分權(quán)視角下的環(huán)境規(guī)制競爭與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

鄭金鈴(暨南大學經(jīng)濟學院，廣東廣州510632)

分權(quán)視角下的環(huán)境規(guī)制競爭與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

鄭金鈴
(暨南大學經(jīng)濟學院，廣東廣州510632)

摘要:基于經(jīng)濟分權(quán)和環(huán)境規(guī)制地區(qū)差異，本文利用我國2003－2013年間279個城市的面板數(shù)據(jù)，考察了環(huán)境規(guī)制、環(huán)境規(guī)制競爭的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn): (1)當不考慮環(huán)境規(guī)制競爭時，我國環(huán)境規(guī)制強度的增加有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。(2)當運用空間Durbin模型刻畫環(huán)境規(guī)制競爭后，環(huán)境規(guī)制對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用有所減弱，以模仿策略為主的環(huán)境規(guī)制競爭會對鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平產(chǎn)生了正向溢出，對鄰近地區(qū)的累積溢出效應(yīng)是對本地效應(yīng)的將近4倍。(3)分區(qū)域看，環(huán)境規(guī)制對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用在中西部地區(qū)更為突出，東部地區(qū)負的空間溢出效應(yīng)表明東部沿海城市的環(huán)境規(guī)制競爭并不利于區(qū)域整體產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，政府間更傾向于采取差異化策略，而不是中西部地區(qū)的模仿策略。

關(guān)鍵詞:環(huán)境規(guī)制競爭;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;溢出; SDM

一、引言

當前，中國經(jīng)濟已進入新常態(tài)。經(jīng)濟增速放緩使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級進入了陣痛期，也為扭轉(zhuǎn)資源環(huán)境日益惡化的局面提供了新契機。沿海地區(qū)曾經(jīng)為經(jīng)濟發(fā)展做出重要貢獻的制造業(yè)，尤其是高污染高能耗的產(chǎn)業(yè)部門，在結(jié)構(gòu)調(diào)整與資源約束的雙重壓力下，生存與發(fā)展空間日益受到擠壓，對經(jīng)濟的拉動作用開始逐步讓位于服務(wù)業(yè)，地方政府紛紛出臺甚至抬高環(huán)境標準以制約污染產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。而中西部地區(qū)正處在加速推進工業(yè)化時期，不少地方政府急于求成，不惜以環(huán)境為代價競相降低環(huán)境門檻與標準，吸引“利大稅高”的污染產(chǎn)業(yè)流入。可見，環(huán)境規(guī)制強度的地區(qū)差異，會改變現(xiàn)有或潛在企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模和區(qū)位選擇，引致污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，進而影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)布局。環(huán)境規(guī)制作為一種資源環(huán)境約束，引導并牽制著地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展。

造成地區(qū)環(huán)境規(guī)制呈現(xiàn)差異性的原因是多方面的，除了客觀上的資源稟賦與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，更多的取決于規(guī)制主體(地方政府)和客體(企業(yè)或產(chǎn)業(yè))的行為機制。本文將研究重點放在環(huán)境規(guī)制制定和實施的主體——地方政府間的策略競爭上。自1994年分稅制改革以來，分權(quán)結(jié)構(gòu)極大地調(diào)動了地方政府發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟的積極性，形成了以“政治集中、經(jīng)濟分權(quán)”為特征的中國式分權(quán)，地方政府擁有了更大的裁決權(quán)。我們推斷，在以GDP為主的績效考核體制下，地方政府可能更傾向于犧牲非經(jīng)濟職能目標(環(huán)境保護)以實現(xiàn)短期的經(jīng)濟利益，甚至可能為了爭奪經(jīng)濟資源形成環(huán)境規(guī)制的競爭策略行為。本文嘗試用城市數(shù)據(jù)來驗證以上推斷，具體而言，我們將回答以下問題:環(huán)境規(guī)制競爭在我國各級政府間是否存在?如果存在，實行較強環(huán)境規(guī)制的地區(qū)是否會無法獲得其規(guī)制的全部利益，實行較弱環(huán)境規(guī)制的地區(qū)是否會導致周圍地區(qū)的績效損失?這種影響是否會體現(xiàn)在地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局上?回答上述問題，對于有序引導我國當前大規(guī)模的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有重要意義，也能為匡正我國地方政府間的競爭行為，優(yōu)化競爭環(huán)境，建立區(qū)域合作發(fā)展、利益共享機制提供有價值的依據(jù)。

