础上，加入产业数字化与数字产业化两大调节变量剖析环境规制和数字赋能的协同作用。研究结果表明：①环境规制对于产业结构合理化不存在明显影响，但对产业结构高级化存在单门槛效应，即当环境规制力度越过门槛值后能够实现环境改善与产业结构升级共赢。②产业数字化与环境规制并行使得产业结构合理化出现了双门槛效应，随着两者融合程度加深，可通过逐步减轻环境规制力度来实现协同发展；但产业数字化与环境规制并行使得产业结构高级化的单门槛效应消失，交互项系数显著为正但并不稳定。③数字产业化与环境规制并行对于产业结构合理化不存在显著影响，但对于产业结构高级化产生了单门槛效应，且随着两者融合程度加深，生态与产业协同发展的强度区间会逐渐扩大。④从局部地区的异质性回归结果来看，主要结论仍然可以得到验证，但发现经济发达片区存在向欠发达片区进行污染转移的现象。据此，该研究提出，顶层设计过程中应考虑地方环境治理的短视行为及各区域产业层次的客观差异，引导发达地区政府更加关注绿色技术创新的长期驱动力，促进“绿色共识”与发展目标深度融合。

关键词 环境规制；数字赋能；产业结构调整；多重门槛；“两化”融合

中图分类号 F062. 1 文献标志码 A 文章编号 1002-2104（2024）03-0124-13 DOI：10. 12062/cpre. 20231008

随着驱动经济高速增长的投资红利逐渐消退，中国经济发展逐步进入中高速的新常态，呈现出增速换挡态势。同时，原有粗放式的生产方式不断被专业化分工和创新发展模式所取代［1］，在新发展理念下产业结构不断得到调整和优化。在这个过程中，为保证绿色发展理念的贯彻实施，中国政府出台了一系列环境规制政策，冀图通过波特效应促进产业的创新实践和绿色生产率提升。如2015年出台的《党政领导干部生态环境损害责任追究办法》，将地方生态治理绩效与地方政府的考评直接关联，通过管辖区域治理绩效的绿色化，倒逼地方政府在GDP竞赛中加入绿色优先理念，通过“腾笼换鸟”等一系列产业引导政策促使企业积极寻求低耗能、低污染的生产方式。2022年党的二十大要求在人与自然和谐共生的高度谋划发展，统筹产业结构调整，推动制造业高端化、智能化和绿色化。根据创新补偿效应，这些环境规制手段将有效淘汰落后产能，促使绿色要素价值增长，从而对产业结构的合理化和高级化产生显著的正向影响［2-4］。

同时，随着数字技术的成熟，数字经济因其高增长速度已成为铸就经济高质量发展的最活跃因素［5］。2021年国务院颁布的《“十四五”数字经济发展规划》中强调，数字经济转型是大势所趋，“要以数字技术与实体经济深度融合为主线”，“协同推进数字产业化和产业数字化，赋能传统产业转型升级”。当前数字化进程使得大量的数据成为一种新型生产要素，通过对数据的处理，资源匹配、流程监督、信息共享等功能不仅可以实现增质提效的目标，更为实现绿色发展提供了现实路径［6-7］。通过产业数字化，可以消除产业发展过程中的信息壁垒，优化资源配置，加快能源结构调整与生产方式转变。并且依托数字技术发展起来的软件服务业等新兴数字产业本身具备一定的绿色属性，这一点也使得数字产业化对绿色产业发展产生了积极作用［8］。

基于上述背景，在新发展理念引导下中国经济转型的重要路径可以概括为“绿色优先，数字赋能”，通过“绿色化”“数字化”的深度融合促进经济的高质量发展。“绿色优先”就是要充分树立人与自然的共生意识，加快生态文明建设，确保绿色发展理念作经济发展的重要起点和考核落脚点；“数字赋能”就是要挖掘数据资源的海量价值，并发挥其在产业变革中的驱动作用。但问题在于，生态文明建设在环境规制方面会如何影响产业结构变动，规制力度变动又会怎样影响产业的升级和发展？数字经济作用于产业时对上述环境规制机制能否起到调节作用，两者能否形成良好的协同作用？这些问题是回答“绿水青山”与“金山银山”能否兼得的关键，也是绿色化与数字化能否形成合力的关键。

1 文献综述

从研究现状来看，首先，当前研究在环境规制手段能否推动产业结构优化升级这一问题上尚存一定争议。余伟等［9］、蘇昕等［10］认为环境规制手段会给自由市场内的企业带来一种“遵循成本”、挤占生产性投资，不利于经济发展。而随着波特假说的推行，Porter等［11］、Adam等［12］学者认为环境规制虽然会给企业带来额外的治污成本，短期内会阻碍企业盈利，但长期来看能够刺激企业通过创新手段获得长久的竞争优势。李眺［13］在实证研究中发现环境规制能够淘汰落后产能、促进服务业增长，从而使得产业结构得到优化。钟茂初等［14］通过实证回归结果发现，环境规制力度对产业结构的影响存在非线性关系，并进一步发现这种非线性关系呈现为一条“U”型曲线。自经济发展进入新常态以来，支持这种“U”型效应的学者逐渐增多［15-17］。其次，关于数字技术应用能否在产业绿色转型过程中发挥调节作用这一问题的现有研究较少，仅有的研究主要聚焦在环境规制在数字化趋势之下会对产业结构调整产生的影响［18-19］，但这部分研究在定义数字经济发展变量时较为笼统，缺乏对产业数字化与数字产业化等不同影响路径的深入分析。同时，现有研究往往侧重数字经济对产业转型升级的赋能路径［20］，忽略绿色化与数字化本身是否能够形成合力，缺乏将绿色化与数字化放在统一框架下进行协同思考。

本研究的边际贡献在于：①立足绿色化与数字化两大发展趋势，创新性地提出环境规制与数字赋能协同作用于产业结构升级的理论框架，并利用283个地级市的面板数据，实证检验两者在促进产业结构向合理化与高级化演进过程中的不同影响。②在探究环境规制对产业结构调整的影响时，进一步增大了其他线性关系存在的可能，将多门槛存在的情况纳入讨论，并利用高阶函数进行曲线拟合来寻找环境规制促进产业结构优化升级的合理力度区间。③在探究产业结构绿色转型时，对数字经济的调节路径进行了更明确的细分，即将数字经济细分为产业数字化与数字产业化两大作用路径，以冀厘清在数字经济的不同调节作用下环境规制与产业结构调整之间的多种非线性关系，完善环境规制对产业结构调整的现有研究。

