環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響

吳慧 上官緒明

摘 要：新發(fā)展理念下，促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展是化解我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不充分和不平衡的戰(zhàn)略選擇。為助力破解發(fā)展經(jīng)濟(jì)與治理環(huán)境的困惑、為留住“綠水青山”和創(chuàng)造“金山銀山”提供新的思路，基于空間杜賓模型及工具變量法，依據(jù)黃河流域58個(gè)地級(jí)以上城市2007—2018年的環(huán)境及經(jīng)濟(jì)等相關(guān)數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。結(jié)果表明：環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展均有顯著提升作用，環(huán)境規(guī)制存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間溢出效應(yīng)不顯著，同時(shí)，環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)在促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過(guò)程中存在協(xié)同效應(yīng)。不同時(shí)期的異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，黨的十八大以來(lái)環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)提升黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的效果越來(lái)越顯著，產(chǎn)業(yè)升級(jí)呈現(xiàn)出顯著的空間互動(dòng)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制;產(chǎn)業(yè)升級(jí);經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展;空間杜賓模型;黃河流域

中圖分類號(hào)：F127;TV882.1

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

doi：10.3969/j.issn.1000-1379.2021.09.003

引用格式：吳慧，上官緒明.環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響[J].人民黃河，2021，43（9）：14-19.

Impact of Environmental Regulation and Industrial Upgrading on High-Quality

Economic Development in the Yellow River Basin

WU Hui1， SHANGGUAN Xuming2，3

（1.School of Finance and Economics， Xinyang Agriculture and Forestry University， Xinyang 464000， China;

2.Business School， Xinyang Normal University， Xinyang 464000， China;

3.School of Economic， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081， China）

Abstract： Under the new development concept， promoting the high-quality economic development of the Yellow River Basin is the strategic choice to resolve the inadequacy and imbalance of Chinas economic development. In order to help solve the puzzlement of economic development and environmental governance， and provide new ideas for retaining “green mountains and clear water” and creating “silver mountains and golden mountains”， based on the spatial Durbin model and instrumental variable method， and based on the environmental and economic data of 58 cities above prefecture level in the Yellow River Basin from 2007 to 2018， this paper systematically investigated the impact of environmental regulation and industrial upgrading on the high-quality economic development of the Yellow River Basin. The results show that the environmental regulation and industrial upgrading have a significant role in promoting the high-quality economic development of the Yellow River Basin， environmental regulation has a significant negative spatial spillover effect， and the spatial spillover effect of industrial upgrading is not significant. At the same time， the environmental regulation and industrial upgrading have a synergistic effect in promoting the high-quality economic development of the Yellow River Basin. The heterogeneity test in different periods shows that since the 18th National Congress of the Communist Party of China， the effect of environmental regulation and industrial upgrading on improving the high-quality economic development of the Yellow River Basin has become more and more significant， and the industrial upgrading also presents a significant spatial interaction effect.

Key words： environmental regulation; industrial upgrading; high-quality economic development; spatial Durbin model; Yellow River Basin

1 研究的背景

黃河流域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直受到學(xué)術(shù)界關(guān)注，在黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展上升為國(guó)家戰(zhàn)略之前，學(xué)者們已經(jīng)探討了黃河流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時(shí)空差異特征、收斂狀況、時(shí)空動(dòng)態(tài)演進(jìn)情況等[1-3]。黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展上升為國(guó)家戰(zhàn)略后，成為學(xué)術(shù)界關(guān)注和研究的熱點(diǎn)，左其亭[4]提出了其研究框架，金鳳君[5]提出了其協(xié)調(diào)推進(jìn)策略，陳曉東等[6]研究認(rèn)為應(yīng)全流域統(tǒng)籌生態(tài)保護(hù)、人民宜居共享、文化傳承與創(chuàng)新等，鈔小靜等[7]研究認(rèn)為應(yīng)建立推動(dòng)黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)調(diào)機(jī)制，劉建華等[8]研究認(rèn)為黃河流域整體協(xié)同度還不高但呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，朱永明等[9]研究認(rèn)為創(chuàng)新能力、教育資源、收入水平等是影響黃河流域?qū)崿F(xiàn)協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵因素，劉琳軻等[10]研究認(rèn)為當(dāng)前黃河流域應(yīng)優(yōu)先發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)、引導(dǎo)區(qū)域聯(lián)動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展，師博等[11]研究認(rèn)為黃河流域經(jīng)濟(jì)總體呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)但發(fā)展不平衡。

