張建濤，隋 鑫

（沈陽師范大學(xué) 旅游管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110034）

一、引言

黨的十八大以來，習(xí)近平總書記曾在多個重要場合反復(fù)提及生態(tài)文明建設(shè)：要堅持“綠水青山就是金山銀山”的理念，堅定不移走生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展之路。要繼續(xù)打好污染防治攻堅戰(zhàn)，加強(qiáng)大氣、水、土壤污染綜合治理，持續(xù)改善城鄉(xiāng)環(huán)境。要強(qiáng)化源頭治理，推動資源高效利用，加大重點行業(yè)、重要領(lǐng)域綠色化改造力度，發(fā)展清潔生產(chǎn)，加快實現(xiàn)綠色低碳發(fā)展等。綠色發(fā)展理念和生態(tài)文明建設(shè)對工業(yè)發(fā)展質(zhì)量的內(nèi)涵與外延產(chǎn)生了深刻影響（史丹、李鵬，2019）。“既要金山銀山，也要綠水青山”意味著必須兼顧“穩(wěn)發(fā)展”與“優(yōu)環(huán)境”的雙重目標(biāo)。伴隨經(jīng)濟(jì)新常態(tài)發(fā)展，生態(tài)文明建設(shè)的重要性逐步突顯，污染治理力度不斷增大、制度出臺頻度逐步增多、監(jiān)管執(zhí)法尺度日趨嚴(yán)密，加快了中國生態(tài)文明建設(shè)的步伐，為工業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展提出了新要求。

全球性污染的出現(xiàn)與人類的工業(yè)化進(jìn)程密不可分。伴隨著各國環(huán)保與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的矛盾日益尖銳，強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制逐漸成為全球性趨勢（杜龍政等，2019；孫金花等，2021）。中國環(huán)境評價制度、排污收費(fèi)制度、中央環(huán)保督察、專項整治行動在生態(tài)環(huán)境保護(hù)中發(fā)揮了重要作用，各級地方政府及環(huán)保部門也相應(yīng)出臺了配套的污染物排放標(biāo)準(zhǔn)、企業(yè)環(huán)境行為評價等條例和規(guī)章（趙黎明、陳妍慶，2018），為生態(tài)文明的建設(shè)提供了有力保障。黨的二十大報告提出，到2035 年要實現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)，進(jìn)入創(chuàng)新型國家前列。技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度日益成為學(xué)者們研究的焦點（郭朝先，2019；黃群慧，2014）。環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展方面，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度研究環(huán)境規(guī)制對微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、企業(yè)績效及獲取競爭優(yōu)勢等方面的影響，形成了“遵循成本說”和“波特假說”。部分學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的阻礙作用，即實施環(huán)境規(guī)制政策后，對工業(yè)經(jīng)濟(jì)有顯著的“約束效應(yīng)”，造成企業(yè)治污費(fèi)用增加（Knellex，2012；魏巍，2020），增加生產(chǎn)成本，不利于企業(yè)提高生產(chǎn)效率和技術(shù)研發(fā)（Kathruia，2007；汪海鳳，2022）。部分學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會迫使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)改造和轉(zhuǎn)型升級，進(jìn)而促進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，即在環(huán)境規(guī)制約束下，追求利潤最大化的企業(yè)必須通過漸進(jìn)式創(chuàng)新，改造現(xiàn)有生產(chǎn)工藝水平，進(jìn)而有效提升企業(yè)生產(chǎn)效率（張江雪等，2015；王定星、張晶，2019），或者進(jìn)行突破性創(chuàng)新，進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新投入，推進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)工藝轉(zhuǎn)型，有利于企業(yè)提升技術(shù)創(chuàng)新水平（李小平，2017；王超等，2021）。也就是說，技術(shù)創(chuàng)新帶來的競爭優(yōu)勢完全可以抵消環(huán)境規(guī)制所增加的企業(yè)成本，甚至可以擴(kuò)大比較優(yōu)勢(Porter，1995)。環(huán)境規(guī)制對中國工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有顯著的正向影響，但環(huán)境規(guī)制必須要有一個“度”的限制（李欣、曹建華，2018；李青原、肖澤華，2020）。相關(guān)的研究成果頗豐，為本研究奠定了扎實的理論基礎(chǔ)。然而，多數(shù)既有研究忽視了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性，將省域視為獨立的個體，忽略了工業(yè)的空間溢出效應(yīng)。在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，文章嘗試運(yùn)用空間計量模型，深入探討環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的影響，文章要解決的核心問題包括：環(huán)境規(guī)制是否促進(jìn)工業(yè)發(fā)展水平提升？技術(shù)創(chuàng)新是否能夠推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的作用？中國的工業(yè)發(fā)展是否存在空間相關(guān)性？不同地區(qū)間環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的推動作用是否存在差異化？基于此，文章根據(jù)研究結(jié)果提出對策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的直接影響分析