2 理论机制与假说

2. 1 环境规制对产业结构调整升级的影响

随着环境规制手段和技术的不断更新，环境规制对产业结构调整影响的研究也在不断深化。按照古典经济学的理论，如果环境规制力度过于严苛，工业企业所需支付的“ 遵循成本”会削弱企业生产率并限制其盈利能力［21］。当规制力度增强使得“遵循成本”超出企业忍受限度时，企业会向规制力度相对较弱的地区转移资产，从而产生以污染转移为主要表现的产业结构变动［16］，此时环境规制对产业结构的调整往往会产生阻碍作用。

随着研究的深入，越来越多的证据表明环境规制对产业结构调整存在门槛效应。钟茂初等［14］认为，长远来看，环境规制对产业结构调整呈现“U”型影响，只要规制手段和技术合适，区域产业结构调整的效果会非常明显。李虹等［2］、朱于珂等［19］等的研究也表明，只要环境规制力度控制在合理区间内，波特假说就能达到验证，进而推动地方产业结构调整。此类支持环境规制与产业结构变动之间存在非线性关系的研究不仅指出了环境规制能够对产业结构调整产生正面影响，还对这种非线性关系的门槛值进行了深入研究［22-23］。研究结果指出，当存在多个门槛值时，环境规制力度较弱时，倒逼作用较弱，无法对受规制产业的绿色转型起到推动作用；同样如果规制力度过大造成大量企业被淘汰，则会产生投机行为来阻碍产业结构长期转型；只有当环境规制力度处于适度的区间内时，规制手段能够起到积极效果。此时环境规制手段在淘汰落后产能的同时，会促使这部分产能向环保行业、非污染型企业转移。生产要素的转移会刺激绿色意识与企业利益最大化目标逐步融合，企业配合地方政府进行污染控制的意愿会增强，从而减少污染转移这样追逐短期利益的行为，转而配合政府源头治理的政策，通过加强绿色创新等手段来建立市场竞争优势［24］。这种由创新效应带来的益处不仅限于微观层面的遵循成本，更应体现为宏观层面的产业结构调整。从宏观层面来看，随着绿色发展成为企业进步的共识，整体产业结构逐步具备了可持续发展潜能；而生态环境的改善使得房地产、住宿、餐饮等行业获得了发展机遇，第三产业的比重能够得到提升［25］。

因此，提出假说1：环境规制对于产业结构调整升级存在门槛效应。

2. 2 产业数字化的调节作用

产业数字化指的是传统产业在数字技术井喷式发展的浪潮中，通过数据获取、整合、分析、决策等一系列活动来优化、加速需求与供给间的匹配问题，实现生产效率的提升和产业组织的重构［26］。产业的数字化对于存在大量落后产能、生产方式不可持续的传统制造业重新焕发活力起到了重要的推动作用。当前，传统高污染高耗能的企业发展受市场转型的压力，亟须从劳动密集型或资源密集型转变为技术驱动型，这种转变要求企业生产模式既要做到绿色又要兼顾效益。面对环境规制带来的“遵循成本”要求，企业需要从生产方式至管理模式的数字化改革中获得增质提效的竞争力，以面对市场的淘汰机制以及社会层面的环保压力［27］。在宏观层面，赵涛等［28］通过实证分析发现产业数字化显著提升了城市经济发展质量，有利于地区产业经济均衡发展。从微观层面来看，祝合良等［ 29］指出产业数字化能够优化制造业的资源配置方式，使得传统制造业的生产经营模式与组织管理方式向低成本、去层级、无边界化的方向发展。

根据“十四五”规划提出的“生态文明建设”目标与“数字化发展”目标，绿色与数字两大趋势并行在传统产业中将会形成“绿色施压、数字赋能”的发展形势：一方面数字技术在生产制造环节的不断渗透；另一方面环境规制力度的增强与市场绿色化转型的压力迫使污染型企业寻求数字化变革的方式来降低经济成本；同时数字技术应用不仅带来了产业层面提质拓链，更消除了产业壁垒、促进多产业融合发展，刺激了传统产业与生产性服务业的合作，从而促进全局产业结构优化升级。

因此，提出假说2：产业数字化在环境规制促产业结构升级过程中存在调节效应。

2. 3 数字产业化的调节作用

数字产业化指的是将数据进行清洗与整合分析后实现信息增值，并在企业内部利用或形成数据资产、数据产品进行交易，规模化后刺激新产业、新业态的衍生［30］。数字产业本身属于无污染产业，其主要服务于其他各產业的发展，除了为产业数字化提供技术支撑，周晓辉等［31］通过实证研究发现数字技术的产业化革新为绿色价值创造提供了显著动力，数字产业化能够促进绿色全要素生产率提升。刘强等［32］通过测算2006—2019年的省级绿色经济效率，提出数字产业化对于绿色经济效率提升起到了强有力的促进作用，而实现绿色经济效率提升的重要方式就是数字技术打破了市场原有的时空约束，加速资源要素向绿色市场流通，同时刺激绿色技术迭代创新，推动了产业结构变革与绿色经济效率提升。

在“绿色优先，数字赋能”的号召下，数字技术能够生产出匹配市场绿色转型需求的数字产品，为绿色产业发展提供数据测算等衍生服务，扩大绿色技术的溢出效益和联合效益。这不仅将提升无污染产业的市场竞争力、降低污染产生与扩散的可能性，更能通过网络数据平台在社会范围内扩大绿色共识，从而利用舆论监督机制增加绿色企业的竞争优势，迫使严重污染型企业转型或退出市场，以此起到在绿色发展理念下调节产业结构优化升级的作用。

因此，提出假说3：数字产业化在环境规制促产业结构升级过程中存在调节效应。

3 研究设计

3. 1 基准模型

为分析环境规制力度对产业结构优化升级的影响，本研究借鉴干春晖等［33］对于产业结构变迁的度量方式，从产业结构合理化与产业结构高级化两个方面分别构建被解释变量。由于当前较多研究支持环境规制对于产业结构的变化存在非线性影响，在构建基准模型前，先对283个地级市的样本数据进行了门槛效应检验。值得指出的是，尽管由Hansen的门槛效应检验可知，环境规制对于产业结构合理化与高级化转型均存在单门槛效应，但是由于环境规制对于产业结构的影响是随时间缓慢发展的，故本研究认为利用平滑的曲线进行非线性拟合更优，于是借鉴朱于珂等［19］的方式使用高次变量来构建如下基准模型：