新發(fā)展理念下，促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展是化解我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不充分和不平衡的戰(zhàn)略選擇。堅(jiān)持在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中保護(hù)生態(tài)環(huán)境、在保護(hù)生態(tài)環(huán)境中發(fā)展經(jīng)濟(jì)，不僅是推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求，也是正確處理“綠水青山”與“金山銀山”關(guān)系的根本大計(jì)[12]。當(dāng)前和今后一個(gè)時(shí)期，如何有效推動(dòng)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、滿足人民對(duì)“綠水青山”和“金山銀山”的訴求，是制定黃河流域經(jīng)濟(jì)政策的重點(diǎn)。產(chǎn)業(yè)升級(jí)是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路，也是解決環(huán)境污染問題的必然選擇[13]。系統(tǒng)地考察環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，有助于破解發(fā)展經(jīng)濟(jì)與治理環(huán)境的困惑，為留住“綠水青山”和創(chuàng)造“金山銀山”提供新的思路。

黨的十八大以來(lái)，學(xué)術(shù)界對(duì)環(huán)境規(guī)制如何影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展已開展許多研究，有關(guān)學(xué)者一致認(rèn)為環(huán)境治理是高質(zhì)量發(fā)展的重要保障[14]。環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)升級(jí)與黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系也是當(dāng)前學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)之一，周清香等[15]通過(guò)實(shí)證研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用，趙明亮等[16]研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制顯著提升了黃河流域綠色全要素生產(chǎn)率，盧碩等[17]研究認(rèn)為因黃河流域各地差異顯著、資源稟賦不同而環(huán)境規(guī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑具有異質(zhì)性，岳立等[18]研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)升級(jí)總體上提高了黃河流域綠色發(fā)展效率但對(duì)中游地區(qū)存在負(fù)向作用，陳明華等[19]經(jīng)實(shí)證研究認(rèn)為黃河上游地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的提升作用、中游地區(qū)應(yīng)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)綠色升級(jí)、下游地區(qū)應(yīng)發(fā)揮綠色金融倒逼效應(yīng)，孟望生等[20]實(shí)證檢驗(yàn)表明黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

筆者對(duì)上述文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，關(guān)于環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)各自直接促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的研究頗多，而鮮有關(guān)于二者協(xié)同效應(yīng)的研究，因此筆者在既有研究的基礎(chǔ)上研究了環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同效應(yīng)及其異質(zhì)性，以期在以下幾方面有所突破：一是系統(tǒng)考察環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，為地方政府制定相關(guān)政策提供新視角;二是克服從治污結(jié)果或過(guò)程選取環(huán)境規(guī)制代理變量引致的內(nèi)生性問題，創(chuàng)新性地構(gòu)造黃河流域地級(jí)市層面環(huán)境規(guī)制的工具變量;三是檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制在不同時(shí)期對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的異質(zhì)性效果。

2 研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 計(jì)量模型設(shè)定

環(huán)境污染物具有空間流動(dòng)性，環(huán)境治理不僅會(huì)引發(fā)當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染變化，而且還會(huì)引致鄰近地區(qū)污染程度的變化[21]，因此在檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)證模型中應(yīng)引入體現(xiàn)空間互動(dòng)效應(yīng)的相關(guān)變量?？臻g杜賓模型考慮了解釋變量和被解釋變量的空間互動(dòng)效應(yīng)，可化解空間滯后模型或空間誤差模型因?qū)臻g交互效應(yīng)體現(xiàn)不全面而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏差的問題[22]。為了避免或減少各變量異方差、度量單位、極端值及偏態(tài)性等對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的影響，本研究采納Wooldridge[23]的建議，構(gòu)造如下對(duì)數(shù)函數(shù)形式的空間杜賓模型進(jìn)行實(shí)證研究。