環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的作用是學(xué)者們熱議的課題。環(huán)境規(guī)制能夠影響工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本，保證經(jīng)濟(jì)主體公平地履行職責(zé)與義務(wù)，提高環(huán)保效率，是降低工業(yè)環(huán)境污染的重要方式?，F(xiàn)有研究多從綠色全要素生產(chǎn)率（李斌等，2013）、空氣污染（白雪潔、曾津，2019）、城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展（黃金枝、曲文陽，2019） 和政府科技投入（周凌燕、劉靜宜，2021） 等方面探討環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的影響。部分研究得到環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色發(fā)展水平之間呈“U”型關(guān)系（黃磊、吳傳清，2020；楊仁發(fā)、李娜娜，2019；王麗霞等，2018），也有研究指出環(huán)境規(guī)制是工業(yè)創(chuàng)新的決定因素（閆瑩等，2020）?；谏鲜隼碚摲治觯恼抡J(rèn)為環(huán)境規(guī)制可以對工業(yè)發(fā)展發(fā)揮積極作用，直接推動工業(yè)發(fā)展水平的提升，故提出假設(shè)H1。

假設(shè)H1：環(huán)境規(guī)制可直接促進(jìn)工業(yè)發(fā)展。

2.技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)分析

波特假說認(rèn)為適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制可以促使企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動，企業(yè)的創(chuàng)新將提高其生產(chǎn)力，從而抵消由環(huán)境保護(hù)帶來的成本，并提高產(chǎn)品質(zhì)量，有利于企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢，同時，有可能提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率（汪海鳳，2022）。也有研究得到環(huán)境規(guī)制會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極的拉動作用，幫助企業(yè)減排，生產(chǎn)環(huán)保產(chǎn)品，提高市場競爭力(Bi 等，2014)。由此可見，技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制對企業(yè)發(fā)展推動作用的過程中，可能存在一定的中介效應(yīng)?；诖?，提出文章的研究假設(shè)H2。

假設(shè)H2：環(huán)境規(guī)制可通過提升技術(shù)創(chuàng)新水平促進(jìn)工業(yè)發(fā)展。

3.環(huán)境規(guī)制促進(jìn)工業(yè)發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性分析

由于中國幅員遼闊，各區(qū)域特色鮮明，為深入研究環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的推動作用，文章進(jìn)一步考察東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展促進(jìn)作用的異質(zhì)性。東部地區(qū)地理位置優(yōu)越，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，處于國內(nèi)發(fā)展前沿的東部沿海地區(qū)大力推動工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，其增長紅利逐漸釋放。與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)和西部地區(qū)具有更大的提升空間，中部與西部地區(qū)資源豐富、要素成本相對較低、市場潛力較大，加之相關(guān)政策傾斜，工業(yè)發(fā)展面臨新的機(jī)遇。長期以來，黨中央高度重視東北地區(qū)工業(yè)發(fā)展，2003 年實施東北老工業(yè)基地振興的重大戰(zhàn)略決策，出臺了一系列支持、幫助、推動?xùn)|北地區(qū)振興發(fā)展的政策措施，東北地區(qū)工業(yè)的全面振興指日可待。由此提出研究假設(shè)H3。

假設(shè)H3：環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的推動作用具有區(qū)域差異性。

三、研究設(shè)計

1.變量說明

文章主要探討環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展水平的影響，因此，工業(yè)發(fā)展水平為被解釋變量，解釋變量主要包括環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新。除了環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新之外，其他影響工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的因素很多，不可能窮盡。基于數(shù)據(jù)的可得性、完善性和實用性原則，在參考相關(guān)研究成果并進(jìn)行篩選的基礎(chǔ)上，文章選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化程度三個控制變量。

