環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)升級(jí)嗎

紀(jì)玉俊　鄭金鑫

摘要：在高質(zhì)量發(fā)展階段下，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響作用越來越凸顯。本文立足于兩控區(qū)政策的背景，采用1994-2015年281個(gè)地級(jí)市的數(shù)據(jù)，模擬準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)進(jìn)行DID分析。分析結(jié)果表明：環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有明顯的正向影響，環(huán)境規(guī)制能有效地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，但這種效應(yīng)具有異質(zhì)性，東中部城市、西部城市、經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市及非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市中環(huán)境規(guī)制對(duì)于地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)不同。同時(shí)環(huán)境規(guī)制政策具有明顯的滯后效應(yīng)，在政策實(shí)施結(jié)束后仍能在一定程度上對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生促進(jìn)作用。融資環(huán)境、交通水平、消費(fèi)能力、政策因素等對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用也表現(xiàn)出區(qū)域差異。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;產(chǎn)業(yè)升級(jí);兩控區(qū)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn);DID分析

中圖分類號(hào)：F062.2

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1672-626X（ 2019）05-0078-11

一、引言

高污染高能耗的粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式所帶來的問題日益開始暴露，酸雨、霧霾、溫室效應(yīng)等污染問題相繼出現(xiàn)，環(huán)境保護(hù)已成為全球性共識(shí)。2016年4月22日全球170多個(gè)國家在紐約簽訂的《巴黎協(xié)定》將環(huán)境保護(hù)問題落實(shí)到全球性法律文件，協(xié)定制定了嚴(yán)格的減排協(xié)議并在全球強(qiáng)制執(zhí)行。2018年4月30日，《聯(lián)合國氣候變化框架公約》框架下的新一輪氣候談判在德國波恩開幕，各國代表就進(jìn)一步制定實(shí)施氣候變化《巴黎協(xié)定》的相關(guān)準(zhǔn)則展開談判。但是該項(xiàng)全球性協(xié)議在制定及實(shí)施過程中卻阻力不斷，2017年6月1日美國更是宣布退出《巴黎協(xié)定》，認(rèn)為其損害了美國經(jīng)濟(jì)，導(dǎo)致就業(yè)崗位大幅縮減。目前，不但在全球范圍內(nèi)，就一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，實(shí)行較為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展具體會(huì)產(chǎn)生什么影響？從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度而言，環(huán)境規(guī)制在改善環(huán)境問題的同時(shí)也能夠促進(jìn)清潔能源的使用，帶動(dòng)綠色CDP的發(fā)展及產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級(jí);但對(duì)于大部分以資源密集型進(jìn)行高速工業(yè)化發(fā)展的國家而言，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策也造成了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的較大阻力，不利于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型及產(chǎn)業(yè)升級(jí)n，。環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級(jí)間的矛盾導(dǎo)致很多環(huán)境保護(hù)文件并未落到實(shí)處。

我國在爆發(fā)了一系列嚴(yán)重的生態(tài)問題后，也將環(huán)境規(guī)制提上日程。環(huán)境保護(hù)作為我國的基本國策之一，在近幾年地位更是日益提升。習(xí)總書記提出的“綠水青山就是金山銀山”將環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有機(jī)統(tǒng)一起來，提出使良好的生態(tài)環(huán)境成為人民生活的增長(zhǎng)點(diǎn)、經(jīng)濟(jì)社會(huì)持續(xù)健康發(fā)展的支撐點(diǎn)、展現(xiàn)我國良好形象的發(fā)力點(diǎn)[2]。為控制中國不斷惡化的酸雨和二氧化硫環(huán)境污染問題，并觀察實(shí)際情況下環(huán)境規(guī)制對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的影響，政府依照《國務(wù)院關(guān)于環(huán)境保護(hù)若干問題的決定》《國家環(huán)境保護(hù)“九五”計(jì)劃和2010年遠(yuǎn)景目標(biāo)》，開始實(shí)施“兩控區(qū)”分階段控制的目標(biāo)，1998年1月12日正式批復(fù)的《酸雨控制區(qū)以及二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》將降雨P(guān)H值≤4.5的城市歸于酸雨控制區(qū);近三年來環(huán)境空氣二氧化硫年平均濃度超過國家二級(jí)標(biāo)準(zhǔn)的城市歸于二氧化硫污染控制區(qū)。政策的控制目標(biāo)是到2010年將“兩控區(qū)”城市內(nèi)的二氧化硫排放量把控在2000年的排放范圍之內(nèi);“兩控區(qū)”城市內(nèi)空氣中的二氧化硫濃度需全部達(dá)到國家環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn);酸雨控制區(qū)內(nèi)的城市降水PH值≤4.5的面積需明顯減少。這一政策劃分出的兩控區(qū)實(shí)際上給經(jīng)濟(jì)問題的研究創(chuàng)建了一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，其中控制區(qū)與非控制區(qū)即可形成自然試驗(yàn)中的實(shí)驗(yàn)組和控制組，結(jié)合多年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)能夠有效研究具體的環(huán)境規(guī)制對(duì)于我國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)及新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換中的重要推動(dòng)力——產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生的影響及具體的效應(yīng)，并探索環(huán)境規(guī)制需要保持一個(gè)怎樣的度，才能夠更好地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的雙贏，這也成為政府在制定環(huán)境規(guī)制政策時(shí)重點(diǎn)關(guān)注的方面。

