环境规制产业结构调整效应研究&基于中国省际面板数据的实证检验_面板数据论文

环境规制的产业结构调整效应研究——基于中国省际面板数据的实证检验，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,产业结构调整论文,效应论文,面板论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

       JEL Classification:C23 L60 Q53

       [中图分类号]F421 [文献标识码]A [文章编号]1006-480X(2014)08-0057-13

       一、问题提出

       改革开放以来，中国经济的粗放型增长导致了资源的日益枯竭和生态环境恶化，现已到了不得不改变“以环境换增长”发展模式的关键时刻。产业结构调整是协调经济可持续发展和环境保护的关键路径。调整产业结构，不仅能够提高技术密集型、知识密集型产业的比重，促进技术进步，扶持新兴产业；亦能够降低高污染、高能耗产业的比重，鼓励环境技术研发和清洁生产设备投资，从源头上控制污染的产生和排放。当前中国的产业结构调整主要依赖于产业政策的引导和干预，具有浓重的计划经济色彩，地方政府受到来自于中央政府的强制性要求，企业则受制于地方政府的压力，这一系列被动传导的结果就是缺乏结构调整的内在激励。而环境规制，恰恰可以通过对企业施加环境约束而提供这样的激励。环境规制将增加企业的内部成本，企业必须对其产品结构、组织结构、管理模式、技术水平等做出相应的调整以消化上涨的成本才能生存下去。因此，环境规制强度的提高，对产业和企业群体均是一种强制性的“精洗”，产生优胜劣汰的作用[1]，最终驱动产业结构的调整。

       现有关于环境规制经济效应的研究，主要集中于“遵循成本说”和“创新补偿说”之争①。“遵循成本说”基于静态分析视角，在假设技术、资源配置和消费者需求固定不变的前提下，认为环境规制和企业竞争力之间存在着“两难”格局，因为环境规制的引入只会增加企业的成本负担，从而限制企业的利润最大化产出，削弱企业竞争力[2，3]。但基于动态视角，Porter and Linder[4]认为，合理的环境规制能够激励企业进一步优化资源配置效率和改进技术水平，从而激发企业的“创新补偿”效应。提高企业生产效率和竞争力，因此具备“绿色”与效率兼得的现实可能性。但实现环境规制和企业竞争力“双赢”的关键在于“创新补偿”效应的大小[5]。

       从上述的文献梳理中可以看出，现有研究大多局限于微观层面。当产业结构调整成为实现“保增长、促减排”的关键路径，有学者认为环境规制可作为一个有效的倒逼机制促进产业结构的优化和升级[6，7]。然而，“波特假说”在产业层面的适用性尚缺乏有效论证。因此，本文试图从几个方面对已有文献进行拓展：①环境规制不仅包括政府制定的强制性环境政策，亦包括政府引导下的环保主义者以及未组织起来的一般社会公众等各种利益群体对环境权利和义务、责任的参与，以及与污染者的谈判和协商[8]。因此，非正式规制手段在环境保护中起到越来越重要的作用，而国内学者尚未对此给予足够的重视。本文区分了正式环境规制和非正式规制并同时纳入模型，以全面刻画环境规制的特点和作用。②在测算正式环境规制强度和非正式规制强度的基础上，利用面板回归模型实证检验了“波特假说”在产业层面的适用性。③环境规制驱动产业结构调整的过程中是否存在“门槛效应”?是否会因不同地区规制强度的差异而具有空间异质性?本文拟通过面板门槛回归模型对样本进行内生性分组，并进一步检验环境规制强度与产业结构调整的门槛特征和空间异质性，为政府制定差异化的环境规制提供参考。

       二、环境规制强度指标的选取及测度

       对于环境规制的认识，学术界经历了一个不断深入的过程。最初，学者们将环境规制的含义界定为政府的直接规制，即政府以行政命令为主对环境资源利用的直接干预。随着规制手段的发展，环境规制的含义被修正，不仅包括了政府的命令—控制型规制，还包括了基于市场的激励型环境规制和自愿性协议等。随后，非正式规制的提出，再次扩展了环境规制的含义。

