环境规制、要素区际流动与城市群产业结构调整

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本站小编 Free考研考试/2021-12-29

郑晓舟^,¹, 郭晗¹, 卢山冰¹^,²

1.西北大学经济管理学院,西安 710127

2.西北大学丝绸之路研究院,西安 710069

Environmental regulation, interregional flow of elements, and adjustment of industrial structure in urban agglomerations

ZHENG Xiaozhou^,¹, GUO Han¹, LU Shanbing¹^,²

1. School of Economics and Management, Northwest University, Xi’an 710127, China

2. Institute of Silk Road Research, Northwest University, Xi’an 710069, China

收稿日期:2020-11-25修回日期:2021-02-18

基金资助:

陕西省社科基金项目(2017D011)
陕西省教育厅专项(17JK0738)

Received:2020-11-25Revised:2021-02-18
作者简介 About authors
郑晓舟,女,河南三门峡人,讲师,研究方向为城市群、环境规制、产业结构。E-mail: 986259270@qq.com

摘要
基于城市群视角,聚焦要素区际流动机制,探讨环境规制对产业结构调整的影响具有重要的理论和现实意义。本文在阐述环境规制、要素区际流动与产业结构调整理论机制的基础上,构建环境规制综合指数、要素区际流动指数等,并基于中国十大代表性城市群2003—2018年的数据进行实证检验。结果显示：①各类样本检验均表明环境规制能够显著促进产业结构调整;②整体样本下环境规制能够分别通过劳动区际流动、资本区际流动和技术区际流动促进产业结构调整;③分区域及不同环境规制水平样本下中介效应存在异质性：东部城市群和中环境规制组的3类要素区际流动在环境规制与产业结构调整之间均存在显著的中介效应;中西部城市群仅劳动要素区际流动呈现显著的中介效应,高规制组3类要素区际流动中介效应均不显著。针对分析结果,本文提出了相应政策建议,以期破解城市群资源环境难题,探寻城市群要素优化配置和产业结构调整路径,推动中国城市群高质量发展。
关键词： 城市群;环境规制;要素区际流动;产业结构调整;中介效应模型;面板门槛回归模型

Abstract

Examining the impact of environmental regulation on the adjustment of industrial structure by focusing on the mechanism of interregional flow of elements from the perspective of urban agglomerations has important theoretical and practical significance. This study constructed a comprehensive index of environmental regulation and an index of interregional flow of elements, and made empirical tests based on the data of China’s top 10 representative urban agglomerations from 2003 to 2018 to analyze the mechanism of influence of environmental regulation and interregional flow of elements on the adjustment of industrial structure. The results show that: (1) Environmental regulation can significantly promote the adjustment of industrial structure in all kinds of sample groups; (2) Environmental regulation can promote the adjustment of industrial structure through the interregional flow of labor, capital, and technology for the overall sample; (3) There is heterogeneity in the mediation effect for the subregional and regulatory level group samples: the three types of interregional flow of elements show significant mediation effect between environmental regulation and the adjustment of industrial structure for the eastern urban agglomerations and the group of medium level environmental regulation; only the interregional flow of labor shows significant mediation effect for the urban agglomerations in the central and western regions; and the mediation effects of the three types of interregional flow of elements are not significant for the high level environmental regulation group. Finally, the article put forward corresponding policy recommendations based on the conclusions in order to solve the resource and environment problems, explore the paths of optimal allocation of elements and adjustment of industrial structure of urban agglomerations, and promote the high-quality development of China’s urban agglomerations.

Keywords：urban agglomerations;environmental regulation;interregional flow of elements;adjustment of industrial structure;mediating effect model;panel threshold regression model

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本文引用格式
郑晓舟, 郭晗, 卢山冰. 环境规制、要素区际流动与城市群产业结构调整[J]. 资源科学, 2021, 43(8): 1522-1533 doi:10.18402/resci.2021.08.02
ZHENG Xiaozhou, GUO Han, LU Shanbing. Environmental regulation, interregional flow of elements, and adjustment of industrial structure in urban agglomerations[J]. RESOURCES SCIENCE, 2021, 43(8): 1522-1533 doi:10.18402/resci.2021.08.02

1 引言

改革开放40年来,中国“赶超式”的发展方式,引来了世界各国对中国经济发展和环境问题的“双重瞩目”。一方面,中国GDP由1978年的3679亿元,到2020年已突破百万亿元大关,达到1015986亿元,经济总量跃居世界第二;另一方面,中国的水土流失、沙漠化、生物物种加速灭绝、“三废”排放等环境问题逐年加剧,制约着中国可持续发展。如何妥善解决环境问题,实现高质量发展是中国面临的一大难题。自十五大起,党的多次全国代表大会报告中均强调了生态文明建设的重要战略地位,提出了“可持续发展”“科学发展观”“美丽中国”“人与自然和谐共生”等生态文明理念。同时,在环境治理方面,也实现了由政府单一主体主导治理到政府、企业、公众多方主体共同参与环境治理的转变,由“先污染、后治理”到循环经济的转变,由完全依赖命令控制型环境规制到命令控制型、市场激励型等多元化政策规制工具协同促进的转变,环境治理和环境保护工作取得了重大进展。在这一背景下,产业作为企业的集合体,其发展是否受到影响,劳动、资本、技术等要素市场是否受到冲击,被冲击的要素市场是否又会进一步影响到产业结构,均有待进一步探究。