二、文獻綜述

在有關(guān)環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究中，多數(shù)學者基于“波特假說”［1］，認為環(huán)境規(guī)制是一個有效的倒逼機制:環(huán)境規(guī)制會在企業(yè)和產(chǎn)業(yè)群體內(nèi)部進行一種強制性的“精洗”，通過優(yōu)勝劣汰的作用，提升產(chǎn)業(yè)競爭力，最終驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整［2］。也有學者基于新古典理論認為政府在糾正環(huán)境負外部性的同時，使受規(guī)制企業(yè)或部門的生產(chǎn)成本上升，進而對企業(yè)創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)競爭力造成不利的影響［3－4］。這類文獻往往將環(huán)境規(guī)制視作外生給定的，即從局部靜態(tài)的角度考察了環(huán)境規(guī)制對本地企業(yè)或產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，而忽略了企業(yè)行為或產(chǎn)業(yè)遷移對政府規(guī)制行為的潛在作用。事實上，我國的環(huán)境規(guī)制政策由中央政府統(tǒng)一制定并由地方政府負責執(zhí)行，地方政府間為爭奪經(jīng)濟資源往往會采取策略性的環(huán)境規(guī)制競爭行為，由此帶來了環(huán)境政策的外部性。

有關(guān)環(huán)境規(guī)制競爭行為，學界主要有三種觀點:一是標尺效應(yīng)，認為若上級政府將環(huán)境因素明確納入官員晉升的考核體系，或者居民采用“用腳投票”的方式迫使地方政府提高環(huán)境標準，形成地區(qū)規(guī)制強度競相向上(race to the top)的局面［5］。第二種是競次理論(race to the bottom)，認為政府出于地方保護主義，為避免本地污染密集型制造業(yè)失去競爭優(yōu)勢或者吸引其他地區(qū)的企業(yè)遷入，競相降低環(huán)境標準［6］。第三種是差別化競爭，發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間在發(fā)展初期往往會采取差異化競爭。當發(fā)達地區(qū)政府增強環(huán)境規(guī)制時，欠發(fā)達地區(qū)政府借機降低環(huán)境標準門檻，以謀發(fā)展。實證方面，國內(nèi)研究也從我國省域或城市數(shù)據(jù)中找到了環(huán)境規(guī)制“逐底競爭”的證據(jù)［7－9］，但也有文獻指出并不存在全局的“逐底競爭”行為，僅在局部欠不發(fā)達地區(qū)較為顯著［10］，張文彬［11］甚至發(fā)現(xiàn)1998－2002年間的環(huán)境規(guī)制省際競爭以“差異化策略”為主，2004－2008年間競爭逐步形成“標尺效應(yīng)”。在此基礎(chǔ)上，學界也逐漸開始關(guān)注這種環(huán)境規(guī)制競爭對FDI［12－13］、區(qū)域效率［14］等的影響。前者探討的是環(huán)境規(guī)制競爭的存在與否以及如何選擇策略的問題，而其經(jīng)濟效應(yīng)問題建立在經(jīng)濟資源的爭奪、企業(yè)的區(qū)位選擇與環(huán)境規(guī)制強度關(guān)系的假定上，后者往往更能激發(fā)研究者的興趣［11］。

然而，鮮有文獻討論環(huán)境規(guī)制競爭與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)二者的關(guān)系，這顯然與當前環(huán)境保護、結(jié)構(gòu)調(diào)整雙重任務(wù)的嚴峻性和緊迫性不相符。有文獻表明環(huán)境規(guī)制對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有促進作用，不僅能提高服務(wù)業(yè)相對于工業(yè)部門的比重［15］，還能激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新熱情，優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)［16］，但這些研究并未將環(huán)境規(guī)制的競爭行為納入分析框架。近年，王文普［9］利用空間Durbin模型發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度增加雖然不利于本地的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，卻會對相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競爭力造成正向的溢出。類似地，趙霄偉［17］通過城市層面的工業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制競爭對本地工業(yè)增長效應(yīng)具有明顯的區(qū)域特征，但并未指出其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)。

綜上所述，關(guān)于環(huán)境規(guī)制、環(huán)境規(guī)制競爭對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的文獻存在以下幾點不足。(1)涉及環(huán)境規(guī)制競爭效應(yīng)的研究，多是利用博弈模型分析地方政府之間的互動策略及其污染治理效率，而對其經(jīng)濟效應(yīng)的研究也僅僅停留在經(jīng)濟效率或招商引資等層面，有關(guān)環(huán)境規(guī)制競爭與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)二者關(guān)系的文獻幾乎為空白。結(jié)合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)考察政府間的環(huán)境規(guī)制競爭行為，將有助于政府全面地評估環(huán)境規(guī)制的政策效果，甚至推動環(huán)境規(guī)制成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型新的有力抓手和驅(qū)動力。(2)有關(guān)環(huán)境規(guī)制強度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研究，多是基于污染產(chǎn)業(yè)區(qū)際轉(zhuǎn)移考察“污染避難所效應(yīng)”的適用性問題，針對區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)空間布局以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的研究反而較少。因此，本文對于環(huán)境規(guī)制、環(huán)境規(guī)制競爭與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)系的研究是一個有益的補充。(3)以往文獻多是基于省級數(shù)據(jù)展開研究，越低層級政府抱著“山高皇帝遠”的心理、在“保增長”的利益驅(qū)動下，越有動機扭曲執(zhí)行國家的環(huán)境政策;而且在唯GDP的政績考核制度下，中國現(xiàn)階段的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移通常遵循先省內(nèi)后省外的模式［18］。因此，通過城市這一層面尋找環(huán)境規(guī)制溢出效應(yīng)的區(qū)域特征，不僅更具差異性和代表性，也有別于以往根據(jù)省級層面數(shù)據(jù)僅尋找整體特征的研究。