ln gtfpit=ρWln gtfpit+β1ln ereit+β2ln indit+β3ln inditln ereit+

θ1Wln ereit+θ2Wln indit+λln X+ai+γt+vit（1）

式中：i、t分別為城市（地區(qū)）、年份（時(shí)期）;gtfpit為綠色全要素生產(chǎn)率，用于衡量黃河流域各地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平;ereit為環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)，反映黃河流域地方政府環(huán)境規(guī)制的意愿和強(qiáng)度;indit為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次水平，反映黃河流域各地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)情況;X為經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和城市特征變量，用于緩解遺漏變量導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差的問題;ai為城市固定效應(yīng);γt為時(shí)間固定效應(yīng);vit為誤差項(xiàng);W為空間權(quán)重;ρ為空間自回歸系數(shù);β1、β2分別為環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的直接效應(yīng);β3為環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的協(xié)同效應(yīng);θ1、θ2分別為環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的空間溢出效應(yīng);λ為相關(guān)控制變量對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)。

2.2 變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.2.1 被解釋變量

目前，對(duì)如何測(cè)度經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展還未達(dá)成共識(shí)，如魏敏等[24]構(gòu)建了涵蓋經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展、資源配置高效、市場(chǎng)機(jī)制完善、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)定、區(qū)域協(xié)調(diào)共享、產(chǎn)品服務(wù)優(yōu)質(zhì)、基礎(chǔ)設(shè)施完善、生態(tài)文明建設(shè)和經(jīng)濟(jì)成果惠民等10個(gè)方面的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平測(cè)度體系，陳詩(shī)一等[14]把人均GDP作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的代理指標(biāo)，這些指標(biāo)由于缺乏對(duì)綠色發(fā)展的考慮，因此無(wú)法有效反映黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展并重的新發(fā)展理念。綠色全要素生產(chǎn)率能同時(shí)反映有效產(chǎn)出（期望產(chǎn)出）的增加和污染產(chǎn)出（非期望產(chǎn)出）的減少，符合新發(fā)展理念，因此本研究采用綠色全要素生產(chǎn)率反映黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。借鑒Fre等的思路[25]，以資本、勞動(dòng)力及能源等為投入指標(biāo)，以GDP為期望產(chǎn)出指標(biāo)，以工業(yè)煙塵、工業(yè)廢水及工業(yè)二氧化硫排放量為非期望產(chǎn)出指標(biāo)，借助Malmquist-Luenberger指數(shù)對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算，具體測(cè)算過(guò)程及指標(biāo)度量方法見文獻(xiàn)[12]。

2.2.2 核心解釋變量

（1）環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)。Lanoie等[26]認(rèn)為地方政府環(huán)境規(guī)制策略的選擇主要依賴其治理環(huán)境的意愿，從污染治理結(jié)果對(duì)環(huán)境規(guī)制進(jìn)行考察比較全面和客觀?？紤]數(shù)據(jù)的可取得性，本研究參考沈坤榮等[27]選擇工業(yè)煙（粉）塵去除率和二氧化硫去除率2項(xiàng)指標(biāo)測(cè)度環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的基礎(chǔ)上，還考慮了固體廢物綜合利用率和廢水排放達(dá)標(biāo)率，計(jì)算城市層面環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次水平。目前，關(guān)于如何度量產(chǎn)業(yè)升級(jí)仍未達(dá)成共識(shí)，雖然偏離份額分析法得到了廣泛應(yīng)用[28]，但是其存在的明顯缺陷是假定組內(nèi)和組間的變動(dòng)與勞動(dòng)生產(chǎn)率無(wú)關(guān)，而標(biāo)準(zhǔn)絕對(duì)值指數(shù)法能夠捕捉變動(dòng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)如何影響生產(chǎn)率[29]。囿于數(shù)據(jù)的限制，同時(shí)考慮到產(chǎn)業(yè)升級(jí)意味著由低附加值向高增加值轉(zhuǎn)變，參考Dietrich[29]的做法，將3類產(chǎn)業(yè)的增加值均納入測(cè)算指標(biāo)中，刻畫黃河流域產(chǎn)業(yè)升級(jí)的演變過(guò)程，具體測(cè)算公式為

indit=∑3j=1valjit/GDPit（2）

式中：valjit為在t時(shí)期i城市第j類產(chǎn)業(yè)的增加值;GDPit為城市i時(shí)期t的總產(chǎn)值;indit為城市i時(shí)期t產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次水平，其值越大表明城市i產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次水平越高。

