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摘要：产业结构升级是实现经济发展和环境保护的关键，本文以我国113个城市的面板数据为研究对象，实证研究了环境规制、技术创新对产业结构升级的影响。研究结果表明：环境规制能直接促进我国的产业结构升级，且环境规制对东部地区产业结构升级的促进作用强于中西部地区;技术创新在环境规制与产业结构升级关系中发挥正向中介效应，并且当地区技术创新水平超过一定门槛值后，它能显著增强环境规制对产业结构升级的影响;政府调控、城镇化对产业结构升级具有促进作用，而产业规模和对外贸易对产业结构升级有正向影响，但不显著。地方政府在利用环境规制政策促进产业结构升级时应充分考虑地区发展程度和产业结构特征，选择合适的环境规制方式和强度，促进产业结构升级和生态环境保护协调发展。地方政府也需要制定绿色消费导向的环境规制政策，提升公众绿色环保意识，通过绿色消费升级促进产业结构升级。
关键词：环境规制;技术创新;产业升级;产业结构
一、引言
长期以来，由于经济发展方式粗放、产业结构畸重等原因，我国的生态环境形势变得极为严峻，环境问题呈现出结构性、复合型、压缩性等特点，这与日益提高的人民群众美好生活需要和优美生态环境需要相去甚远。如何实现经济发展与环境保护的协调发展，从根本上改变过去以破坏环境、牺牲环境为代价的粗放型经济增长方式，成为摆在政府面前重大的决策议题。因此，党的十九大报告提出加强生态文明体制改革，建設美丽中国的重大战略决策，推进产业结构升级，转变经济发展方式已经成为解决当下生态环境问题的共识。然而，我国的产业结构升级主要受到政府产业政策的引导和干预，从而导致产业结构升级缺乏内在激励。环境规制对污染企业施加外部环境约束，增加企业的生产成本，企业为了生存发展将会对原有的产品结构、企业管理结构、技术创新水平等进行调整，这种调整也会驱动产业结构升级。
环境规制对产业结构升级的影响已成为学术界关注的热点，主要集中在以下几个方面：第一，对“波特假说”的检验。部分学者认为合理的环境规制强度能激发企业技术创新、优化资源配置效率，从而产生“创新补偿”效应，提高企业竞争力，促进产业结构升级①。另一部分学者认为环境规制会给企业施加较强的环境约束，产生投资挤出效应，降低企业竞争力，不利于产业结构升级②。第二，对“污染天堂假说”的检验，即发达国家的污染密集型企业倾向于到环境规制标准较低的国家或地区投资，这将增加外资流入地的污染密集型企业比重，阻碍产业结构升级③。也有研究发现我国的污染密集型行业具有向中西部迁移的显著特征④。第三，还有学者从正式环境规制和非正式环境规制⑤、技术创新⑥、国际贸易⑦、行业壁垒⑧等角度研究了环境规制对产业结构升级的影响机制。
现有研究为本文奠定了一定基础，但也存在一些局限。首先，在环境规制指标的测算方面，一般采用单一指标或综合性指标来间接测算环境规制，较少包含政府环境信息公开方面的指标，而政府环境信息公开对于加强政府、企业以及公众之间对环境信息的沟通协商，提升公众对政府监管机构的信任，形成社会各方共同参与环境保护的良性互动关系也具有重要作用。这导致现有的环境规制指标难以准确体现政府在环境规制中的监管角色和环境治理的综合效果。这一方面是由于数据可得性的限制导致难以准确测算政府环境信息公开，另一方面政府环境信息公开与地区产业结构升级间存在的内生性问题也会造成回归结果偏误。其次，现有研究较多采用省级层面的数据来研究环境规制对产业结构升级的影响，较少以城市样本为研究对象。此外，现有研究较多使用线性模型研究环境规制、技术创新和产业结构升级两两之间的关系，也较少考虑到三者间的关系可能是非线性。与本文研究最为接近的是时乐乐和赵军（2018）⑨、谢婷婷和郭艳芳（2016）⑩ 的相关研究，但两者均以省级面板数据为对象，并且环境规制的测算也没有包含政府环境信息公开方面的指标。
基于这一事实，本文尝试进行如下拓展：第一，不同于以往研究，本文采用中国城市层面的现实证据强化环境规制对产业结构升级影响的实证研究与理论基础，并通过工具变量法处理了环境规制与城市产业结构升级的内生性问题。第二，本文使用公众环境研究中心（IPE）和美国自然资源保护协会（NRDC）共同发布的PITI指数衡量环境规制。该指标既包含了城市环境排放数据，又涵盖了政府对企业污染排放的监管行为和政府、社会在环境信息评估、环保督查方面的互动信息，能较全面地衡量环境污染治理的效果。第三，本文通过引入中介效应模型和门槛模型，研究技术创新在环境规制与产业结构升级关系中的中介效应，进一步探究环境规制、技术创新与产业结构升级的非线性关系。
二、理论分析与研究假说
（一）环境规制对产业结构升级的直接影响
环境规制对产业结构升级的直接影响体现在以下几个方面：首先，环境规制通过设置绿色行业门槛的方式，阻止了行业外污染密集型企业的进入，也抑制了行业内污染密集型企业的规模扩张。随着行业内污染密集型企业所占比例逐渐降低，产业结构开始不断升级{11}。其次，环境规制通过将环境污染的负外部性转移给污染企业，增加企业的生产成本。在面对外部环境约束时，大型污染密集型企业可以通过购买治污设备或者调整产能的方式，降低污染物排放，达到环保标准。而对中小型污染企业而言，环境规制进一步压缩了它们的利润空间，导致中小污染企业难以实现规模经济，没有能力去购买或者升级治污设备，最终被迫退出市场，从而促进产业结构升级{12}。最后，随着环境规制政策的实施，消费者的环保意识不断增强，对绿色产品和服务的需求也逐渐增加{13}。消费者对绿色产品需求的增加直接通过市场机制作用于生产企业，促使企业增加绿色产品和服务的供给，绿色消费需求增加和政府的优惠补贴政策使得清洁型产业获得快速发展。随着污染密集型企业的比重不断降低，清洁型产业的比重不断增加，产业结构逐渐开始升级。基于此，本文提出如下假设：
H1：环境规制对我国城市产业结构升级具有正向影响。 （二）技术创新在环境规制与产业结构升级关系中的中介效应
技术创新是产业结构升级的核心要素，一方面，技术创新既能推动传统劳动或资源密集型产业向技术密集型产业的转型，又能催生高新技术产业，从而直接促进产业结构升级。另一方面，技术创新的技术扩散效应也会通过供给结构和贸易结构等途径间接作用于产业结构升级。环境规制通过转移环境污染治理的负外部性给企业，增加企业的生产成本，从而造成企业研发投资受到挤兑，企业的技术创新动力不足{14}。但“创新补偿说”认为环境规制能激发企业技术创新、优化行业内部的资源配置效率，产生更显著的“创新补偿”效应，从而有利于产业结构升级{15}。蒋伏心等也认为环境规制在短期会增加企业的生产成本，但是企业不断增加环境污染治理投入并不符合利润最大化原则{16}。长期来看，企业进行技术创新既能提高自身的生产效率从根本上控制污染排放，又能增加企业利润，弥补环境污染治理费用，从而实现利润最大化。事实上，无论是正式环境规制，还是基于环境信息公开、公众绿色环保意识的非正式环境规制，在短期内都会在一定程度上增加企业的生产成本。企业一般会采用绿色生产技术研发新产品或者升级改造原有生产设备等方式控制污染排放，这些都需要加大对技术创新的投入。所以，合适的环境规制能促进企业的技术创新，提高行业的技术水平，促进产业结构升级。基于此，提出如下假设：
