王 艳 辛 萌 雷淑珍

(1.西安理工大学 经济与管理学院，西安 710048；2.西北大学 经济管理学院，西安710127)

0 引 言

改革开放40年来，随着中国经济从“增长奇迹”到回归常态，经济增长、环境治理与结构转型之间的权衡与协调问题日益凸显。十九大报告指出，“中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段”，这意味着经济增长的目标不再局限于对数量的追求，开始向着更高效率、更协调、更绿色的发展方向转变。从“十一五”规划到“十四五”规划，国家出台并实施了多项环境规制政策，不断提高对环境与生态的重视程度。研究表明，环境规制对经济增长存在一定的抑制作用，如果环境规制强度设定过高，将不利于新旧动能转换与产业结构优化，从而造成经济增长乏力。反之，如果环境规制强度设定过低，则不利于形成绿色生产和生活模式，不利于推动经济高质量发展。因此，研究环境规制对经济增长质量的影响，对于制定适宜的环境规制政策，探索中国经济转型，寻求经济增长新动能具有重要现实意义，同时为经济高质量发展与生态环境保护实现“双赢”提供了理论依据与经验支撑。

当前关于环境规制影响经济增长质量的学术观点主要集中在以下三个方面：一是受新古典经济学理论的影响，认为环境规制抑制了经济增长。严格的环境规制会增加企业的环境治理成本，挤占原本用于提升市场竞争力的资本投入，进而削弱经济增长质量[1]2-22。二是“创新补偿学说”，该观点认为环境规制有利于促进经济增长质量。[2]52-103环境规制压力越大，决策层越会采取创新转型战略，诱导创新输出从而带动产业转型升级。绿色技术创新通过溢出效应抵消环境规制带来的治理成本，实现地区经济增长和环境保护的“双赢”。三是认为环境规制与经济增长质量的相互关系不确定，与其所处的发展阶段和区位有关。周清香和何爱萍认为黄河流域环境规制与经济高质量发展存在倒“U”形关系，当前黄河流域环境规制强度对高质量发展有正向激励作用。[3]89-104范庆泉、储成君等的研究显示，环京津冀地区、长三角地区环境规制对经济增长呈现先抑制、后促进的作用效果。[4]84-94陶静和胡雪萍从经济结构、经济效率、经济稳定性和经济持续性等4个经济增长质量变量入手探讨环境规制对经济增长质量的影响，研究发现环境规制强度超过某一临界值后将不利于经济增长质量的提高。[5]85-96

综上所述，学术界关于环境规制与经济增长质量之间单向影响关系的研究已较为丰富，但对其相互间影响机理还有待进一步探索，在分析经济增长质量时也较少考虑滞后项问题。据此，本文基于产业结构优化视角，将环境规制、产业结构高级化、产业结构合理化和经济增长质量纳入同一分析框架，利用 2005—2019年的省级面板数据，采用两步系统广义矩估计法(SYS-GMM)，将经济增长质量的滞后效应纳入分析模型中，动态考察环境规制对经济增长质量的影响机理。同时，将全部样本划分为东部、中部和西部三个区域进行对比分析，进一步探究环境规制对经济增长质量的影响效应。

1 理论分析与研究假设

环境规制的根本落脚点在于促进经济的可持续发展。由于污染治理的机会成本过高，从短期来看，会使企业将大量资金投入于改进生产工艺、流程及设备、分配生产线资源、厂房选址等环境治理项目，产生的“成本效应”会在一定程度上削弱企业在新技术与新产品上的创新盈余。但长期来看，迫于成本上升的压力及利润最大化原则，企业会充分发挥技术创新的优势以获取补偿，增加单位产品的产值，以此抵消部分或全部因环境政策实施而减少的利润，甚至会因此直接转向高回报、低污染的第三产业。此外，“补偿效应”还体现在劳动力供给[6]90-100+128和产品需求上。环境质量的改善可以有效提升劳动者的健康水平，在需求不变的情况下，劳动供给增加会降低劳动期望价格，缓解环境规制的“成本效应”。从消费者偏好来看，当消费者偏好于低污染、高附加值的产品时，企业为增加收益会转向绿色产品的研究和开发[7]862-870，从而逐渐淘汰落后产能，提升经济增长质量。