2.2.3 控制變量

為避免遺漏變量導(dǎo)致測(cè)算結(jié)果產(chǎn)生偏差，在空間杜賓模型中加入了經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和城市特征變量X。經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要因素，若遺漏了相關(guān)變量，將導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不可靠。參考陳詩(shī)一等[14]的研究，在模型中加入的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式變量包括金融發(fā)展水平（finance）、外商直接投資額（fdi）及消費(fèi)水平（consume）等;參考上官緒明等[30]的研究，在模型中加入的城市特征變量包括城市綠化率（green）、每萬(wàn)人擁有公交汽車數(shù)量（traffic）、信息化水平（info）及城市人口密度（popu）。

2.2.4 數(shù)據(jù)說(shuō)明

黃河流域涉及9個(gè)?。▍^(qū)）66 個(gè)地級(jí)市，其中甘肅省的甘南藏族自治州和臨夏回族自治州，四川省的阿壩藏族羌族自治州，青海省的海西蒙古族藏族自治州、玉樹藏族自治州、果洛藏族自治州、海北藏族自治州、海南藏族自治州及黃南藏族自治州等9個(gè)州數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，在實(shí)證過(guò)程中將這9個(gè)州從樣本中剔除。另外，囿于數(shù)據(jù)收集的局限性，本研究的數(shù)據(jù)截止時(shí)間為2018 年年底，而2019 年1月萊蕪市才并入濟(jì)南市，所以在樣本中仍將萊蕪市作為一個(gè)單獨(dú)市。因此，本研究最終的實(shí)證樣本數(shù)據(jù)為2007—2018年流域內(nèi)58個(gè)市的有關(guān)數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》等。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 基于空間杜賓模型的基準(zhǔn)回歸分析

采用Elhorst[31]建議的最大似然法（ML）對(duì)空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表1第（1）列和第（2）列，其中第（2）列是包括環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果，用于檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)的協(xié)同效應(yīng)。回歸分析結(jié)果顯示：空間自相關(guān)系數(shù)為正且達(dá)到1%的顯著性水平，表明黃河流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量存在較強(qiáng)空間自相關(guān)性;環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響在1%的顯著性水平上均顯著為正，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平每提升1%可分別促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平提高0.076%和0.068%;在5%的顯著性水平上環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)的交互項(xiàng)顯著為正，說(shuō)明在促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在協(xié)同效應(yīng);產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間溢出效應(yīng)回歸系數(shù)為正但是沒有達(dá)到10%的顯著性水平，而環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上為負(fù)。

為避免環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)滯后效應(yīng)導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果不可靠，按其滯后1期進(jìn)行模型再回歸，結(jié)果見表1第（3）列和第（4）列。與第（1）列和第（2）列對(duì)比表明，環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)的正向影響及顯著性基本與當(dāng)期一致，其滯后效應(yīng)對(duì)估計(jì)結(jié)果影響不顯著，因此下文仍基于當(dāng)期變量進(jìn)行分析。

Lesage等[32]指出采用點(diǎn)估計(jì)結(jié)果分析空間計(jì)量模型中變量間的相互影響是不準(zhǔn)確的，應(yīng)借助直接效應(yīng)和間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)）進(jìn)行解釋（分析）。由環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)的總效應(yīng)、直接效應(yīng)及間接效應(yīng)（見表2）可知：環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每提高1%，在1%的顯著

性水平上黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平平均提高0.086%，在5%的顯著性水平上鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平平均下降0.056%;產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平每提高1%，在1%的顯著性水平上黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平平均提高0.067%，空間溢出效應(yīng)為正但沒有達(dá)到10%的顯著性水平。與點(diǎn)估計(jì)結(jié)果相比，環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響在顯著性和方向上基本一致，但是環(huán)境規(guī)制的系數(shù)增大了13.16%。

3.2 內(nèi)生性討論及工具變量法再估計(jì)