基于上述問題，本文嘗試從環(huán)境規(guī)制競爭的角度考察環(huán)境規(guī)制對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。具體來說，本文以我國城市為研究對象，首先考察環(huán)境規(guī)制是否會影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，接著利用空間計量模型考察我國地區(qū)政府之間是否存在環(huán)境規(guī)制競爭的現(xiàn)象，并測度環(huán)境規(guī)制的溢出效應(yīng)，實證檢驗環(huán)境規(guī)制競爭與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。

三、計量模型設(shè)定、數(shù)據(jù)和變量

(一)模型設(shè)定

1．不考慮環(huán)境規(guī)制競爭的模型

本文首先構(gòu)建一個影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的模型。假定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是各地產(chǎn)業(yè)政策和要素稟賦的函數(shù)［9］，其影響因素函數(shù)可以用Y = f(E，Z)表示，其中E表示政府對產(chǎn)業(yè)的干預，本文考察的是環(huán)境規(guī)制，Z為影響地區(qū)產(chǎn)出水平的其他因素(如資本要素、技術(shù)等)。以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平IND為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制強度ER為核心解釋變量，模型Ⅰ可寫為:

模型Ⅰ并沒有考慮環(huán)境規(guī)制的政府競爭行為，只是考察政府實施環(huán)境規(guī)制的強度對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用，可用普通最小二乘法(OLS)估計。系數(shù)β1的大小和符號反映了環(huán)境規(guī)制強度對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的影響程度和方向，若β1＞0，則表明環(huán)境規(guī)制強度加大會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，被規(guī)制的高污染、低層次企業(yè)發(fā)展受限，支持“新古典理論”，若β1＜0，則表明加強環(huán)境規(guī)制不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，被規(guī)制企業(yè)的競爭力加強，支持“波特假說”。

2．考慮環(huán)境規(guī)制競爭的模型

在分權(quán)制度背景下，中央與地方、地方與地方之間的政府目標可能會發(fā)生沖突。在制定或?qū)嵤┕舱邥r，地方政府出于機會主義和利己主義往往采取競爭策略，突出表現(xiàn)在對經(jīng)濟資源的爭奪和搶占。由于環(huán)境規(guī)制強度的區(qū)域差異會影響企業(yè)區(qū)位選址和產(chǎn)業(yè)遷移方向，地方政府在制定或?qū)嵤┉h(huán)境政策時不得不在“保增長”與“治污染”間作出權(quán)衡。

地方政府的環(huán)境競爭策略可以分為兩類: (1)模仿策略，包括競相逐底和競相向上。競相逐底，即“你弱我弱”，政績優(yōu)先的地方政府，會隨著競爭者環(huán)境規(guī)制強度的降低而降低，形成搶占流動性生產(chǎn)要素擴張“利大稅高”重化工項目的傾向。而競相向上，即“你強我強”，地方政府隨著競爭地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的增加而增加，以縮小規(guī)制強度差距。這既可能是地區(qū)聯(lián)手整治污染、推進產(chǎn)業(yè)布局調(diào)整升級的舉措，也可能是地區(qū)盲目競爭的后果。(2)差異化策略，當部分地區(qū)提高環(huán)境標準門檻時，欠發(fā)達地區(qū)政府會放松環(huán)境規(guī)制，或者沒有明顯策略變化行為，以促進本地區(qū)經(jīng)濟增長。因此，環(huán)境規(guī)制競爭意味著一個地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的調(diào)整會影響到鄰近地區(qū)政府的策略反應(yīng)，進而影響受規(guī)制產(chǎn)業(yè)的區(qū)域分布，以及區(qū)域內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

那么，如何衡量環(huán)境規(guī)制競爭?文獻中主要采取兩種方法:一種是通過構(gòu)建博弈模型，以定性分析地方政府策略行為的成本收益;另一種通過將競爭地區(qū)政府行為納入本地環(huán)境規(guī)制的反應(yīng)函數(shù)，以尋找這種競爭的內(nèi)在規(guī)律。本文采用第二種方法。但在地區(qū)競爭對象的選取問題上，有別于環(huán)境污染物的外部性，環(huán)境規(guī)制競爭并不能依靠風向、地域或流域等因素明確污染溢出的地區(qū)，因此采用對所有潛在競爭地區(qū)賦予權(quán)重的方法，以區(qū)分各個地區(qū)對本地環(huán)境規(guī)制競爭的參與程度。