       Pargal and Wheeler[9]最早提出非正式规制的概念，认为当政府实施的正式环境规制缺失或强度较弱时，将出现许多团体与当地污染厂商进行谈判或协商以促使污染减排的实现，这一现象被称为“非正式规制”，即社会团体基于自身的利益而追求较高环境质量的行为。Kathuria and Sterner[10]指出，随着学术界对信息不对称理论理解的不断加深，越来越多的人意识到，除正式环境规制外，还有许多其他的非正式规制手段可以影响污染厂商的治污行为，因为污染厂商对其社会声誉以及由于污染事故而可能引致的未来成本上涨会非常敏感。Kathuria[11]认为发展中国家的正式环境规制在污染治理中存在无法避免的局限性，特别是对于中小企业污染行为的管制。国外越来越多的学者开始关注非正式规制的重要作用，其中最重要的研究内容之一是分析资本市场对于上市企业环境污染事件(如违反排污许可、污染投诉等)或改善环境绩效行为曝光的反应[12，13]。由于中国公众的环保意识较弱、非政府环保组织数量较少，且直接测度非正式规制强度的相关数据库尚未建立，国内学者尚未对非正式规制给予足够的重视，为数不多的文献也仅限于概念界定或理论介绍。傅京燕[14]认为在发展中国家，公众通过谈判或游说的非正式规制的环保效应更为明显。赵玉民等[15]认为，由于环保意识也具备环境规制的本质特征(即约束性)，据此将环境规制分为显性规制和隐性规制两类，并将隐性规制界定为内在于个体的、无形的环保思想、环保观念、环保意识、环保态度和环保认知等。根据该定义，本文认为，隐性规制与非正式规制的内涵是一致的。

       在上述研究的基础上，本文除了考虑正式环境规制并测度其强度之外，亦将非正式规制纳入模型，并借助相关代理变量度量了非正式规制强度，以期全面刻画环境规制的特点和作用潜力。

       1.正式环境规制强度指标(FERI)

       正式环境规制的实施依赖于地方政府的意愿、地区经济发展水平和环境污染现状等，即使一个国家制定统一的规制政策，不同地区的实施强度也可能存在差异。因此对正式环境规制强度的度量是一个困难且复杂的问题。在阅读国内外相关文献的基础上，本文总结了目前较为流行的衡量正式环境规制强度的5种方法：①用治污投资占企业总成本或总产值的比重作为代理变量，以衡量经济个体遵守正式环境规制的程度[16，17]；②用治理污染设施运行费用，或人均运行费用来衡量[18]；③基于正式环境规制强度与收入水平之间的高度相关性，将人均收入水平作为衡量内生性正式环境规制强度的代理变量[19]；④用正式环境规制下的污染排放量或单位产值污染排放强度的变化来度量[20，21]；⑤傅京燕和李丽莎[22]，李玲和陶锋[23]采用综合指数方法构建了中国制造业正式环境规制强度的综合测量体系，包括一个目标层(环境规制强度)和三个评价指标层(废水、废气、废渣)，通过对不同污染物赋予不同的权重，计算出单项污染物的正式环境规制强度和行业总的正式环境规制强度。

       前4种方法均存在指标单一化的缺点，为了更准确地反映正式环境规制强度，本文参照傅京燕和李丽莎[22]的指标构建方法，并在其基础上进行相应的调整以适应本文的研究目的。基于中国各类污染物排放的严重程度及数据的可得性，选取各省份废水排放达标率、二氧化硫去除率、烟(粉)尘去除率和固体废物综合利用率4个单项指标，构建正式环境规制强度的综合测量体系。指标构建方法为：首先，对4个单项指标进行线性标准化处理，即通过数学变换将各指标的取值换算为[0，1]的取值范围内，以消除指标间的不可公度性和指标间的矛盾性。计算公式为：

      

       其中，i指省份(i=1，2，3，…，30)，j指各类污染物(j=1，2，3，4)；

为各单项指标的原始值，max(

)和min(

)分别为各省份4个单项指标每年的最大值和最小值，

为各单项指标的标准化值。

       其次，计算各单项指标的调整系数(

)，即权重。对于不同省份而言，“三废”的污染排放比重相差较大；而对于特定的某一省份而言，不同污染物的排放程度也存在差别。因此对各省份的废水、废气和固体废物等指标赋予不同的权重，通过对各单项指标值的权重调整，用以反映各省份主要污染物的治理力度的变化。调整系数的计算方法如下：

      

      

      

的值越大，表明正式环境规制越严厉。中国30个省份FERI的测算结果见图1所示②。

       2.非正式规制强度指标(IERI)

       环保意识是非正式规制的核心，因此非正式规制强度可通过环保意识进行测度。Kathuria[11]用污染事件的媒体曝光率来衡量非正式规制强度。Goldar and Banerjee[24]把议会选举中的投票率和教育水平的增长率作为非正式规制强度的代理变量。然而，由于政府管理体制、教育水平、法律、媒体覆盖率、就业情况、居住地等均为影响公众环保意识水平的重要因素[15]，不仅复杂，且难以定量表达。因此，用单一指标衡量非正式规制强度过于片面且不准确。

      

       图1 中国30个省份的正式环境规制强度

       资料来源：原始数据均来自历年《中国环境年鉴》和《中国统计年鉴》。

       本文借鉴Pargal and Wheele[9]的方法，选取收入水平、受教育程度、人口密度和年龄结构等一系列指标以综合度量各省份的非正式规制强度。具体指标解释如下：①收入水平(

