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环境规制协同、技术创新与城市群产业结构升级——基于中国十大城市群的实证分析

郑晓舟 郭晗 卢山冰

郑晓舟, 郭晗, 卢山冰. 环境规制协同、技术创新与城市群产业结构升级——基于中国十大城市群的实证分析[J]. 广东财经大学学报, 2021, 36(3): 46-60.
引用本文: 郑晓舟, 郭晗, 卢山冰. 环境规制协同、技术创新与城市群产业结构升级——基于中国十大城市群的实证分析[J]. 广东财经大学学报, 2021, 36(3): 46-60.
ZHENG Xiao-zhou, GUO Han, LU Shan-bing. Coordination of Environmental Regulation, Technological Innovation and Upgrading of Industrial Structure in Urban Agglomerations: Based on the Empirical Analysis of 10 Urban Agglomerations in China[J]. Journal of Guangdong University of Finance & Economics, 2021, 36(3): 46-60.
Citation: ZHENG Xiao-zhou, GUO Han, LU Shan-bing. Coordination of Environmental Regulation, Technological Innovation and Upgrading of Industrial Structure in Urban Agglomerations: Based on the Empirical Analysis of 10 Urban Agglomerations in China[J]. Journal of Guangdong University of Finance & Economics, 2021, 36(3): 46-60.

环境规制协同、技术创新与城市群产业结构升级——基于中国十大城市群的实证分析

基金项目: 

陕西省社会科学基金项目 2017D011

详细信息
    作者简介:

    郑晓舟(1989-),女,河南三门峡人,西北大学经济管理学院博士研究生

    郭晗(1987-),男,陕西汉阴人,西北大学经济管理学院副教授,博士,中国西部经济发展研究中心副主任

    卢山冰(1966-),男,河北藁城人,西北大学经济管理学院教授、现代学院院长、丝绸之路研究院院长,博士生导师

  • 中图分类号: F062.9;F062.2

Coordination of Environmental Regulation, Technological Innovation and Upgrading of Industrial Structure in Urban Agglomerations: Based on the Empirical Analysis of 10 Urban Agglomerations in China

  • 摘要: 基于中国十大城市群2003-2018年的面板数据,借助动态中介效应模型、面板门槛回归技术等研究环境规制、技术创新与产业结构升级的关系。结果显示:(1)十大城市群整体和分区域的样本检验表明, 正式环境规制和非正式环境规制均对产业结构升级具有正向影响,但二者的协同效应并不明显。(2)不同类型环境规制对城市群产业结构升级的影响均能通过技术创新体现出显著中介效应。(3)以技术创新为门槛变量,正式环境规制及正式与非正式环境规制的协同作用均与城市群产业结构升级呈U型关系,而非正式环境规制与城市群产业结构升级呈折线对应关系;受技术创新水平的影响,环境规制对城市群产业结构升级的作用存在区域和时间段异质性。当前应把握好正式环境规制的力度和方式,让非正式环境规制的实施做到循序渐进和差别化,以技术创新为核心力量,以环境治理和产业结构升级为重要抓手,使城市群的高质量发展过程能保持政策的协调性、有效性和可持续性。
  • 2021年是我国“十四五”规划的开局之年,《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二○三五年远景目标的建议》提出,要坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位,强化国家战略科技力量,推动绿色低碳发展,构建国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。为实现这一愿景,产业结构的调整和优化是最为关键的环节。因为技术创新是产业结构升级和绿色转型的内在驱动力(张小筠等,2020)[1],是实现碳达峰、碳中和目标(王灿和张雅欣,2020)[2]以及构建双循环新发展格局的关键。由于环境污染的负外部性特征以及市场调节可能存在失灵,环境规制为解决污染排放和产业结构升级问题提供了新的思路。我国环境规制主要来源于两股力量:一是政府的强制力量,即正式环境规制。政府制定污染物排放标准、生产技术标准,实施碳排放交易试点政策以及征收污染税等,势必会影响企业的微观行为决策,并最终作用于产业结构升级(周海华和王双龙,2016)[3]。二是公众(包括普通民众、媒体、环保组织等)的自愿力量,即非正式环境规制。环保意识较强的社会组织、居民等自愿发起或参与环境保护行动对企业形成压力,进而影响到产业结构升级。同时,这两股力量之间也会相互影响。一方面,政府主导的正式环境规制所形成的广泛社会影响力能促进非正式环境规制力量的形成;另一方面,公众参与的非正式环境规制也会对正式环境规制产生督促作用。可见,二者的协同作用也是环境规制体系的重要组成部分。同时,恰当的环境规制能促进企业为追求长远发展而进行技术创新(余东华和崔岩,2019)[4]。因而对环境规制、技术创新与产业结构升级是否存在某种逻辑关系进行探讨,具有重要的理论与现实意义。