首先，验证环境规制在影响产业结构合理化的过程中数字经济起到怎样的调节作用。针对产业数字化这条调节路径，根据Hansen的门槛效应检验结果，以环境规制力度与产业数字化程度的交互项EMi，t × ind_digi，t 为核心变量时得出样本数据存在双重门槛效应，于是利用模型（1）的三次方程形式進行调节效应的检验。同时，对模型中的二次项与三次项均构建交互项来进一步探究产业数字化与环境规制两者协同并举会对产业结构合理化产生怎样的影响。故而模型（3）至模型（5）是在模型（1）的基础上加入次数逐次升高的产业数字化程度与环境规制力度的交互项，表明“绿色化”与“数字化”融合程度渐次加深，其中，ind_digi，t 表示产业数字化程度。

针对数字产业化这条调节路径，以环境规制力度与数字产业化程度的交互项EMi，t × dig_indi，t 为核心变量时得出样本数据存在单门槛效应，故利用模型（1）的二次方程形式进行调节效应检验。模型（6）至模型（7）表示在模型（1）的基础上加入逐次升高的环境规制力度与数字产业化程度的交互项，来探究数字产业化在环境规制促产业结构合理化的过程中起到怎样的调节作用，其中，dig_indi，t 表示数字产业化程度。

其次，探究环境规制在影响产业结构高级化的过程中数字经济起到怎样的调节作用。同样，针对产业数字化这条路径，由Hansen的门槛效应检验结果可知，以环境规制力度与产业数字化程度的交互项EMi，t × ind_digi，t 为核心变量时得出样本数据存在单门槛效应，在模型（2）的基础上加入逐次升高的产业数字化与环境规制力度的交互项，利用模型（8）与模型（9）来探究产业数字化与环境规制两者融合程度加深，会对产业结构高级化产的具体影响。

对于数字产业化这条调节路径，Hansen的门槛效应检验得到存在单门槛效应，因此模型（10）至模型（11）的处理方式同上，在模型（2）的基础上加入逐次升高的数字产业化程度与环境规制力度的交互项，来探究数字产业化在环境规制促产业结构合理化过程中起到怎样的调节作用。

以上模型均加入城市固定效应与年份固定效应，使用以地级市为聚类变量的聚类稳健标准误。

3. 2 变量设定

（1）产业结构合理化指数（RIS）。根据古典经济学理论，当各产业的平均劳动生产率等于社会平均劳动生产率时，产业结构最为稳定。故而参考相关研究［34-35］所构建的产业结构合理化指数采用对产业平均劳动生产率与社会平均劳动生产率的偏差取绝对值的方式，构建方式如下：

用产业i 的产值与劳动力数量比值（Yi Li）表示i 产业的平均劳动生产率，全国总产值与总劳动力数量作比值（Y L）表示社会平均劳动生产率，RIS 表示三个产业结构的偏离度之和以反映某地区整体产业结构是否处于均衡状态。但这种方式使得三个产业的偏差程度被“一视同仁”，这与各城市的产业实际并不相符，于是干春晖等［33］引入了泰尔指数来衡量产业结构的合理化程度，为不同产业赋予了相应的权重，构建方式如下：

但是泰尔指数最早被用来计算信息熵，其计算不会产生负值，而干春晖指数则因为计算中会出现负值，这会将不同产业间的偏差相互抵消，使得指数与实际产生偏差。于是本研究综合两种构建方式，采取对偏差取绝对值并赋以权重的方式，构建如下变量：

（2）产业结构高级化指数（ADV）。根据“配第-克拉克定理”，产业结构向更高形态变迁的过程从产业比例上来看，主要是产业重心从第一产业逐渐向第二、三产业转移。在中国目前的发展阶段，产业重心从第二产业向第三产业过渡是主要趋势［36-37］，于是本研究遵循现有研究构建产业结构高级化变量的惯例，利用三产与二产产值之比作为指代变量。虽然仅利用产值之比来衡量高级化程度会忽略产业结构在高级化演变过程中的其他表现，但于斌斌［38］指出第二产业正在从极高占比让位给第三产业，主要体现在制造业对生产性服务业的需要正在加速第二、三产业的融合发展，以及促进了科技金融等高科技服务业发展，故该种衡量方式仍具备较强的现实意义。

（3）环境规制力度（EM）。为探究环境规制力度对产业结构产生何种影响，本研究在筛选地方政府报告及《国务院关于印发“十三五”生态环境保护规划的通知》等政策文件中提及的重点监测对象后，归纳得到规制“大气、水、土壤污染防治三大问题”的重点观测指标为二氧化硫去除率、废水去除率、固体废弃物去除率，并使用此“三废”去除率建立综合指标评价模型。由于二氧化硫去除率、废水去除率、固体废弃物去除率在数量级上有所差别，本研究先采用离差标准化对数据进行清洗，统一量纲，得到某城市i 年j 种去除率的标准化数据Mi，j，city。然后采用熵权法以城市为单位对三项指标按单个城市所有年份的数据分布特征进行客观赋权，得到权重ωj，city，最后采用多目标线性加权函数法计算“三废”去除率的综合指标EM，用于衡量环境规制力度。处理方式如下：

（4）产业数字化（ind_dig）。产业数字化是以数据为关键要素，以数据赋能为主线，对产业链上下游的全要素数字化升级、转型和再造的过程。目前该指标没有相对统一的度量方式，一般从制造业数字化水平和服务业数字化水平两个方面来进行衡量。制造业数字化的绩效可通过制造业整体智能化水平提高以及科技水平上升来体现，这里借鉴孙早等［39］的观点，使用生产发明专利的使用量来反映各地区在智能制造过程中的创新水平。服务业数字化水平目前研究较多采用数字金融普惠指数来表示，根据周晓辉等［31］研究，北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的数字金融普惠指数能够较好衡量地区数字金融水平，体现一个地区以金融业为代表的服务业数字化程度。因此，对这两个指标进行熵值法赋权，通过计算得到产业数字化水平的衡量值。