)。一般而言，收入水平越高的地区，公众对高质量生存环境的需求越强。较之于贫困地区，高收入地区对环境污染的影响具有更高的关注度。Pargal and Wheeler[9]的研究表明，美国高收入社区的污染排放量显著降低，可能的原因是收入水平会影响公众对环境质量的偏好和对污染厂商施压的能力，收入水平越高，向政府或污染厂商进行游说的力量越大。本文使用城镇在岗职工平均工资衡量各省份的收入水平。②受教育水平(

)。受教育水平越高，环保意识越强，公众对环境质量的关注程度亦越高。如果一个地区的人口受教育水平普遍较低，公众对厂商污染行为的抵制意识和抵制能力较弱，污染厂商亦会因更容易雇佣到劳动力而倾向于向受教育水平较低的地区转移。本文选取各省份就业人员中大专以上受教育水平的比重作为衡量指标，以刻画较高的受教育程度在非正式规制中的更大影响力。③人口密度(

)。人口密度越高，意味着受环境污染负外部性影响的人数越多，参与非正式规制的人数也越多。④年龄结构(

)。年轻人口比重高的省份更关注污染问题，对非政府环保组织的参与程度也会更高。本文选取15岁以下人口比重作为年龄结构变量。非正式规制强度变量的描述性统计如表1所示。

      

       三、环境规制对产业结构调整的倒逼效应

       1.计量模型设定

       本文主要研究正式环境规制和非正式规制对产业结构调整的影响，这一部分用面板数据回归方法进行实证检验，把正式环境规制指标和非正式规制指标同时纳入计量方程作为核心解释变量，同时将影响产业结构调整的其他因素以控制变量的形式引入。为了避免异方差和多重共线性，对各变量进行取对数处理，具体模型构建如下：

      

       2.数据处理及指标说明

       本文采用1999～2011年中国30个省份的面板数据③，原始数据均来自于历年《中国统计年鉴》、《中国环境年鉴》和《中国劳动统计年鉴》，以及国家统计局网站的“分省年度数据库”。为了提高估计的准确性和可信度，对于可能存在的价格波动的影响，本文利用GDP指数、居民消费价格指数和固定资产投资价格指数对所有货币量进行价格平减以调整为可比价格，基期为1999年。

       对相关变量的具体说明如下：①产业结构调整指数(IND)：用各省份第三产业增加值与第二产业增加值的比重来衡量。②外商直接投资(FDI)④：不仅是一种重要的生产要素，同时能够带来显著的技术溢出效应，因此能够显著影响产业发展，尤其是对越来越趋向于资本密集型和技术密集型的工业结构的影响。国内外大量文献对中国是否会成为发达国家的“污染避难所”进行了检验，但FDI在中国经济“绿色”发展和产业结构“绿色”调整中起到了促进作用还是抑制作用，结论并不一致。③产业规模(SCAL)：用各省份全社会固定资产投资衡量。④国家经济干预政策(EP)：由于国家经济政策对国有企业的干预更为直接且效果显著。因此，某一行业中的国有企业比重越大，国家的政策干预则越强。本文选取工业部门的国有及国有控股企业资产额占工业资产总额的比重来衡量。⑤自然资源禀赋(NR)：不仅反映了不同地区在产业结构选择中的资源约束，而且体现了经济发展的“比较优势”原则。对于自然资源禀赋的度量，徐康宁和王剑[25]认为采掘业的投入水平完全取决于自然资源的可得性，并用此来衡量自然资源禀赋状况。本文认为，自然资源为工业生产提供了重要的初级生产资料，除采掘业外，还应包含农林牧渔业。因此，选用农林牧渔业和采掘业的固定资产投资之和占全社会固定资产投资总额的比重，以最大限度地反映各省份自然资源的综合禀赋状况。

       3.实证结果分析

       在进行面板数据回归之前，Hausman统计量的检验结果显示随机效应模型比固定效应模型更有效，因此采用随机效应模型检验环境规制强度对产业结构调整的倒逼效应，回归结果见表2。表2中信息显示，模型整体通过显著性检验(F统计量为34.5210，伴随概率为0.0000)，表明计量模型设定合理。以下就各解释变量对产业结构调整的影响进行具体分析。

       (1)正式环境规制的倒逼效应分析。面板数据回归结果表明，正式环境规制强度与产业结构调整指数正相关，且通过了显著性检验，表明中国正式环境规制对产业结构调整产生了显著的倒逼效应，FERI每提高1％，IND相应提高0.0719％，符合本文的研究假设。为了更直观地考察正式环境规制对产业结构调整的倒逼机制，本文借助企业的边际治污成本曲线做进一步分析(见图2)。假设企业A和企业B分属不同的行业，两家企业排放同质污染物，但具有不同的边际治污成本函数，企业A较之于企业B具有更大的斜率，因此其边际治污成本曲线更陡峭。当正式环境规制强度较低时，企业A和企业B均能满足规制要求，且初始排污量分别为