中国城市群作为国家战略发展核心区,是中国经济、科技、文化的前沿阵地,在环境规制、要素配置和产业结构调整过程中,其面临的问题较单一城市更为复杂,也更具挑战性。在中央提出的“双循环”大背景下,城市群作为连接国内市场和国际市场的战略支点,能够在全球范围内进行资源整合,推动新发展格局构建。以城市群为依托,充分发挥中心城市的辐射引领作用,加强不同等级、不同规模城市的空间互动,强化城市之间的功能互补,有利于化解资源环境压力、畅通要素流动渠道、驱动产业结构调整、实现城市群的高质量发展。基于以上分析,本文选取环境问题高度集聚、要素配置和产业分布区域差异较大的中国十大代表性城市群为研究样本,剖析环境规制、要素区际流动和产业结构调整的关系,以期破解城市群资源环境难题,探寻城市群要素优化配置和产业结构调整路径。

现有文献关于环境规制、要素流动和产业结构调整的讨论颇丰,主要集中于以下3个方面：

（1）环境规制与产业结构调整两者关系的研究。最初的****普遍认为环境规制使得企业不得不支付额外的费用用于环境治理,从而缩减了用于技术创新的资金^[1,2],最终不利于产业结构调整,即传统的“遵循成本说”。而后以Porter等^[3]为代表的新学派推翻了这一理论,提出“创新补偿说”,这种观点认为恰当的环境规制政策能够激发企业技术创新活力^[4],最终促进产业结构调整^[5];李强^[6]依据Baumol模型也论证了环境规制对产业结构调整的促进作用。后来,****们又从不同的视角展开研究,从而演化出新的观点：环境规制对产业结构调整的影响因研究区域、政策规制工具等的不同而存在异质性^[7,8,9];二者存在非线性关系^[10,11,12]等。随着研究的不断发展和完善,环境规制通过哪些路径来影响产业结构调整又成为****们研究的重点。主要包括技术创新路径、政府行为路径、社会需求路径、国际贸易路径等,形成的观点也莫衷一是。毛建辉等^[13]认为技术进步和对外贸易在环境规制与产业结构升级之间具有正向传导作用,而外商直接投资和投资需求则具有逆向效力;余东华等^[14]认为正式环境规制能够通过技术创新影响制造业转型升级,而非正式环境规制则不能;张忠杰^[15]认为环境规制通过技术创新和国际贸易影响产业结构升级的中介效应并不显著,但存在通过社会需求影响产业结构调整的完全中介效应。

（2）要素流动与产业结构调整两者关系的探讨。多数****探讨了某一种要素流动对产业结构调整的影响。例如,曹芳芳等^[16]将全国人口普查数据和全国人口抽样调查数据进行匹配,从地级城市“市辖区”层面上考察了迁移劳动力对产业升级的影响,表明迁移对产业升级具有积极影响;赵冉冉等^[17]以长三角地区为研究样本,得出资本流动能够推动产业结构升级的结论;韩军等^[18]将创新要素流动区分为R&D人员流动和R&D资本流动,考察其与产业结构变迁的关系,认为两类创新要素流动对本地区和其他地区产业结构变迁具有不同影响;张营营等^[19]理论分析和实证检验了R&D人员和R&D资本流动对制造业结构优化的影响,发现二者在区际间的流动显著促进了地区制造业结构合理化和高度化。

（3）环境规制、要素和产业三者关系的研究。只有少数几篇文章,分析了环境规制、要素和产业三者的关系。例如,宋林等^[20]探讨了环境规制、资源重置与工业行业转型升级的关系,研究发现环境规制能够激发行业内、行业间的资源重置,在市场优胜劣汰作用下,推动工业行业转型升级;宋德勇等^[21]研究了环境规制、资源禀赋和产业转移的关系,认为环境规制对产业转移的影响存在自然资源禀赋和要素资源禀赋的中介效应和门槛效应。

本文在已有研究的基础上,进行以下拓展：①有关环境规制、要素流动和产业结构调整的文献主要基于省、市及单一城市群样本进行展开,缺乏多个城市群视角的研究,本文开创性地以中国十大城市群作为研究区域,丰富了相关领域研究内容;②已有文献鲜有直接研究环境规制、要素区际流动和产业结构调整关系的。而实际上,环境规制在实现环境治理目标的同时,往往会引致要素的区际流动,最后影响产业结构调整。本文基于要素区际流动的视角,探索环境规制的产业结构调整效应,是一个新尝试;③已有文献对要素流动的研究偏重于劳动、资本、技术三要素中一种或两种,缺乏同时考虑多种要素的研究。本文全面考察了劳动、资本和技术3类要素区际流动,更加全面。④运用固定效应模型、中介效应模型、面板门槛回归方法实证分析环境规制、要素区际流动与产业结构调整之间的具体关系,增强结论稳健性。