H2：技术创新在环境规制与我国城市产业结构升级关系中发挥正向中介效应。
（三）环境规制对产业结构升级影响的区域差异性
由于我国地区经济发展不平衡，环境规制强度与技术创新水平也存在差异，这将导致环境规制对地区产业结构升级的影响可能存在地区差异性。在经济发展水平较高，技术创新能力强的地区实施高强度的环境规制，将倒逼企业进行绿色技术创新，促进地区产业结构升级。而在经济落后、技术创新实力薄弱的地区实施高强度的环境规制，将会抑制企业的技术创新，不利于地区产业结构升级。因此，有必要针对地区发展水平和技术创新水平的差异，研究环境规制对产业结构升级的不同影响。为此，提出如下假设：
H3：环境规制对城市产业结构升级的影响具有地区差异性。
三、研究设计
（一）数据来源与样本选择
本文基于公众环境研究中心（IPE）和美国自然资源保护协会（NRDC）共同发布的PITI指数中的我国113个城市为研究样本，時间范围为2008—2017年。数据来源为《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》以及同花顺IFIND数据库和国泰安数据库。
（二）被解释变量
产业结构升级（STRU）：在经济发展过程中，产业结构升级是三次产业所占比重变化的动态过程。经济发展促进三次产业结构逐步向产业高级化演变，即第一、二产业逐步向第三产业转移。干春晖（2011）认为第三产业产值与第二产业产值的比重能较好地衡量产业结构升级{17}。因此，本文同样用第三产业产值与第二产业产值之比衡量产业结构升级。
（三）解释变量
环境规制（ER）：目前环境规制强度的测算方法较多，学术界并未形成统一的测算标准。环境污染治理投资{18}、能源消耗与GDP比值{19}、工业增加值与排放量的比重{20}、单位污染物排污费征收额{21}以及地方政府颁布的环保规章数量{22}等指标都曾被用来衡量环境规制强度。也有学者通过构建包含能源消耗、环境污染排放的综合环境规制指数来测算环境规制强度{23}。现有文献已从多个角度进行了环境规制测算，但是鲜有文献包含政府环境信息公开方面的指标。2007年国家环境保护总局实施的《环境信息公开办法（试行）》和部分地区建立的环境信息公开制度为环境信息公开创造了良好的外部条件，但是我国这方面专业数据库的建立仍然不健全。因此，本文选择公众环境研究中心（IPE）和美国自然资源保护协会（NRDC）共同发布的PITI指数衡量环境规制强度。PITI 指数从全面、及时、完整和用户友好四个维度，对全国113个重点城市涉及污染源管理的日常监管、自行监测、互动回应、排放数据、环评信息等环境信息公开状况进行量化评价，能更全面地衡量地区环境规制强度。
技术创新（TECH）：企业技术创新能力越强，则单位产出的能耗则越低，环境污染程度越小。关于技术创新指标的衡量，有的学者采用专利申请数、专利发明数{24}，有的学者则采用科研经费投入{25}。研发人员全时当量能较好地衡量城市技术创水平，但由于统计口径差异和数据缺损较大，本文借鉴王锋正等（2018）的研究{26}，近似地选择地级市从事科研、技术服务人员数量衡量技术创新程度。
（四）控制变量
产业结构升级过程较为复杂，影响因素较多。本文将较为重要的影响因素以控制变量的形式引入，具体如下：一是产业规模（SCAL），用全社会固定资产投资与GDP的比重表示。二是对外贸易（TRAD）。徐婧（2015）认为对外贸易既能通过改变贸易双方的供给和需求结构来影响产业结构升级，又能在微观上改变出口商品结构来影响产业结构升级{27}。本文用进出口总额与GDP的比重表示对外贸易程度。三是政府调控（GOV）。政府产业政策对当地产业结构有较大影响（林毅夫，2012）{28}，政府对产业发展的干预越强，产业结构转型受政策影响相应也越大。本文借鉴潘红波（2008）的做法，采用政府财政支出占GDP的比重衡量政府调控{29}。四是城镇化（UR）。蓝庆新、陈超凡（2013）认为城镇化通过人口、资源的流动和集聚实现外部经济性，从而影响产业结构升级{30}。本文选取城镇人口占总人口的比重表示城镇化水平。
（五）模型设定
为验证前文假设，本文基于2008—2017年我国113个城市的面板数据为研究对象，将产业结构升级作为被解释变量，建立模型（1）检验环境规制对城市产业结构升级的影响，建立模型（2）、（3）将技术创新作为中介变量，检验技术创新是否发挥中介效应。 其中，i表示城市（i=1，2…），t表示时间。STRUit是产业结构升级指标，TECHit是技术创新指标;SCALit代表地区产业规模;TRADit表示对外贸易活跃程度;GOVit表示表示政府干预经济的强度;URit表示城镇化水平。σi为个体固定效应，λi为时间固定效应，θit为随机扰动项。其中，中介效应的检验过程为：（1）如果α1显著，则表明环境规制对产业结构升级有显著影响，存在总效应。（2）如果β1显著，则表明环境规制能显著影响技术创新。（3）如果η2显著，则说明技术创新能显著影响产业结构升级;当η1不显著时，说明技术创新发挥完全中介效应。当η1显著时，技术创新发挥部分中介效应。并且，如果β1×η2与η1符号相同，则中介效应占总效应的比值为|β1×η2/α1|; 如果β1×η2与η1符号不相同，那么技术创新发挥遮掩效应，占比为|β1×η2/η1|。（4）如果β1与η2至少有一个不显著，那么就需要进行bootstrap检验，测算β1×η2的大小。
四、实证结果分析
（一）描述性统计分析
由表2描述性结果可知，环境规制的平均值为0.417，最小值为0.083，最大值为0.853，表明环境规制的地区差异较大。产业结构升级的平均值为2.327，最小值为1.052，最大值为2.801。变量间相关系数均小于0.5，最大为0.35，产业结构升级和技术创新、环境规制的相关系数分别为0.34和0.25，表现出正相关关系。另外，表3所示变量间的方差膨胀因子最大值为1.26，最小值为1.08。结合相关性分析结果，可认为变量间不存在多重共线性问题。
（二）回归结果分析
回归结果如表4所示，环境规制对产业结构升级的影响显著为正，回归系数为0.0305，说明环境规制对产业结构升级有促进作用。加入了其他控制变量后，环境规制的系数仍然显著为正，进一步说明环境规制对城市产业结构升级的直接促进作用，假设1得到验证。
为了检验环境规制是否通过技术创新间接影响产业结构升级，本文将技术创新作为中介变量对其进行检验，结果如表4所示。表4第（3）列显示环境规制对技术创新的回归系数为正且显著，表明环境规制确实促进了技术创新。表4第（4）显示技术创新对产业结构升级的回归系数为0.0196，且显著，结合表4第（2）、（3）的结果，可知技术创新在环境规制对产业结构升级的影响中发挥正向中介效应，中介效应占比为21.18%，假设2得到验证。