，两家企业具有相等的边际治污成本

。当正式规制强度提高，并规定社会有效率的排放标准为

时，企业A的治污成本从

上升为

，而企业B的治污成本仅从

上升为

。由于企业A的边际治污成本曲线更陡峭，每减少一单位的污染排放量需支付远高于企业B的治污成本。因此，较高的正式规制强度将对企业A造成更大的冲击。

      

       将上述情形进一步扩展至行业层面，假设为行业A和行业B。那么，由于行业B整体具有较低的边际治污成本，政府趋紧的环境约束对该行业发展的影响较小，行业B也因此获得了“绿色”发展的比较优势，并吸引大量物质资本和人力资本等生产要素向该产业流动转移。行业B进一步发展和规模扩张，逐渐成为国民经济的支柱产业和拉动新一轮经济增长的强劲动力。而严厉的正式环境规制将驱使行业A进行较大幅度的调整。若行业A以实力雄厚的大型企业为主，则不断提高的正式环境规制强度将激励其增加研发投入以获得先进技术，增加环保投入以引进清洁生产设备，提高能源的利用效率及生产率水平，以期在长期内显著降低其边际治污成本，实现“创新补偿”效应；企业将随之改变自己的产品结构，由以污染密集产品为主转向更多的生产清洁型产品，从而引致整个行业的优化升级。如果行业A多由污染密集型的中小企业组成，则对成本大幅度上涨的承受能力十分有限，最终将迫使在努力减排后依然无法满足规制要求的企业退出市场，行业规模逐渐萎缩。因此，严厉的正式环境规制能够倒逼污染密集型产能的顺利淘汰，有效驱动产业结构调整。

      

       图2 两家企业的边际治污成本

       (2)非正式规制的倒逼效应分析。由表2可知，非正式规制强度总体上对产业结构调整产生了有效的正向驱动效应。收入水平每提高1％，产业结构调整指数相应提高0.1336％；受教育水平每提高1％，将促进产业结构调整指数相应提高0.0571％；人口密度每提高1％，产业结构调整指数将相应提高0.1392％，其对产业结构调整的正向影响效应最大；只有年龄结构的变动对产业结构调整产生了阻碍作用。非正式规制强度越高，表明公众的环保意识越强，对高质量生存环境的偏好更强烈，同时环保组织更活跃，具有更大的势力和影响力与污染厂商进行协商或游说、对污染厂商的产品进行抵制，或通过媒体曝光、环境评级等手段影响厂商的信誉和公众形象，尤其是那些产品和融资对外界市场的依赖性较强的厂商。因此可借助市场对污染厂商施加惩罚，影响污染厂商的行为选择[11]。近年来，中国公众逐渐开始运用非正式规制手段以维护自身的环境利益，如环境事件的媒体曝光率显著增加，公众通过游行、游说等方式阻止污染厂商进驻的环保行为越来越多。可见，随着经济的快速发展和居民收入水平的不断提高，公众环保意识逐渐增强，非正式规制的污染管制效应和经济效应在中国已初步显现。然而，与发达国家相比，中国的非正式规制强度仍然偏低。并存在诸多问题：①非正式规制手段单一。目前，中国的非正式规制主要依赖于媒体曝光，而媒体曝光不仅具有较强的随机性，且仅对于恶性污染事件有效。②非政府环保组织数量依然较少，且规模较小，其向污染厂商施压的能力十分有限。③公众参与环境监督的制度并不完善，政府或环境规制机构的信息反馈机制以及对公众非正式规制行为的保障机制尚未建立，公众对环境诉求的表达顾虑重重，更缺乏向政府当局或规制机构施压的有效渠道。

       (3)其他解释变量的影响分析。由表2可知，FDI阻碍了产业结构的调整。FDI每增加1％，会导致IND相应降低0.0528％。这一结论支持了“污染天堂”假说。外商投资为了规避本国严厉的环境规制，将高污染行业向中国转移，这在一定程度上支撑了中国高污染、高能耗产业的发展，更固化了中国不合理的污染密集的产业结构。产业规模对产业结构调整的作用是负向的。SCAL每提高1％，将导致IND相应降低0.2487％。中国工业发展存在大量低水平的重复建设，众多行业，如钢铁、水泥行业等不仅产能过剩，而且生产技术、工艺设备等相当落后，逐渐形成了中国劳动密集、能源密集和污染密集的产业结构。然而，中国工业各行业经过改革开放以来30多年的发展，已初步形成一定的规模经济。此时进行技术密集型、清洁型的产业结构调整，必然阻力重重。产业规模越大，结构调整的阻力越大。EP每增加1％，IND将提高0.0836％，但未通过显著性检验，表明现有经济政策在产业结构调整的过程中发挥了较小的引导作用，但缺乏有效性。中国的经济政策、尤其是产业政策更注重对微观经济的干预，并体现出强烈的直接干预市场、以政府选择代替市场机制和限制竞争的管制特征以及浓厚的计划经济色彩[26]。因此，中国经济政策因自身的缺陷而未对产业结构的动态调整产生有效的激励作用。自然资源禀赋与产业结构调整指数负相关，但未通过显著性检验，表明中国各省份的自然资源禀赋并未在产业结构调整中发挥有效的作用。