一、文獻(xiàn)綜述

從現(xiàn)有研究來看，雖然環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系未有定論，但是國內(nèi)外學(xué)者對(duì)該問題也做了大量研究。研究主要從兩個(gè)維度分析環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系，一是假設(shè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部條件不變，重點(diǎn)關(guān)注環(huán)境規(guī)制成本的靜態(tài)分析，Gray（1987）首先運(yùn)用美國制造業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)美國政府實(shí)施的環(huán)境規(guī)制政策與生產(chǎn)率增長(zhǎng)進(jìn)行研究，實(shí)證結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制與生產(chǎn)率呈現(xiàn)明顯的負(fù)向相關(guān)”，，之后許多學(xué)者針對(duì)不同行業(yè)及不同國家相關(guān)政策也得出相關(guān)結(jié)論[4-8];另一種則是假設(shè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資源、技術(shù)及消費(fèi)需求等條件是不斷變化的，從動(dòng)態(tài)的視角進(jìn)行環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的分析，其中最著名的便是“波特假說”，Ponter（1995）認(rèn)為合理的環(huán)境規(guī)制政策能夠激發(fā)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力及產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)力[9]。隨后不同學(xué)者運(yùn)用各國數(shù)據(jù)從實(shí)證方面驗(yàn)證了這一假設(shè)[10-14]。除此之外，也有學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系不定，Hemmelskamp（ 1997）提出環(huán)境規(guī)制對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新力及產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響需要考慮公司規(guī)模、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)及需求等因素[15]。

國內(nèi)學(xué)者則在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的數(shù)據(jù)，從多個(gè)角度探討了環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系。龔海林（2013）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機(jī)理角度，采用省際面板數(shù)據(jù)，分析得出基于投資結(jié)構(gòu)途徑的環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響績(jī)效最大[16]。韓晶等（2014）從產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的角度進(jìn)行環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)間的分析，得出在產(chǎn)業(yè)發(fā)展到一定程度后，適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)劃會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)且環(huán)境規(guī)制對(duì)各區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響效果不同等結(jié)論[17];張先鋒等（2015）運(yùn)用2001-2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，研究得出環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)變動(dòng)存在雙重效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制能夠帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)[18];鄭金鈴（ 2016）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的角度利用我國2003-2013年間279個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[19];紀(jì)玉俊等（2016）從人力資本視角，運(yùn)用門限回歸檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)人力資本達(dá)到一定水平時(shí)環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有明顯的正向作用[20]。

上述分析雖然從多個(gè)角度分析了環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系，但產(chǎn)業(yè)升級(jí)的評(píng)價(jià)指標(biāo)多是側(cè)重于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的某一維度，在數(shù)據(jù)的選擇上年份跨度較小也多采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，且在實(shí)證分析中無法避免既影響環(huán)境規(guī)制又影響產(chǎn)業(yè)升級(jí)的因素所造成的內(nèi)生性問題，無法準(zhǔn)確分析出環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的凈效應(yīng)。本文在構(gòu)建了總體產(chǎn)業(yè)升級(jí)指標(biāo)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用1994-2015年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，避免了樣本量較小的問題，以《國務(wù)院關(guān)于酸雨控制區(qū)和二氧化硫污染控制區(qū)有關(guān)問題的批復(fù)通知》作為環(huán)境規(guī)制的一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過兩控區(qū)城市劃分實(shí)驗(yàn)組和控制組，以此為基礎(chǔ)分析環(huán)境規(guī)制是否能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)以及具體的促進(jìn)效應(yīng)，這可以在一定程度上避免內(nèi)生性問題，從而提高實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。

三、研究方法與模型設(shè)定

本文主要研究環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響。為解決一般計(jì)量方法無法避免存在的各種外生條件對(duì)計(jì)量結(jié)果造成的偏差影響，采用兩控區(qū)政策作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，劃分實(shí)驗(yàn)組與控制組，運(yùn)用DID（ Differences-in-Differences）方法，即雙重差分法，以更為準(zhǔn)確地分析環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響。雙重差分模型多作為估計(jì)處理效應(yīng)的計(jì)量工具，經(jīng)常被用來評(píng)估某一政策實(shí)施的跨期效果，能有效地評(píng)估政策的實(shí)施效應(yīng)。雙重差分的應(yīng)用能很大程度上避免計(jì)量分析的內(nèi)生性問題，相對(duì)于傳統(tǒng)的評(píng)估政策效應(yīng)OLS等方法，DID通過設(shè)置政策發(fā)生與否、政策范圍內(nèi)外的虛擬變量能夠更為科學(xué)地估計(jì)出政策的實(shí)施效應(yīng)。雙重差分模型的基本設(shè)定為：