（5）数字产业化（dig_ind）。根据数字产业化的内涵与定义（表1），分别构建数字产业化基础与数字产业化规模两大二级指标，并选用软件业务收入、电信业务收入、互联网相关从业人员数、互联网普及率、互联网相关产出、移动互联网用户数的地级市数据作为数字产业化指数的三级指标。以上6个三级指标赋权的方法跟环境规制力度衡量指标EM 类似。

（6）控制变量。参考周茂等［40］、罗知等［41］的变量选取，分别从地区经济发展水平、对外开放程度、城镇化建设、人才储备、科技创新五个方面加入控制变量：对各地级市的人均GDP取对数处理来衡量地区经济发展水平，用各年度的国际直接投资额取对数衡量地区经济对外开放程度，用城镇化率来控制各地城镇化建设情况，用每万人普通高等学校在校学生人数取对数来表示各地区人才储备情况，用各地方科学技术支出与地区总GDP的比值表示地方对科技创新的重视程度。

3. 3 数据来源

本研究利用2006—2019年的地级市数据作为研究样本，由于区域规划调整，2012年以后陆续增加了三沙市、日喀则市等10个地级市，为保证样本数据的一致性和有效性，采用2006—2012年间全国283个地级市的划分方式。各变量的指标及数据源自《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国高技术产业统计年鉴》等渠道。由于各地级市的科学技术支出、电信业务收入、互联网相关从业人员数等数据在部分地区存在缺失情况，对于非核心观测变量采取线性插值法来补齐数据，以保证不损失重要样本。样本期截至2019年的理由如下：由于自2020年起《中国城市统计年鉴》已暂停统计“三废”去除率所包含的废水与固体废物排放量，导致环境规制这个核心指标只能截至2019年。同时由于绿色化与数字化的融合需一定的周期，环境规制对产业结构调整的影响过程也较为缓慢，因此2006—2019年283个地级市的大样本可以清晰地反映“绿色化”与“数字化”是否对产业结构有协同作用的可能，同时该样本区间的结论也能够对“十四五”规划时期决策起到较好的启发作用。

4 实证结果分析

4. 1 环境规制对产业结构的影响

目前许多研究支持环境规制对产业结构变迁存在非线性影响，大量研究发现环境规制对产业结构优化升级存在“U”型影响，故本研究首先利用门槛检验对变量间的解释关系做出基本判断，由检验结果可知以环境规制力度（EM）为门槛变量得到的单门槛效应显著。由于Hansen的门槛检验必须构建强面板以致损失较多样本，于是本研究在此基础上利用二次函数对单门槛效应进行拟合，一方面考虑到了环境规制对于产业结构的影响随时间推移连续发生，故曲线可以得到更佳的拟合效果；另一方面曲线拟合可以减少样本损失，使结果更准确。根据门槛检验的结果，进行环境规制对产业结构合理化与高级化的回归检验，具体影响结果见表2。

4. 2 产业数字化的调节作用

加入产业数字化与环境规制的交互项后，环境规制对于产业结构合理化调整出现了双门槛效应，而对于产业结构高级化的门槛效应则不再显著。根据门槛检验的结果，可以初步推断产业数字化对环境规制促产业结构调整起到了明显的调节作用。为进一步探究调节机制，利用模型（3）至模型（7）进行回归分析，具体结果见表3。经计算得到模型（3）与模型（4）中三次函数极值点分别为0. 397、0. 692与0. 388、0. 679，表明环境规制力度在产业数字化大趋势的交互作用下，会对产业结构合理化产生“N”型影响。如果环境规制力度处于两个极值点之间的区间，会对企业提出更高的减排去污要求，这不仅可以推进整体的绿色化发展进程，更有利于绿色化与产业结构合理化的协同推进。从模型（3）到模型（4），可以看出模型的极值点略微向左移动，表明随着绿色化与数字化的深度融合，要实现协同效应需要逐渐放松环境规制的直接力度。而根据模型（5）加入产业数字化指数与环境规制力度的三次项构建的交互项后，环境规制力度对于产业结构合理化的双门槛效应消失，交互项之间的门槛效应逐渐显现，说明随着产业数字化与绿色发展要求的深度融合，两者的融合情况将成为产业结构变迁的重大影响因素。

产业数字化对产业结构高级化的调节效应如表3中模型（8）与模型（9）结果所示。此时，模型中环境规制的单门槛效应与“门槛检验”结果一致，但模型（8）中一次交互项的系数为正且为显著，说明当前的产业数字化趋势能够调节环境规制对于产业结构的影响，能够使得产业结构向高级化方向转变；但随着交互影响的加深，高次项的加入使得这种正向作用不再显著。由此可以发现，环境规制与产业数字化的融合要形成协同趋势仍然需要制定更具针对性的策略。在当前研究中，产业数字化对产业结构调整的正向作用主要是从短期视角得出的结果。当前产业数字化转型趋势初显，传统企业转型初期可以促进其积极寻求第三方服务性企业合作来提供转型支持，这可以带来第三产业产值增长，故而短期内可以促进产业结构向高级化转型，而在转型后期能够顺利实现生产方式转变的企业其实寥寥［42-43］。这也反映当前多数企业积极寻求字化转型的意识不强，传统企业“不敢转”“不会转”的问题较为突出［44-45］。此外，如核心数字服务第三方供给不足、数据资产应用不足等问题也会阻碍企业数字化进程，真正进入数字化模式的企业不仅需要自身实行管理模式变革，更需要协调上下游的数字化发展，局部的、低级的数字化转型很可能只会导致产业链割裂，无法真正实现数字赋能产业结构优化升级。因此要使得产业数字化真正推动污染型企业走上绿色发展道路，还需要更为精细的考量。