    近年来,随着中国城镇化的快速发展,城市群已成为新型城镇化的主体形态。“十三五”时期,我国以城市群崛起为标志的新型城镇化所带来的规模经济、匹配效应与学习效应成为中国经济发展的巨大动力(李文静,2021)[5]。在以城市群为载体的新型城镇化过程中,大量农村劳动力转移到城市,不仅影响了产业结构的转变,也出现了因人口聚集、产业聚集而带来的城市资源紧缺、生态环境破坏和污染加剧等问题,因而研究城市群的生态环境与产业结构升级的关系极具现实意义。已有研究还发现,城市群较高的城镇化水平能推动创新要素的集聚与创新的产生,且创新能力和创新成果能在城市群内部快速扩散和溢出,因而反过来又会推动城镇化向高水平发展(吴福象和沈浩平,2013)[6]。国务院发展研究中心于2020年8月发布研究报告《中国经济增长十年展望》也指出,未来10年至少有70%~80%的经济增长潜能特别是创新潜能将源于都市圈、城市群产生的集聚效应所带来的更高要素生产率(刘世锦,2020)[7]。由此,对城市群的资源环境、技术创新与产业结构的关系进行研究,将具有典型性和时代性特征。

    当下中国已进入现代化建设的新发展阶段,在构建“双循环”的背景下,正积极贯彻新发展理念,着力推动区域重大战略、区域协调发展战略、新型城镇化战略的实施,以推动经济的高质量发展。由于城市群是畅通国内经济空间循环的枢纽,因而推动经济高质量发展的核心是推动城市群的高质量发展。从城市群的视角探究技术创新和产业结构升级的路径,将有利于充分发挥城市群的资源聚集效应、辐射带动效应和科技创新引领效应。

    基于此,本文以中国最先发展起来且具有一定规模的珠江三角洲、长江三角洲、京津冀、山东半岛、海峡西岸、长江中游、中原、辽中南、成渝和关中十大城市群为研究样本,考察正式环境规制、非正式环境规制以及二者协同作用与技术创新、产业结构升级之间的逻辑关系,以期能为实现碳达峰、碳中和目标、推动中国城市群高质量发展探寻一条可行路径。

    有关环境规制、技术创新与产业结构升级关系的研究,主要集中于以下两个方面。

    早期的文献普遍支持“遵循成本说”,即认为环境规制加重了企业的经济负担,使企业的经济活动受到限制,最终不利于产业结构升级。如Gray和Shadbegian(2003)[8]指出环境规制增加了资源密集型行业的生产成本压力;王凯(2012)[9]认为环境规制对污染密集型行业的出口竞争力形成短期制约;Zhao和Sun(2016)[10]发现环境规制不利于企业竞争力的发挥等。此后的研究突破了原有静态视角的分析,开始从长期和动态的视角对二者关系进行剖析,结果发现适宜的环境规制能激发企业的技术创新,而技术创新收益不仅可弥补环境成本,还可产生更多增值,即实现“创新补偿”(Poter和Vander,1995)[11]。许多学者的研究也支持了这一结论,如薛曜祖(2016)[12]认为提高环境规制强度能拉大企业间的利益差距,促使劳动力流向高利润企业,进而促进产业结构的优化升级;李强(2013)[13]认为环境规制的存在会提高服务业部门相对于工业部门的比重,从而促进产业结构升级;徐开军和原毅军(2014)[14]从单位废水和废气治理设施及运行费用两个方面分析了环境规制强度,发现环境规制越严厉越有利于产业结构的优化升级,等等。但也有学者的研究表明二者可能存在其他关系,如钟茂初等(2015)[15]的实证研究发现环境规制与产业结构升级之间存在U型关系,董直庆和王辉(2019)[16]的研究则认为二者呈倒U型关系,还有人认为因存在地区差异、环境规制工具差异等,环境规制与产业结构升级之间的关系并不确定(郑加梅,2018)[17]