其他变量方面，产业规模的回归系数在回归结果表4的第2列和第4列中虽然为正，但并不显著。这可能是因为改革开放以来，我国各个行业已經形成了一定的行业规模，而产业发展规模越大，进行产业结构升级的难度也就越大。并且，行业中的较多企业存在技术落后和产能过剩的问题，这导致了我国目前劳动、资源、污染并存的产业结构局面，此时进行清洁型为主导的产业结构升级必然阻力重重。对外贸易的回归系数在表4的第2和第4列中均为正，表明对外贸易对于产业结构升级是有利的。目前我国外贸出口以工业制品居多，服务业产品占比相对较低，这导致了对外贸易的回归系数虽然为正，但并不显著。政府调控变量对产业结构升级的回归系数均为正，且显著，表明政府调控对产业结构升级是有利的。事实上财政支出对产业结构影响是长期的，财政支出到某个产业，将增加该产业的资本存量，从而促进该产业劳动生产率的提高和行业占比，促进原有产业结构升级。城镇化对产业结构的回归系数显著为正，表明城镇化率的提高有利于产业结构升级。城镇化会加速资本和人口流动，产生产业集聚或要素集聚效应，促进不同产业间的分工及重组，从而有利于产业结构升级。
（三）内生性、稳健性与地区异质性
一是内生性问题。虽然前文的分析已经证实了环境规制对产业结构升级具有显著的促进作用，但模型本身潜在的内生性可能会导致回归结果出现偏误。这种内生性主要体现为：本文选择PITI指数来衡量环境规制，而那些城市的PITI指数得分较低本身可能是由城市较低的产业结构升级水平所导致的结果，这种双向因果关系会导致潜在内生性。另外，模型设定中可能忽略了那些难以衡量的因素，比如政府的制度建设等，遗漏变量也会导致内生性的发生。基于此，本文参考史贝贝（2019）等的方法，引入地级市的报纸种类数量作为工具变量{31}，使用两阶段最小二乘法（2SLS）重新验证环境规制对产业结构升级的影响及作用机制。这是因为报纸作为传统传播信息的载体，能集中反映民生诉求和社会热点，也是政府了解当前民生诉求的重要途径之一。报纸的种类越多越有可能反映更多的环境公开信息，一旦环境问题成为报纸报道的主要议题，地方政府就很有可能出台环境治理政策，比如建立环境信息公开制度、环境污染收费等。另外，报纸的种类一般也不会随着城市产业结构的升级发生明显变化。为了考察工具变量是否严格外生，需要进行过度识别检验，P值大于0.1表明工具变量是外生的，与扰动项不相关;另外，工具变量与环境规制变量在5%水平显著正相关。这些均表明报纸的种类满足工具变量的基本假设。表5报告了两阶段最小二乘估计（2sls）结果，可以看出环境规制系数在1%水平上显著为正，同时，弱工具变量检验Wald F统计量的取值分别为40.85、40.96、54.77，均大于8.96的临界值，说明本文选择的工具变量通过了弱工具变量检验。在考虑了内生性问题之后，模型的回归结果仍与前文的估计结果一致。
二是稳健性检验。为了进一步利用面板数据包含的信息和考察估计结果的稳定性，本文借鉴徐德云（2008）等{32}的方法，采用第一二三产业的产值与GDP的比重来构建产业结构升级指标，该指标赋予了第三产业较高的权重，能更灵敏地识别第三产业比重的变化，较好地衡量地区产业结构升级的水平。具体计算公式如下：
其中，Yi对应的是i产业产值占当地GDP的比重，STRU的最小值为1，最大值为3。当STRU的值越接近1，说明第一产业在GDP中所占比重越大，产业结构处于初级水平。当STRU的值越接近3，说明第三产业在GDP中所占比重越大，产业结构水平越高，回归结果如表6所示。当环境规制为解释变量时，回归系数为0.0124，在5%水平下显著，加入控制变量后环境规制的系数降为0.0119，表明环境规制对产业结构升级有促进作用。当技术创新水平作为解释变量时，回归系数为0.172，在1%水平下显著，表明技术创新有利于产业结构升级。当技术创新加入模型中时，技术创新的系数为0.096，且显著。进一步说明技术创新、环境规制对产业结构升级的促进作用，也说明前文的结论是稳健的。 三是地区异质性。我国地区间经济发展不平衡，环境规制强度与技术创新水平也存在明显差异，本文借鉴董敏杰（2015）等对我国东中西部地区的划分{33}，将样本城市按照所在省份划分为东中西三个地区，进一步研究环境规制对产业结构升级影响的地区异质性{34}。从表6的回歸结果可以看出，环境规制在东中西部地区的系数均显著为正，并且东部地区最高，中部地区最低。这表明东部地区能较快地通过产品结构调整、技术创新等方式应对环境污染治理成本的上升，进行促进了东部地区的产业结构升级。西部地区的传统产业发展相对缓慢，产业结构较单一，这导致地方政府一般不会选择高强度的环境规制政策;新兴产业尚处于产业发展初始阶段，此时施加环境规制，恰恰能从源头上增强企业的环保意识，引导企业采用绿色的生产方式，这导致环境规制有利于西部地区的产业结构升级。环境规制对中部地区的产业结构升级促进作用最小，这可能是因为中部地区的产业发展已具备一定规模，工业基础良好，但服务业仍然以传统服务业为主，发展相对迟缓，获得绿色发展的比较优势有限。另外，中部地区也承接了东部地区一些污染不达标企业的转移和跨国污染密集型企业的流入，这些因素也限制了环境规制对中部地区产业结构升级的影响。技术创新在东中西部地区的回归系数均为正，表明技术创新能促进产业结构升级，但存在地区差异。技术创新在全国和中东部地区对产业结构升级有显著正向作用;对西部地区的回归系数为正，但并不显著，可能是目前西部地区的技术创新水平相对较低，不能有效促进产业结构调整升级。因此，上述回归结果进一步证实了前文的回归结果是稳健的。
进一步来看，面板回归模型验证了环境规制对产业结构升级的促进作用以及技术创新的中介效应。由于我国地区发展不平衡，技术创新水平的差异可能会影响环境规制对产业结构升级的作用效果。基于此，本文借鉴Hansen（1999）提出的面板门槛模型{35}，将技术创新作为门槛变量，进一步研究环境规制对于产业结构升级的影响。模型如下：
（1）门槛效应检验。针对模型5，对技术创新进行门槛效应检验，通过反复抽样1000次，检验出统计量及P值。表7的门槛效应检验结果表明，技术创新单门槛检验的的F值为27.85，在5%水平下显著，在双门槛和三门槛检验中均不显著，表明技术创新在环境规制对产业结构升级的影响中存在单门槛效应。
（2）面板门槛模型回归结果分析。表8的回归结果表明，环境规制关于产业结构升级存在单门槛效应。当LnTECH≤-0.1186（TECH≤0.8882）时，环境规制对产业结构升级的回归系数为正且显著，表明在技术水平较低的情况下，环境规制能促进产业结构升级;在LnER>-0.1186时，环境规制与对产业结构升级的回归系数增大，且显著。这表明随着城市技术水平的提高，环境规制对产业结构升级有正向影响。随着产业技术创新水平的提高，企业生产效率也不断提高，技术创新的补偿效应慢慢释放出来，并开始超过环境规制的成本效应，企业的盈利能力不断增强。当技术创新水平超过门槛值后，环境规制对产业结构升级的促进作用也显著增强。
五、研究结论与政策启示
作为一个发展中大国，中国一直面临经济发展与环境保护的双重压力，实现产业结构升级是建设资源节约型、环境友好型社会的根本。而环境作为一种典型的公共物品，具有明显的非竞争性和非排他性，需要政府的“有形之手”进行环境管制，以修正环境治理的市场失灵问题。
本文以2008—2017年我国113个地级城市的面板数据为样本，运用中介效应模型和面板门槛模型，探讨环境规制对城市产业结构升级的影响以及技术创新的中介效应。研究发现：首先，环境规制能直接促进我国的产业结构升级，符合波特假说;环境规制对东部地区产业结构升级的促进作用强于中西部地区。其次，技术创新在环境规制和产业结构升级关系中发挥中介效应。并且，随着技术创新超过一定的门槛值后，环境规制对产业结构升级的促进作用会显著增强。最后，政府调控、城镇化对产业结构升级起到促进作用，产业规模和对外贸易对产业结构升级作用不显著。