4. 3 数字产业化的调节作用

加入数字产业化与环境规制的交互项后，门槛检验得到环境规制对产业结构合理化的门槛效应不显著，而对高级化仍然存在单门槛效应。在门槛检验的基础上，进一步对基准模型进行验证，得到的回归结果见表4。可以发现，数字产业化指数与环境规制的交互项的回归系数均不显著，可以初步判断在环境规制政策实行之下，数字产业化无法对产业结构的合理化利用起到明显的调节作用。模型（10）与模型（11）中，两个“U”型曲线的门槛值分别为0. 546与0. 539，有明显的左移趋势，对比模型（2）、模型（10）与模型（11）可以发现三个模型的门槛值从0. 558逐渐减小为0. 539。而在门槛值的右侧，随着环境规制力度的增加，产业结构能够逐步向高级化调整，因而这一结果表明在数字产业化的大趋势之下，环境规制促产业结构升级效应的力度区间逐步加大，数字产业化对环境规制与产业结构升级的协同发展起到了明显的正向调节作用。这一结果可以由波特假說得到解释，在环境规制力度适当的条件下，环境管制会加速市场淘汰落后产能的速度并刺激技术创新，而数字产业化本身就是以数字技术为核心来优化旧有业态并刺激新业态产生，数字产业化过程中产生的技术溢出效应可以缩短创新周期并提升市场整体技术水平。在环境规制通过调节污染企业产能、促进绿色技术创新来实现产业结构高级化的过程中，数字产业化能够与实体产业形成合力，用数字服务来降低实体经济从生产到销售的监督成本、信息成本，为受环境规制条款约束的传统企业带来更低门槛的监测、控制污染排放的选择，故而传统企业可以积极寻求促进生产方式转型的生产服务型企业，加速产业结构高级化调整。这也验证了刘强等［32］的观点，即在数字产业化的调节作用下，环境规制更容易促进产业结构向高级化转型。

5 稳健性检验

5. 1 替换核心解释变量EM

为检验模型结论是否严谨，参照朱于珂等的做法［19］，利用各地级市的绿化面积作为环境规制的替换变量。同时为更好地体现研究的时效性，采用2006—2020年各地级市的绿化面积作标准化处理，重新构建环境规制力度的衡量变量“green_area”，检验环境规制和数字赋能对产业结构的调整作用。由于“三废”去除率所表示的是环境治理手段，而地区绿化面积所表示的是环境提质手段，两者都是地方生态文明建设与考核的重点，在环境规制力度的衡量上具有相似性。检验发现，产业数字化具有显著调节作用这一结论能够得到检验，此时环境规制与产业数字化的融合发展变成了决定产业结构高级化的显著影响因素，而数字产业化对于产业结构合理化没有明显调节作用。

5. 2 剔除部分样本

参考罗知等［41］去除异常值的方式来进行稳健回归，将各地区中本身环境条件较好或地区经济发展较好、产业发展超群的城市样本剔除。首先，按照中投顾问投资的环境排行榜剔除环境较好的城市，分别为：海口、拉萨、舟山、厦门、深圳、丽水、贵阳、珠海、青岛、湛江、承德、三亚。检验结果发现剔除了环境条件较好的城市，门槛值略微增大，说明其余城市需要更为严格的污染治理手段才能实现绿色与产业结构升级协同发展，这与预计相一致，可以验证模型结果稳健。同时，交互项加入后环境规制对于产业结构高级化的影响消失，这一结果支持了上文得出的“产业数字化与环境规制同时进行时，要实现企业综合效益的提升仍需要更具针对性策略”这一结论。对于数字产业化的调节作用，从各变量的显著性来看，回归结果均与剔除前保持一致。数字产业化对于产业结构合理化的调节作用不显著，但对于产业结构高级化具有明显影响。其次，按照中国GDP 2020年城市排行榜，本研究选择剔除了上海、北京、深圳、广州、重庆、苏州、成都、杭州、武汉、南京、天津、宁波共12个城市的样本。检验结果表明，对于经济发展较弱的城市而言，要实现绿色发展与产业结构高级化所需的环境规制力度更弱。由于经济发展好的城市产业规模庞大，经济结构更加复杂，其环境博弈的能力更强，因此需要更强力的规制手段进行约束，这一结果与预计同样吻合。对于产业数字化的调节作用，门槛效应存在情况与剔除前完全一致，只不过协同效应产生的区间发生了左移，再次证明了发现的结论具有稳健性。对于数字产业化的调节作用，发现单门槛效应并未显著，但是环境规制力度的二次项显著，这说明在数字产业化与环境规制共同作用初期，环境规制对于产业结构高级化的正向作用是明显的。由于数字产业包含众多绿色企业，这部分企业初期发展受到环境政策的保护与鼓励，因此能够对产业结构高级化起到带动作用。正是由于剔除了经济较好、绿色产业较为成熟的城市，这种初期作用表现得更为明显。随着数字产业化与环境规制进一步融合，单门槛效应显著，同时存在着明显的左移趋势，证明了数字产业化对于环境规制促产业结构高级化的正向调节作用。

5. 3 工具变量法检验

考虑到模型可能的内生性问题，采用工具变量法分别对基准模型的回归结果进行检验，选取各城市的年降雨量、年平均气温与空气流通系数作为工具变量。由于降雨量、气温与空气流通仅受自然条件影响，符合外生变量的要求。为控制工具变量影响核心解释变量的其他潜在渠道，可以通过加入相关控制变量来满足工具变量的排斥性约束条件［41］。借鉴这种方法加入了人均GDP、城镇化率、各产业人力资源储备等控制变量来控制降雨、气温与空气流通可能影响产业发展的途径，然后利用两阶段最小二乘法（2SLS）对原回归方程进行检验。根据检验结果，模型（1）与模型（2）第一阶段的回归系数均为显著，证明了所选工具变量对解释变量具有解释力度。并且第一阶段F检验的P 值同样显著，可以拒绝所选变量为弱工具变量的假设。第二阶段的回归结果仍然显示环境规制对产业结构合理化不存在直接作用但对产业结构高级化存在单门槛效应，能够支撑基本结论。以上实证结果限于篇幅，没有一一罗列，备索。

6 区域异质性分析

为进一步分析本研究提出的假设是否在全国范围内均可适用，将全国分为东北地区、华北地区、华中地区、华南地区、华东地区、西北地区、西南地区七个板块来研究环境规制与数字经济并行推进的区域异质性是否存在，以提出适应地区发展阶段及产业特色的策略。