（1） 工業(yè)發(fā)展水平(ID)

學(xué)者對于工業(yè)發(fā)展水平的衡量標(biāo)準(zhǔn)各不相同，多見于通過構(gòu)建指標(biāo)體系的方式進(jìn)行測度（黃磊、吳傳清，2020），也有部分學(xué)者采用綠色全要素生產(chǎn)率（楊仁發(fā)、李娜娜，2019） 等單一要素作為工業(yè)發(fā)展水平的代理變量?？紤]到指標(biāo)體系測度的內(nèi)容差別較大，因此文章選取應(yīng)用范圍較廣的工業(yè)增加值作為工業(yè)發(fā)展水平的直接度量依據(jù)。

（2） 環(huán)境規(guī)制(ER)

對于環(huán)境規(guī)制的度量尚未有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，通常根據(jù)研究側(cè)重點不同而選擇不同的代理變量進(jìn)行度量，參考已有研究（杜龍政等，2019），文章分別選取ER（工業(yè)增加值） 和ER2（污染源治理投資/工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)成本） 作為環(huán)境規(guī)制的代理變量，其中，ER2 用于穩(wěn)健性檢驗。

（3） 技術(shù)創(chuàng)新水平(TI)

把專利作為創(chuàng)新水平的指標(biāo)頻繁出現(xiàn)在文獻(xiàn)中（郭燕青和王洋，2019），文章采用專利申請授權(quán)數(shù)來度量省域的技術(shù)創(chuàng)新水平。同時，選取R&D 經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出作為TI2，用于穩(wěn)健性檢驗。

（4） 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(ED)

工業(yè)的發(fā)展受企業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，學(xué)者對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的考量多見于GDP 或人均GDP，由于人均GDP 為相對指標(biāo)，更加合理，因此文章選取人均GDP 作為衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。

（5） 企業(yè)規(guī)模(ES)

企業(yè)規(guī)模決定著工業(yè)發(fā)展的速度與質(zhì)量，因此文章選取有R&D 活動的企業(yè)數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的度量指標(biāo)。

（6） 城鎮(zhèn)化程度(UR)

隨著社會生產(chǎn)力的發(fā)展、科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，以農(nóng)業(yè)為主的傳統(tǒng)鄉(xiāng)村型社會逐漸向以工業(yè)等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主的現(xiàn)代城市型社會轉(zhuǎn)變，因此城鎮(zhèn)化程度與工業(yè)發(fā)展水平密不可分。文章以城鎮(zhèn)人口比重作為城鎮(zhèn)化程度的代理變量。

2.數(shù)據(jù)來源

本研究樣本涵蓋了中國30 個省、市、自治區(qū)（不含西藏及港澳臺地區(qū)），樣本時間跨度為2005—2020 年，數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》 《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

3.空間權(quán)重矩陣

學(xué)者通常使用的空間權(quán)重矩陣包括0～1 鄰接權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣與嵌套空間權(quán)重矩陣?？紤]到0～1 鄰接權(quán)重矩陣的應(yīng)用范圍較廣，結(jié)合文章的研究對象，構(gòu)建30 個省、市、區(qū)的用0～1 鄰接矩陣ωij，作為空間權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重ωij主要測度省域i 與省域j 之間是否相鄰，若省域相鄰，則ωij=1；若省域不相鄰，則ωij=0。海南省雖然在地理空間上屬于單獨的島嶼，但在發(fā)展中與廣東省聯(lián)系密切，因此文章將廣東省視為與海南省相鄰。

4.空間計量模型

由于環(huán)境污染具有較強(qiáng)的擴(kuò)散性與流動性，可能存在一定的空間溢出效應(yīng)。文章使用空間計量模型進(jìn)行統(tǒng)計。根據(jù)研究內(nèi)容與研究目的，確定研究涉及的空間計量模型為空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)或空間誤差模型。

（1） 空間滯后模型

空間滯后模型主要用于測度變量是否存在溢出效應(yīng)（趙磊等，2014），即本省域的工業(yè)發(fā)展水平取決于相鄰省域的觀測值。針對研究假設(shè)H1 和假設(shè)H2，分別構(gòu)建文章的空間滯后模型如下所示：