環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量也影響環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，采用排污量代理環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度將產(chǎn)生內(nèi)生性問題，導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果有偏差[12]。我國(guó)主要通過(guò)頒布環(huán)境保護(hù)法規(guī)、出臺(tái)節(jié)能減排行政命令等手段實(shí)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制。借鑒Chen等[33]的思路，搜集黃河流域九省（區(qū)）2007—2018年的政府工作報(bào)告，對(duì)文本分詞處理后，以相關(guān)環(huán)境詞匯出現(xiàn)次數(shù)占政府工作報(bào)告總詞匯之比作為環(huán)境規(guī)制的工具變量，這樣可較好地緩解內(nèi)生性問題，但隱含假設(shè)了?。▍^(qū)）內(nèi)地級(jí)市政府在治理環(huán)境方面的意愿和實(shí)施強(qiáng)度是同質(zhì)的，這一點(diǎn)與現(xiàn)實(shí)不相符。由于工業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中主要的污染源，地級(jí)市工業(yè)比例不同，因此省級(jí)政府的環(huán)境規(guī)制規(guī)劃和指導(dǎo)性政策對(duì)其治理環(huán)境力度和治理意愿的影響會(huì)存在差異，工業(yè)占比越大的市受到省級(jí)政府工作報(bào)告的影響越大?；谶@一邏輯，進(jìn)一步采用地級(jí)市工業(yè)總產(chǎn)值占全省工業(yè)總產(chǎn)值的比例與省級(jí)環(huán)境規(guī)制工具變量相乘，構(gòu)造出地級(jí)市環(huán)境規(guī)制的工具變量。

由工具變量法估計(jì)結(jié)果（見表3）可知：在方向和顯著性上，環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響均與表1第（2）列空間杜賓模型的結(jié)果基本一致。從直接效應(yīng)來(lái)看，環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)增大了5.81%，產(chǎn)業(yè)升級(jí)的直接效應(yīng)下降了11.94%;從間接效應(yīng)即空間溢出效應(yīng)來(lái)看，環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)下降了17.86%，產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間溢出效應(yīng)下降了5.26%，說(shuō)明因內(nèi)生性問題而低估了環(huán)境規(guī)制政策對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的正面效應(yīng)、高估了其負(fù)面影響。

不同時(shí)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境規(guī)制政策具有異質(zhì)性，因此進(jìn)一步拓展分析其是否導(dǎo)致黃河流域環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量影響的不同。把研究時(shí)段劃分為2007—2011年和2012—2018年，分別進(jìn)行模型估計(jì)，結(jié)果（見表3）表明：2012年以來(lái)，環(huán)境規(guī)制對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的直接效應(yīng)顯著提升，環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)顯著變小，產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的直接效應(yīng)也得到提升，產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間溢出效應(yīng)在10%的顯著性水平上有所提高。其主要原因是，黨的十八大以來(lái)國(guó)家不斷提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，出臺(tái)了環(huán)境治理不力約談當(dāng)?shù)刂饕?fù)責(zé)人、對(duì)當(dāng)?shù)卣?fù)責(zé)人問責(zé)等行政措施和政策，使流域內(nèi)地方政府提升環(huán)境政策執(zhí)行效率和意愿。隨著環(huán)境規(guī)制力度的提升，引導(dǎo)流域內(nèi)地方政府避開了以污染環(huán)境為代價(jià)換取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)展陷阱，轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展模式，顯現(xiàn)出黃河流域經(jīng)濟(jì)協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展的新趨勢(shì)。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)中的異常值對(duì)模型回歸結(jié)果是否產(chǎn)生影響，剔除樣本中0.5%的最小和最大樣本數(shù)據(jù)，再對(duì)前述空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析，以考察其穩(wěn)健性。基于地理距離空間權(quán)重的回歸結(jié)果見表4第（1）列、第（2）列。

表4第（1）列表明，盡管環(huán)境規(guī)制對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)有所下降，但方向和顯著性水平?jīng)]有變化，即異常值對(duì)空間杜賓模型回歸結(jié)果影響不顯著。為了消除回歸結(jié)果對(duì)數(shù)據(jù)的敏感性，基于Bootstrap法（自抽樣法）再對(duì)空間杜賓模型進(jìn)行回歸，表4第（2）列為自抽樣1 000次的估計(jì)結(jié)果，可見環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的變化不顯著。因此，前述基于工具變量估計(jì)的空間杜賓模型的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)具有穩(wěn)健性。