其中，G為城市分組虛擬變量，實(shí)驗(yàn)組=1，控制組=0;D為分期虛擬變量，政策實(shí)施后=1，政策實(shí)施前=0;交互項(xiàng)G*D就代表實(shí)驗(yàn)組在政策實(shí)施后的實(shí)施效應(yīng)，β1，即為雙重差分法所構(gòu)建模型中政策實(shí)施的凈效應(yīng)。雙重差分法的原理就是通過虛擬變量的構(gòu)建對(duì)政策實(shí)施前后實(shí)驗(yàn)組和控制組之間的差異測(cè)度出反映政策實(shí)施效果的雙重差分統(tǒng)計(jì)量，其系數(shù)代表了該政策實(shí)施效果的凈效應(yīng)。在具體使用的過程中，可根據(jù)模型的需要加入相關(guān)控制變量。同時(shí)DID方法作為一個(gè)可以有效評(píng)估政策實(shí)施效應(yīng)的工具，需滿足共同趨勢(shì)的前提條件，即實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策實(shí)施之前必須具有相同的變化趨勢(shì)。為進(jìn)一步嚴(yán)格這一前提條件，可將DID方法與PSM方法相結(jié)合，增加實(shí)證分析的準(zhǔn)確性。PSM方法即傾向評(píng)分匹配（Propensity ScoreMatching），簡(jiǎn)稱PSM，是通過采用非實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)或觀測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行干預(yù)效應(yīng)分析的統(tǒng)計(jì)方法。采用PSM方法在數(shù)據(jù)中選擇基本特征比較相似的樣本，形成新的實(shí)驗(yàn)組和控制組，然后基于新的實(shí)驗(yàn)組控制組數(shù)據(jù)進(jìn)行DID回歸，可以保證DID方法的隨機(jī)性假設(shè)。另外由于某些政策的沖擊，實(shí)驗(yàn)組和控制組之間可能存在的自選擇性問題會(huì)對(duì)計(jì)量結(jié)果產(chǎn)生影響，采用PSM能夠有效地解決這一問題。

根據(jù)本文實(shí)際研究問題，參照城市是否在兩控區(qū)城市名單中，劃分出實(shí)驗(yàn)組兩控區(qū)城市與控制組非兩控區(qū)城市，并考慮將政策實(shí)施點(diǎn)劃人到實(shí)驗(yàn)組與控制組的分析中，進(jìn)一步將樣本劃分為4組，即政策實(shí)施前的兩控區(qū)城市、政策實(shí)施后的兩控區(qū)城市、政策實(shí)施前的非兩控區(qū)城市、政策實(shí)施后的非兩控區(qū)城市，提出如下DID估計(jì)模型：

其中，upgwf是被解釋變量，代表產(chǎn)業(yè)升級(jí)的度量指標(biāo)。zone用以控制城市是否屬于兩控區(qū)城市名單，若zone=1為實(shí)驗(yàn)組樣本，即屬于兩控區(qū)名單中的城市，zone =0為控制組樣本，屬于非兩控區(qū)城市，post用以控制政策實(shí)施點(diǎn)，若post=1則為1998年政策實(shí)施后年份，post =0為1998年政策實(shí)施前年份。環(huán)境規(guī)制是產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響因素之一，但是產(chǎn)業(yè)升級(jí)也受到諸如融資環(huán)境、交通水平、消費(fèi)能力、政策因素等影響，為避免高估環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響的估計(jì)參數(shù)，將影響產(chǎn)業(yè)升級(jí)的其他因素作為控制變量Con tro/添加到模型中，以消除模型中潛在的內(nèi)生性及殘差序列自相關(guān)等問題;μ是殘差項(xiàng)。

在上述模型中，我們重點(diǎn)關(guān)注的是系數(shù)β1，它衡量了兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的具體影響。兩控區(qū)政策實(shí)施后，兩控區(qū)名單城市內(nèi)的企業(yè)需要更新生產(chǎn)設(shè)備、安裝除硫設(shè)備并被禁止采用質(zhì)量低下的燃煤，這勢(shì)必會(huì)增加企業(yè)的中間產(chǎn)品投入，加大研發(fā)投入，導(dǎo)致產(chǎn)品成本增加，但也能夠倒逼企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)技術(shù)升級(jí)及生產(chǎn)創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，從而帶動(dòng)區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。β1系數(shù)的正負(fù)及大小則代表兩控區(qū)政策實(shí)施下的環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)是否存在有利影響及具體的影響效應(yīng)。

需要注意的是，兩控區(qū)政策城市的選定并不是完全隨機(jī)的，會(huì)受到城市空間屬性及政策因素等的影響，一般來說東中部地區(qū)城市發(fā)展較早，重化企業(yè)較多，城市的環(huán)境問題相對(duì)嚴(yán)重，東中部地區(qū)人選兩控區(qū)城市會(huì)多于西部地區(qū);經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市發(fā)展較快，環(huán)境污染問題較為嚴(yán)重，同時(shí)經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市作為試點(diǎn)城市，承接政策的實(shí)施效果較好，經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市入選兩控區(qū)城市的機(jī)會(huì)也要多于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市[1]，這就導(dǎo)致模型面臨較為嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。所以在模型分析的過程增加了對(duì)城市空間屬性（樣本城市為東中部城市還是西部城市）及政策屬性（樣本城市為經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市還是非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市）的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以驗(yàn)證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。兩控區(qū)政策規(guī)定自1998年實(shí)施并于2010年結(jié)束，作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)應(yīng)選擇政策實(shí)施年份進(jìn)行實(shí)驗(yàn)組控制組的分析，但政策的實(shí)施是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過程，一般存在滯后性，所以在后續(xù)分析中除了對(duì)政策實(shí)施年份進(jìn)行DID分析外，也需涉及到滯后年份的分析，這也是檢測(cè)政策實(shí)施效果的一個(gè)重要方面。