其中，IDit表示被解釋變量工業(yè)發(fā)展水平，i 表示地區(qū)，t表示時間；α0為常數(shù)項；ρ 為空間滯后自回歸系數(shù)，主要表示觀測值的空間依賴性，即相鄰省域間工業(yè)發(fā)展水平的相互影響程度，其大小測度了相鄰省域間工業(yè)發(fā)展的溢出效應(yīng)；ωij為空間權(quán)重矩陣；ωijf為空間滯后變量；βi表示自變量對因變量的影響系數(shù)；ERit表示環(huán)境規(guī)制；TIit表示技術(shù)創(chuàng)新；Xit為控制變量，包含經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化水平；ε 為隨機(jī)誤差項。

（2） 空間誤差模型

空間誤差模型主要反映了誤差項對被解釋變量的影響（李如友，2016），即當(dāng)省域間工業(yè)發(fā)展水平的依賴與影響由于各自所處的地理空間不同而產(chǎn)生差異時，采用該模型。同樣根據(jù)假設(shè)H1 和假設(shè)H2，分別構(gòu)建文章空間誤差模型如下：

其中，λ 為空間誤差自回歸系數(shù)，表示各省域工業(yè)發(fā)展水平的空間依賴程度；ωijγ 為空間滯后誤差項；μ 為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項；其他變量與式(2)相同。

（3） 空間滯后模型與空間誤差模型的選取

空間計量模型的選擇，主要參考Lagrange Multiplier 和Robust LM 等指標(biāo)（張建濤、陳珂，2020）。當(dāng)Lagrange Multiplier(error)通過顯著性檢驗，Lagrange Multiplier(lag)未通過顯著性檢驗，且Robust LM(error)顯著，Robust LM(lag)不顯著時，選擇空間誤差模型(Anselin 等，2004)。當(dāng)Lagrange Multiplier(lag)通過顯著性檢驗，Lagrange Multiplier(error)未通過顯著性檢驗，且Robust LM(lag)顯著，而Robust LM(error)不顯著時，則選擇空間滯后模型。

與此同時，采用最大似然估計ML 方法，對擬合優(yōu)度R2、自然對數(shù)似然函數(shù)值(Log likehood，Log L)、似然比率檢驗(Likelihood Ratio Test，LRT)、施瓦茨準(zhǔn)則(Schwartz Criterion，SC)以及赤池信息準(zhǔn)則(Akaike Information Criterion，AIC)等指標(biāo)進(jìn)行檢驗。指標(biāo)R2和Log L 越大，LRT、SC 和AIC 越小，模型擬合效果越好。

四、實證結(jié)果分析

1.變量多重共線性檢驗

（1） 相關(guān)系數(shù)分析

由檢驗結(jié)果可知，變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.7，技術(shù)創(chuàng)新TI 與企業(yè)規(guī)模ES 的相關(guān)系數(shù)最高，為0.630。

（2） 方差膨脹因子VIF 分析

文章解釋變量的方差膨脹因子VIF 的檢驗結(jié)果見表1，所有變量中最大的VIF 值為5.05，小于10。

表1 解釋變量的方差膨脹因子VIF

結(jié)合相關(guān)系數(shù)和方差膨脹因子VIF 的分析結(jié)果可知，變量間不存在多重共線性。

2.面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

（1） 普通面板數(shù)據(jù)回歸分析

對于假設(shè)H1，文章建立計量模型檢驗環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的推動作用，設(shè)立的回歸模型如下所示：

模型中，IDit為被解釋變量工業(yè)發(fā)展水平，ERit代表環(huán)境規(guī)制，ESit代表企業(yè)規(guī)模，URit代表城鎮(zhèn)化水平，ai表示各省域不隨時間變化的因素，用于控制省域的固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項，其中，i 表示省域，t 表示時間。變量描述性統(tǒng)計分析見表2。為消除原始數(shù)據(jù)存在異方差的可能性，進(jìn)一步提高數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確度與一致性，文章將所有數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理。