据此，提出假设H1：加强环境规制有助于提升经济增长质量。

产业结构优化带来的“结构红利”可以显著促进经济增长质量。[8]125-160产业结构优化包括产业结构合理化和产业结构高级化[9]4-31，前者主要反映资源在三次产业间的配置情况，侧重于各产业之间的联系程度和资源的有效利用度；后者更关注产业由低水平向高水平演进的趋势，即经济结构的服务化倾向。当资本与劳动等生产要素可以充分自由流动时，产业结构合理化可以使资源得到更高效的分配，进而缩小三次产业间劳动生产率的差距。一般情况下，第三产业的劳动生产率高于第一产业与第二产业的劳动生产率。当经济发展到较高水平时工业产品所带来的边际收益率降低，生产要素会向第三产业倾斜。先进的技术和知识等无形生产要素的注入，有利于提升第三产业的规模和效率，为第三产业发展提供良好的经济基础，进而主动完成去工业化的发展阶段。如此的良性互动可以最大化地助力经济增长质量趋向于理想状态。

据此，提出假设H2:产业结构优化可以促进经济增长质量的提升。

强制性环境规制通过驱动污染产业向外迁出或内部升级倒逼产业结构向绿色、洁净的方向调整。[10]1-10产业升级体现为第一产业和第二产业缩减规模、提高生产效率和技术水平，企业向第三产业聚拢。产业转移是经济发达地区重污染企业向环境规制相对宽松的地区转移[11]73-85，新迁入拥有先进技术和资源的企业间接推动地方产业结构合理化，提升迁入地经济增长质量。而迁出地由于污染企业转移，留下或新创立的企业属于相对清洁型的服务性产业，从而实现产业高级化。Jeon、Hong等研究发现技术创新可以促进产品的更新换代，提高市场竞争力，扩大产业规模并且产生衍生行业，进而促进产业结构调整升级。[12]733-754环境规制除了对客体的直接影响，还可以通过对主体的间接影响促进产业结构优化。随着环境绩效纳入官员考核范围，面临环境目标约束的地方政府官员会更加主动地执行环境政策指令，其产业结构优化的成效相对环境绩效未纳入考核范围的地方更为突出。[13]57-72可见，环境规制对产业结构优化的正向影响是毋庸置疑的。一方面，环境规制能够加快污染企业的退出或转移，从而提升本地区的清洁生产水平，促进产业结构绿色转型。另一方面，环境约束可以对企业和政府官员形成倒逼机制，促进技术创新和设备更新，提高企业的产品质量和市场竞争力，促使产业结构向低污染、低排放的技术型产业升级。

据此，提出假设H3:当产业结构同时趋于合理化和高级化时，环境规制通过倒逼产业结构优化推动经济增长质量的发展，即存在产业结构优化的中介效应。

2 指标构建与变量选取

2.1 环境规制指标构建

基于对环境污染排放量的考虑，本文拟采用李强、丁春林[14]17-28的方法，通过综合指数法测算环境规制强度，计算时包含工业废水、工业二氧化硫、工业烟粉尘排放量与地区工业生产总值这4个单项指标，使用熵值法确定各项指标的权重，计算环境规制综合指标。具体公式见(1)式：

(1)

其中，i表示3种污染排放物，t表示地区，Pit为t地区污染物i的排放量，D表示该地区工业总产值，Wi表示通过熵值法得出的权重系数。ER值越大，意味着环境规制的强度越高，单位工业总产值所对应的污染物排放量就会越低，由此促使污染型企业外迁或通过创新成果输出进行产业转型，进一步降低单位工业总产值所对应的污染物排放量。

2.2 产业结构优化指标构建

产业结构优化主要指产业结构合理化(ISR)和产业结构高级化(ISU) 。[9]4-16+31产业结构合理化从产业结构生产率水平来看，可以用产业结构偏离度衡量，即三次产业偏离数的绝对值总和。计算公式见(2)式：

(2)

其中，i=1、2、3，代表第一产业、第二产业和第三产业，Yi指三次产业的产值、Li表示三次产业的从业人数，Y是GDP总量，L是总就业人数。理想的产业结构均衡状态是各产业产值占比与相应劳动力占比相等，偏离数的绝对值越大代表偏离均衡状态的程度越深，产业结构合理化水平越低。