基于上述研究结论，本文的政策启示如下：首先，地方政府在利用环境规制政策促进产业结构升级时应充分考虑地区发展程度和产业结构特征，选择合适的环境规制方式和强度，促进产业结构升级和生态环境保护协调发展。东部地区应提升环境友好型产品的出口量，优化进出口贸易结构，引导产业结构向绿色环保的方向调整;中西部地区而应加强政府调控，促进产业结构升级。其次，加强环境信息披露制度建设，进一步扩大环境信息披露范围，配合“放管服”改革，综合运用移动互联网和社交媒体，增强公众环境信息披露参与度。同时，地方政府应着力建立企业强制环境信息公开制度，提高环境信息透明度，为城市绿色环保的经济发展模式提供政策保障。再次，充分发挥技术创新在环境规制与产业结构升级中的传导效应。地方政府可以通过税收优惠和补贴等方式鼓励企业进行技术创新，引导资金更多流向高新技术产业，并制定多种人才吸引政策，提升地区整体技术创新水平，促进绿色高新技术产业发展，推动产业结构升级。最后，以往环境规制的对象较多地集中在对企业环境污染行为的规制，忽略了消费者行为造成的生活垃圾、生活污水、有毒有害垃圾等环境污染问题。地方政府也需要制定绿色消费导向的环境规制政策，提升公众绿色环保意识，通过绿色消费升级促进产业结构升级。
注释：
① D. L. Millimet， S. Roy， A. Sengupta， Environmental Regulations and Economic Activity： Influence on Market Structure， Annual Review of Resource Economics， 2009， 1（1）， pp.99-118.
② R. Ramanathan， Q. He， A. Black， Environmental Regulations， Innovation and Firm Performance： A Revisit of the Porter Hypothesis， Journal of Cleaner Production， 2016， 5（3）， pp.142-157. ③ S. B. Kheder， N. Zugravu， Environmental Regulation and French Firms Location Aboard： An Economic Geography Model in an International Comparative Study， Ecological Economics， 2012， 77（3）， pp.48-61.
④ 刘巧玲、王奇、刘勇：《经济增长、国际贸易与污染排放的关系研究——基于美国和中国SO2排放的实证分析》，《中国人口·资源与环境》2012年第5期。
⑤ 原毅军、谢荣辉： 《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》，《中国工业经济》2014年第8期。
⑥ S. Borghesi， G. Cainelli， M. Mazzanti， Linking Emission Trading to Environmental Innovation： Evidence from the Italian Manufacturing Industry， Research Policy， 2015， 44（3）， pp. 669-683.
⑦ 肖兴志、李少林：《环境规制对产业升级路径的动态影响研究》，《经济理论与经济管理》2013年第6期。
⑧ 梅国平、龚海林：《环境规制对产业结构变迁的影响机制研究》，《经济经纬》2013年第2期。
⑨ 时乐乐、赵军：《环境规制、技术创新与产业结构升级》，《科研管理》2018年第1期。
⑩ 谢婷婷、郭艳芳：《环境规制、技术创新与产业结构升级》，《工业技术经济》2016年第9期。
{11} 郑加梅：《环境规制产业结构调整效应与作用机制分析》，《财贸研究》2018年第3期。
{12} S. P. Ryan， The Costs of Environmental Regulation in a Concentrated Industry， Econometrica， 2012， 80（3）， pp.1019-1061.
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{14} X. Zhao， B. Sun， The Influence of Chinese Environmental Regulation Corporation Innovation and Competitiveness， Journal of Cleaner Production， 2016， 1112（4）， pp.1528-1536.
{15} M. E. Porter， L. C. Vander， Toward a New Conception of the Environment—Competitiveness Relationship， The Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）， pp.97-118.
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{17} 干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》，《经济研究》2011年第4期。
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{25} 鲁桐、党印：《公司治理与技术创新：分行业比较》，《经济研究》2014年第6期。
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{32} 徐德云：《产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及验证》，《财政研究》2008年第1期。
{33} 董敏杰、梁泳梅、张其仔：《中国工业产能利用率：业比较、地区差距及影响因素》，《经济研究》2015年第1期。
{34} 东部地区包括北京、天津、上海、河北、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、辽宁、吉林、黑龙江;中部地区包括安徽、江西、河南、湖北、湖南、山西;西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西、西藏、新疆、内蒙古。
{35} B. E. Hansen， Threshold Effects in Non-Dynamic Panels： Estimation， Testing， and Inference， Journal of Econometrics， 1999， 93（2）， pp.345-368.