為了避免空間權(quán)重選擇不當(dāng)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差，基于后相鄰空間權(quán)重對(duì)上述空間杜賓模型的穩(wěn)健性進(jìn)行再檢驗(yàn)，結(jié)果見表4第（3）列和第（4）列，與基于地理距離空間權(quán)重估計(jì)結(jié)果對(duì)比表明，產(chǎn)業(yè)升級(jí)和環(huán)境規(guī)制相關(guān)效應(yīng)顯著性水平、方向及大小的變化均不顯著，說(shuō)明空間權(quán)重沒有導(dǎo)致模型估計(jì)產(chǎn)生偏差，前述基于地理距離空間權(quán)重估計(jì)的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與政策啟示

黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不僅受地方政府治理環(huán)境意愿的影響，也受流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次水平的影響。系統(tǒng)地考察環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)顯著促進(jìn)了黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在正向空間溢出效應(yīng)，而環(huán)境規(guī)制存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)在助推黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過(guò)程中具有協(xié)同效應(yīng)。不同時(shí)期的異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，黨的十八大以來(lái)環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)提升黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的效果越來(lái)越顯著，產(chǎn)業(yè)升級(jí)呈現(xiàn)出顯著的空間互動(dòng)效應(yīng)，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制力度的提升引導(dǎo)了黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次水平提升，顯現(xiàn)出環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展的新趨勢(shì)。

為了實(shí)現(xiàn)既要“金山銀山”又要“綠水青山”的發(fā)展愿景，必須堅(jiān)定創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，按照黨中央的部署，引導(dǎo)黃河流域轉(zhuǎn)變和調(diào)整環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級(jí)政策，促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展還需繼續(xù)強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制，以倒逼產(chǎn)業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)，構(gòu)建綠色產(chǎn)業(yè)體系和空間格局，引導(dǎo)、形成綠色生產(chǎn)方式和生活方式;要通過(guò)環(huán)境規(guī)制堅(jiān)定不移地推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，大力破除無(wú)效供給，著力產(chǎn)業(yè)升級(jí)，促進(jìn)新舊產(chǎn)業(yè)加快接續(xù)轉(zhuǎn)換;通過(guò)環(huán)境規(guī)制糾正生產(chǎn)要素錯(cuò)配，形成以環(huán)境規(guī)制引導(dǎo)市場(chǎng)要素配置的機(jī)制，為產(chǎn)業(yè)升級(jí)創(chuàng)造條件。促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的政策，可能會(huì)因政策本身具有空間互動(dòng)性而造成實(shí)施效果不顯著，為了實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量協(xié)同發(fā)展，還需引導(dǎo)黃河流域協(xié)同規(guī)劃和實(shí)施經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的聯(lián)合監(jiān)督、監(jiān)測(cè)及預(yù)警，完善黃河流域生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同機(jī)制。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李敏納，蔡舒，覃成林.黃河流域經(jīng)濟(jì)空間分異態(tài)勢(shì)分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2011，31（3）：379-383，419.

[2] 周國(guó)富，夏祥謙.中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性及其影響因素：基于黃河流域數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2008（11）：3-8.

[3] 張鵬巖，李顏顏，康國(guó)華，等.黃河流域縣域經(jīng)濟(jì)密度測(cè)算及空間分異研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2017，27（8）：128-135.

[4] 左其亭.黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展研究框架[J].人民黃河，2019，41（11）：1-6，16.

[5] 金鳳君.黃河流域生態(tài)保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)調(diào)推進(jìn)策略[J].改革，2019（11）：33-39.

[6] 陳曉東，金碚.黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的著力點(diǎn)[J].改革，2019（11）：25-32.

[7] 鈔小靜，周文慧.黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)代化治理體系構(gòu)建[J].經(jīng)濟(jì)問題，2020（11）：1-7.

[8] 劉建華，黃亮朝，左其亭.黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展協(xié)同推進(jìn)準(zhǔn)則及量化研究[J].人民黃河，2020，42（9）：26-33.

[9] 朱永明，楊姣姣，張水潮.黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵影響因素分析[J].人民黃河，2021，43（3）：1-5，17.