6. 1 环境规制对产业结构升级的异质性影响

各地区环境规制力度对产业结构合理化的影响见表5。只有东北地区与西北地区的回归结果与整体回归的结果不同，而如果按照伍德里奇在《计量经济学导论》中指出的小样本回归可对变量显著性的p 值放宽到20%，则华中地区同样存在单门槛效应。东北地区、西北地区与华中地区的环境规制手段能对产业结构合理化产生显著作用，但作用的方向却存在差异。由回归结果可以发现，东北地区存在倒“U”型效应，而华中、西北地区存在正“U”型效应，这说明东北地区应该偏向较强的环境规制力度，规制力度超过门槛值后增强规制力度能够有效促进产业结构合理化，而西北地区与华中地区不宜使用太过严苛的规制手段，规制力度一旦超过门槛值，继续增强规制力度会适得其反。这主要因为，由于东北地区的大连、沈阳等城市过去一直是我国重要的工业基地，重化工业基础雄厚，同时产业同构化严重，以至于產能过剩的现象较为普遍，较强的环境规制手段有利于淘汰落后产能，倒逼企业采取绿色创新手段来弥补“遵循成本”。而华中与西北地区的经济开发较晚，主要承接东部的转出的劳动密集型产业来实现经济发展，薄弱的产业基础要求环境规制手段不可过强，需要缓慢引导来实现产业结构优化与环境治理协同并举。另外，根据沈坤荣等［16］发现的污染产业就近转移规律，由于华北地区拥有北京、天津，华东地区拥有上海、杭州、南京等经济重要城市，这些地区作为污染产业的迁出地，环境规制对其产业结构合理化的影响并不显著，但其周围城市作为污染产业就近转移区域，环境规制对产业结构的合理化却存在一定的门槛效应。

各地区环境规制力度对产业结构高级化的影响见表5。在小样本放宽P 值的条件下，东北地区、华东地区与华北地区存在单门槛效应，而其余地区环境规制力度对于产业结构高级化均没有显著影响。这一结果从另一层面验证了上文提到的污染产业转出无益于迁出地产业结构良性调整的结论。华东地区与华北地区两个板块的规制力度一旦超过门槛值，很容易形成产业结构伪高级化的表现。这主要是由于污染型企业就近搬迁，以至于第二产业产出减少，第三产业产出的比重相对增加导致的高级化。对于迁出地而言这种发展方式能够在短时间内实现产业结构调整，并顺利完成减排指标，但转入地区却面临着污染产业迁入与地方生态目标实现的难题。根据成艾华等［45］在研究中国区域间污染转移时得到的规律，我国的污染转移未能完全实现梯度转移，即东部作为产业外迁的主要区域，更偏好选择生存成本更低的西部作为污染的主要承接地来实现污染外迁。而事实上严格的规制力度造成的盲目外迁不仅不利于引导企业培养绿色转型意识，更加剧了产业结构“脱实向虚”的风险。故而要实现产业结构合理化与高级化的协同并进，还需要江苏、浙江等发达省份的城市合理进行传统产业的顺次转移，在“腾笼换鸟”过程中摒弃传统产业就是落后产业的错误思想，科学引导产业结构的绿色转型。此外，东北地区的回归结果也出现了门槛效应。对于东北地区而言，落后产能主要存在于重化工、传统机械等行业，这些产业也是生态治理最为关注的领域。随着国家环境规制力度加大，容易产生二产产能向三产过渡的情形，导致产业结构合理化与高级化趋势进一步加强。

6. 2 产业数字化与环境规制共同对产业结构升级的异质性影响

产业数字化与环境规制共同作用产业结构的合理化时，结果见表6。随着高次交互项加入，双门槛效应逐渐不显著，这与整体的结论相同。但双门槛效应并非在各个板块均为显著，华东地区、华中地区存在双门槛效应，在放宽p 值的条件下，西南地区仅在加入一次交互项时也出现了双门槛效应，其余地区绿色化与数字化发展对于产业结构合理化均没有显著作用。其中，华东地区的双门槛值从0. 474、0. 735逐步扩展为0. 469、0. 749，而华中地区的双门槛值从0. 462、0. 654扩展为0. 455、0. 658，两个地区的协同效应区间明显扩大，说明在这两个地区产业数字化的调节作用是显著的，能够使得环境改善的同时带动产业间资源均衡发展。但这种效应的局限性也很明显，其余地区绿色化与数字化并施没有促进产业间资源均衡分配，这说明在这些地区产业数字化的推行还需要进一步与环境治理的要求相结合，以发挥协同调节产业资源流向的作用。除此之外，西南地区加入一次交互项的双门槛效应虽然显著，但双门槛的形状与整体的结果截然相反，即在产业数字化与环境规制共同作用时，门槛值为0. 391、0. 703，也就是说只有在环境规制力度大于0. 703的区间内继续加大规制力度，产业结构才能同步向合理化发展。如果规制力度达不到这个较高的区间，则西南地区绿色化与数字化的共同发展会带来产业结构失衡的隐患。

产业数字化与环境规制共同作用产业结构的高级化结果见表7。除东北地区外各板块的回归结果基本与整体结果一致，加入交互项后环境规制对产业结构高级化的单门槛效应不显著，而多地区的交互项显著为正，证明了调节作用的存在。在放宽P 值的条件下，华北地区、华东地区、西北地区与西南地区环境规制与产业数字化的交互项对产业结构高级化产生了显著的正向影响，其中华东地区的显著性最强而西南地区的回归系数最大。这两个地区分别受长三角与珠三角经济圈的影响，经济实力强，数字基础布局完备，单独实行环境规制政策对经济结构的调整力度较弱，而利用产业数字化这一更能调动市场积极性的方式加以调节，才可以使得绿色化与数字化向同一目标奔进。这一回归结果进一步充实了上文“产业数字化”的调节机制。

6. 3 数字产业化与环境规制共同对产业结构升级的异质性影响

数字产业化与环境规制共同作用产业结构的合理化结果见表8。除西北、华中地区外，数字产业化与环境规制并施对于产业结构合理化的影响均不显著，这与上文的结论基本一致。说明大多数地区数字产业化趋势对环境规制促产业间资源均衡的調节作用并不显著。其中，东北地区随着数字产业化与环境规制深度融合，环境规制的门槛效应明显消失而交互项的回归系数也并不显著，这也可以进一步证明上述结论，数字产业化在环境规制促产业结构合理化的调节作用并不显著。而在放宽条件后，除西北与华中地区以外，西南地区在加入二次交互项后交互项的回归系数在小样本条件认定为显著，说明数字产业化虽在全国范围来看无法带动全域产业结构合理化，但对于中西部地区产业均衡起到了调节作用，这一发现完善了上文的结论，说明在发展阶段与产业条件较为落后的地区，鼓励数字产业化能够带来优化产业结构的效果。