2 影响机理与理论假说

2.1 环境规制对产业结构调整的直接效应分析

环境规制引致微观企业调整其行为决策,从而影响产业结构调整。一般而言,微观企业往往会通过以下4种行为决策来应对环境规制：①默默忍受环境规制带来的高成本。企业通过支付污染费用被动应对环境规制,这是一种“短视”的行为,不利于产业结构调整;②停产。在市场优胜劣汰的作用下,污染企业停产,缓解了环境压力,理论上有利于产业结构调整,但这造成了很大的经济损失,并不能从根本上优化产业结构;③进行区域转移。污染企业通常会选择迁移到环境规制较低的区域,这造成迁出地产业结构的“虚假升级”,迁入地产业结构恶化,综合来看,也不利于产业结构调整;④进行技术创新。技术创新能够通过“补偿效应”,增加企业利润和竞争力,推动产业结构调整。环境规制对产业结构调整的直接作用方向取决于城市群内所有微观企业行为的加总。基于上述分析,提出理论假说：

H1：环境规制显著影响城市群产业结构调整,作用方向具有不确定性。

2.2 环境规制对产业结构调整的要素区际流动中介效应分析

环境规制对要素区际流动的影响主要体现在“要素配置效应”和“产业转移效应”两个方面。首先,当地方政府实施环境规制时,一部分污染企业会对要素投入进行重新配置,或进行技术创新（增加技术要素投入）以求长远立足,或通过暂时性裁员（减少劳动要素投入）以减少产量实现污染减排,或通过购买先进机器设备（增加资本要素投入）进行生产工艺改进等,这些行为会引致要素在企业间、产业间和区域间流动,可见,环境规制可通过“要素配置效应”引致要素区际流动;其次,中国“事权下放,财权上收”的财政体制决定了政府的环境规制政策及执行方式是有地域差异的,东部城市群和中心城市的环境规制强度、监管力度要普遍高于中西部城市群和外围城市,这会造成东部城市群和中心城市的企业面临的环境成本负担更重,这时东部城市群和中心城市的一部分污染企业会选择迁移至环境规制较为宽松的中西部城市群和外围城市,随着污染企业的空间迁移,也会带来要素的区际流动,即环境规制可通过“产业转移效应”引致要素区际流动。

要素区际流动对产业结构调整的影响主要体现在“循环积累效应”和“消费需求效应”作用。首先,随着污染产业、低端冗余要素由东部城市群和中心城市向中西部城市群和外围城市的不断转移,在“循环积累效应”下中西部城市群和外围城市的高污染、高能耗产业,东部城市群和中心城市的高科技、高附加值产业都越来越集聚,这最终造成中西部城市群和外围城市产业结构低端锁定,东部城市群和中心城市产业结构不断优化,即要素区际流动可通过“循环积累效应”影响产业结构调整;其次,根据生产与消费之间的相互作用关系,环境规制较为宽松的中西部城市群和外围城市,污染产业集聚,公众也通常会选择消费此类产品,公众的消费结构又会进一步影响到生产结构,在乘数效用作用下,污染产业会越来越发展,这不利于产业结构调整;相反,环境规制较为严格的的东部城市群和中心城市,绿色产业较为发达,这会带动公众的绿色消费需求,最终也会影响到生产结构和产业结构,即要素区际流动可通过“消费需求效应”影响产业结构调整。需要强调的是：①一个地区的环境政策往往是在不断调整和变化的,在新的环境规制政策实施之后,也可能会出现要素回流现象,产业结构又会再次被调整。②地方政府为了争夺优质生产要素,往往会通过放宽环境监管,选择性执行环境标准等行为,引导要素资源流动,最终也会作用于产业结构调整。③劳动、资本和技术3类要素具有不同的属性,在流动速度、生产效率、产业的依赖度等方面均存在差异。因此,认为环境规制对要素区际流动的影响方向、要素区际流动对产业结构调整的影响方向都具有不确定性,可能为促进或抑制,也可能因为政府行为的反复调整而呈现不显著特征。基于上述分析,提出理论假说：

H2：环境规制对产业结构调整的要素区际流动中介效应可能存在,也可能不存在。

2.3 要素区际流动中介效应的异质性分析

要素区际流动中介效应的区域异质性分析：十大城市群分布广泛,在地理位置、政策方针、要素吸引力、产业发展基础等方面存在差异,东部城市群地理位置优越,是改革开放后优先发展起来的区域,对高级劳动力、资本、技术等要素具有较强的吸引力,要素流动性较强,是高新技术产业集聚地,发展潜力较大;而中西部城市群地理位置相对偏僻,普通劳动力要素较为丰富,交通、信息技术落后致使要素流动受限,是东部城市群冗余要素和产业的承接地。因此,认为要素区际流动中介效应在不同区域存在差异。

要素区际流动中介效应的环境规制强度异质性分析：适宜的环境规制能够激发企业通过要素投入重新配置或迁移的方式实现利润最大化,即可通过“要素配置效应”和“产业转移效应”实现要素区际流动,从而作用于产业结构调整;而当环境规制强度过高时,意味着企业面临的环境成本负担过重,此时通过要素投入配置和企业迁移也无法保障基本的利润,企业最终不得不退出行业,从而不再影响要素市场。因此,认为要素区际流动中介效应在不同环境规制强度下存在差异。基于上述分析,提出理论假说：

H3：要素区际流动中介效应存在区域异质性、环境规制强度异质性。

环境规制对产业结构调整的影响机制如图1。

图1

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图1环境规制引致产业结构调整的传导机制

Figure 1Mechanism of industrial structure adjustment caused by environmental regulation