四、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明

（一）指標(biāo)選取

根據(jù)研究目的，本文將重點(diǎn)分析環(huán)境規(guī)制是否會(huì)影響地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)，指標(biāo)選取涉及到產(chǎn)業(yè)升級(jí)度量指標(biāo)、衡量?jī)煽貐^(qū)政策實(shí)施效果的兩控區(qū)城市虛擬變量、兩控區(qū)政策實(shí)施年份虛擬變量，由于產(chǎn)業(yè)升級(jí)還受到如實(shí)際利用外資數(shù)、交通、制度、消費(fèi)需求等因素的影響，此處將這些變量作為控制變量引入，除此之外還包括為進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的分組變量、空間屬性與政策因素的虛擬變量，詳細(xì)的變量設(shè)置與計(jì)算方法見表1。

1.被解釋變量。產(chǎn)業(yè)升級(jí)即產(chǎn)業(yè)通過生產(chǎn)要素的優(yōu)化組合，技術(shù)水平、管理水平的提高等實(shí)現(xiàn)社會(huì)整體生產(chǎn)效率的提升[21]，勞動(dòng)生產(chǎn)率是指勞動(dòng)者在一定時(shí)期內(nèi)創(chuàng)造的勞動(dòng)成果與其相適應(yīng)的勞動(dòng)消耗量的比值，可以用來衡量某一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，進(jìn)而代表該產(chǎn)業(yè)的升級(jí)水平;同時(shí)產(chǎn)業(yè)升級(jí)也是一個(gè)漸進(jìn)的發(fā)展過程，包括舊的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不斷向新興產(chǎn)業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)移的量的改變，二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化體現(xiàn)了三次產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移的結(jié)果，為使指標(biāo)更好地度量產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平，參考產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的處理方法[22]，分三次產(chǎn)業(yè)對(duì)各地市產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行計(jì)算后，用三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的比重作為權(quán)重對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行折算，得到產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率以衡量城市層面的產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平。

2.解釋變量。結(jié)合本文的研究目的，主要解釋變量包括兩控區(qū)城市虛擬變量（tcz）及政策實(shí)施年份虛擬變量（post），以劃分實(shí)驗(yàn)組和控制組分析環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用，其中兩控區(qū)政策實(shí)施的政策虛擬變量與政策實(shí)施年份的虛擬變量的交叉項(xiàng)（tcz*post）為核心解釋變量，通過相應(yīng)的測(cè)算可以驗(yàn)證兩控區(qū)政策的實(shí)施對(duì)于各城市產(chǎn)業(yè)升級(jí)的具體影響。

3.控制變量。（1）實(shí)際利用外資數(shù)。資本作為產(chǎn)業(yè)升級(jí)的重要支撐因素之一，能夠增加產(chǎn)業(yè)投入成本，提高企業(yè)研發(fā)投入，提升企業(yè)的技術(shù)水平及創(chuàng)新能力，推動(dòng)整體產(chǎn)業(yè)的升級(jí)。實(shí)際利用外資數(shù)（fdi）較為直觀地衡量了一個(gè)城市的融資環(huán)境，產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠得到多少資金支持，可為產(chǎn)業(yè)升級(jí)創(chuàng)造提供相應(yīng)的技術(shù)及創(chuàng)新能力的培育環(huán)境。（2）交通因素。交通是城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要助力，一個(gè)城市的整體交通能力與該城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系密切，交通能夠通過提高物流運(yùn)輸能力加強(qiáng)上下游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)，提升產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)而帶動(dòng)城市產(chǎn)業(yè)的整體升級(jí)。各城市人均道路面積（tri）指標(biāo)能夠較好地衡量城市整體交通能力。（3）制度因素。國家的相關(guān)制度安排能夠?qū)σ粋€(gè)城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供政策、資金、技術(shù)支持.在很大程度上影響著企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，而創(chuàng)新能力對(duì)于提升產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率及新產(chǎn)品新類型的產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要作用，進(jìn)而影響該城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。本文選用各城市城鎮(zhèn)私營(yíng)和個(gè)體從業(yè)人員與城鎮(zhèn)從業(yè)人員比值（ sys）衡量制度因素。（4）消費(fèi)需求。隨著消費(fèi)需求從簡(jiǎn)單到復(fù)雜，再到精細(xì)化，一個(gè)城市的消費(fèi)需求引導(dǎo)著城市產(chǎn)業(yè)由單一到多樣化再到細(xì)分化，進(jìn)而帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新升級(jí)及新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，推動(dòng)著產(chǎn)業(yè)間及產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化升級(jí)。本文選用各城市人均GDP（gdp）代表消費(fèi)需求的衡量指標(biāo)。