数字产业化与环境规制共同作用产业结构的高级化结果见表9。在放宽P 值的情况下，数字产业化对于环境规制促产业结构高级化的调节作用较为明显。随着环境规制与数字产业化两大趋势相互融合，上文只存在环境规制单一手段影响时存在单门槛效应的地区：东北、华北、华东三地在加入交互项后均产生了良性调节效果。在绿色化与数字化进程推进的过程中，东北地区的门槛值发生了左移，华北与华东地区环境规制单一手段的单门槛效应逐渐消失，交互项的影响逐渐显著且回归系数为正，可以说明数字产业化的调节方式有效。除此之外，放宽条件下，上文环境规制单门槛效应不显著的西北、西南地区的交互项出现了显著为正的情况，说明数字产业化不仅强化了环境规制促产业结构高级化的效应，并在此基础上弥补了环境规制单独施行的不足，对于产业基础较弱的地区起到了很好的引导作用。

7 主要结论与对策建议

党的二十大报告中要求“加快发展方式绿色转型”与“建设现代化数字产业体系”，这表明在新发展阶段“绿色化”与“数字化”协同并举对于经济高质量发展具有重要战略意义。基于此，本研究利用283个地级市面板数据，通过实证分析探究了环境规制对于地方产业结构优化升级的影响，并进一步研究数字经济从产业数字化与数字产业化两个方面如何调节环境规制对产业结构产生的影响，首次在理论层面验证了绿色化与数字化能否在产业层面实现协同发展。实证结果表明：①环境规制对于地方产业结构合理化不存在明显影响，而对于地方产业结构高级化存在单门槛效应，即环境规制力度越过门槛值后能够实现环境改善与产业结构升级共赢。②产业数字化与环境规制并行使得地方产业结构合理化出现了双门槛效应，且随着两者融合程度加深，可以逐步减轻环境规制力度来实现协同发展。③产业数字化与环境规制协同使得产业结构高级化的单门槛效应消失，交互项系数显著为正但并不稳定，产业数字化在我国全域的调节作用仍需进一步考量。④数字产业化与环境规制协同对于产业结构合理化不存在显著影响，但对于产业结构高级化产生了单门槛效应，且随着两者融合程度加深，协同发展的强度区间会逐渐扩大。

根据以上结论，提出对策建议。

首先，地方环境规制力度要因地、因产、因阶段调整，不可“一刀切”。根据全域及分区域的回归结果，存在经济条件较好、发展阶段较为超前的地区通过向周边地区转移污染产业来实现自身产业结构调整的短视行为，这种行为不仅无益于发达地区实现产业融合，更会迫使周边落后地区陷入经济和生态发展两难的窘境。因此，中央政府应当在“顶层设计”中考虑到地方环境治理的短视行为与区域经济发展水平差异，出台相关政策引导发达地区政府将注意力放在以绿色技术创新为驱动力的长远发展层面，避免地方单方面的治理模式阻碍全局“绿色共识”的建立；同时应当在欠发达地区施行具有弹性的规制手段，对部分产业基础较为薄弱的地区，应指导其明确自身发展优势，找准自身在专业化分工中的定位，避免欠发达地区在承接大量污染型企业迁入后陷入产业同构、发展后劲不足的困境。

其次，加快传统产业数字化转型进程，用“数字”之手赋能绿色发展。根据全域的回归结果可以发现，产业数字化能够与生态建设形成合力，共同促进产业间的要素分配、优化产业分工、协调产业链上下游关系，故而必须在大力推进产业数字化进程的同时强调“生态优先”的理念，促进“绿色化”与“数字化”协同发展。根据区域异质性分析的结果，对于华东地区这类较为发达的地区应当将环境规制力度控制在双门槛值之间，用适当的力度来促进产业“绿色化”与“数字化”双赢，要避免力度过大挫伤产业积极性、削弱环境规制的效果。而对于西北地区这类欠发达地区则需要使用较强的规制力度，防止西北地区原有的产业基础遭到破坏、成为污染产业的避难所，规制力度在超过第二个门槛值后才能够有效避免西北地区重蹈粗放式产业发展模式“先污染、后治理”的覆辙。

同时，要提升数字核心技术自主创新能力，用数字化手段带动绿色技术革新。根据全域及分区域的回归结果，数字产业化在调节环境规制促产业结构高级化效应的过程中发挥了重大作用，不仅可以使“优者更优”，还可以带动欠发达地区产业结构良性调整。因而，为加快数字产业化进程，需要继续加大对人工智能、大数据等数字技术发展的支持力度，突破高端价值创造的瓶颈，提供在关键领域的自主研发能力。此外，还要引导数字企业积极推动绿色技术革新，进一步激发数字技术在绿色创新中的活力，加快构建“绿色先行，数字赋能”的发展模式，稳步走向“绿色化”与“数字化”共促经济高质量发展的康庄大道。

参考文献

［1］ 金碚. 关于“高质量发展”的经济学研究［J］. 中国工业经济，

2018（4）：5-18.

［2］ 李虹，邹庆. 环境规制、资源禀赋与城市产业转型研究：基于资

源型城市与非资源型城市的对比分析［J］. 经济研究，2018，53

（11）：182-198.

［3］ 李青原，肖泽华. 异质性环境规制工具与企业绿色创新激励：来

自上市企业绿色专利的证据［J］. 经济研究，2020，55（9）：

192-208.

［4］ 上官绪明，葛斌华. 科技创新、环境规制与经济高质量发展：来

自中国278个地级及以上城市的经验证据［J］. 中国人口·资源

与环境，2020，30（6）：95-104.

［5］ 蔡跃洲，马文君. 数据要素对高质量发展影响与数据流动制约

［J］. 数量经济技术经济研究，2021，38（3）：64-83.

［6］ 裴长洪，倪江飞，李越. 數字经济的政治经济学分析［J］. 财贸经

济，2018，39（9）：5-22.

［7］ 荆文君，孙宝文. 数字经济促进经济高质量发展：一个理论分析

框架［J］. 经济学家，2019（2）：66-73.

［8］ 李晓华. 数字经济新特征与数字经济新动能的形成机制［J］. 改

革，2019（11）：40-51.

［9］ 余伟，陈强，陈华. 环境规制、技术创新与经营绩效：基于37个工

业行业的实证分析［J］. 科研管理，2017，38（2）：18-25.