3 研究方法

3.1 样本选取

本文借鉴曾鹏等^[22]和赵娜等^[23]的研究,同时结合数据的可得性,最终选取2003—2018年中国十大代表性城市群132个城市（东部六大城市群的77个城市和中西部四大城市群的55个城市）作为研究样本进行实证分析^①(① 中国十大代表性城市群包括东部六大城市群：京津冀（北京、天津、石家庄、唐山、秦皇岛、保定、张家口、承德、沧州、廊坊、邢台、邯郸、衡水）;辽中南（沈阳、大连、鞍山、抚顺、本溪、丹东、辽阳、营口、盘锦、铁岭、锦州、阜新、葫芦岛）;长江三角洲（上海、南京、无锡、常州、苏州、南通、扬州、镇江、泰州、杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、舟山、台州、盐城、金华）;海峡西岸（福州、厦门、漳州、泉州、莆田、宁德、龙岩、三明、南平、温州、丽水、衢州、汕头、梅州、潮州、揭阳）;山东半岛（济南、青岛、烟台、潍坊、淄博、东营、威海、日照）;珠江三角洲（广州、深圳、珠海、佛山、江门、肇庆、惠州、东莞、中山）。中西部四大城市群：中原（郑州、洛阳、开封、新乡、焦作、许昌、平顶山、漯河）;长江中游（武汉、黄石、鄂州、黄冈、孝感、咸宁、荆门、荆州、九江、岳阳、襄阳、宜昌、长沙、常德、益阳、株洲、湘潭、德阳、娄底、南昌、景德镇、鹰潭、上饶、新余、抚州、宜春、萍乡）;成渝（重庆、成都、自贡、泸州、德阳、绵阳、遂宁、内江、乐山、南充、眉山、宜宾、雅安、资阳）;关中（西安、咸阳、宝鸡、渭南、铜川、商洛）)。

3.2 数据来源

本文所用到的原始数据主要来源于《中国城市统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、各地级市的统计年鉴等,并结合插值法、趋势分析法对缺失原始数据进行填补。同时,依据《中国区域经济统计年鉴》中的GDP指数、《中国城乡建设数据库》中的固定资产投资价格指数,对所有价值型变量以2003年作为基期进行换算,以提高数据的科学性;依据国家统计局公布的汇率,将外商直接投资调整为以人民币作为计价单位。此外,根据方差膨胀因子VIF检验结果可知,所有变量中最大的VIF值为3.270,远小于10,说明变量之间不存在多重共线性。样本变量的描述性统计见表1。

Table 1
表1
表1变量的描述性统计
Table 1Descriptive statistics of variables

变量	全部城市群		东部城市群		中西部城市群
变量	均值	标准差	均值	标准差	均值	标准差
str	0.686	0.229	0.707	0.237	0.656	0.214
er	0.529	1.361	0.557	1.573	0.488	0.989
fac1	-0.008	0.878	0.007	0.777	-0.026	1.009
fac2	0.004	0.763	0.007	0.981	-0.001	0.221
fac3	0.006	1.205	0.008	1.574	0.004	0.127
lngdp	16.217	1.011	16.521	0.969	15.791	0.910
fdi	0.033	0.030	0.038	0.033	0.027	0.026

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3.3 变量说明

（1）产业结构调整（str）。参考干春晖等^[24]的研究,产业结构调整的计算公式为：

（1）

st r_{it} = \frac{E_{it}}{F_{it}}

式中：

st r_{it}

为i城市t年的产业结构调整指标;

E_{it}

为i城市t年第三产业实际增加值;

F_{it}

为i城市t年第二产业实际增加值;i=1, 2, …, 132;t=2003, 2004, …, 2018。

（2）环境规制（er）。参考Javorick等^[25]的研究,选取工业SO₂和工业废水排放量与规模以上实际工业总产值比值的倒数来度量各个城市的环境规制强度,为匹配分子和分母,分子乘以分母变量数。

（2）

e r_{it} = (2 \times industr y_{it}) / (sulfu r_{it} + wastewate r_{it})

式中：

e r_{it}

为i城市t年的环境规制水平;industry_it为i城市t年规模以上实际工业总产值;sulfer_it为i城市t年工业SO₂排放量;wastewater_it为i城市t年工业废水排放量。

（3）要素区际流动（fac）。选取劳动、资本和技术3类要素,借鉴Zhao等^[26]对区域间产业转移的核算方法及孙晓华等^[27]对要素流动指标改进的思想,分别构建劳动、资本和技术要素区际流动指标。计算方法如下：

（3）

fac ? 1_{it} = \frac{\frac{L_{it}}{\sum^{} L_{it}}}{\frac{gd p_{it}}{\sum^{} gd p_{it}}} - \frac{\frac{L_{i, t - 1}}{\sum^{} L_{i, t - 1}}}{\frac{gd p_{i, t - 1}}{\sum^{} gd p_{i, t - 1}}}

（4）

\begin{array}{l} fac ? 2_{it} = \frac{\frac{fixasse t_{it}}{\sum^{} fixasse t_{it}}}{\frac{gd p_{it}}{\sum^{} gd p_{it}}} - \\ \frac{\frac{fixasse t_{i, t - 1}}{\sum^{} fixasse t_{i, t - 1}}}{\frac{gd p_{i, t - 1}}{\sum^{} gd p_{i, t - 1}}} \end{array}