表2 變量描述性統(tǒng)計分析

對于假設(shè)H2，文章主要運(yùn)用中介效應(yīng)模型驗證技術(shù)創(chuàng)新是否為環(huán)境規(guī)制推動工業(yè)發(fā)展水平提升的機(jī)制，構(gòu)建回歸模型如下：

模型中，TIit表示技術(shù)創(chuàng)新，i 表示省域，t 表示時間，其他變量與式(6)相同。

由于文章選取的數(shù)據(jù)N=30，T=13，屬于短面板數(shù)據(jù)，無需做單位根檢驗和協(xié)整檢驗。首先，對數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman 檢驗，來判斷使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。假設(shè)H1 面板模型的Hausman 檢驗結(jié)果為chi2(5)=124.18，Prob＞chi2=0.0000，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為固定效應(yīng)模型的估計方法更為適合。假設(shè)H2面板模型的Hausman 檢驗結(jié)果為chi2(6)=141.64，Prob＞chi2=0.0000，拒絕原假設(shè)，同樣得出固定效應(yīng)模型的估計方法更為適合，回歸結(jié)果如表3 所示。

表3 普通面板模型估計

由表3 的普通面板模型估計結(jié)果（模型1、模型2、模型3） 可知，傳統(tǒng)的OLS 回歸得到環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模均對省域的工業(yè)發(fā)展水平有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化程度對工業(yè)發(fā)展無影響。固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平對工業(yè)發(fā)展有顯著正向影響，而企業(yè)規(guī)模對省域的工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。對比可知，傳統(tǒng)的OLS 模型會高估環(huán)境規(guī)制和企業(yè)規(guī)模對工業(yè)發(fā)展水平的影響，也會低估城鎮(zhèn)化水平對工業(yè)發(fā)展水平的作用程度。由普通面板模型的估計結(jié)果可知，假設(shè)H1 成立，即環(huán)境規(guī)制會顯著影響省域工業(yè)發(fā)展水平。

接下來進(jìn)行中介效應(yīng)分析，加入變量技術(shù)創(chuàng)新后（模型4、模型5、模型6），OLS 估計結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化均對工業(yè)發(fā)展水平有顯著的正向影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化對省域工業(yè)發(fā)展有顯著的推動作用，企業(yè)規(guī)模無影響，由此可見，OLS 回歸高估了環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化對工業(yè)發(fā)展水平的影響，低估了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用。研究結(jié)果顯示，假設(shè)H2 成立，即技術(shù)創(chuàng)新是環(huán)境規(guī)制推動工業(yè)發(fā)展水平提升的機(jī)制，具有一定的中介效應(yīng)。

（2） 空間面板數(shù)據(jù)回歸分析

由于環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展水平的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，需要考慮空間因素，對傳統(tǒng)的回歸模型進(jìn)行修正，即進(jìn)行空間計量回歸分析，文章的空間權(quán)重矩陣選擇的是Rook鄰接矩陣。將空間權(quán)重矩陣引入后，對OLS 估計進(jìn)行空間依賴性的檢驗，得到LM(SARMA)和LM(lag)均未通過顯著性檢驗，LM(error)在5%的水平下通過顯著性檢驗；Robust LM(lag)未通過顯著性檢驗，Robust LM(error)在10%的水平下通過顯著性檢驗，說明不適宜選擇空間滯后模型，因此文章選擇空間誤差模型，估計結(jié)果見表4。

表4 SLM 與SEM 估計

由表4 可知，與傳統(tǒng)OLS 模型相比，引入空間因素的空間誤差模型和空間滯后模型擬合優(yōu)度均得到了提高，且空間誤差模型和空間滯后模型中解釋變量通過顯著性檢驗的數(shù)量增加，表明中國省域工業(yè)發(fā)展水平確實存在一定的空間相關(guān)性。根據(jù)空間誤差模型和空間滯后模型選擇標(biāo)準(zhǔn)可知，與空間滯后模型相比，空間誤差模型的R2較高，Log L 較大，AIC、SC、Sigmasquare 與S.E of regression 值較小，因此，可以確定空間誤差模型是相對較優(yōu)的空間計量模型，能夠更好地揭示環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展水平的影響。