作者简介：殷宇飞，浙江财经大学经济学院博士研究生，浙江杭州，310018;湖州师范学院商学院讲师，浙江湖州，313000。杨雪锋，通讯作者，浙江财经大学公共管理学院教授、博士生导师，浙江杭州，310018。
（责任编辑 陈孝兵）
关键词：环境规制;技术创新;产业升级;产业结构
一、引言
长期以来，由于经济发展方式粗放、产业结构畸重等原因，我国的生态环境形势变得极为严峻，环境问题呈现出结构性、复合型、压缩性等特点，这与日益提高的人民群众美好生活需要和优美生态环境需要相去甚远。如何实现经济发展与环境保护的协调发展，从根本上改变过去以破坏环境、牺牲环境为代价的粗放型经济增长方式，成为摆在政府面前重大的决策议题。因此，党的十九大报告提出加强生态文明体制改革，建設美丽中国的重大战略决策，推进产业结构升级，转变经济发展方式已经成为解决当下生态环境问题的共识。然而，我国的产业结构升级主要受到政府产业政策的引导和干预，从而导致产业结构升级缺乏内在激励。环境规制对污染企业施加外部环境约束，增加企业的生产成本，企业为了生存发展将会对原有的产品结构、企业管理结构、技术创新水平等进行调整，这种调整也会驱动产业结构升级。
环境规制对产业结构升级的影响已成为学术界关注的热点，主要集中在以下几个方面：第一，对“波特假说”的检验。部分学者认为合理的环境规制强度能激发企业技术创新、优化资源配置效率，从而产生“创新补偿”效应，提高企业竞争力，促进产业结构升级①。另一部分学者认为环境规制会给企业施加较强的环境约束，产生投资挤出效应，降低企业竞争力，不利于产业结构升级②。第二，对“污染天堂假说”的检验，即发达国家的污染密集型企业倾向于到环境规制标准较低的国家或地区投资，这将增加外资流入地的污染密集型企业比重，阻碍产业结构升级③。也有研究发现我国的污染密集型行业具有向中西部迁移的显著特征④。第三，还有学者从正式环境规制和非正式环境规制⑤、技术创新⑥、国际贸易⑦、行业壁垒⑧等角度研究了环境规制对产业结构升级的影响机制。
现有研究为本文奠定了一定基础，但也存在一些局限。首先，在环境规制指标的测算方面，一般采用单一指标或综合性指标来间接测算环境规制，较少包含政府环境信息公开方面的指标，而政府环境信息公开对于加强政府、企业以及公众之间对环境信息的沟通协商，提升公众对政府监管机构的信任，形成社会各方共同参与环境保护的良性互动关系也具有重要作用。这导致现有的环境规制指标难以准确体现政府在环境规制中的监管角色和环境治理的综合效果。这一方面是由于数据可得性的限制导致难以准确测算政府环境信息公开，另一方面政府环境信息公开与地区产业结构升级间存在的内生性问题也会造成回归结果偏误。其次，现有研究较多采用省级层面的数据来研究环境规制对产业结构升级的影响，较少以城市样本为研究对象。此外，现有研究较多使用线性模型研究环境规制、技术创新和产业结构升级两两之间的关系，也较少考虑到三者间的关系可能是非线性。与本文研究最为接近的是时乐乐和赵军（2018）⑨、谢婷婷和郭艳芳（2016）⑩ 的相关研究，但两者均以省级面板数据为对象，并且环境规制的测算也没有包含政府环境信息公开方面的指标。
基于这一事实，本文尝试进行如下拓展：第一，不同于以往研究，本文采用中国城市层面的现实证据强化环境规制对产业结构升级影响的实证研究与理论基础，并通过工具变量法处理了环境规制与城市产业结构升级的内生性问题。第二，本文使用公众环境研究中心（IPE）和美国自然资源保护协会（NRDC）共同发布的PITI指数衡量环境规制。该指标既包含了城市环境排放数据，又涵盖了政府对企业污染排放的监管行为和政府、社会在环境信息评估、环保督查方面的互动信息，能较全面地衡量环境污染治理的效果。第三，本文通过引入中介效应模型和门槛模型，研究技术创新在环境规制与产业结构升级关系中的中介效应，进一步探究环境规制、技术创新与产业结构升级的非线性关系。
二、理论分析与研究假说
（一）环境规制对产业结构升级的直接影响
环境规制对产业结构升级的直接影响体现在以下几个方面：首先，环境规制通过设置绿色行业门槛的方式，阻止了行业外污染密集型企业的进入，也抑制了行业内污染密集型企业的规模扩张。随着行业内污染密集型企业所占比例逐渐降低，产业结构开始不断升级{11}。其次，环境规制通过将环境污染的负外部性转移给污染企业，增加企业的生产成本。在面对外部环境约束时，大型污染密集型企业可以通过购买治污设备或者调整产能的方式，降低污染物排放，达到环保标准。而对中小型污染企业而言，环境规制进一步压缩了它们的利润空间，导致中小污染企业难以实现规模经济，没有能力去购买或者升级治污设备，最终被迫退出市场，从而促进产业结构升级{12}。最后，随着环境规制政策的实施，消费者的环保意识不断增强，对绿色产品和服务的需求也逐渐增加{13}。消费者对绿色产品需求的增加直接通过市场机制作用于生产企业，促使企业增加绿色产品和服务的供给，绿色消费需求增加和政府的优惠补贴政策使得清洁型产业获得快速发展。随着污染密集型企业的比重不断降低，清洁型产业的比重不断增加，产业结构逐渐开始升级。基于此，本文提出如下假设：
H1：环境规制对我国城市产业结构升级具有正向影响。 （二）技术创新在环境规制与产业结构升级关系中的中介效应
技术创新是产业结构升级的核心要素，一方面，技术创新既能推动传统劳动或资源密集型产业向技术密集型产业的转型，又能催生高新技术产业，从而直接促进产业结构升级。另一方面，技术创新的技术扩散效应也会通过供给结构和贸易结构等途径间接作用于产业结构升级。环境规制通过转移环境污染治理的负外部性给企业，增加企业的生产成本，从而造成企业研发投资受到挤兑，企业的技术创新动力不足{14}。但“创新补偿说”认为环境规制能激发企业技术创新、优化行业内部的资源配置效率，产生更显著的“创新补偿”效应，从而有利于产业结构升级{15}。蒋伏心等也认为环境规制在短期会增加企业的生产成本，但是企业不断增加环境污染治理投入并不符合利润最大化原则{16}。长期来看，企业进行技术创新既能提高自身的生产效率从根本上控制污染排放，又能增加企业利润，弥补环境污染治理费用，从而实现利润最大化。事实上，无论是正式环境规制，还是基于环境信息公开、公众绿色环保意识的非正式环境规制，在短期内都会在一定程度上增加企业的生产成本。企业一般会采用绿色生产技术研发新产品或者升级改造原有生产设备等方式控制污染排放，这些都需要加大对技术创新的投入。所以，合适的环境规制能促进企业的技术创新，提高行业的技术水平，促进产业结构升级。基于此，提出如下假设：
H2：技术创新在环境规制与我国城市产业结构升级关系中发挥正向中介效应。
（三）环境规制对产业结构升级影响的区域差异性
由于我国地区经济发展不平衡，环境规制强度与技术创新水平也存在差异，这将导致环境规制对地区产业结构升级的影响可能存在地区差异性。在经济发展水平较高，技术创新能力强的地区实施高强度的环境规制，将倒逼企业进行绿色技术创新，促进地区产业结构升级。而在经济落后、技术创新实力薄弱的地区实施高强度的环境规制，将会抑制企业的技术创新，不利于地区产业结构升级。因此，有必要针对地区发展水平和技术创新水平的差异，研究环境规制对产业结构升级的不同影响。为此，提出如下假设：
H3：环境规制对城市产业结构升级的影响具有地区差异性。
三、研究设计
（一）数据来源与样本选择
本文基于公众环境研究中心（IPE）和美国自然资源保护协会（NRDC）共同发布的PITI指数中的我国113个城市为研究样本，時间范围为2008—2017年。数据来源为《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》以及同花顺IFIND数据库和国泰安数据库。