（5）

\begin{array}{l} fac ? ? 3_{it} = \frac{\frac{paten t_{it}}{\sum^{} paten t_{it}}}{\frac{gd p_{it}}{\sum^{} gd p_{it}}} - \\ \frac{\frac{paten t_{i, t - 1}}{\sum^{} paten t_{i, t - 1}}}{\frac{gd p_{i, t - 1}}{\sum^{} gd p_{i, t - 1}}} \end{array}

式中：fac1为劳动区际流动指数;L为年末总就业人数;

gdp

为实际国内生产总值;fac2为资本区际流动指数;

fixasset

为固定资产投资水平;fac3为技术区际流动指数;patent为技术创新水平;i、t含义同前。

fixasset

和patent的计算公式分别为：

（6）

fixasse t_{it} = \frac{fi x_{it}}{gd p_{it}}

（7）

paten t_{it} = patent 1_{it} + patent 2_{it} + patent 3_{it}

式中：

f ix

为全社会实际固定资产投资总额;

patent 1 、 patent 2 、 patent 3

分别为发明专利数量、实用新型专利数量和外观设计专利数量。

（4）控制变量。包括：①经济发展水平,采用实际国内生产总值的对数lngdp进行衡量;②外商直接投资水平用fdi表示,其计算公式为：

（8）

fd i_{it} = \frac{in v_{it}}{gd p_{it}}

式中：

inv

为实际外商直接投资额存量。

3.4 模型构建

3.4.1 环境规制对产业结构调整的影响机制模型

基于理论分析,设定模型（9）-（11）检验环境规制对产业结构调整的影响机制。其中,模型（9）检验环境规制对产业结构调整的直接影响,模型（10）检验环境规制对劳动要素区际流动的影响,模型（11）是在模型（9）基础上,加入劳动要素区际流动,检验环境规制和劳动要素区际流动对产业结构调整的影响。资本区际流动fac2和技术区际流动fac3作为中介变量时的回归方程设定与fac1为中介变量时的情形相同,以此验证H2。模型设定如下：

（9）

st r_{it} = α_{0} + α_{1} st r_{it - 1} + α_{2} e r_{it} + a_{3} \ln gd p_{it} + α_{4} fd i_{it} + ε_{it}

（10）

fac 1 ?_{it} = β_{0} + β_{1} e r_{it} + β_{2} \ln gdp + β_{3} fd i_{it} + ε_{it}

（11）

\begin{array}{l} st r_{it} = γ_{0} + γ_{1} st r_{it - 1} + γ_{2} e r_{it} + γ_{3} fac 1_{it} + \\ γ_{4} \ln gd p_{it} + γ_{5} fd i_{it} + ε_{it} \end{array}

式中：

\ln gdp

为经济发展水平;

α_{0}

、

β_{0}

、

γ_{0}

表示固定截距;

α_{1}

α_{4}

、

β_{1}

β_{3}

、

γ_{1}

γ_{5}

表示回归系数;

ε_{it}

为误差项。

3.4.2 面板门槛模型

环境规制对产业结构调整的影响往往因环境规制强度的不同而存在差异。因此,本文构建以环境规制为门槛变量的面板门槛回归模型,寻找最佳的门槛值,以此作为分割点对十大城市群进行合理分类。单门槛模型设定如下：

（12）

\begin{array}{l} st r_{it} = λ_{0} + λ_{1} e r_{it} \times I (e r_{it} \leq δ) + λ_{2} e r_{it} \times I (e r_{it} > δ) + \\ λ_{3} fac ? 1_{it} + λ_{4} fac ? 2_{it} + λ_{5} fac ? 3_{it} + \\ λ_{6} \ln gd p_{it} + λ_{7} fd i_{it} + ε_{it} \end{array}

式中：

I (\cdot)

为指示性函数;

δ

为环境规制对应的门槛值的估计值;

λ_{0}

表示固定截距;

λ_{1}

λ_{7}

表示回归系数。多重门槛模型设定与单门槛模型类似。

4 结果与分析

4.1 环境规制对产业结构调整的回归结果

为了更加全面、细致地考察环境规制对产业结构调整的影响机制,根据十大城市群的地域分布,将研究样本分为全部城市群、东部城市群和中西部城市群3类进行直接效应和中介效应检验。结合F检验和Hausman检验结果,选择固定效应模型进行回归分析,直接效应回归结果见表2,中介效应回归结果见表3-5。

Table 2
表2
表2直接效应回归结果
Table 2Regression results of direct effect

	全部城市群	东部城市群	中西部城市群
L.str	0.930***	0.931***	0.939***
	(133.78)	(91.18)	(65.18)
er	0.002***	0.001***	0.005***
	(6.01)	(3.32)	(6.03)
lngdp	0.024***	0.023***	0.025***
	(19.17)	(15.41)	(7.38)
fdi	-0.045	-0.082*	0.005
	(-1.75)	(-2.56)	(0.10)
_cons	-0.347***	-0.327***	-0.364***
	(-14.74)	(-11.85)	(-5.99)
N	1980	1155	825

注：***、**、*均分别表示变量系数在1%、5%、10%的显著水平下通过了检验,括号中数值为t值,下同。

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Table 3
表3
表3全部城市群样本下的中介效应回归结果
Table 3Regression results of intermediary effect in all urban agglomerations