若考慮了政府間的環(huán)境規(guī)制競爭行為，模型Ⅰ中環(huán)境規(guī)制變量ER的內(nèi)生性問題則不容回避，此時OLS估計有偏?；诠ぞ咦兞抗烙嬘锌赡苁箍臻g效應(yīng)的系數(shù)估計值落在參數(shù)空間之外［19］，本文借鑒呂?。?0］的方法來處理內(nèi)生性問題: (1)利用最大似然估計給出一致無偏估計，使空間項系數(shù)受到對數(shù)似然函數(shù)中雅各比項(Jacobian Term)的約束; (2)采用空間杜賓模型，引入解釋變量的空間滯后項，能夠在一定程度上與遺漏變量相關(guān)，從而較好地解決由于遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題; (3)采用面板數(shù)據(jù)，控制隨個體(時間)變化但不隨時間(個體)變化的其他因素對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響，部分消除了遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。

公式(2)即為考慮了環(huán)境規(guī)制空間溢出的模型Ⅱ，簡化后得到公式(3)的矩陣形式，文獻上稱之為空間Durbin模型(SDM)。

其中，ρ為空間滯后回歸系數(shù)，體現(xiàn)地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)固有的空間依賴性;β表示環(huán)境規(guī)制及其他因素對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響; W為體現(xiàn)地區(qū)之間相互關(guān)系的n階空間權(quán)重矩陣，當wij＞0，意味著地區(qū)j與地區(qū)i相鄰，或地區(qū)i與地區(qū)j聯(lián)系緊密。當θ= 0時，SDM模型簡化為僅考慮被解釋變量空間依賴的空間滯后模型(SLM)，當ρβ+θ= 0時，SDM模型簡化為考慮擾動項空間依賴的空間誤差模型(SEM)。

在該模型中，本文重點考察系數(shù)β1和θ1的方向，β1仍然表示環(huán)境規(guī)制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的本地效應(yīng)，θ1表示環(huán)境規(guī)制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的空間溢出效應(yīng)。β1＞0，表明環(huán)境規(guī)制強度與本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整方向存在正相關(guān)。此時，若政府間的環(huán)境規(guī)制競爭采取模仿策略，將會同步帶動鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，意味著環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)存在正向的空間溢出(θ1＞0) ;若政府間的環(huán)境規(guī)制競爭呈差異化策略，鄰近地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的減弱將不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級，意味著環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)存在負向的空間溢出(θ1＜0)，具體見表1。

表1　模型Ⅱ主要變量系數(shù)含義

與模型Ⅰ線性估計不同的是，在含有滯后解釋變量或被解釋變量的空間模型中，系數(shù)大小并不具有直接的解釋力，其既包含了解釋變量的任何一個地區(qū)變動對該地區(qū)本身的影響(直接效應(yīng))，又包含了對周圍所有地區(qū)的潛在影響(間接效應(yīng)或溢出效應(yīng))。Lesage［21］指出這兩種影響可以通過計算式(3)中解釋變量的自偏導數(shù)和交叉偏導數(shù)得到，也就是說，式(4)中等式右邊矩陣主對角線上元素的平均值和非主對角線元素的平均值分別表示解釋變量變化所引起的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，二者之和為變化引起的平均總效應(yīng)。

?Y/?Xk= (In－ρW)－1(βkIn+θkW) (4)

此外，空間權(quán)重矩陣W的選擇是模型Ⅱ估計的關(guān)鍵。本文將分別采用地理特征和經(jīng)濟特征兩大類空間權(quán)重矩陣進行估計。對于地理權(quán)重矩陣，首先采用常見的地理距離矩陣W1，若兩地距離d≤dm，元素wij= 1，否則wij= 0，其中dm為確保每個地理單元有鄰近單元的最小地理距離。進一步地，同一個上級管轄的地方官員由于經(jīng)常參加上層政府組織的活動，彼此之間相互了解［22］，同一省份的地市級在環(huán)境標準制定或?qū)嵤┑倪^程中更有可能存在競爭策略行為。因此，本文將考慮行政區(qū)劃的地理鄰近性，構(gòu)建行政權(quán)重矩陣W2，若兩地屬于同一省份，元素wij= 1，否則wij= 0。對于經(jīng)濟特征矩陣，借鑒李婧等［23］構(gòu)造嵌套空間權(quán)重矩陣的方法，具體為:

其中Wg為地理權(quán)重矩陣W1或W2，Yi表示城市i樣本考察期內(nèi)人均GDP的均值，Y表示樣本考察期內(nèi)所有城市人均GDP的均值。通過這種方式構(gòu)建的權(quán)重同時考慮了地理特征和經(jīng)濟特征，且賦予了經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)對經(jīng)濟水平較低地區(qū)更強的空間影響和輻射作用，如北京對河北的影響強度顯然大于河北對北京的影響強度，更符合經(jīng)濟現(xiàn)實。

(二)數(shù)據(jù)和變量

本文將研究時期定為2003－2013年，數(shù)據(jù)均來自于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》。鑒于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的完整性，排除西藏、新疆、海南以及其他省份內(nèi)數(shù)據(jù)缺失的城市，采用我國279個地級及以上城市(以下簡稱城市)的面板數(shù)據(jù)，統(tǒng)計口徑均為全市范圍。所有名義變量統(tǒng)一按照所在省份平減指數(shù)調(diào)整為2003年不變價。