（二）被解释变量
产业结构升级（STRU）：在经济发展过程中，产业结构升级是三次产业所占比重变化的动态过程。经济发展促进三次产业结构逐步向产业高级化演变，即第一、二产业逐步向第三产业转移。干春晖（2011）认为第三产业产值与第二产业产值的比重能较好地衡量产业结构升级{17}。因此，本文同样用第三产业产值与第二产业产值之比衡量产业结构升级。
（三）解释变量
环境规制（ER）：目前环境规制强度的测算方法较多，学术界并未形成统一的测算标准。环境污染治理投资{18}、能源消耗与GDP比值{19}、工业增加值与排放量的比重{20}、单位污染物排污费征收额{21}以及地方政府颁布的环保规章数量{22}等指标都曾被用来衡量环境规制强度。也有学者通过构建包含能源消耗、环境污染排放的综合环境规制指数来测算环境规制强度{23}。现有文献已从多个角度进行了环境规制测算，但是鲜有文献包含政府环境信息公开方面的指标。2007年国家环境保护总局实施的《环境信息公开办法（试行）》和部分地区建立的环境信息公开制度为环境信息公开创造了良好的外部条件，但是我国这方面专业数据库的建立仍然不健全。因此，本文选择公众环境研究中心（IPE）和美国自然资源保护协会（NRDC）共同发布的PITI指数衡量环境规制强度。PITI 指数从全面、及时、完整和用户友好四个维度，对全国113个重点城市涉及污染源管理的日常监管、自行监测、互动回应、排放数据、环评信息等环境信息公开状况进行量化评价，能更全面地衡量地区环境规制强度。
技术创新（TECH）：企业技术创新能力越强，则单位产出的能耗则越低，环境污染程度越小。关于技术创新指标的衡量，有的学者采用专利申请数、专利发明数{24}，有的学者则采用科研经费投入{25}。研发人员全时当量能较好地衡量城市技术创水平，但由于统计口径差异和数据缺损较大，本文借鉴王锋正等（2018）的研究{26}，近似地选择地级市从事科研、技术服务人员数量衡量技术创新程度。
（四）控制变量
产业结构升级过程较为复杂，影响因素较多。本文将较为重要的影响因素以控制变量的形式引入，具体如下：一是产业规模（SCAL），用全社会固定资产投资与GDP的比重表示。二是对外贸易（TRAD）。徐婧（2015）认为对外贸易既能通过改变贸易双方的供给和需求结构来影响产业结构升级，又能在微观上改变出口商品结构来影响产业结构升级{27}。本文用进出口总额与GDP的比重表示对外贸易程度。三是政府调控（GOV）。政府产业政策对当地产业结构有较大影响（林毅夫，2012）{28}，政府对产业发展的干预越强，产业结构转型受政策影响相应也越大。本文借鉴潘红波（2008）的做法，采用政府财政支出占GDP的比重衡量政府调控{29}。四是城镇化（UR）。蓝庆新、陈超凡（2013）认为城镇化通过人口、资源的流动和集聚实现外部经济性，从而影响产业结构升级{30}。本文选取城镇人口占总人口的比重表示城镇化水平。
（五）模型设定
为验证前文假设，本文基于2008—2017年我国113个城市的面板数据为研究对象，将产业结构升级作为被解释变量，建立模型（1）检验环境规制对城市产业结构升级的影响，建立模型（2）、（3）将技术创新作为中介变量，检验技术创新是否发挥中介效应。 其中，i表示城市（i=1，2…），t表示时间。STRUit是产业结构升级指标，TECHit是技术创新指标;SCALit代表地区产业规模;TRADit表示对外贸易活跃程度;GOVit表示表示政府干预经济的强度;URit表示城镇化水平。σi为个体固定效应，λi为时间固定效应，θit为随机扰动项。其中，中介效应的检验过程为：（1）如果α1显著，则表明环境规制对产业结构升级有显著影响，存在总效应。（2）如果β1显著，则表明环境规制能显著影响技术创新。（3）如果η2显著，则说明技术创新能显著影响产业结构升级;当η1不显著时，说明技术创新发挥完全中介效应。当η1显著时，技术创新发挥部分中介效应。并且，如果β1×η2与η1符号相同，则中介效应占总效应的比值为|β1×η2/α1|; 如果β1×η2与η1符号不相同，那么技术创新发挥遮掩效应，占比为|β1×η2/η1|。（4）如果β1与η2至少有一个不显著，那么就需要进行bootstrap检验，测算β1×η2的大小。
四、实证结果分析
（一）描述性统计分析
由表2描述性结果可知，环境规制的平均值为0.417，最小值为0.083，最大值为0.853，表明环境规制的地区差异较大。产业结构升级的平均值为2.327，最小值为1.052，最大值为2.801。变量间相关系数均小于0.5，最大为0.35，产业结构升级和技术创新、环境规制的相关系数分别为0.34和0.25，表现出正相关关系。另外，表3所示变量间的方差膨胀因子最大值为1.26，最小值为1.08。结合相关性分析结果，可认为变量间不存在多重共线性问题。
（二）回归结果分析
回归结果如表4所示，环境规制对产业结构升级的影响显著为正，回归系数为0.0305，说明环境规制对产业结构升级有促进作用。加入了其他控制变量后，环境规制的系数仍然显著为正，进一步说明环境规制对城市产业结构升级的直接促进作用，假设1得到验证。
为了检验环境规制是否通过技术创新间接影响产业结构升级，本文将技术创新作为中介变量对其进行检验，结果如表4所示。表4第（3）列显示环境规制对技术创新的回归系数为正且显著，表明环境规制确实促进了技术创新。表4第（4）显示技术创新对产业结构升级的回归系数为0.0196，且显著，结合表4第（2）、（3）的结果，可知技术创新在环境规制对产业结构升级的影响中发挥正向中介效应，中介效应占比为21.18%，假设2得到验证。
其他变量方面，产业规模的回归系数在回归结果表4的第2列和第4列中虽然为正，但并不显著。这可能是因为改革开放以来，我国各个行业已經形成了一定的行业规模，而产业发展规模越大，进行产业结构升级的难度也就越大。并且，行业中的较多企业存在技术落后和产能过剩的问题，这导致了我国目前劳动、资源、污染并存的产业结构局面，此时进行清洁型为主导的产业结构升级必然阻力重重。对外贸易的回归系数在表4的第2和第4列中均为正，表明对外贸易对于产业结构升级是有利的。目前我国外贸出口以工业制品居多，服务业产品占比相对较低，这导致了对外贸易的回归系数虽然为正，但并不显著。政府调控变量对产业结构升级的回归系数均为正，且显著，表明政府调控对产业结构升级是有利的。事实上财政支出对产业结构影响是长期的，财政支出到某个产业，将增加该产业的资本存量，从而促进该产业劳动生产率的提高和行业占比，促进原有产业结构升级。城镇化对产业结构的回归系数显著为正，表明城镇化率的提高有利于产业结构升级。城镇化会加速资本和人口流动，产生产业集聚或要素集聚效应，促进不同产业间的分工及重组，从而有利于产业结构升级。
（三）内生性、稳健性与地区异质性