	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）	（7）
	str	fac1	str	fac2	str	fac3	str
L.str	0.930***		0.936***		0.935***		0.934***
	(133.78)		(135.51)		(133.78)		(133.71)
er	0.002***	0.046^**	0.002***	0.031*	0.002***	0.047*	0.002***
	(6.01)	(2.87)	(5.03)	(2.26)	(5.58)	(2.15)	(5.64)
fac1			0.004***
			(7.19)
					0.003***
fac2					(4.82)
fac3							0.002***
							(4.45)
lngdp	0.024***	0.138**	0.025***	-0.291***	0.026***	-0.426***	0.025***
	(19.17)	(3.29)	(20.19)	(-8.06)	(19.88)	(-7.46)	(19.77)
fdi	-0.045	-0.171	-0.040	1.363	-0.046	2.953*	-0.048
	(-1.75)	(-0.16)	(-1.58)	(1.52)	(-1.79)	(2.09)	(-1.87)
_cons	-0.347***	-2.266***	-0.369***	4.656***	-0.375***	6.787***	-0.370***
	(-14.74)	(-3.32)	(-15.78)	(7.93)	(-15.56)	(7.31)	(-15.43)
N	1980	2112	1980	2112	1980	2112	1980

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Table 4
表4
表4东部城市群样本下的中介效应回归结果
Table 4Regression results of intermediary effect in eastern urban agglomerations

	str	fac1	str	fac2	str	fac3	str
L.str	0.931***		0.934***		0.935***		0.934***
	(91.18)		(93.02)		(92.18)		(91.94)
er	0.001***	0.033*	0.001**	0.038*	0.001**	0.061*	0.001**
	(3.32)	(2.06)	(2.74)	(1.94)	(2.95)	(1.93)	(3.00)
fac1			0.005***
			(6.32)
fac2					0.003***
					(4.78)
fac3							0.002***
							(4.22)
lngdp	0.023***	-0.190***	0.025***	-0.515***	0.025***	-0.746***	0.024***
	(15.41)	(-3.79)	(16.71)	(-8.32)	(16.28)	(-7.49)	(16.09)
fdi	-0.082*	-1.416	-0.075*	-0.407	-0.079*	0.790	-0.083**
	(-2.56)	(-1.29)	(-2.37)	(-0.30)	(-2.50)	(0.36)	(-2.61)
_cons	-0.327***	3.185***	-0.364***	8.506***	-0.363***	12.27***	-0.355***
	(-11.85)	(3.79)	(-13.13)	(8.21)	(-12.81)	(7.35)	(-12.60)
N	1155	1232	1155	1232	1155	1232	1155

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Table 5
表5
表5中西部城市群样本下的中介效应回归结果
Table 5Regression results of intermediary effect in central and western urban agglomerations

	str	fac1	str	fac2	str	fac3	str
L.str	0.939***		0.937***		0.939***		0.938***
	(65.18)		(65.28)		(65.25)		(65.13)
er	0.005***	0.097*	0.005***	-0.002	0.005***	-0.017**	0.005***
	(6.03)	(2.49)	(5.58)	(-0.26)	(6.02)	(-3.26)	(5.84)
fac1			0.002*
			(2.55)
					-0.004
fac2					(-1.47)
fac3							-0.007
							(-1.37)
lngdp	0.025***	0.562***	0.024***	0.006	0.025***	0.021*	0.025***
	(7.38)	(7.45)	(7.18)	(0.33)	(7.41)	(2.11)	(7.43)
fdi	0.005	-8.173***	0.018	-0.120	0.004	-0.292	0.005
	(0.10)	(-3.42)	(0.40)	(-0.22)	(0.09)	(-0.93)	(0.12)
_cons	-0.364***	-8.730***	-0.353***	-0.087	-0.366***	-0.312*	-0.366***
	(-5.99)	(-7.45)	(-5.82)	(-0.32)	(-6.02)	(-2.01)	(-6.03)
N	825	880	825	880	825	880	825

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4.1.1 直接效应回归结果

根据表2可知,环境规制（er）的系数在3类样本下均显著为正,说明环境规制有利于产业结构调整,H1得到验证。

被解释变量滞后期。产业结构调整的滞后期（L.str）系数在3类样本下均显著为正,说明中国城市群产业结构调整滞后一期对当期具有显著的正向作用,“惯性”较大。

控制变量。经济发展水平（lngdp）的系数在3类样本下均显著为正,说明提高经济发展水平,能够有效驱动产业结构调整。外商直接投资系数（fdi）显著为负或不显著,说明外商直接投资均未能促进产业结构调整。原因在于：①中国对外资的利用效率还比较低,导致大量外资流向了高污染产业或者用于重复建设,从而不利于产业结构调整;②外商投向中国的产业主要是低端冗余产业,缺乏绿色高科技产业,这也不利于产业结构调整。

4.1.2 中介效应回归结果

表3展示了全部城市群样本下环境规制对产业结构调整的要素区际流动中介效应回归结果。其中,列（1）展示了环境规制对产业结构调整的回归结果,可以看出环境规制能够显著驱动产业结构调整;列（2）、（4）和（6）分别展示了环境规制对劳动区际流动、资本区际流动和技术区际流动的回归结果,可以看出环境规制能够显著促进3类要素区际流动;列（3）、（5）和（7）展示了环境规制分别和3类要素区际流动对产业结构调整的作用,可以看出环境规制、劳动区际流动、资本区际流动和技术区际流动均能够显著促进产业结构调整。综上,全部城市群样本下环境规制既能直接作用于产业结构调整,又能分别通过3类要素区际流动间接影响产业结构调整,H2得到验证。