4.分組變量。為進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，控制城市的空間屬性及政策屬性對(duì)城市變量進(jìn)行分組。其中以區(qū)域城市虛擬變量（zone）衡量城市的空間屬性，若zone=l，則為東中部城市，zone=0，則為西部城市;以經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市虛擬變量（spz）衡量城市政策屬性，若spz=l，則為經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市，spz=0，則為非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《酸雨控制區(qū)以及二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》及各城市統(tǒng)計(jì)年鑒，數(shù)據(jù)涵蓋了1994-2015年我國281個(gè)地級(jí)市的數(shù)據(jù)，其中依照《酸雨控制區(qū)以及二氧化硫污染控制區(qū)劃分方案》，161個(gè)是兩控區(qū)城市，區(qū)外城市120個(gè)，將數(shù)據(jù)進(jìn)行整合，得到281個(gè)地級(jí)市各指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量的大樣本數(shù)據(jù)。依照政策實(shí)施年份1998年和政策結(jié)束年份2010年將1994-1998年作為政策實(shí)施前年份，1998-2010年作為政策實(shí)施后年份，2010-2015年作為政策的滯后效應(yīng)年份。其中歷年統(tǒng)計(jì)年鑒口徑有所變化，統(tǒng)計(jì)城市也有所不同，因此數(shù)據(jù)中存在部分城市及指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失問題，所以樣本數(shù)據(jù)屬于非平衡面板數(shù)據(jù)。非平衡面板數(shù)據(jù)不影響計(jì)算離差形式的組內(nèi)估計(jì)量，對(duì)后續(xù)的實(shí)證分析不會(huì)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響[23]。

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表2可以看出產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率最大值為3980.774，最小值為120.7389，標(biāo)準(zhǔn)差為541.2839，這說明不同城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率差異較大，即產(chǎn)業(yè)升級(jí)的水平各不相同。其他控制變量也各有差異，各個(gè)城市發(fā)展過程中外商直接投資、交通、制度影響及人均CDP等指標(biāo)變化較大，這也是影響各個(gè)城市產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平不同的原因。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）單變量分析

將數(shù)據(jù)處理后，先進(jìn)行兩控區(qū)政策實(shí)施時(shí)間前后產(chǎn)業(yè)升級(jí)指標(biāo)變化的單變量分析，以預(yù)判兩控區(qū)政策實(shí)施對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的正負(fù)影響。表3列出了兩控區(qū)政策實(shí)施前后各個(gè)城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率的差異。從表3數(shù)據(jù)可以看出，總體樣本在兩控區(qū)政策實(shí)施后產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平有了明顯的提高，較政策實(shí)施前的966.9368上升了55.8092，為進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)而劃分的東中部城市、西部城市和經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市、非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市在兩控區(qū)政策進(jìn)行控制后，各城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率也均顯著高于兩控區(qū)政策控制前的數(shù)據(jù)，其中西部城市在兩控區(qū)政策實(shí)施后的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率不顯著低于兩控區(qū)政策實(shí)施前，說明對(duì)西部城市而言兩控區(qū)政策實(shí)施與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系并不明顯。由此可初步假定兩控區(qū)政策對(duì)城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)有正向影響，其中經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市兩控區(qū)政策實(shí)施下的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率差異要明顯大于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市。這在一定程度上說明兩控區(qū)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的影響可能會(huì)大于對(duì)于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的影響。

從單純控制實(shí)施年份的單變量分析中初步判斷了兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的正向影響后，考慮對(duì)兩控區(qū)城市進(jìn)行控制，對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)指標(biāo)這一變量進(jìn)行DID處理以進(jìn)一步驗(yàn)證兩控區(qū)政策與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系。表4列明了實(shí)驗(yàn)組和控制組在兩控區(qū)政策實(shí)施前后產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率的差異。

在兩控區(qū)政策實(shí)施后，控制組和實(shí)驗(yàn)組的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率的數(shù)值都明顯增加，且在l%水平下顯著。其中實(shí)驗(yàn)組的產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平變動(dòng)明顯大于控制組，說明兩控區(qū)城市在政策實(shí)施后產(chǎn)業(yè)升級(jí)相較非兩控區(qū)城市有明顯提升，驗(yàn)證了兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的正向影響。考慮到時(shí)間序列數(shù)據(jù)下，樣本間的橫向差異影響因素，用實(shí)驗(yàn)組的變動(dòng)減去控制組的變動(dòng)，以消除時(shí)序上的變動(dòng)差異。由此得到的數(shù)據(jù)顯示，除西部城市外，全樣本、東中部城市、經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市及非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率的雙重差分值都要大于零，進(jìn)一步驗(yàn)證了兩控區(qū)政策能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。從城市分組來看，東中部城市及經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的雙重差分值要大于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市，可推斷兩控區(qū)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市及東中部城市的影響要大于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市。