产业结构高级化是三次产业占国民经济中的比重向高层次演进的结果，这个过程中第三产业产值增加是一个很重要的规律，本文采用第三产业总产值占第二产业总产值之比衡量。如果第三产业产值大于第二产业产值，则意味着产业结构的主导产业从第二产业转向第三产业，产业结构在升级。

2.3 经济增长质量

关于经济增长质量的研究十分丰富，狭义的经济增长质量主要指资源的使用效率，常将全要素生产率或投入产出比与经济增长质量直接对等[15]118-124；广义的经济增长质量多强调经济增长的可持续性，一般通过构建综合指标体系[16]20-34进行评价。[16]20-34任保平、文丰安将经济增长质量界定为经济发展的有效性、稳定性、协调性、充分性、持续性、分享性和创新性。[17]5-16李二玲、崔之珍认为经济增长质量主要体现在创新和经济特征方面，可以细分为创新投入、创新产出、创新环境、经济规模、经济效益、经济增长和经济结构。[18]1412-1421

鉴于此，本文认为经济增长质量的综合指标主要通过经济结构、福利效益和经济发展三个维度确定，而各方面指数又通过不同的分项指标和基础指标进行测算，经济增长质量的评价指标体系见表1。

表1 经济增长质量的评价指标体系

通过将逆指标取倒数后将其转化为正指标，进行标准化处理消除量纲差异和数量级差异，最后通过熵值法确定各评价指标的权重，采用加权函数法对所有评价指标进行加权处理，得到各省份经济增长质量综合指数，以此表征经济增长质量水平。见(3)、(4)、(5)式。

(3)

(4)

(5)

其中，Xit表示标准化后第i个省份第t个经济增长质量评价指标的数据，n表示省份个数，m表示指标个数，Et是熵值，Wt是第t项指标的权重。HQEG是经济增长质量指数，介于0～1之间，指数越大表示该省份经济增长质量水平越高，反之，则意味着经济增长质量水平越低。

2.4 控制变量

市场化程度(Market)对于促进信息流动速率、增加交易频次、激发经济活性具有重要影响，本文采用各省市场化指数表征。城市化水平(Urban)用来反映我国农村人口向城市转移的过程，这一过程通过要素驱动提高城市全要素生产率，采用城市常住人口与地区总人口的比值衡量。

固定资产投资(K)数值越大，环境负担越重，不利于提升经济增长质量，本文采用第二产业固定资产投资占GDP的比值表征。规模以上企业(Enterprise)承载着地方经济发展的成果，在生产效率和技术革新方面具有天然优势，是经济可持续发展的重要力量，本文采用规模以上企业数量衡量。金融发展(Finance)可为各行业提供资金支持，一方面有助于通过要素的集聚效应实现规模经济，增加资本的积聚总量促进经济增长；另一方面有助于通过资本的分配速率，实现全要素生产率的提升，本文采用金融产业增加值表征。

2.5 数据来源及处理

本文选取2005—2019年全国30个省份作为地区样本(未包含西藏和港澳台地区)进行面板数据分析。原始数据来源于2006—2020《中国统计年鉴》、各省统计年鉴以及《中国环境统计年鉴》等，还存在个别缺失数值采用线性插值法补全。为了减弱回归模型的异方差问题，对所有变量取对数，表2给出了对数化后变量的描述性统计。

表2 变量描述性统计

3 模型的构建与实证分析

本文首先考察环境规制与经济增长质量的关系，之后以产业结构优化作为中介变量，采用中介效应模型完成对影响机理的识别。

3.1 总体效应检验

考虑到经济增长质量具有时间的持续性，即上一期的经济增长质量会显著影响本期的经济增长质量水平，需要将经济增长质量的滞后一期作为解释变量纳入方程，构建动态面板计量模型，见(6)式：

HQEG=α0+α1HQEGit-1+α2ERit+α3X+λt+εit

(6)

其中，ER表示环境规制强度，HQEG表示经济增长质量指数，下标i和t分别表示省份和年份，X表示控制变量，囊括市场化指数、资本密度、城市化水平、金融发展和规模以上企业数，λt表示时间效应，εit表示随机误差项。