[10] 劉琳軻，梁流濤，高攀，等.黃河流域生態(tài)保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展的耦合關(guān)系及交互響應(yīng)[J].自然資源學(xué)報(bào)，2021，36（1）：176-195.

[11] 師博，何璐，張文明.黃河流域城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)態(tài)演進(jìn)及趨勢(shì)預(yù)測(cè)[J].經(jīng)濟(jì)問題，2021（1）：1-8.

[12] 上官緒明，葛斌華.科技創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2020，30（6）：95-104.

[13] 史丹，李鵬，許明.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[J].福建論壇（人文社會(huì)科學(xué)版），2020（9）：108-118.

[14] 陳詩(shī)一，陳登科.霧霾污染、政府治理與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，53（2）：20-34.

[15] 周清香，何愛平.環(huán)境規(guī)制能否助推黃河流域高質(zhì)量發(fā)展[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2020（6）：89-104.

[16] 趙明亮，劉芳毅，王歡，等.FDI、環(huán)境規(guī)制與黃河流域城市綠色全要素生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟(jì)地理，2020，40（4）：38-47.

[17] 盧碩，張文忠，李佳洺.資源稟賦視角下環(huán)境規(guī)制對(duì)黃河流域資源型城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響[J].中國(guó)科學(xué)院院刊，2020，35（1）：73-85.

[18] 岳立，薛丹.黃河流域沿線城市綠色發(fā)展效率時(shí)空演變及其影響因素[J].資源科學(xué)，2020，42（12）：2274-2284.

[19] 陳明華，王山，劉文斐.黃河流域生態(tài)效率及其提升路徑：基于100個(gè)城市的實(shí)證研究[J].中國(guó)人口科學(xué)，2020（4）：46-58，127.

[20] 孟望生，邵芳琴.黃河流域環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響[J].水資源保護(hù)，2020，36（6）：24-30.

[21] 周偉.黃河流域生態(tài)保護(hù)地方政府協(xié)同治理的內(nèi)涵意蘊(yùn)、應(yīng)然邏輯及實(shí)現(xiàn)機(jī)制[J].寧夏社會(huì)科學(xué)，2021（1）：128-136.

[22] 上官緒明.空間異質(zhì)視閾下技術(shù)多維溢出、吸收能力與技術(shù)進(jìn)步[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2018，39（4）：74-87.

[23] WOOLDRIDGE J M. Control Function Methods in Applied Econometrics[J]. Journal of Human Resources， 2015， 50（2）：420-445.

[24] 魏敏，李書昊.新時(shí)代中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的測(cè)度研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2018，35（11）：3-20.

[25] FRE R， GROSSKOPF S， PASURKA J C A. Environmental Production Functions and Environmental Directional Distance Functions[J]. Energy， 2006，32（7）：1055-1066.

[26] LANOIE P，PATRY M，LAJEUNESSE R.Environmental Regulation and Productivity： Testing the Porter Hypothesis[J].Journal of Productivity Analysis，2008，30（2）：121-128.

[27] 沈坤榮，金剛，方嫻.環(huán)境規(guī)制引起了污染就近轉(zhuǎn)移嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017，52（5）：44-59.

[28] FAGERBERG J. Technological Progress， Structural Change and Productivity Growth： A Comparative Study [J].Structural Change & Economic Dynamics， 2000， 11（4）： 393-411.

[29] DIETRICH A. Does Growth Cause Structural Change， or is it the Other Way Around？ a Dynamic Panel Data Analysis for Seven OECD Countries [J]. Empirical Economics， 2012， 43（3）： 915-944.

[30] 上官緒明，葛斌華.地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)、環(huán)境治理與霧霾污染[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2019（5）：27-36.

[31] ELHORST J P. Spatial Econometrics： from Cross-Sectional Data to Spatial Panels[M]. Heidelberg： Springer， 2014：71-77.

[32] LESAGE J P， PACE R K. Interpreting Spatial Econometric Models[J]. Handbook of Regional Science， 2014，55（2）：1535-1552.

[33] CHEN Z， KAHN M E， LIU Y， et al. The Consequences of Spatially Differentiated Water Pollution Regulation in China[J]. Journal of Environmental Economics and Management，2018，88： 468-485.

【責(zé)任編輯 張智民】