（二）DID分析

通過上述對(duì)兩控區(qū)政策實(shí)施前后產(chǎn)業(yè)升級(jí)指標(biāo)的單變量簡(jiǎn)單分析后，能夠得出兩控區(qū)政策的實(shí)施對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)確實(shí)存在正向影響作用，同時(shí)從城市分組來看東中部城市、經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的影響要大于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市，西部城市兩控區(qū)政策的實(shí)施對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在不顯著的負(fù)向影響。為進(jìn)一步驗(yàn)證兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的正向影響作用，引入控制變量，對(duì)產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率與控制城市和控制年份的交叉項(xiàng)進(jìn)行DID模型估計(jì)及分析，以確定兩控區(qū)政策對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響的具體數(shù)值效應(yīng)。在進(jìn)行DID估計(jì)前需要保證實(shí)驗(yàn)組與控制組在接受處理前具有相同的趨勢(shì)。圖l顯示在1998年兩控區(qū)政策實(shí)施前，控制組和實(shí)驗(yàn)組的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率保持大致相同的變動(dòng)趨勢(shì)，而在1998年兩控區(qū)政策實(shí)施后到2010年政策實(shí)施結(jié)束時(shí)，實(shí)驗(yàn)組與控制組的產(chǎn)業(yè)綜合勞動(dòng)生產(chǎn)率的變動(dòng)出現(xiàn)較為明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì)，假設(shè)條件滿足，可以采用DID估計(jì)模型進(jìn)行兩控區(qū)政策實(shí)施對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響分析。

對(duì)政策實(shí)施區(qū)間1994-2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行DID模型分析。表5列出了處理后的兩控區(qū)政策與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的雙重差分估計(jì)結(jié)果，由表中結(jié)果可以看出，全樣本下tcz*post的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，在兩控區(qū)政策實(shí)施后產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平提高了35.9633，說明兩控區(qū)政策在嚴(yán)格的產(chǎn)業(yè)環(huán)境管控下對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有明顯的正向效應(yīng)。兩控區(qū)政策的實(shí)施雖然使得兩控區(qū)城市內(nèi)企業(yè)因更新生產(chǎn)設(shè)備、增加排污費(fèi)用、使用優(yōu)質(zhì)燃煤等增加了生產(chǎn)成本，但能使城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)開始進(jìn)行轉(zhuǎn)型，重化工業(yè)因嚴(yán)格的環(huán)境管制導(dǎo)致生產(chǎn)利潤(rùn)減少，受環(huán)境規(guī)制影響較小的服務(wù)業(yè)、金融業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)會(huì)崛起，整個(gè)城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有所升級(jí);同時(shí)原有企業(yè)也因生產(chǎn)成本的提高而優(yōu)化資源配置，增加研發(fā)投入進(jìn)行技術(shù)升級(jí)及生產(chǎn)創(chuàng)新，能夠提升邊際要素替代率，提高整體的生產(chǎn)效率及產(chǎn)出效應(yīng)，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可以抵消生產(chǎn)成本的增加，從而帶動(dòng)整體的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。從實(shí)證結(jié)果也可以看出各城市直接利用外資數(shù)、城鎮(zhèn)私營(yíng)和個(gè)體從業(yè)人員與城鎮(zhèn)從業(yè)人員比值及單位GDP等控制變量的系數(shù)也明顯為正值，即各城市的可用資金、政策因素及消費(fèi)水平也有效地帶動(dòng)了產(chǎn)業(yè)水平的提升。

從城市分組來看，東中部城市tcz*post的交叉項(xiàng)系數(shù)也為正值，且在1%的水平下顯著，即兩控區(qū)政策的實(shí)施對(duì)于東部城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)也存在明顯的正向效應(yīng)，因?yàn)闁|中部城市經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)，面對(duì)嚴(yán)格的兩控區(qū)政策能夠迅速應(yīng)對(duì)，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)間的調(diào)整，向技術(shù)密集型或服務(wù)型產(chǎn)業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)移，同時(shí)嚴(yán)格的環(huán)境管制能夠快速倒逼技術(shù)升級(jí)以應(yīng)對(duì)生產(chǎn)成本的提高，通過加強(qiáng)創(chuàng)新能力以加快新產(chǎn)品新技術(shù)的產(chǎn)生，提升產(chǎn)業(yè)內(nèi)的升級(jí)。而西部城市tcz*post的交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值且不顯著?？紤]到西部城市的發(fā)展多以資源密集型產(chǎn)業(yè)為主，嚴(yán)格的環(huán)境管制政策對(duì)于整體產(chǎn)業(yè)的影響較大，而在短期內(nèi)難以進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;同時(shí)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)技術(shù)相對(duì)落后，原有企業(yè)難以在環(huán)境規(guī)制的壓力下迅速進(jìn)行技術(shù)升級(jí)以產(chǎn)生要素替代效應(yīng)，創(chuàng)新能力難以跟上因兩控區(qū)政策產(chǎn)生的生產(chǎn)成本的增加，因此兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用不明顯。經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市、非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的tcz*post交叉項(xiàng)系數(shù)均顯著為正值，即兩控區(qū)政策的實(shí)施對(duì)于經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市及非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)均具有正向效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市tcz*post交叉項(xiàng)系數(shù)要明顯高于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市，說明這種正向影響經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市要顯著高于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市。因?yàn)榻?jīng)濟(jì)特區(qū)城市經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)，技術(shù)支持環(huán)境相對(duì)較好，能夠在短時(shí)間內(nèi)完成技術(shù)升級(jí)及產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，相關(guān)企業(yè)能迅速提升自身生產(chǎn)的競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市對(duì)政策也較為敏感，作為經(jīng)濟(jì)試驗(yàn)區(qū)對(duì)政策的承接能力較非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市要強(qiáng)，企業(yè)的應(yīng)變能力及城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移升級(jí)也較快，所以兩控區(qū)政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)正向效應(yīng)要高于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市。