表4、表5展示了分区域城市群样本下环境规制对产业结构调整的要素区际流动中介效应回归结果,分析过程同表3。所得结论如下：东部城市群样本下环境规制对产业结构调整不仅具有直接影响,而且能够通过3类要素区际流动间接影响产业结构调整;中西部城市群样本下环境规制对产业结构调整具有直接影响,但仅能通过劳动力要素区际流动间接影响产业结构调整,而未能通过资本要素区际流动和技术要素区际流动间接影响产业结构调整。这也再次验证了H1、H2,同时验证了H3中要素区际流动中介效应的区域异质性。

4.2 不同环境规制水平下环境规制对产业结构调整的影响机制

4.2.1 面板门槛回归结果

表6、表7分别展示了环境规制对产业结构调整的门槛效应自抽样检验结果和门槛效应回归结果。可以看出,环境规制存在双重门槛效应,门槛值分别为0.223和0.631。当环境规制小于门槛值0.223时,环境规制显著抑制产业结构调整;当环境规制处于门槛值0.223和0.631之间时,抑制作用减弱;当环境规制大于门槛值0.631时,作用不显著。

Table 6
表6
表6门槛效应自抽样检验结果
Table 6Self sampling test results of threshold effect

	门槛变量为er
	单一门槛检验	双重门槛检验
F统计量	197.500	169.700
P值	0.000	0.000
门槛值	0.223	0.631
临界值	91.862	32.980
	104.643	36.992
	122.555	48.536

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Table 7
表7
表7门槛效应回归结果
Table 7Regression results of threshold effect

门槛变量	门槛区间	系数估计值
环境规制er	er≤0.223	-0.507***(-18.33)
	0.223<er≤0.631	-0.227***(-12.92)
	fer>0.631	0.001(0.38)

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4.2.2 基于门槛回归结果的进一步研究

依据环境规制的门槛值0.223和0.631,可将十大城市群分为低环境规制组（er≤0.223）、中环境规制组（0.223<er≤0.631）和高环境规制组（er>0.631） 3组。其中,进入高规制组的有珠三角城市群和山东半岛城市群,其余8个城市群均进入中规制组,没有城市群进入低规制组。因此,只需对中规制组和高规制组两类样本进行直接效应和中介效应检验。

（1）直接效应回归结果

直接效应回归结果如表8所示。可以看出对中规制组和高规制组,环境规制均能够显著促进产业结构调整,这与其他样本的回归结果相同,再次验证H1。经济发展水平显著促进产业结构调整,外商直接投资对产业结构调整的作用不显著,这与全部城市群样本的回归结果相同,符合经济现实情况。

Table 8
表8
表8中规制组和高规制组的直接效应回归结果
Table 8Regression results of the direct effect in the medium and high level environmental regulation groups

	中环境规制组	高环境规制组
L.str	0.925***	0.818***
	(124.81)	(29.37)
er	0.005***	0.010**
	(8.25)	(3.12)
lngdp	0.021***	0.024***
	(14.61)	(9.97)
fdi	-0.047	-0.034
	(-1.59)	(-0.89)
_cons	-0.295***	-0.284***
	(-11.07)	(-5.45)
N	1725	255

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（2）中介效应回归结果

中规制组和高规制组的中介效应回归结果分别如表9和表10所示。可以看出,中规制组环境规制不仅能够直接影响产业结构调整,还能分别通过劳动区际流动、资本区际流动和技术区际流动间接影响产业结构调整;高规制组环境规制仅仅能够直接影响产业结构调整,而无法通过3类要素区际流动间接作用于产业结构调整。这也再次验证了H2,同时,验证了H3中要素区际流动中介效应的环境规制强度异质性。

Table 9
表9
表9中环境规制组下的中介效应回归结果
Table 9Regression results of intermediary effect in the medium level environmental regulation group

	str	fac1	str	fac2	str	fac3	str
L.str	0.925***		0.931***		0.930***		0.929***
	(124.81)		(125.81)		(124.36)		(124.38)
er	0.005***	0.115***	0.004***	0.064**	0.005***	0.087*	0.005***
	(8.25)	(4.17)	(6.95)	(2.70)	(7.74)	(2.31)	(7.84)
fac1			0.004***
			(6.11)
fac2					0.003***
					(4.25)
fac3							0.001***
							(3.90)
lngdp	0.021***	0.108*	0.023***	-0.348***	0.023***	-0.507***	0.022***
	(14.61)	(2.21)	(15.59)	(-8.37)	(15.29)	(-7.62)	(15.18)
fdi	-0.047	-0.635	-0.040	2.844**	-0.050	5.262**	-0.052
	(-1.59)	(-0.50)	(-1.38)	(2.65)	(-1.71)	(3.06)	(-1.77)
_cons	-0.295***	-1.778*	-0.323***	5.490***	-0.326***	7.979***	-0.321***
	(-11.07)	(-2.27)	(-12.09)	(8.23)	(-11.86)	(7.46)	(-11.73)
N	1725	1840	1725	1840	1725	1840	1725