［10］ 苏昕，周升师. 双重环境规制、政府补助对企业创新产出的影

响及调节［J］. 中国人口·资源与环境，2019，29（3）：31-39.

［11］ PORTER M E，VAN DER LINDE C. Toward a new conception of

the environment?competitiveness relationship［J］. Journal of economic

perspectives，1995，9（4）：97-118.

［12］ ADAM B， JAFFE R G， NEWELLROBERT N， et al. Environmental

policy and technological change［J］. Environmental and resource

economics，2002，22（1）：41-70.

［13］ 李眺. 环境规制、服务业发展与我国的产业结构调整［J］. 经济

管理，2013，35（8）：1-10.

［14］ 钟茂初，李梦洁，杜威剑. 环境规制能否倒逼产业结构调整：基

于中国省际面板数据的实证检验［J］. 中国人口·资源与环境，

2015，25（8）：107-115.

［15］ 蔡乌赶，周小亮. 中国环境规制对绿色全要素生产率的双重效

应［J］. 经济学家，2017（9）：27-35.

［16］ 沈坤荣，金刚，方娴. 环境规制引起了污染就近转移吗［J］. 经

济研究，2017，52（5）：44-59.

［17］ 车帅.“节能低碳”政策能否实现企业绩效双赢［J］. 财经科学，

2022（9）：91-106.

［18］ 王开科，吴国兵，章贵军. 数字经济发展改善了生产效率吗

［J］. 经济学家，2020（10）：24-34.

［19］ 朱于珂，高红贵，丁奇男，等. 地方环境目标约束强度对企业绿

色创新质量的影响：基于数字经济的调节效应［J］. 中国人口·

资源与环境，2022，32（5）：106-119.

［20］ 戴翔，杨双至. 数字赋能、数字投入来源与制造业绿色化转型

［J］. 中国工业经济，2022（9）：83-101.

［21］ 张娟. 资源型城市环境规制的经济增长效应及其传导机制：基

于创新补偿与产业结构升级的双重视角［J］. 中国人口·资源与

环境，2017，27（10）：39-46.

［22］ 郭进. 环境规制对绿色技术创新的影响：“波特效应”的中国证

据［J］. 财贸经济，2019，40（3）：147-160.

［23］ 吴伟平，何乔.“倒逼”抑或“倒退”：环境规制减排效应的门槛特

征与空间溢出［J］. 经济管理，2017，39（2）：20-34.

［24］ 齐绍洲，林屾，崔静波. 环境权益交易市场能否诱发绿色创新：

基于我国上市公司绿色专利数据的证据［J］. 经济研究，2018，

53（12）：129-143.

［25］ BENTO A，FREEDMAN M，LANG C. Who benefits from environmental

regulation：evidence from the clean air act amendments［J］.

Review of economics and statistics，2015，97（3）：610-622.

［26］ 肖旭，戚聿东. 产业数字化转型的价值维度与理论逻辑［J］. 改

革，2019（8）：61-70.

［27］ 陈剑，黄朔，刘运辉. 从赋能到使能：数字化环境下的企业运营

管理［J］. 管理世界，2020，36（2）：117-128，222.

［28］ 赵涛，张智，梁上坤. 数字经济、创业活跃度与高质量发展：来

自中国城市的经验证据［J］. 管理世界，2020，36（10）：65-76.

［29］ 祝合良，王春娟.“雙循环”新发展格局战略背景下产业数字化

转型：理论与对策［J］. 财贸经济，2021，42（3）：14-27.

［30］ 刘钒，余明月. 长江经济带数字产业化与产业数字化的耦合协

调分析［J］. 长江流域资源与环境，2021，30（7）：1527-1537.

［31］ 周晓辉，刘莹莹，彭留英. 数字经济发展与绿色全要素生产率

提高［J］. 上海经济研究，2021，33（12）：51-63.

［32］ 刘强，马彦瑞，徐生霞. 数字经济发展是否提高了中国绿色经

济效率［J］. 中国人口·资源与环境，2022，32（3）：72-85.

［33］ 干春晖，郑若谷，余典范. 中国产业结构变迁对经济增长和波

动的影响［J］. 经济研究，2011，46（5）：4-16，31.

［34］ 冯春晓. 我国对外直接投资与产业结构优化的实证研究：以制

造业为例［J］. 国际贸易问题，2009（8）：97-104.

［35］ 薛白. 基于产业结构优化的经济增长方式转变：作用机理及其

测度［J］. 管理科学，2009，22（5）：112-120.

［36］ 韩永辉，黄亮雄，王贤彬. 产业政策推动地方产业结构升级了

吗：基于发展型地方政府的理论解释与实证检验［J］. 经济研

究，2017，52（8）：33-48.

［37］ 林伯强，谭睿鹏. 中国经济集聚与绿色经济效率［J］. 经济研

究，2019，54（2）：119-132.

［38］ 于斌斌. 产业结构调整与生产率提升的经济增长效应：基于中

国城市动态空间面板模型的分析［J］. 中国工业经济，2015

（12）：83-98.

［39］ 孙早，侯玉琳. 工业智能化如何重塑劳动力就业结构［J］. 中国

工业经济，2019（5）：61-79.

［40］ 周茂，陆毅，李雨浓. 地区产业升级与劳动收入份额：基于合成

工具变量的估计［J］. 经济研究，2018，53（11）：132-147.

［41］ 罗知，齐博成. 环境规制的产业转移升级效应与银行协同发展

效应：来自长江流域水污染治理的证据［J］. 经济研究，2021，56

（2）：174-189.

［42］ 刘淑春. 中国数字经济高质量发展的靶向路径与政策供给

［J］. 经济学家，2019（6）：52-61.

［43］ 杜家廷. 绿色金融促进了产业结构绿色转型吗［J］. 重庆师范

大学学报（社会科学版），2021（5）：33-43.

［44］ 戚聿东，肖旭. 数字经济时代的企业管理变革［J］. 管理世界，

2020，36（6）：135-152，250.

［45］ 刘淑春，闫津臣，张思雪，等. 企业管理数字化变革能提升投入

产出效率吗［J］. 管理世界，2021，37（5）：170-190，13.

［46］ 成艾华，赵凡. 基于偏离份额分析的中国区域间产业转移与污

染转移的定量测度［J］. 中国人口·资源与环境，2018，28（5）：

49-57.

（责任编辑：刘照胜）