考慮到DID模型分析中的隨機(jī)性假設(shè)，為進(jìn)一步驗(yàn)證兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的正向效應(yīng)，采用傾向匹配得分法對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行匹配，以實(shí)際利用外資數(shù)對(duì)數(shù)、人均道路數(shù)、私營(yíng)和個(gè)體從業(yè)人員占總從業(yè)人員的比例及人均GDP對(duì)數(shù)作為城市特征變量對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行Probit回歸，以預(yù)測(cè)值作為得分，采用最近領(lǐng)匹配的方法進(jìn)行一對(duì)一匹配，進(jìn)行回歸，可以看到表6中PSM后的DID檢驗(yàn)結(jié)果與原雙重差分下的檢驗(yàn)結(jié)果變化不大，tcz*post交叉項(xiàng)系數(shù)除西部城市外均為正值，且均在5%水平下顯著，經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市、東中部城市的系數(shù)仍明顯高于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市，進(jìn)一步驗(yàn)證了兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平的正向影響。

從上述分析中可以看出兩控區(qū)政策在實(shí)施過程中有效帶動(dòng)了相關(guān)城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。同時(shí)，作為一個(gè)年份跨度較大、范圍較廣的政策，兩控區(qū)政策在政策實(shí)施結(jié)束后應(yīng)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有滯后效應(yīng)及長(zhǎng)期影響，為考察兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的滯后效應(yīng)，表7呈現(xiàn)了政策實(shí)施結(jié)束后延后5年的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，從1994-2015年數(shù)據(jù)下DID檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，全樣本中tcz*post交叉項(xiàng)系數(shù)仍顯著為正，且除西部城市外，東中部城市、經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市、非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的tcz*post交叉項(xiàng)系數(shù)也仍為正值，經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市、東中部城市的系數(shù)仍明顯高于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市，說明兩控區(qū)政策在政策實(shí)施后仍對(duì)城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平具有正向影響效應(yīng)，東中部城市及經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的影響能力顯著高于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市。但是與1994-2010年數(shù)據(jù)下的DID檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)比，可以發(fā)現(xiàn)無論是全樣本、東中部城市、經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市、非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市tcz*post交叉項(xiàng)系數(shù)都明顯降低，說明在政策實(shí)施結(jié)束后兩控區(qū)政策對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用開始降低，環(huán)境管制措施對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的倒逼作用逐漸減小，政策效應(yīng)開始變?nèi)酰源嬖诿黠@的正向影響。PSM處理后的DID檢驗(yàn)結(jié)果中除各項(xiàng)系數(shù)的顯著性明顯降低外，也呈現(xiàn)同樣的結(jié)果及結(jié)論（見表8）。

六、結(jié)論及政策建議

從本文分析結(jié)果總體來看，環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有明顯的正向影響效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制通過產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)移帶動(dòng)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整并能倒逼技術(shù)升級(jí)，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力及競(jìng)爭(zhēng)力的提升，帶動(dòng)了產(chǎn)業(yè)內(nèi)的升級(jí)，從而能夠有力地促進(jìn)整體的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。通過城市分組的穩(wěn)健性檢驗(yàn)來看，環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有異質(zhì)性。分地區(qū)來看，環(huán)境規(guī)制對(duì)于東中部城市環(huán)境規(guī)制同樣具有此效應(yīng)，但西部城市環(huán)境規(guī)制則對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有不顯著的負(fù)向效應(yīng)?？紤]政策因素下，經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市與非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市的環(huán)境規(guī)制均能促進(jìn)城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)，但經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市中環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的正向影響效應(yīng)明顯高于非經(jīng)濟(jì)特區(qū)城市。同時(shí)環(huán)境規(guī)制政策具有明顯的滯后效應(yīng)，在政策實(shí)施結(jié)束后仍能對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生促進(jìn)作用。

根據(jù)上述分析結(jié)果，提出如下建議：第一，政府應(yīng)堅(jiān)定環(huán)境保護(hù)的理念，做好正確的引導(dǎo)。政府在進(jìn)行環(huán)境保護(hù)政策的制定時(shí)，不能只關(guān)注短期的經(jīng)濟(jì)效益，要考慮到環(huán)境規(guī)制政策能夠倒逼產(chǎn)業(yè)向著優(yōu)良方向發(fā)展，進(jìn)而帶動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。同時(shí)要做好環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟(jì)效益的宣傳引導(dǎo)，提高環(huán)境保護(hù)的國民意識(shí);第二，合理選擇環(huán)境規(guī)制工具，做到環(huán)境規(guī)制的連續(xù)性。政府在進(jìn)行環(huán)境規(guī)制的過程中，要確保環(huán)境規(guī)制政策的合理性，使市場(chǎng)在資源配置中發(fā)揮決定性作用和更好發(fā)揮政府作用，確保環(huán)境規(guī)制政策能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)升級(jí)及國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展發(fā)揮最大的促進(jìn)效果。應(yīng)將環(huán)境保護(hù)作為一項(xiàng)長(zhǎng)期任務(wù)，結(jié)合政策實(shí)施效果及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段特征制定后續(xù)政策，進(jìn)而帶動(dòng)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)間的長(zhǎng)期健康良性發(fā)展;第三，提升社會(huì)的整體創(chuàng)新能力是環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本保證。環(huán)境規(guī)制對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用主要是通過提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力來實(shí)現(xiàn)，創(chuàng)新能夠帶動(dòng)企業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)升級(jí)，提高產(chǎn)業(yè)效率，形成新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，對(duì)于環(huán)境保護(hù)和社會(huì)的發(fā)展均具有重要作用，政府在制定政策時(shí)應(yīng)著重關(guān)注政策所產(chǎn)生的創(chuàng)新效益，并加強(qiáng)對(duì)高技能勞動(dòng)力的培養(yǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]吳明琴，周詩敏，陳家昌.環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以雙贏嗎—基于我國“兩控區(qū)”的實(shí)證研究[J]當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2016，（6）：44-54.