表4 的空間誤差模型檢驗結(jié)果顯示，LAMBDA 在1%水平上顯著為正，表明中國工業(yè)發(fā)展存在正的空間相關(guān)性，相鄰省域的工業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)空間集聚態(tài)勢。城鎮(zhèn)化未能通過顯著性檢驗，表明在其他條件不變的情況下，僅依靠提升城鎮(zhèn)化率很難提高省域的工業(yè)發(fā)展水平。環(huán)境規(guī)制和企業(yè)規(guī)模通過了1%水平的顯著性檢驗，經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過了10%水平的顯著性檢驗，表明環(huán)境規(guī)制、企業(yè)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對省域的工業(yè)發(fā)展有顯著的推動作用。技術(shù)創(chuàng)新通過了5%水平的顯著性檢驗，驗證了其中介效應(yīng)，說明環(huán)境規(guī)制會通過技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)一步影響工業(yè)發(fā)展?？芍夹g(shù)創(chuàng)新能夠增加環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的影響程度，也就是說，可以通過加大技術(shù)創(chuàng)新力度來推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的影響。

（3） 區(qū)域異質(zhì)性分析

為深入探討環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的推動作用，研究進(jìn)一步探究環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)發(fā)展水平的區(qū)域異質(zhì)性。文章采用中國統(tǒng)一的地區(qū)分類標(biāo)準(zhǔn)，將研究樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)進(jìn)行考量。東部地區(qū)主要包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，共10 個省份；中部地區(qū)主要包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，共6 個省份；西部地區(qū)主要包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，共11 個省份；東北地區(qū)主要包括遼寧、吉林和黑龍江，共3 個省份。

首先，對東部地區(qū)的觀測值進(jìn)行Hausman 檢驗，假設(shè)H1與假設(shè)H2 得到的檢驗結(jié)果分別為chi2(5)=83.04 和chi2(6)=77.35，且Prob＞chi2=0.0000，均拒絕原假設(shè)，認(rèn)為固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果更加準(zhǔn)確合理。對中部地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman 檢驗，假設(shè)H1 得到的檢驗結(jié)果分別為chi2(5)=9.13，Prob＞chi2=0.1038，接受原假設(shè)，認(rèn)為隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果更加合理；假設(shè)H2得到的結(jié)果為chi2(5)=43.40，Prob＞chi2=0.0000，拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。西部地區(qū)的Hausman 檢驗得到假設(shè)H1 與假設(shè)H2 的檢驗結(jié)果分別為chi2(5)=80.27 和chi2(6)=76.19，且Prob＞chi2=0.0000，選定固定效應(yīng)模型。東北地區(qū)的Hausman檢驗結(jié)果為chi2(2)=21.12 和chi2(2)=25.21，同樣，Prob＞chi2=0.0000，以固定效應(yīng)模型的結(jié)果為準(zhǔn)。將四個地區(qū)的回歸結(jié)果匯總?cè)绫? 所示。

由表5 可知，模型11 和模型15 分別為東部地區(qū)OLS 估計和固定效應(yīng)模型估計的結(jié)果，可知環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展均顯著影響工業(yè)發(fā)展水平，企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化程度不會推動?xùn)|部地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平的提升，技術(shù)創(chuàng)新是環(huán)境規(guī)制影響工業(yè)發(fā)展的中介變量。模型12 和模型16 分別是中部地區(qū)OLS 與隨機(jī)效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果，同樣得到環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化程度顯著影響地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平，企業(yè)規(guī)模對工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響，環(huán)境規(guī)制不會通過技術(shù)創(chuàng)新影響工業(yè)發(fā)展。模型13與模型17 為西部地區(qū)的回歸結(jié)果，OLS 估計和固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制對西部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展無顯著影響，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模、城鎮(zhèn)化程度和技術(shù)創(chuàng)新均推動其工業(yè)發(fā)展水平的提升。模型14 與模型18 分別代表東北地區(qū)OLS 估計和固定效應(yīng)模型估計的回歸結(jié)果，可知環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化顯著影響東北地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，且環(huán)境規(guī)制能夠通過技術(shù)創(chuàng)新推動工業(yè)發(fā)展，相比之下，企業(yè)規(guī)模對工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。通過對東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)的分析可得，環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的影響確實存在區(qū)域異質(zhì)性，假設(shè)H3 成立。