       4.稳健性检验

       为了充分利用面板数据包含的信息和考察估计结果的稳定性，本文针对模型(4)，尝试如下稳健性检验：①选用工业污染排放强度⑤的滞后一期变量作为衡量正式环境规制强度的替代变量。该变量数值越大，表明正式环境规制强度越弱；反之，则相反。②选取各省份失业率、人力资本指标和儿童抚养比分别衡量收入水平、受教育水平和人口结构，用于衡量非正式规制强度。其中，人力资本指标的计算方法为：

分别表示第i省受教育程度为小学、初中、高中、大专及以上就业人口比重。重新对模型(4)进行面板数据回归估计，Hansman检验结果支持随机效应模型。估计结果表明，主要回归结果均保持不变，由此可以认为该结果是稳健的⑥。

       四、环境规制与产业结构调整的空间异质性

       1.面板门槛模型的设定

       以上已验证了环境规制对产业结构调整的倒逼效应确实存在，然而对于正式环境规制而言，中国各省份是否应制定无差异化的规制强度?是不是规制强度越大、环境标准越严格，对产业结构调整的倒逼效应越显著呢?许士春[27]在对“波特假说”提出质疑时，指出“波特假说”的成立必须建立在“恰当设计的环境规制”这一重要前提下。金碚[1]认为，资源环境成本提高的幅度越大，因无力承受成本上涨而被淘汰的企业就越多。而在一定时期内，一个国家或地区能够承受有多少企业被淘汰的冲击是有一定的限度的，如果超过一定的限度，这样的管制强度和标准就是不可行的。上述研究给本文以新的启发：正式环境规制对产业结构调整的有效倒逼机制的建立亦应满足适度的规制强度，过于严厉或过于放松的规制强度可能均不利于产业结构的优化调整，即正式环境规制影响产业结构调整的过程中可能存在若干个“门槛”，依据各省份的有关变量是否跨越了相应门槛值，正式环境规制的产业结构调整效应可能存在显著差异；同时，考虑到各省份在经济发展水平、产业结构特征、污染状况和环境规制强度等方面的不同，两者之间的关系亦具有空间异质的可能性。

       为了对这一假设进行实证检验，本文利用Hansen[28]提出的面板门槛回归模型。首先通过门槛检验对中国30个省份进行内生性分组，继而对各子样本环境规制效应的门槛特征进行估计和显著性检验，不仅保证了门槛值的可靠性，且得以考察中国环境规制强度与产业结构调整的“门槛效应”；在此基础上进行面板门槛回归，定量分析两者关系中的空间异质性。对于一个特定的门槛值

，构建分段函数，当门槛变量

时，核心解释变量的系数估计值显著不同，即不同子样本中正式环境规制强度对产业结构调整的影响方向或影响程度存在显著差异。对式(4)进行处理，设定面板门槛回归模型如下：

      

       式(5)中相应变量的含义不变，

为示性函数。q表示门槛变量，

为特定的门槛值；

分别表示在

时正式环境规制强度倒逼产业结构调整的弹性系数。如果门槛变量选择是合理的，且门槛估计值通过显著性检验，则

的符号或估计值应显著不同。以上仅分析了单门槛的情况，但也有可能存在多重门槛，多重门槛模型的设定与单门槛模型类似，本文不再赘述，仅在下文中对多重门槛进行检验。

       2.门槛变量的选择与门槛检验

       根据门槛回归模型的原理可知，门槛变量既可以是模型中的解释变量，也可以是其他的独立变量。正式环境规制对产业结构调整的影响具有特殊性，当正式环境规制强度达到某一特定水平时，对产业结构调整的影响在原有水平上会增加或改变符号。一方面，考虑到各省份的正式环境规制强度差异较大，因此选取正式环境规制强度(FERI)及其滞后一期FERI(-1)分别作为备选的门槛变量进行检验；另一方面，各省份的环境污染状况也存在着较大差异，且环境污染程度与正式环境规制强度之间具有很强的相关性。一般而言，环境污染越严重，相应的正式环境规制越严厉。因此同时选取环境污染的相关指标纳入备选门槛变量。本文选取工业污染排放强度(PI)及其滞后一期PI(-1)作为环境污染指标。