一是内生性问题。虽然前文的分析已经证实了环境规制对产业结构升级具有显著的促进作用，但模型本身潜在的内生性可能会导致回归结果出现偏误。这种内生性主要体现为：本文选择PITI指数来衡量环境规制，而那些城市的PITI指数得分较低本身可能是由城市较低的产业结构升级水平所导致的结果，这种双向因果关系会导致潜在内生性。另外，模型设定中可能忽略了那些难以衡量的因素，比如政府的制度建设等，遗漏变量也会导致内生性的发生。基于此，本文参考史贝贝（2019）等的方法，引入地级市的报纸种类数量作为工具变量{31}，使用两阶段最小二乘法（2SLS）重新验证环境规制对产业结构升级的影响及作用机制。这是因为报纸作为传统传播信息的载体，能集中反映民生诉求和社会热点，也是政府了解当前民生诉求的重要途径之一。报纸的种类越多越有可能反映更多的环境公开信息，一旦环境问题成为报纸报道的主要议题，地方政府就很有可能出台环境治理政策，比如建立环境信息公开制度、环境污染收费等。另外，报纸的种类一般也不会随着城市产业结构的升级发生明显变化。为了考察工具变量是否严格外生，需要进行过度识别检验，P值大于0.1表明工具变量是外生的，与扰动项不相关;另外，工具变量与环境规制变量在5%水平显著正相关。这些均表明报纸的种类满足工具变量的基本假设。表5报告了两阶段最小二乘估计（2sls）结果，可以看出环境规制系数在1%水平上显著为正，同时，弱工具变量检验Wald F统计量的取值分别为40.85、40.96、54.77，均大于8.96的临界值，说明本文选择的工具变量通过了弱工具变量检验。在考虑了内生性问题之后，模型的回归结果仍与前文的估计结果一致。
二是稳健性检验。为了进一步利用面板数据包含的信息和考察估计结果的稳定性，本文借鉴徐德云（2008）等{32}的方法，采用第一二三产业的产值与GDP的比重来构建产业结构升级指标，该指标赋予了第三产业较高的权重，能更灵敏地识别第三产业比重的变化，较好地衡量地区产业结构升级的水平。具体计算公式如下：
其中，Yi对应的是i产业产值占当地GDP的比重，STRU的最小值为1，最大值为3。当STRU的值越接近1，说明第一产业在GDP中所占比重越大，产业结构处于初级水平。当STRU的值越接近3，说明第三产业在GDP中所占比重越大，产业结构水平越高，回归结果如表6所示。当环境规制为解释变量时，回归系数为0.0124，在5%水平下显著，加入控制变量后环境规制的系数降为0.0119，表明环境规制对产业结构升级有促进作用。当技术创新水平作为解释变量时，回归系数为0.172，在1%水平下显著，表明技术创新有利于产业结构升级。当技术创新加入模型中时，技术创新的系数为0.096，且显著。进一步说明技术创新、环境规制对产业结构升级的促进作用，也说明前文的结论是稳健的。 三是地区异质性。我国地区间经济发展不平衡，环境规制强度与技术创新水平也存在明显差异，本文借鉴董敏杰（2015）等对我国东中西部地区的划分{33}，将样本城市按照所在省份划分为东中西三个地区，进一步研究环境规制对产业结构升级影响的地区异质性{34}。从表6的回歸结果可以看出，环境规制在东中西部地区的系数均显著为正，并且东部地区最高，中部地区最低。这表明东部地区能较快地通过产品结构调整、技术创新等方式应对环境污染治理成本的上升，进行促进了东部地区的产业结构升级。西部地区的传统产业发展相对缓慢，产业结构较单一，这导致地方政府一般不会选择高强度的环境规制政策;新兴产业尚处于产业发展初始阶段，此时施加环境规制，恰恰能从源头上增强企业的环保意识，引导企业采用绿色的生产方式，这导致环境规制有利于西部地区的产业结构升级。环境规制对中部地区的产业结构升级促进作用最小，这可能是因为中部地区的产业发展已具备一定规模，工业基础良好，但服务业仍然以传统服务业为主，发展相对迟缓，获得绿色发展的比较优势有限。另外，中部地区也承接了东部地区一些污染不达标企业的转移和跨国污染密集型企业的流入，这些因素也限制了环境规制对中部地区产业结构升级的影响。技术创新在东中西部地区的回归系数均为正，表明技术创新能促进产业结构升级，但存在地区差异。技术创新在全国和中东部地区对产业结构升级有显著正向作用;对西部地区的回归系数为正，但并不显著，可能是目前西部地区的技术创新水平相对较低，不能有效促进产业结构调整升级。因此，上述回归结果进一步证实了前文的回归结果是稳健的。
进一步来看，面板回归模型验证了环境规制对产业结构升级的促进作用以及技术创新的中介效应。由于我国地区发展不平衡，技术创新水平的差异可能会影响环境规制对产业结构升级的作用效果。基于此，本文借鉴Hansen（1999）提出的面板门槛模型{35}，将技术创新作为门槛变量，进一步研究环境规制对于产业结构升级的影响。模型如下：
（1）门槛效应检验。针对模型5，对技术创新进行门槛效应检验，通过反复抽样1000次，检验出统计量及P值。表7的门槛效应检验结果表明，技术创新单门槛检验的的F值为27.85，在5%水平下显著，在双门槛和三门槛检验中均不显著，表明技术创新在环境规制对产业结构升级的影响中存在单门槛效应。
（2）面板门槛模型回归结果分析。表8的回归结果表明，环境规制关于产业结构升级存在单门槛效应。当LnTECH≤-0.1186（TECH≤0.8882）时，环境规制对产业结构升级的回归系数为正且显著，表明在技术水平较低的情况下，环境规制能促进产业结构升级;在LnER>-0.1186时，环境规制与对产业结构升级的回归系数增大，且显著。这表明随着城市技术水平的提高，环境规制对产业结构升级有正向影响。随着产业技术创新水平的提高，企业生产效率也不断提高，技术创新的补偿效应慢慢释放出来，并开始超过环境规制的成本效应，企业的盈利能力不断增强。当技术创新水平超过门槛值后，环境规制对产业结构升级的促进作用也显著增强。
五、研究结论与政策启示
作为一个发展中大国，中国一直面临经济发展与环境保护的双重压力，实现产业结构升级是建设资源节约型、环境友好型社会的根本。而环境作为一种典型的公共物品，具有明显的非竞争性和非排他性，需要政府的“有形之手”进行环境管制，以修正环境治理的市场失灵问题。
本文以2008—2017年我国113个地级城市的面板数据为样本，运用中介效应模型和面板门槛模型，探讨环境规制对城市产业结构升级的影响以及技术创新的中介效应。研究发现：首先，环境规制能直接促进我国的产业结构升级，符合波特假说;环境规制对东部地区产业结构升级的促进作用强于中西部地区。其次，技术创新在环境规制和产业结构升级关系中发挥中介效应。并且，随着技术创新超过一定的门槛值后，环境规制对产业结构升级的促进作用会显著增强。最后，政府调控、城镇化对产业结构升级起到促进作用，产业规模和对外贸易对产业结构升级作用不显著。
基于上述研究结论，本文的政策启示如下：首先，地方政府在利用环境规制政策促进产业结构升级时应充分考虑地区发展程度和产业结构特征，选择合适的环境规制方式和强度，促进产业结构升级和生态环境保护协调发展。东部地区应提升环境友好型产品的出口量，优化进出口贸易结构，引导产业结构向绿色环保的方向调整;中西部地区而应加强政府调控，促进产业结构升级。其次，加强环境信息披露制度建设，进一步扩大环境信息披露范围，配合“放管服”改革，综合运用移动互联网和社交媒体，增强公众环境信息披露参与度。同时，地方政府应着力建立企业强制环境信息公开制度，提高环境信息透明度，为城市绿色环保的经济发展模式提供政策保障。再次，充分发挥技术创新在环境规制与产业结构升级中的传导效应。地方政府可以通过税收优惠和补贴等方式鼓励企业进行技术创新，引导资金更多流向高新技术产业，并制定多种人才吸引政策，提升地区整体技术创新水平，促进绿色高新技术产业发展，推动产业结构升级。最后，以往环境规制的对象较多地集中在对企业环境污染行为的规制，忽略了消费者行为造成的生活垃圾、生活污水、有毒有害垃圾等环境污染问题。地方政府也需要制定绿色消费导向的环境规制政策，提升公众绿色环保意识，通过绿色消费升级促进产业结构升级。
注释：
① D. L. Millimet， S. Roy， A. Sengupta， Environmental Regulations and Economic Activity： Influence on Market Structure， Annual Review of Resource Economics， 2009， 1（1）， pp.99-118.