對于環(huán)境規(guī)制強度ER的測度，國內(nèi)外采用的指標存在較大的差異。由于地級市層面缺少污染物排放費用支出數(shù)據(jù)，本文參照趙霄偉［17］的代理變量法得到環(huán)境規(guī)制強度ER。首先計算各個城市的污染排放強度: Eli= eli/ Yi，eli表示第i個城市第l種污染物的排放總量，Yi表示第i個城市實際工業(yè)總產(chǎn)值;接著計算污染物l的全國排放強度: El=∑eli/ ∑Yi，并得到每個地區(qū)的相對排放強度EMli= Eli/ El，EMli的數(shù)值越大并超過1，表明當期第i個城市第l種污染物的排放量強度在全國范圍內(nèi)相對越高，則表示環(huán)境管制強度越放松。最后，對城市多種污染物排放的相對強度EMli求算術(shù)平均，得到一個無量綱的變量EMi。其中，用到的污染物數(shù)據(jù)包含工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量、工業(yè)煙塵排放量。污染物排放量越少，表明政府實行較為嚴格環(huán)境標準，因此也對該指數(shù)進行逆處理，得到環(huán)境規(guī)制指標ER，數(shù)值越小，表明環(huán)境規(guī)制強度ER越弱。

對于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平IND的衡量，目前研究者一般簡單采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比值或者第三、第二產(chǎn)值之比作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的粗略度量，但這些指標僅僅反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的某一階段①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對應(yīng)的路徑應(yīng)當是勞動密集產(chǎn)業(yè)——資本密集產(chǎn)業(yè)——技術(shù)密集產(chǎn)業(yè)——知識密集產(chǎn)業(yè)的一個漸進過程，干春暉(2013)指出第三、第二產(chǎn)值之比主要衡量的是最后一個階段，而傳統(tǒng)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比值指標則集中于前三個階段。。為了更確切地反映地區(qū)各產(chǎn)業(yè)間的分布情況，付凌暉［24］基于象征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化程度的Moore值重新定義了一種度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的指標:在地級市層面缺少各產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)的情況下，采用三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重作為分量構(gòu)造向量Q0= (q1，q2，q3)，然后分別計算Q0與代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由低層次(以第一產(chǎn)業(yè)為主)向高層次(以第三產(chǎn)業(yè)為主)的基向量Q1= (1，0，0)，Q2= (0，1，0)，Q3= (0，0，1)之間的夾角γ1、γ2、γ3，最終通過式(6)得到各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。若該地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出比重相對上升時，則向量Q0與基向量Q3的夾角γ3減小，與Q1、Q2的夾角增大，由于γ1與γ2被賦予更高的權(quán)值，IND指標最終將增加，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

我們選取的控制變量Z包括:城市的對外開放程度FDI，用外商直接投資實際利用額與固定資產(chǎn)投資額的比值表示，隨著區(qū)域?qū)ν庖来娑鹊奶岣?，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整更容易受國際環(huán)境的影響，而學術(shù)界對FDI推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用也尚未形成定論;城市的人力資本水平Tech，用每萬人普通高等學校在校學生數(shù)表示，一個地區(qū)所擁有的人力資本數(shù)量、質(zhì)量和結(jié)構(gòu)狀況在一定程度上決定了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換能力，因此在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中，人力資本起著至關(guān)重要的作用;城市的財政自主權(quán)Gov，用各城市人均預算內(nèi)財政支出與地方(城市本級和省級)、中央人均預算內(nèi)財政支出總和之比表示［25］，由于在中國式分權(quán)模式下，地方政府的投資行為往往存在著得失利弊的權(quán)衡，這對地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響是直接而顯著的。

四、計量檢驗與結(jié)果分析

(一)空間相關(guān)性檢驗

為了避免異方差和多重共線性，對各變量進行對數(shù)處理。根據(jù)前文分析，環(huán)境規(guī)制不僅會影響本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局，也可能會通過政府間的環(huán)境規(guī)制競爭對鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級造成影響。為此，在做空間計量分析之前，需要對被解釋變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平IND進行空間相關(guān)性檢驗，以檢驗各城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平是否存在空間相關(guān)，同時對環(huán)境規(guī)制強度ER進行空間相關(guān)性檢驗，以考察政府間是否存在環(huán)境規(guī)制競爭行為。表2表示，我國279個城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的Moran's I值呈逐年上升的趨勢，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明我國各城市間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局具有明顯的空間相關(guān)性;環(huán)境規(guī)制強度的Moran's I值總體呈下降趨勢，從2003年的0．2743減少到2013年的0．2270，盡管2009年后有小幅增加，空間相關(guān)性依然顯著。