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Table 10
表10
表10高环境规制组下的中介效应回归结果
Table 10Regression results of intermediary effect in the high level environmental regulation group

	str	fac1	str	fac2	str	fac3	str
L.str	0.818***		0.820***		0.818***		0.814***
	(29.37)		(29.23)		(29.27)		(28.85)
er	0.010**	0.010	0.001**	0.001	0.001**	0.006	0.001**
	(3.12)	(1.52)	(2.95)	(0.11)	(3.11)	(1.26)	(3.13)
fac1			0.002
			(0.65)
fac2					0.001
					(0.40)
fac3							0.004
							(1.02)
lngdp	0.024***	0.006	0.024***	-0.035	0.024***	-0.035	0.023***
	(9.97)	(0.12)	(9.97)	(-0.53)	(9.95)	(-0.99)	(9.84)
fdi	-0.034	-0.775	-0.035	-0.953	-0.033	-0.644	-0.027
	(-0.89)	(-0.96)	(-0.92)	(-0.87)	(-0.86)	(-1.09)	(-0.70)
_cons	-0.284***	-0.073	-0.287***	0.629	-0.283***	0.619	-0.277***
	(-5.45)	(-0.09)	(-5.48)	(0.56)	(-5.44)	(1.02)	(-5.30)
N	255	272	255	272	255	272	255

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4.2.3 稳健性检验

本文通过多种方法进行变量替换,以增加研究结果的稳健性,具体如下：①采用第三产业实际地区生产总值与实际国内生产总值的比值对产业结构调整指标进行衡量;②采用单位实际产值工业废水排放量标准化值er1和单位实际产值工业SO₂排放量标准化值er2对环境规制指标进行衡量;③参考环境规制综合指数的计算方法,将3类要素区际流动的单一指标运用熵值法计算出一个衡量要素区际流动的综合指数zfactor,对十大城市群整体、东部城市群和中环境规制组的中介效应进行再次检验。以上3种稳健性检验结果与前文回归结果基本保持一致。

5 结论与政策建议

5.1 结论

本文在阐述环境规制、要素区际流动与产业结构调整理论机制的基础上,构建环境规制综合指数、要素区际流动指数等,并利用中国十大城市群2003—2018年的数据样本,借助固定效应模型、中介效应模型和门槛回归技术,对三者关系进行验证。主要结论如下：

（1）环境规制能够显著促进产业结构调整。这说明对于中国十大城市群而言,在环境规制政策影响下,企业倾向于进行技术创新,而非选择默默忍受环境规制成本、停产或区域转移的短视行为。可见,城市群环境规制政策制定和实施较为合理,能够引导企业采取积极有效的措施调整其行为决策,促进产业结构调整。

（2）在总体样本、东部城市群和中环境规制组下,环境规制能够引导劳动、资本和技术要素合理流动,从而促进产业结构调整;中西部城市群和高环境规制组下,环境规制的政策效果有限。这说明东部城市群环境规制的政策效果要优于中西部城市群,中环境规制组的政策效果要优于高环境规制组。可见,环境规制政策的制定和实施,既要考虑十大城市群的共有特性,也要结合每个城市群的自身实际情况,坚持原则性,注重灵活性,从而制定适宜的环境规制政策。

5.2 政策建议

根据以上结论,提出以下对策建议：

（1）重视环境规制的“力度”和“手段”。适宜的环境规制,一方面,能够直接促进产业结构调整;另一方面,能够引导要素合理流动,间接促进产业结构调整。中国十大城市群遍布中国东、中、西各个区域,发展条件存在很大差异,因此不同区域城市群环境规制政策应存在差异性。具体而言,中西部城市群应将重点放在提升环境规制的强度上,筛选高质量要素,减缓污染避难所效应,从而优化产业结构;东部城市群重在培养多元化的环境规制手段,鼓励企业进行技术创新和污染产业的自我改良,而非完全的向中西部城市群转移。

（2）重视“无形之手”与“有形之手”的结合。要素流动是政府政策引导和市场自由竞争的结果,因此,一方面,要建立健全要素市场,清除要素流动障碍,鼓励要素市场的合理竞争,从而优化要素质量;另一方面,不同城市群要素禀赋本身存在差异,需要政府适当干预,引导要素合理流动,促进区域产业结构协同升级。东部城市群地理位置优越,对各类要素都具有极强的吸引力,往往会形成“要素高地”,而中西部城市群发展条件落后,是东部城市群冗余要素和各类劣质要素的聚集地,很容易形成区域产业发展“两极化”局面。因此,政府政策应适度向中西部倾斜,可借助“一带一路”“西部大开发”等战略引导一部分要素流向中西部城市群,投身于自然风光、民俗文化产业或发展环保产业,从而实现区域产业结构的共同优化。

（3）重视环境规制政策与其他各项政策的协同配套。在环境规制政策下,企业的行为决策也是多样化的。经济实力雄厚的企业往往会选择技术创新,而经济实力较弱或创新动力不足的企业可能会通过支付污染费、区域转移等方式来应对。因此,政府应该注重政策的灵活性、配套性,可通过创新补贴、减免税额等方式鼓励中等实力企业进行技术创新;通过完善环保产业基础设施建设,引导创新能力不足,但污染强度比较大的产业向环保产业转移;通过技术培训等鼓励弱小企业进行技术模仿和改进等。

参考文献原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
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