表5 區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

（4） 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的可靠性，文章進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，主要通過替換核心變量的方法進(jìn)行，文章以ER2（工業(yè)污染源治理投資/工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)成本） 來衡量環(huán)境規(guī)制，以TI2（R&D 經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出） 來衡量技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)行了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。回歸結(jié)果得到，在依次加入各解釋變量的過程中，各變量的系數(shù)及顯著性未發(fā)生明顯變化，采用三種計量方法進(jìn)行類似的回歸，核心解釋變量系數(shù)的符號均與研究結(jié)果相同，并符合理論預(yù)期，具備較好的統(tǒng)計顯著性，說明文章的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

1.結(jié)論

文章對2005—2020 年中國30 個省、直轄市、自治區(qū)的環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)發(fā)展水平進(jìn)行了分析與探討，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建空間計量模型，并探索技術(shù)創(chuàng)新的中介作用。主要研究結(jié)論包括：

第一，基于普通面板模型估計結(jié)果來看，環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化程度對省域的工業(yè)發(fā)展均有顯著正向影響，影響程度從高到低依次為：經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鎮(zhèn)化、環(huán)境規(guī)制，企業(yè)規(guī)模對省域的工業(yè)發(fā)展水平無顯著影響。技術(shù)創(chuàng)新具有中介作用，能夠推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的提升。

第二，環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。中國東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制顯著影響其工業(yè)發(fā)展水平，但西部地區(qū)無影響。東部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能夠推動環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展的作用，而對于中部地區(qū)來說，技術(shù)創(chuàng)新尚無明顯的中介效應(yīng)。

第三，中國工業(yè)發(fā)展存在空間相關(guān)性，環(huán)境規(guī)制、企業(yè)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對省域的工業(yè)發(fā)展有顯著的推動作用，且環(huán)境規(guī)制會通過技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)一步影響工業(yè)發(fā)展。與此同時，技術(shù)創(chuàng)新能夠增加環(huán)境規(guī)制對工業(yè)發(fā)展水平的影響程度。

2.啟示

文章的研究結(jié)果為提升工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了現(xiàn)實啟示：

第一，環(huán)境規(guī)制顯著影響工業(yè)發(fā)展水平，因此，要重視環(huán)境規(guī)制的相關(guān)工作，使其成為促進(jìn)省域工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。技術(shù)創(chuàng)新具有中介效應(yīng)，各省域也要提升技術(shù)創(chuàng)新水平，運(yùn)用新技術(shù)、新方法、堅持新理念發(fā)展工業(yè)，加大力度推進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展，把握5G 時代機(jī)遇，聚焦科技創(chuàng)新尖端和前沿領(lǐng)域，加快相關(guān)技術(shù)、產(chǎn)品和經(jīng)營模式創(chuàng)新，努力實現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)賦能工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

第二，考慮到區(qū)域異質(zhì)性問題，建議東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)可通過增加環(huán)境規(guī)制力度來推動工業(yè)發(fā)展水平的提升。尤其對于東北老工業(yè)基地的建設(shè)，更要把握環(huán)境規(guī)制的作用機(jī)制，與此同時，不斷提升技術(shù)創(chuàng)新水平，加大數(shù)字技術(shù)與工業(yè)的深度融合，有利于東北地區(qū)工業(yè)向智能制造、工業(yè)強(qiáng)基、綠色制造轉(zhuǎn)型。助推東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，推動工業(yè)數(shù)字化智能化轉(zhuǎn)型，提高東北地區(qū)工業(yè)企業(yè)競爭力，從而實現(xiàn)工業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，振興東北老工業(yè)基地。

第三，由于中國工業(yè)發(fā)展存在空間相關(guān)性，建議各省域在制定相關(guān)政策時，也要分析相鄰省域工業(yè)發(fā)展的基本情況，打破組織邊界，彼此借勢，促進(jìn)各省域協(xié)調(diào)發(fā)展，共同實現(xiàn)工業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

第四，環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和城鎮(zhèn)化程度均在不同程度上對工業(yè)發(fā)展產(chǎn)生促進(jìn)作用，因此，推動工業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，需要全面提升省域的環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新水平，打造“數(shù)字經(jīng)濟(jì)+工業(yè)”的模式，并注重經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升、企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，并且加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程。