为防止出现变量间多重共线性问题，本文采用逐步回归的方法进行估计。由于环境规制与经济增长质量本质上是相互影响的双向因果关系，存在模型估计的内生性问题，并且环境规制对经济增长质量的影响存在时滞，需要考虑滞后期问题。因此，本文拟采用SYS-GMM动态估计法，将变量的滞后一期作为工具变量，既解决参数估计的内生性问题，又解决了经济增长的滞后性。工具变量的有效性检验需要通过残差项相关性检验和过度识别检验。Hansen J检验相比Sargan检验更适合使用稳健的标准误，故本文选择报告Hansen J检验的P值、AR(1)以及AR (2)检验的P值来识别工具变量的有效性和估计结果的可靠性。环境规制对经济高质量指数的估计结果见表 3。

表3 环境规制对经济高质量指数的估计结果

所有模型AR(1)的P值均显著接受原假设，存在误差项的一阶自相关；AR(2)P值均大于0.1，说明误差项均显著拒绝2阶序列自相关，只存在一阶自相关，动态面板估计量通过一致性检验。Hansen J检验结果也接受原假设，工具变量设置合理。被解释变量HQEG的一阶滞后项也均显著为正，说明被解释变量经济增长质量的确具有时间的可持续特点，使用动态面板进行估计是很有必要的。

SYS-GMM模型控制了个体固定效应，表2的模型1和模型2作为对照组只展示时间控制的影响效力。控制时间效应后，ER在10%的显著性水平下拒绝原假设，环境规制强度每提高1个单位，经济增长质量会提高0.087。模型3至模型7逐步引入市场化程度、城市化水平、固定资产投资、金融发展以及规模以上企业数等控制变量。结果显示，ER的估计系数在10%和1%的显著性水平下轻微增长。一方面说明解释变量之间的多重共线性问题并未影响到模型回归；另一方面说明环境规制强度对经济增长质量的提高具有一定的稳定性，假设H1得到验证。

从控制变量来看，K值的估计系数显著为负，说明固定资产投资的提高不利于经济增长质量的提升。市场化程度的相关系数在逐步回归方程中随着其他变量的加入而提高，说明市场化程度是提高经济增长质量的重要驱动力。一方面，高效流动的信息可以激发经济活性，从而提高资源配置的效率；另一方面，开发市场的潜力可以增强经济持续发展的内生动力，满足经济高质量发展的可续性要求。[19]32-44城市化水平与经济增长质量的正相关关系，源于城市化水平越高，人口与产业的聚集度越高，土地和资本等集约化利用可以促进规模效益溢出。而规模以上企业数量增多不利于经济增长质量的提高(在5%的显著性水平下，系数为-0.06)，原因可能是规模以上工业企业的样本调整是常态化的，随着供给侧结构性改革的持续推进，一大批企业在去产能中被淘汰；环境规制强度增加也会关、停一部分污染性企业，新加入和留下的企业才是健康和稳定的，也就是相较于数量变化，规模以上企业的质量更值得关注。

3.2 中介效应

为进一步解析环境规制对经济增长质量的影响，本文接下来探讨其中的影响路径。根据前文的机理分析可知，环境规制会推动产业结构优化，当产业结构同时趋于合理化和高级化时，产业结构优化有助于提升经济增长质量。借助中介效应模型，选取产业结构高级化和产业结构合理化作为中介变量分析环境规制对经济增长质量的影响机制，本文构建以下递归方程进行检验。见(7)、(8)式：

Wit=β0+β1Wit-1+β2ERit+β3Xit+λt+εit

(7)

HQEGit=λ0+λ1HQEGi?t-1+λ2ERit+λ3Wit+λ4Xit+λt+εit

(8)

其中，W为中介变量，表示产业结构高级化(ISU)和产业结构合理化(ISR)，其他变量的定义与前文一致。为了从动态视角考察环境规制对经济增长质量的中介影响，在每个方程中引入被解释变量的一期滞后项，将其扩展为动态面板数据模型，进行SYS-GMM估计，中介效应的估计结果见表4。

由表4可知，环境规制与经济增长质量的直接效应检验结果是显著的，说明可以进行中介效应检验。模型1和模型2报告了以产业结构高级化(ISU)为中介变量的估计结果，ER和ISU的系数均通过显著性检验，意味着存在显著的产业结构高级化中介效应。类似地，模型3和模型4报告了以产业结构合理化(ISR)为中介变量的估计结果，ER和ISR的系数均通过显著性检验，意味着存在显著的产业结构合理化中介效应。