       本文对4个备选门槛变量分别进行了门槛检验，并进一步检验了各门槛变量存在单门槛、双门槛或三门槛的显著性。检验结果见表3所示。由表3可知，正式环境规制强度及其滞后一期均通过单门槛检验，FERI的LR统计量为50.0240，对应的Bootstrap-P值为0.0000；FERI(-1)的LR统计量为44.3064.对应的Bootstrap-P值为0.0133，分别在1％和5％的显著性水平下显著。当以工业污染排放强度(PI)为门槛变量时，单门槛模型、双门槛模型和三门槛模型均通过了显著性检验，其中三门槛模型的LR统计量为17.0835，对应的Bootstrap-P值为0.0700。而以PI(-1)为门槛变量时，均未通过显著性检验。因此，本文选取PI作为门槛变量，构建三门槛模型。三个门槛变量的估计值分别为5.7890、13.1264、72.3147(万吨/亿元)，可将样本分为4组，即“强规制”、“中强规制”、“中弱规制”和“弱规制”。样本分组结果见表4。

       3.门槛回归及结果分析

       本文采用Matlab2008b软件实现门槛回归，估计结果见表5。由表5可知，各子样本中核心解释变量的参数估计值及其符号差异显著，一方面，验证了正式环境规制与产业结构调整之间存在非线性关系，其倒逼效应会随工业污染排放强度的变化而发生突变；另一方面，表明正式环境规制强度对产业结构调整的影响具有显著的空间异质性。

      

      

       门槛回归结果表明，正式环境规制强度对产业结构调整的倒逼效应并不是单调递增(递减)的，正式环境规制强度的倒逼弹性系数在不同省份差异显著，即随着规制强度由弱变强，会对产业结构调整产生先抑制、后促进、再抑制的影响。当工业污染排放强度高于72.3147时，FERI每提高1％，将导致IND下降0.1192％；当工业污染排放强度跨过该门槛值，正式环境规制强度对产业结构调整的影响方向发生突变，倒逼弹性系数由负值变为正值，FERI每提高1％，将带动IND相应提高0.0873％；当工业污染排放强度跨过第二个门槛值13.1264后，倒逼弹性系数又由0.0873下降至-0.0547，但此时的参数估计值并未通过显著性检验；随着门槛变量跨过5.7890的门槛值，倒逼弹性系数进一步降低，由-0.0547下降至-0.2900。

       对于“强规制”和“中强规制”组，当正式环境规制强度已达到较高水平时，规制强度的进一步提高未能对产业结构调整产生良好的驱动效果，甚至起到了阻碍作用。这是因为“强规制”和“中强规制”组包含了中国主要的经济发达省份，凭借自身的区位优势和经济政策的倾斜，不仅使这些省份具有更高的市场化程度，借助市场的力量优化资源配置、引导产业结构调整，而且较高的经济发展水平使这些省份更有实力引进国外先进技术、高端设备和先进的管理经验。因此，产业结构调整更多地依赖于要素投入结构的调整、升级和技术进步，而非环境规制。另一方面，正式环境规制的实施必然引致企业成本增加，而在特定的经济发展阶段，企业对成本上涨的承受能力总是有限度的，因此正式环境规制强度的提升也应在一定限度之内。若盲目提高规制强度，将导致大量企业特别是中小企业的过度淘汰。过犹不及，反而会损害经济的健康发展和产业结构的优化调整。

       “中弱规制”组具有正的倒逼弹性系数，即正式环境规制强度对产业结构调整产生显著的正向驱动作用。中国大部分省份均落入该组中，且以典型的工业省份和资源型省份为主，基于这些省份特有的自然资源禀赋，采掘业、原材料加工业等初级产业和传统高能耗、高污染的重化工业在经济发展中占有重要地位，形成了“以环境换增长”发展模式的路径依赖和能源驱动的产业格局。王国印和王动[29]指出，在某种程度上中国中部地区在很长时间内只能接受依靠高成本、低利润的上游产业和高污染产业来发展自己的国内分工格局，导致中部地区被锁定在低水平的产业链和产业制度的路径上。因此，正式环境规制的实施和强度提升，通过对“中弱规制”组省份的现有产业格局施加严厉的环境约束以建立有效的倒逼机制，不仅帮助该组省份避免陷入“资源诅咒”的困境，更为挣脱既定的产业结构和产业发展模式提供了强大的驱动力，必将有力撬动产业结构进行“绿色化”调整。“弱规制”组中省份的工业污染排放强度高于中国其他省份。表明该组工业污染情况严重，且污染密集的产业结构固化，加之正式环境规制效果较差，因此未能对产业结构调整产生有效的驱动作用。