② R. Ramanathan， Q. He， A. Black， Environmental Regulations， Innovation and Firm Performance： A Revisit of the Porter Hypothesis， Journal of Cleaner Production， 2016， 5（3）， pp.142-157. ③ S. B. Kheder， N. Zugravu， Environmental Regulation and French Firms Location Aboard： An Economic Geography Model in an International Comparative Study， Ecological Economics， 2012， 77（3）， pp.48-61.
④ 刘巧玲、王奇、刘勇：《经济增长、国际贸易与污染排放的关系研究——基于美国和中国SO2排放的实证分析》，《中国人口·资源与环境》2012年第5期。
⑤ 原毅军、谢荣辉： 《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》，《中国工业经济》2014年第8期。
⑥ S. Borghesi， G. Cainelli， M. Mazzanti， Linking Emission Trading to Environmental Innovation： Evidence from the Italian Manufacturing Industry， Research Policy， 2015， 44（3）， pp. 669-683.
⑦ 肖兴志、李少林：《环境规制对产业升级路径的动态影响研究》，《经济理论与经济管理》2013年第6期。
⑧ 梅国平、龚海林：《环境规制对产业结构变迁的影响机制研究》，《经济经纬》2013年第2期。
⑨ 时乐乐、赵军：《环境规制、技术创新与产业结构升级》，《科研管理》2018年第1期。
⑩ 谢婷婷、郭艳芳：《环境规制、技术创新与产业结构升级》，《工业技术经济》2016年第9期。
{11} 郑加梅：《环境规制产业结构调整效应与作用机制分析》，《财贸研究》2018年第3期。
{12} S. P. Ryan， The Costs of Environmental Regulation in a Concentrated Industry， Econometrica， 2012， 80（3）， pp.1019-1061.
{13} T. B. Bjorner， L. G. Hansen， C. S. Russell， Environmental Labeling and Consumers’ Choicean Empirical Analysis of the Effect of the Nordic Swan， Journal of Environmental Economics and Management， 2004， 47（3）， pp.411-434.
{14} X. Zhao， B. Sun， The Influence of Chinese Environmental Regulation Corporation Innovation and Competitiveness， Journal of Cleaner Production， 2016， 1112（4）， pp.1528-1536.
{15} M. E. Porter， L. C. Vander， Toward a New Conception of the Environment—Competitiveness Relationship， The Journal of Economic Perspectives， 1995， 9（4）， pp.97-118.
{16} 蒋伏心、王竹君、白俊红：《环境规制对技术创新影响的双重效应——基于江苏制造业动态面板数据的实证研究》，《中国工业经济》2013年第7期。
{17} 干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》，《经济研究》2011年第4期。
{18} 宋马林、王舒鸿：《环境规制、技术进步与经济增长》，《经济研究》2011年第8期。
{19} 杨雪锋、石洁星、王成：《政治周期、选择性环境管制与环境绩效》，《财经论丛》2015年第12期。
{20} 张文彬、张理芃、张可云：《中国环境规制强度省际竞争形态及其演变——基于两区制空间Durbin固定效应模型的分析》，《管理世界》2010年第12期。
{21} 李胜文、李新春、杨学儒：《中国的环境效率与环境管制——基于1986-2007年省级水平的估算》，《财经研究》2010年第6期。
{22} 李永友、沈坤荣：《我国污染控制政策的减排效果——基于省际工业污染数据的实证分析》，《管理世界》2008年第7期。
{23} B. K. Sonia， Natalia Zugravu， The Pollution Haven Hypothesis： A Geographic Economy Model in a Comparative Study， Ecological Economics， 2008， 6（2）， pp.55-76.
{24} 董直庆、王辉：《环境规制的“本地—鄰地”绿色技术创新效应》，《中国工业经济》2019年第1期。
{25} 鲁桐、党印：《公司治理与技术创新：分行业比较》，《经济研究》2014年第6期。
{26} 王锋正、姜涛、郭晓川：《政府质量、环境规制与企业绿色技术创新》，《科研管理》2018年第1期。
{27} 徐婧、孟娟：《贸易开放、经济增长与人力资本——基于面板门槛模型的研究》，《世界经济研究》2015年第6期。
{28} 林毅夫：《新结构经济学与中国发展之路》，《中国市场》2012年第50期。
{29} 潘红波、夏新平、余明桂：《政府干预、政治关联与地方国有企业并购》，《经济研究》2008年第4期。
{30} 蓝庆新、陈超凡：《新型城镇化推动产业结构升级了吗？——基于中国省级面板数据的空间计量研究》，《财经研究》2013年第12期。
{31} 史贝贝、冯晨、康蓉：《环境信息披露与外商直接投资结构优化》，《中国工业经济》2019年第4期。
{32} 徐德云：《产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及验证》，《财政研究》2008年第1期。
{33} 董敏杰、梁泳梅、张其仔：《中国工业产能利用率：业比较、地区差距及影响因素》，《经济研究》2015年第1期。
{34} 东部地区包括北京、天津、上海、河北、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、辽宁、吉林、黑龙江;中部地区包括安徽、江西、河南、湖北、湖南、山西;西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西、西藏、新疆、内蒙古。
{35} B. E. Hansen， Threshold Effects in Non-Dynamic Panels： Estimation， Testing， and Inference， Journal of Econometrics， 1999， 93（2）， pp.345-368.
作者简介：殷宇飞，浙江财经大学经济学院博士研究生，浙江杭州，310018;湖州师范学院商学院讲师，浙江湖州，313000。杨雪锋，通讯作者，浙江财经大学公共管理学院教授、博士生导师，浙江杭州，310018。
（责任编辑 陈孝兵）