表4 中介效应的估计结果

模型1与模型2产业结构高级化的部分中介效应显示，环境规制对产业结构高级化的回归系数显著为正(系数为0.055，在5%水平上显著)，产业结构高级化在5%的显著性水平以0.044的相关系数提高经济增长质量。模型3与模型4产业结构合理化的部分中介效应显示，环境规制对产业结构合理化的系数显著负向，产业偏离度越小,产业结构越合理,即环境规制可以促进产业结构合理化；产业结构合理化在10%的水平下显著为正，产业结构合理化促进了经济增长质量的提高。说明随着产业结构优化，资源在三次产业间配置具有效率并且整体效率向着更高层次不断演进，经济的增长质量也在提高，这与假设H2相符。当要素在产业间流动实现合理化或要素向着更高层级流动，即在产业结构趋向合理化和高级化的同时，环境规制可以通过产业结构优化的中介效应，推动经济增长质量，假设H3得证。

作为环境规制的介质，产业结构合理化对经济增长质量的助推作用大于产业结构高级化，前者系数0.065大于后者系数0.044，结合环境规制与经济增长质量(表2)的回归结果，1%的显著性水平上ER的估计系数由0.138增加到0.145，而产业结构高级化会抵消部分环境规制的促进作用，估计系数由0.138降低到0.012。因此提升经济增长质量的重要路径是产业结构合理化，即产业结构高级化对经济增长质量的促进作用必须建立在产业结构合理化的基础之上。这是因为产业结构合理化强调的是要素配置效率，而产业结构高级化强调的是产业整体向更高级状态演进的过程，要先完成产业结构合理化，然后才能进行产业结构高级化，即产业结构优化促进经济增长质量需要建立在提升产业间协调度和生产率的基础上。

控制变量的说明以模型2为例，固定资产投资对经济增长质量有弱显著正向效应，说明固定资产投资是中介效应的重要推动力，但随着产业结构合理化过渡到产业结构高级化，固定资产投资的促进作用减弱。城市化水平对经济增长质量有显著正效应，产生这一现象的原因是由于高水平的城市拥有更优质的劳动力资源和基础设施建设，为产业结构向更高层次演进提供了坚实的发育基础。市场化程度的加深能显著促进经济增长质量(系数为0.285，显著水平为5%)，源于市场竞争有利于提升资源配置效率。规模以上企业数量在产业结构趋于高级化和合理化时，将显著促进经济增长。

4 稳健性检验

以上实证结果初步验证了本文的理论假设，为了检验回归结果的稳健性，从改变解释变量的测度指标以及更换计量模型两个方面进行：第一，更换指标：严格的环境规制会在一定程度挤占企业的生产投入，即部分生产成本需要用于满足污染治理达标的要求。本文参考杨骞、秦文晋等[20]83-95的做法，选用工业污染治理完成额与工业企业主营业务成本的比值来衡量环境规制强度(ER)，当年所用的治理支出越多，表示环境规制强度越高。第二，更换模型：虽然SYS-GMM在一定程度上解决了模型的内生性问题，但是，模型设定中可能影响被解释变量的控制变量数量较少，有可能产生异方差和自相关问题。因此，本文将采用虚拟变量的LSDV估计法控制模型中可能出现的异方差和自相关的一致标准误，同时控制时间和地区的固定效应。LSDV的估计结果见表5。

表5 LSDV的估计结果

根据LSDV的估计结果可知，模型的拟合优度较高，可以完全解释被解释变量的变异关系。在更换了主要解释变量和模型后， 实证结果依然显著且方向没有变化，说明环境规制的促进作用是显著且稳健的，假设H1得证。模型1、模型2和模型3报告了以产业高级化为中介变量的稳健性检验结果，ER和ISU的系数均通过显著性检验，存在中介效应。类似地，模型1、模型4和模型5报告了产业合理化作为中介变量的稳健性检验结果，ER和ISR的系数均通过显著性检验，存在中介效应，与表3估计结果类似，所估计系数大多数集中在5%的显著性水平上相关。因此，综上所述，可以认为本文的前期实证结果是稳健的。