(二)模型Ⅰ回歸

根據(jù)公式(1)，分別進行無固定效應(yīng)模型(即混合OLS)、個體固定效應(yīng)模型以及個體時間雙固定效應(yīng)模型的回歸分析，結(jié)果見表3中的第(1) (2) (3)列?？梢钥吹剑琌LS估計雖然擬合優(yōu)度較高，且所有變量系數(shù)均顯著，但對數(shù)似然值偏低。考慮個體固定效應(yīng)后，對數(shù)似然值隨之增大，變量的系數(shù)值與顯著性水平也發(fā)生了較大的變化?？紤]時間和個體固定效應(yīng)后，似然值繼續(xù)上升，但擬合優(yōu)度降至0．04，多數(shù)變量并未通過顯著性水平檢驗。顯然結(jié)果(2)要優(yōu)于(1) (3)。事實上，我國區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況存在著結(jié)構(gòu)性差異，東部地區(qū)“經(jīng)濟服務(wù)化”趨勢明顯、中西部地區(qū)仍然主要依靠傳統(tǒng)工業(yè)的發(fā)展來推動地區(qū)經(jīng)濟，忽略個體差異的無固定效應(yīng)模型回歸顯然不能體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的地區(qū)差異。此外，由于在一定時期內(nèi)各地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的布局具有一定的穩(wěn)定性，時間固定效應(yīng)并不顯著，因此雙固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果并不理想也就在情理之中了。

從表3結(jié)果(2)看，環(huán)境規(guī)制ER影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平IND的彈性系數(shù)β1為0．0031，表明政府環(huán)境規(guī)制強度加大能促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，通過增加受規(guī)制企業(yè)(以工業(yè)部門為主)的生產(chǎn)成本、抬高產(chǎn)業(yè)進入壁壘，環(huán)境規(guī)制會對第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到一定的抑制作用，進而引導生產(chǎn)要素流向第三產(chǎn)業(yè)。對外開放程度FDI的系數(shù)為負，改革開放以來第二產(chǎn)業(yè)特別是工業(yè)部門一直是FDI的流入重地，這種偏向性的投資部門結(jié)構(gòu)會加劇地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)傾斜，并不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。人力資本水平Hcap的增加對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級均具有推動作用。財政自主權(quán)Gov的估計系數(shù)為負，地方政府為獲得更好的績效，傾向于將資源投資于大型工業(yè)和經(jīng)濟基礎(chǔ)建設(shè)等部門，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級［25］。

表2　不同年份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平IND與環(huán)境規(guī)制強度ER的Moran's I值

表3　模型Ⅰ估計結(jié)果

此外，為進一步檢驗模型的空間相關(guān)性，還需要對模型Ⅰ殘差進行LM統(tǒng)計量檢驗，其原假設(shè)為模型不包含空間滯后因變量或空間誤差項。表3結(jié)果顯示，三種估計的LMLAG和LMERR統(tǒng)計量均拒絕了原假設(shè)，在使用穩(wěn)健性檢驗后，個體固定效應(yīng)模型的R－LMLAG和R－LMERR統(tǒng)計量也通過了1%的顯著性檢驗。這表明，考慮個體固定效應(yīng)的SDM模型比雙固定效應(yīng)的空間計量模型更優(yōu)。

(三)模型Ⅱ回歸

結(jié)合Moran's I統(tǒng)計量以及LM檢驗，地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平和環(huán)境規(guī)制強度均存在較強的空間依賴性。若忽略這種空間相關(guān)性，勢必導致估計結(jié)果的偏差，無法確切考察環(huán)境規(guī)制對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。因此，本文利用空間權(quán)重矩陣刻畫環(huán)境規(guī)制的空間溢出，構(gòu)建SDM模型以檢驗環(huán)境規(guī)制競爭與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。對于SDM模型能否簡化為SLM模型和SEM模型，需要通過LR統(tǒng)計量檢驗，其中LR－Lag檢驗的原假設(shè)為θ= 0，LR－Err檢驗的原假設(shè)為ρβ+θ= 0。表4中所有估計的LR檢驗均拒絕了原假設(shè)，表明SDM模型設(shè)定是合理的。

表4　模型Ⅱ估計結(jié)果

具體地，表4的(1) (2) (3)分別是采用地理距離矩陣W1、行政距離矩陣W2以及經(jīng)濟特征矩陣W3估計模型Ⅱ的結(jié)果。三種估計結(jié)果中，被解釋變量IND的空間滯后系數(shù)ρ均顯著為正，充分說明了我國各城市間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局存在顯著的正向相關(guān)效應(yīng)。比較結(jié)果(1)和(2)，可以發(fā)現(xiàn)行政距離矩陣W2比地理距離矩陣W1具有更強的空間相關(guān)性(ρ的估計結(jié)果分別為0．5920和0．4890)，表明屬于同一行政區(qū)劃下的城市產(chǎn)業(yè)空間配置更具互補和依賴性，這顯然得益于上級政府以行政區(qū)劃為界的橫向引導與調(diào)整。由于行政鄰近關(guān)系能更好地刻畫本文地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的地域關(guān)聯(lián)性，結(jié)果(3)采用的經(jīng)濟特征矩陣W3嵌套行政鄰近矩陣。鑒于其估計系數(shù)最顯著，擬合優(yōu)度最高，接下來將集中分析經(jīng)濟特征矩陣W3的估計結(jié)果。