       五、结论及政策启示

       目前中国面临着保持经济增长的同时逆转环境恶化的严峻挑战，缓解这一“两难”格局的关键路径之一便是产业结构的“绿色化”调整。然而，中国的产业结构存在的结构趋同、产能过剩、恶性竞争、资源浪费等一系列问题并未得以有效解决，同时经济个体缺乏结构调整的内在激励。因此，亟须在现有产业政策的基础上，寻找新的有力抓手和驱动力助推产业结构的调整。本文对环境规制能否成为产业结构调整的一个有效倒逼机制进行了实证检验。一是对正式环境规制和非正式规制进行了区分和强度测算；二是选用1999～2011年中国30个省份的面板数据，运用面板回归模型和门槛回归方法，验证了环境规制对产业结构调整的倒逼效应、门槛特征及空间异质性。本文的研究结论如下：①正式环境规制有效驱动了产业结构的调整。由于不同行业具有不同的边际治污成本函数，当正式环境规制对排污企业施加严厉的环境约束时，具有较低边际治污成本的企业获得了“绿色”发展的比较优势，而边际治污成本较高的企业，则因其较差的成本上涨承受能力而导致所在行业规模逐渐萎缩。严厉的正式环境规制得以淘汰污染密集型的落后产能和过剩产能，因此可作为产业结构调整的新的驱动力。②非正式规制强度总体上对产业结构调整产生了正向促进作用，其中收入水平、受教育水平和人口密度与产业结构调整指数正相关，只有人口结构指标与产业结构调整负相关，表明近年来，中国公众的环保意识逐渐增强，非正式规制的污染管制效应和经济效应在中国已初步显现。然而，与发达国家相比，中国的非正式规制强度仍然偏低，且存在非正式规制手段单一等问题。③依据工业污染排放强度是否跨过相应门槛值，可将中国30个省份分为“强规制”、“中强规制”、“中弱规制”和“弱规制”4组，而中国大部分省份均落入“中弱规制”组中。进一步的门槛回归结果表明，正式环境规制强度对产业结构调整的影响不仅呈现出显著的门槛特征，即随着规制强度的逐渐提高，会对产业结构调整产生先抑制、后促进、再抑制的影响，且存在显著的空间异质性：正式环境规制未能对“强规制”、“中强规制”和“弱规制”3组省份的结构调整产生良好的驱动效果，甚至产生了阻碍作用；而“中弱规制”组因具有较高的倒逼弹性，正式环境规制强度的提高可对该组省份产业结构的调整产生强劲的冲击。本文的政策启示如下：

       1.制定差异化的正式环境规制

       充分挖掘和利用正式环境规制驱动产业结构调整的作用潜力，必须考虑不同省份的污染特征以及正式环境规制倒逼产业结构调整的空间异质性，制定差异化的规制政策及强度。

       在正式环境规制强度的提高不利于产业结构调整的省份，不应继续盲目提高规制强度，甚至应适当放松环境管制，更多地依赖于产业政策的创新，以及市场的资源配置和竞争功能，深入市场机制改革，充分发挥市场的力量推动产业结构的动态调整。对于正式环境规制能有效驱动产业结构调整的省份，则应将正式环境规制作为重要抓手和驱动力，利用较高的倒逼弹性，建立长效机制。政府应适当提高现有规制强度，制定更为严格的环境标准，并完善企业的退出机制，如勒令停业整改、强制低产能企业兼并重组等，顺利淘汰低产能、高消耗的落后企业，从根本上遏制资源损耗型的生产模式和传统路径依赖，从而有助于形成可持续的、清洁的产业结构。然而，必须注意，在一定时期内，正式规制强度的提升必须限定在企业可承受的范围内。通过环境约束促进产业结构的调整是一个长期过程，不能一蹴而就。若环境约束过于严厉或环境成本大幅上涨而导致被淘汰企业的数量过多，反而会对经济发展造成伤害性的冲击，使产业结构调整陷入停滞甚至“产业逆淘汰”[17]的僵局。因此，政府不能盲目提高规制强度，应循序渐进，依据企业的可承受范围进行滚动修改并逐渐加强；政府应加大对排污企业的技术投资和补贴，设立针对绿色先进技术引进和生产设备升级的专项基金，扶持企业由短期环境成本增加向长期技术促进平稳过渡；政府应将命令—控制型环境规制与基于市场的激励型环境规制进行有效结合，在提高环境标准的同时，增加规制工具的多样性和有效性，加快环境税、排污权交易等基于市场的激励性规制的制度设计和实施。