5 环境规制中介效应的区域差异

为进一步探索环境规制、产业结构优化与经

济增长质量的区域差异性，将全国30个省(市)划分为东部、中部和西部三个区域进行LSDV检验，估计结果如表6、表7和表8所示。

表6 东部地区的估计结果

表7 中部地区的估计结果

表8 西部地区的估计结果

通过三个区域中介效应的对比，发现环境规制对三个区域经济增长质量和产业结构优化的影响存在明显的区域异质性。东部地区和中部地区环境规制的作用显著，且中部地区发挥出的效力远大于东部地区，源于中部地区是工业主导型经济，当环境规制约束了企业正常生产，企业需要主动增加创新投入，改进生产程序，创新的溢出效用有效提升了地区经济增长质量。而东部地区由于已经具备相当水平的创新能力，补偿效果已经由规制成本和创新收益的比较转变为创新收益和研发投入之间的比较，高研发投入导致环境规制的激励作用要弱于中部地区。值得注意的是，两个区域的产业结构合理化存在截然相反的结果， 东部地区产业结构合理化有利于进一步提高经济增长质量，而中部地区则显示抑制作用。这里可以解释为东部地区产业发展较早，经过一轮升级转型后对资源配置的合理性和资源调配的有效性提出了新的要求， 产业结构高级化对经济增长质量的推动作用已被产业结构合理化所替代。在西部地区，无论是模型11、模型12和模型13报告的产业高级化为中介变量的估计结果，还是模型11、模型14和模型15报告的产业合理化为中介变量的估计结果，变量ER的估计系数都是负向相关。说明西部地区环境规制的“倒逼机制”尚未形成，加强环境规制强度反而会在一定程度上阻碍经济增长。

续表8：

6 结论与政策建议

本文基于产业结构优化视角，利用2005—2019年全国30个省份的面板数据，实证检验了环境规制对经济增长质量的影响及作用机理。研究结果表明，就整体而言，环境规制有利于提高经济增长质量、有利于产业结构优化，环境规制能够通过产业结构优化推动经济增长质量。产业结构合理化是产业结构高级化的基础，能显著增强环境规制对经济增长质量的正向影响；市场化程度和城市化水平能够显著提高经济增长质量，而单独依靠规模以上企业数量并不能提高经济增长质量，只有在产业结构优化后才可能促进经济增长质量；分区域来看，环境规制促进了中部地区、东部地区的经济增长质量，同时抑制了西部地区的经济增长质量；产业结构高级化在中部地区发挥的作用效果较强，而在东部地区，产业结构合理化发挥着重要作用。

据此，本文提出如下政策建议：

一是严格执行环境规制政策，适当提升环境规制强度。政府可以通过制定排污费、排污许可证制度、排污权交易等相关政策，加大执法力度等手段“倒逼”企业进行创新补偿，促进生产效率提升进而强化节能减排。同时，加强环境监管体制建设，建立创新激励和资源环境约束机制，迫使第一产业和第二产业提高技术水平和资源利用率，平衡三次产业之间资源的分配，通过产业结构合理化提升经济增长质量。同时环境规制的制定与执行需要体现地区差异性，提高环境政策的可操作性。

二是因地制宜制定产业政策。地区差异分析的结果表明，产业结构优化在不同区域对环境规制与经济增长质量的效应表现出不同的有效性。因此，针对各区域对环境规制的反映程度，综合考虑各地经济结构的现实情况以及长期发展趋势，因地制宜地制定符合区位优势和经济体特征的产业政策。具体而言，在东部地区积极发挥产业结构合理化对经济质量提升的作用，以先进服务业与技术创新为依托，发展高端技术制造业，平衡三次产业间资源分配；在中部和西部地区要进一步提升第三产业的比例，逐渐淘汰落后产能，引导产业绿色发展。

三是蓄力市场活性。必须进一步完善和强化市场经济制度改革，切实推进市场化进程，通过市场的激励作用削弱环境污染的外部性，在环境规制工具选择上更倾向于市场型规制，包括政府补贴、环境税制定和排污权利买卖等，给予企业更高的灵活性和活动空间，激发企业的创新潜力。坚持一个市场原则，避免市场分割带来的信息不对称问题、要素扭曲问题以及资源配置无效率问题，推动各类要素的自由流动和有效集聚，为经济增长质量提供良好的市场环境。