此外，結(jié)果(3)中，環(huán)境規(guī)制ER及其空間滯后項W·ER的系數(shù)β1、θ1均為正，根據(jù)表1，這表明環(huán)境規(guī)制對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有推動作用，地方政府間的環(huán)境規(guī)制競爭總體采取模仿策略，進而本地環(huán)境規(guī)制強度的增加對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平存在正向的溢出。但如前文所述，空間計量模型的系數(shù)大小并不直接反映解釋變量的邊際影響，為進一步檢驗環(huán)境規(guī)制強度變化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的空間溢出效應(yīng)，需要分解直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)來進行判斷?？紤]到我國區(qū)域間的環(huán)境規(guī)制強度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平本身就存在巨大的差異，本文還將城市樣本按東部和中西部區(qū)域劃分，以考察政府環(huán)境規(guī)制競爭對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的溢出影響是否存在地域差異，估計結(jié)果見表5。

我們可以發(fā)現(xiàn):

(1)從全國看，環(huán)境規(guī)制變量ER的直接效應(yīng)為0．0021，且高度顯著。與不考慮空間溢出時環(huán)境規(guī)制估計系數(shù)值0．0031(見表3結(jié)果(2) )相比，可見模型Ⅰ的環(huán)境規(guī)制對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的影響被高估，更何況直接效應(yīng)中還包含了城市間的空間反饋效應(yīng)，即政府間的環(huán)境規(guī)制競爭行為，引致鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)空間布局的改變，進而再返回影響本地產(chǎn)業(yè)升級速度的反饋過程。這也是直接效應(yīng)并不等于表3結(jié)果(3)中ER系數(shù)估計值0．0016的緣故。

表5　全國、分地區(qū)樣本直接、間接和總效估計結(jié)果(采用經(jīng)濟特征權(quán)重)

(2)從全國看，環(huán)境規(guī)制變量ER的間接效應(yīng)顯著為正。正向的空間溢出，說明我國地方政府間的策略行為仍以模仿為主，一種情況是區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局由于環(huán)境規(guī)制競爭的“標桿效應(yīng)”呈現(xiàn)出同步升級的局面，另一種則是各地競相降低環(huán)境標準，淪為“污染避難所”的同時，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平逐漸惡化。這無疑取決于地方政府對“保增長”與“調(diào)結(jié)構(gòu)”甚至“治污染”等問題的衡量。此外，從環(huán)境規(guī)制競爭產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的溢出程度看，全國所有地區(qū)的累積空間溢出均值為0．0081，是其直接效應(yīng)的3．8倍。如果一個地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強度增加1%，則其對鄰近地區(qū)和本轄區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推進作用之比為1: 3．8，這種較大的正向空間溢出，使得區(qū)域整體具有較高的社會效益，相反地，一旦環(huán)境規(guī)制強度下降，則會對區(qū)域造成乘數(shù)效應(yīng)般的惡性循環(huán)。

(3)分區(qū)域看，東部、中西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制ER系數(shù)β1均為正，但空間滯后項W·ER系數(shù)θ1的符號分別是一負一正①限于篇幅，文中并未列出分區(qū)域后模型Ⅱ估計結(jié)果。，說明環(huán)境規(guī)制對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整方向具有一定的穩(wěn)定性，但由于東部和中西部地方政府采取的環(huán)境規(guī)制策略不同，通過環(huán)境規(guī)制競爭對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的溢出影響存在差異，這在分解直接效應(yīng)和間接效應(yīng)后體現(xiàn)得更加明顯。

(4)東部、中西部地區(qū)的直接效應(yīng)分別為0．0018和0．0042，可見環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用存在程度上的差異，中西部地區(qū)的效應(yīng)更為突出。我們對此的解釋是，大多數(shù)中西部城市依靠資源型產(chǎn)業(yè)支撐地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，環(huán)境規(guī)制強度增加勢必會削弱產(chǎn)業(yè)競爭力，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重相對下降，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平指標IND呈遞增趨勢。當然，目前中西部地區(qū)城市化與服務(wù)業(yè)發(fā)展雙重滯后，一味強調(diào)服務(wù)業(yè)比重提升并不合時宜，若放松資源環(huán)境約束又會重蹈“粗放式增長”的覆轍，因此，如何制定合理的環(huán)境門檻成為了這些地區(qū)促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵。相比之下，東部地區(qū)工業(yè)化起步較早，產(chǎn)業(yè)集中度高，嚴格的環(huán)境資源約束“倒逼”部分企業(yè)或產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新補償，淘汰不達標的中小企業(yè)，產(chǎn)業(yè)競爭力和產(chǎn)出規(guī)模不降反增，并因技術(shù)溢出促進一二三產(chǎn)業(yè)聯(lián)動發(fā)展，因此，強化資源約束對于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級尤為重要。