       2.促进消费者导向的环境规制创新

       由于企业的生产活动是污染排放和造成环境破坏的主要来源，中国现有环境政策主要针对生产者行为进行规制，通过制定环境标准和激励型环境政策，激励企业的产品结构调整、生产工艺改进、技术研发和先进治污设备投资等行为，以期从源头上减少污染排放。然而，中国现有的环境政策忽略了市场另一端的参与者，即消费者行为对环境污染和环境治理的影响。消费者行为对环境的影响包含两方面的含义：①消费者对“清洁型”产品的偏好，驱使企业生产以环境友好为特征的差异化产品。通过引导消费者的绿色消费行为，激励排污企业自发地治理污染，并进行“清洁”生产。消费者在做出购买选择时对环境特征的关注，决定了消费者对企业环境行为的影响程度；而消费者对不同环境问题的关注和对环境的偏好是有区别的，例如，消费者对森林产品环境影响的担忧甚于矿产品。因此，消费者导向的环境规制更应注重对消费者敏感性较弱的产品的购买进行引导。②消费者造成的环境污染往往被忽略，如生活垃圾、生活污水，以及如废旧电池等废弃物的处置等，均缺少相应的环境政策对消费者的污染行为进行规制。最新数据显示，城镇生活污水排放量的增加成为中国废水排放量增加的主要原因，该污水排放量占中国废水排放总量的比重于2012年达到67.6％，而2001～2012年，中国城镇生活污水排放量年均增量占废水排放总量年均增量的92.2％[30]。消费者行为造成的环境污染问题愈来愈凸显，亟须制定相应的环境规制进行约束。因此，设计消费者导向的正式环境规制，使政策着力点由生产者行为转向兼顾消费者行为，是环境规制体系创新的重要内容。通过引导和鼓励“绿色”消费影响生产者的资源配置，从而形成倒逼产业结构调整的新路径。

       3.加强非正式规制的力量

      

       相较于发达国家，中国公众的环保意识依然淡薄。环保活动参与程度较低，非政府环保组织势力较弱，非正式规制的作用在中国尚未得到足够的重视。但近年来，随着环境质量的恶化和媒体曝光的增加，非正式规制在解决环境问题中的作用逐渐凸显，特别是对中小企业污染行为的监管。由于正式环境规制难以对中小企业的污染行为进行有效的监督和管制，而中小企业已成为中国工业污染的“主力军”，政府应对非正式规制进行适度的鼓励，引导公众参与环境监督，重视并加强非正式规制的力量。①政府应制定适宜的政策支持和规范非政府环保组织的建立和发展。非政府环保组织作为环境保护中的一支独立力量，不仅能够通过环境保护宣传对公众进行环保教育，增强公众的环保理念，甚至能够为环保领域的科学研究提供必要的支持和资助。另一方面，非政府环保组织是环境保护活动的重要组织者，其有能力通过充分发动公众保护和改善环境，鼓励公众通过游行等方式表达自己的环境意愿，组织公众与污染企业进行游说或协商，以及对企业破坏环境的行为进行监督等。②政府应建立并完善公众参与环境监督的制度。Goldar and Banerjee[24]指出非正式规制有两种“正式”表达，一是向规制者举报违反法定排污标准的事件，二是向规制者或政府当局施加压力，促使他们提高监管力度或规制强度。这要求社会具有完善的公众参与环境监督制度，该制度应包括如下内容：建立有效畅通的信息反馈机制和渠道，赋予公众直接向政府当局或规制机构提出建议或批评的权利，以及向环保、执法部门检举或控告排污企业的违法违规行为等；当公众因环境污染造成损害而向污染责任者要求赔偿时，政府应给予公众所需的支持和保障。③政府应增加对环保科研机构的支持力度和投入，鼓励科研机构开展全国范围内的环保意识、环保组织等相关内容的调研，以获取真实的第一手数据，建立相关数据库，推进学术界对非正式规制的科学研究。综上，政府应充分激发和利用非正式规制的作用，特别是针对难以受到正式环境规制有效监管的中小企业，不仅对其排污行为发挥监管作用，更应深度挖掘其助推产业结构调整等经济效应。

       最后需要指出的是，本文是基于中国各省份的统计数据进行分析，而并未考虑行业异质性的影响。由于能源依赖度、政策倾斜度、污染排放等方面的差异，不同行业的环境规制强度与产业结构调整的弹性系数也许会完全不同。因此，政府在选择环境规制手段和强度时，不仅应考虑地区差异，还应兼顾行业差异。另一方面，基于数据的可得性，本文对非正式规制强度度量指标的选取存在不可避免的局限性，所选指标只能间接反映非正式规制强度，而无法直接衡量社会环保意识或环保活动的强度水平。因此，应鼓励并资助相关研究机构开展对社会环保意识等方面的全面调研和测算，建立相关数据库，为中国非正式规制的研究提供数据支撑。

       注释：

       ①本文仅从引入问题的需要对两个假说之争进行了概述，读者可参阅本文涉及的相关文献做进一步了解。

       ②限于篇幅，仅列出部分年份的测算值，通过比较以刻画各省份正式环境规制强度的动态变化趋势。

       ③基于数据的可得性和完整性，不包括西藏，香港、澳门特别行政区和中国台湾。

       ④FDI的原始单位为百万美元，利用1999～2011年的中美年均汇率换算为以人民币为货币单位的相应数值。

       ⑤计算方法为工业“三废”排放量分别除以工业增加值后，再取平均值。

       ⑥限于篇幅，检验过程和检验结果并未给出，若需要可联系作者获取。

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