[2]毛勝.“綠水青山就是金山銀山”——學(xué)習(xí)習(xí)近平關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的重要論述[J]鄧小平研究，2017，（ 3）：24-33.

[3] Gray W B.The Cost of Regulation： OSHA.EPA and the Productivity Slowdown[J].American Economic Review.1987.77（5）：998-1006。

[4] Levinson A，Taylor M S.Unmasking the Pollution Haven Effect[J].International Economic Review.2008.（49）：223-254.

[5] Gollop F M.Roherts M J.Environmental Regulations and Productivity Growth： The Case of Fossilfueled Electric Power Generation[J] .Journal of Political Economy.1983.91（4）：654-74.

[6] Barbera A J.Mcconnell V D.The Impact of Environmental Regulations on Industry Productivitv： Direct and Indirect Effects[J].Jour-nal of Environmental Economics&Management，1990. 18（1）：50-65.

[7] Palmer K.Portney P R.Tightening Environmental Standards： The Benefit-cost or the no-cost Paradigm[J].Journal of Economic Per-spectives，1995.9（4）：97-118.

[8] Levinsohn J.Petrin A.Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservable[J].Review of Economic Studies.2000.70（2）：317-341.

[9] Porter M E.Claas V D L.rroward a New Conception of the Environment-competitiveness Relationship[J].Journal of Economic Per-spectives，1995，9<4）：97-118.

[1O] Brunnermeier S B.Cohen M A.Determinants of Environmental Innovation in US Manufacturing Industries[J].Journal of Environ-mental Economics&Management.2003，45（2）：278 -293.

[11] Benuan E.Bui L.Environmental Regulation and Labor Demand： Evidence from the South Coast Air Basin[J].Journal of Public Eco-nomics.2001.79（2）：265-295.

[12] Rassier D G.Earnhart D.Does the Porter Hypothesis Explain Expected Future Financial Performance？The Effect of Clean WaterRegulation on Chemical Manufacturing Firms[J].EnvironmentaI&Resource Economics.2010.45（3）：353-377.

[13] Crotty J，Smith M.Strategic Responses to Environruental Regulation in the U.K.Automotive sector： The Europeanunion end-of-LifeVehicle Directive and the Porterhypothesis[J].Journal of Industrial Ecology，2008，10（4）：95-III.

[14] Managi S.Corupetitiveness and Environmental Policies for Agriculture： Testing the Porter Hypothesis[J].International Journal ofAgricultural Resources and Ecology，2004.3（3-4）：3 10-324.

[15] Hemmelskamp J.Environmental Policy Instruments and Their Effects on Innovation[J]European Planning Studies.1997.5（2）：177-194.

[16]龔海林.環(huán)境規(guī)制促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的績(jī)效分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2013.34（5）：85-89.

[17]韓晶，陳超凡，馮科.環(huán)境規(guī)制促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)了嗎？——基于產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的視角[J]北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2014. （1）：148-160.

[18]張先鋒，王瑞，張慶彩.環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的雙重效應(yīng)與就業(yè)[J]經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2015.32（4）：67-72.

[19]鄭金鈴.分權(quán)視角下的環(huán)境規(guī)制競(jìng)爭(zhēng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2016.38（1）：77-85.

[20]紀(jì)玉俊，劉金夢(mèng).環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)升級(jí)嗎？——人力資本視角下的門限回歸檢驗(yàn)[J]經(jīng)濟(jì)與管理，2016.30（6）： 81-87.

[21]劉志彪，產(chǎn)業(yè)升級(jí)的發(fā)展效應(yīng)及其動(dòng)因分析[J]南京師大學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2000.（2）：3-10.

[22]周昌林，魏建良.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平測(cè)度模型與實(shí)證分析——以上海、深圳、寧波為伽J]上海經(jīng)濟(jì)研究，2007.（6）：15-21.

[23]孫文遠(yuǎn)，楊琴.環(huán)境規(guī)制對(duì)就業(yè)的影響——基于我國“兩控區(qū)”政策的實(shí)證研究[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2017，32（5）：96-107.88

（責(zé)任編輯：盧君）

收稿日期：2019-03-16

基金項(xiàng)目：國家社科基金一般項(xiàng)目（16BJL069）

作者簡(jiǎn)介：紀(jì)玉俊（1975-），男，山東青島人，中國海洋大學(xué)副教授，教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地中國海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)升級(jí)與產(chǎn)業(yè)集聚;鄭金鑫（1993-），女，山東濰坊人，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)升級(jí)。