(5)東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制ER的間接效應(yīng)從全國樣本的正向溢出變?yōu)樨撓蛞绯觯砻鳀|部某些城市環(huán)境規(guī)制強度的提高，雖然有利于推動本地經(jīng)濟“服務(wù)化”發(fā)展，但卻會導致鄰近地區(qū)陷入“污染避難所”的困境。事實上，我國很多東部發(fā)達地區(qū)在進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中，為協(xié)調(diào)區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展，政府會出臺一些省內(nèi)城市間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的定點對接［2］?！胺仕涣魍馊颂铩?，同一省份下的其他城市為吸引被嚴格環(huán)境標準地區(qū)淘汰的污染企業(yè)，更有可能降低環(huán)境規(guī)制強度，而不顧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的加速惡化。中西部經(jīng)濟放松環(huán)境標準欠發(fā)達地區(qū)政府也唯有亦步亦趨地跟隨，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平隨環(huán)境規(guī)制強度的下降而下降。這也意味著，環(huán)境規(guī)制強度高的東部地區(qū)，政府間的環(huán)境規(guī)制競爭采取差異化策略，環(huán)境規(guī)制強度弱的中西部地區(qū)，政府間的環(huán)境規(guī)制競爭主要采取模仿甚至是競次策略。

(6)對于控制變量，對外開放程度FDI的直接效應(yīng)只在東部地區(qū)顯著為正，表明當前我國的FDI利用東部沿海地區(qū)發(fā)揮出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用。人力資本水平Hcap各效應(yīng)估計值均顯著為正，與不考慮空間溢出時的系數(shù)相比，人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用顯然被低估。此外，財政自主權(quán)Gov的溢出影響也呈現(xiàn)出區(qū)域差異性，東部地區(qū)溢出效應(yīng)為負，中西部地區(qū)的溢出效應(yīng)為正。

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用我國城市面板數(shù)據(jù)，考察了環(huán)境規(guī)制、環(huán)境規(guī)制競爭的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。首先通過不考慮環(huán)境規(guī)制競爭的普通面板模型，發(fā)現(xiàn)我國環(huán)境規(guī)制強度的增加有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。接著通過構(gòu)建刻畫環(huán)境規(guī)制競爭的空間杜賓模型，發(fā)現(xiàn)不考慮環(huán)境規(guī)制競爭的模型高估了環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用，表明考察規(guī)制空間效應(yīng)的重要性。對環(huán)境規(guī)制的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)進行分解后，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對鄰近地區(qū)的累積溢出影響是對本地影響的將近4倍，表明環(huán)境規(guī)制競爭是推動區(qū)域整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。最后，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用在中西部地區(qū)更為突出，而東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制負的空間溢出表明東部沿海城市的環(huán)境規(guī)制競爭并不利于區(qū)域整體的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，政府間更傾向于采取差異化策略，而不是中西部地區(qū)的模仿策略。

上述研究結(jié)論預示著分權(quán)制度下，地方政府在制定、實施環(huán)境規(guī)制過程中往往會受周圍競爭地區(qū)的影響，作出有利于自身短期利益最大化的調(diào)整。為發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的積極作用，一方面，中央政府應(yīng)允許地方經(jīng)濟增速適當放緩，引入多目標的績效考核機制，完善環(huán)境績效考核制度的頂層設(shè)計，使地方政府在發(fā)展經(jīng)濟的同時關(guān)注環(huán)境質(zhì)量，在治理環(huán)境的同時調(diào)整要素投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)。另一方面，政府在環(huán)境治理問題上需要保持一定程度的集權(quán)，這種集權(quán)可以通過建立區(qū)域合作發(fā)展、利益共享機制實現(xiàn)。對于部分經(jīng)濟增長率高但環(huán)境承載力弱或者結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型任務(wù)迫切的東部地區(qū)，要提高其環(huán)境規(guī)制壓力的敏感性，形成競相向上的良性競爭，通過保持較高的環(huán)境門檻與標準，“倒逼”技術(shù)創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，積極主動地引導勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移出去;對于經(jīng)濟增長較慢的中西部地區(qū)，在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時，通過財政補貼等激勵機制降低其環(huán)境規(guī)制壓力的敏感性，嚴把環(huán)境準入門檻，避免競次行為以及低水平、低效益產(chǎn)業(yè)的簡單復制。

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責任編輯、校對:李再揚

作者簡介:鄭金鈴(1991－)，女，廣東省茂名市人，暨南大學經(jīng)濟學院碩士研究生，研究方向:環(huán)境規(guī)制與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

基金項目:國家自然科學基金“我國碳減排的區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)及機制研究”(基金項目: 71173092)。

收稿日期:2015－11－16

文獻標識碼:A

文章編號:1002－2848－2016(01)－0077－09