    1.对环境规制通过多条路径影响产业结构升级进行分析。如毛建辉和管超(2019)[18]认为,环境规制可通过研发创新、对外开放、FDI流入和投资需求等影响产业结构升级,其中前两个机制具有正向传导效应,后两个机制具有逆向功效;梅国平和龚海林(2013)[19]认为环境规制通过进入壁垒、技术创新和国际贸易促进了产业结构变迁;徐开军和原毅军(2014)[14]的研究发现,环境规制可通过诱发技术创新、进入壁垒设置、改变贸易开放度以及区域间的产业转移等一系列传导机制,促进产业结构的不断升级和优化。

    2.基于某单一机制对环境规制的产业结构升级效应进行探讨。如时乐乐和赵军(2018)[20]、殷宇飞和杨雪锋(2020)[21]分别基于省、市面板数据实证检验了环境规制、技术创新与产业结构升级的关系,但他们并未区分环境规制类型,更未考虑不同类型环境规制的协同作用;王双燕等(2016)[22]认为环境规制可在短期内缓解FDI对产业结构高级化的抑制作用;童健等(2016)[23]认为环境规制对工业行业转型升级的影响具有非线性特征,且这一特征是受环境规制的资源配置扭曲效应和技术效应影响而形成。

    纵观上述分析可知,已有研究大多是基于省级或市级面板数据探究环境规制与产业结构升级的关系,实证分析环境规制整体或正式环境规制对产业结构升级的影响。而本文将基于中国十大城市群的相关数据,对环境规制、技术创新与产业结构升级的关系进行理论分析和实证检验;并从正式环境规制、非正式环境规制以及二者间的协同作用三个维度,考察环境规制、技术创新与产业结构升级的关系;对技术创新的门槛效应分析不仅包括了正式环境规制对产业结构升级的门槛效应,同时也考察了非正式环境规制及正式与非正式环境规制的协同作用对产业结构升级的门槛效应。本文丰富了相关理论机制分析及实证研究,研究结论也更贴近环境规制政策的现实。

    1.正式环境规制可通过壁垒效应、要素替代效应、产业转移效应、约束效应等直接影响城市群产业结构升级。一是正式环境规制实际上是设置了一种市场进入壁垒,企业必须达到一定的环保技术标准方能进入城市群,因而正式环境规制能限制高污染、高能耗企业进入,从而优化企业结构,促进城市群产业结构升级。二是正式环境规制使得环境资源具有经济物品属性,企业需要为其生产活动消耗的环境资源支付费用,若费用较高,企业可能会以费用较低的其他资源来替代,从而影响产业结构升级。三是当城市群或城市群中的某些区域实施正式环境规制或正式环境规制较为严格时,部分污染企业会选择迁移至未实施正式环境规制或正式环境规制较为宽松的区域。十大城市群中,东部城市群的正式环境规制强度普遍高于中西部城市群,中心城市的正式环境规制执行力度往往较外围城市更为严格,因此,污染企业倾向落户于中西部城市和中心城市的外围城市。四是正式环境规制使得企业的任何行为决策都需平衡环境成本与经济收益之间的关系,对企业的行为决策形成约束,不利于资源的优化配置,最终也会影响产业结构升级。

    2.非正式环境规制通过消费结构调节效应、产业转移效应等直接影响城市群产业结构升级。一是随着公众环保意识的加强,对绿色产品的需求也会加大,这种消费需求的改变最终会影响到产品供给市场,从而影响城市群产业结构升级;二是公众对污染行为的投诉、媒体对污染行为的曝光等,都可能逼迫污染企业迁至环境规制较为宽松的区域,即通过产业转移效应影响城市群的产业结构升级。十大城市群中,东部城市群和中心城市的居民素质、环保意识及非正式环境规制组织建设等普遍优于中西部城市群和中心城市的外围城市,因此,污染企业也倾向于向中西部城市群和中心城市的外围城市集聚。

    3.正式环境规制与非正式环境规制通过相互作用协同影响城市群产业结构升级。主要体现在两个方面:一是地方政府目前仍摆脱不了唯GDP论的影响,往往会在环境规制和经济绩效之间进行权衡,这就需要公众、媒体、环保协会等非正式环境规制组织对正式环境规制的执行进行监督,以非正式环境规制的力量督促正式环境规制的有效实施,从而在壁垒效应、要素替代效应、产业转移效应及约束效应等影响下作用于产业结构升级;二是政府主导的正式环境规制行为虽然主要是针对企业,但其在社会上形成的广泛影响也会提升公众的环境保护意识,如政府对污染行为的惩处、对环保信息的公开以及环保法律法规的颁布等都具有信息扩散效应,能够引导公众关注环境问题。即正式环境规制能够促进非正式环境规制力量的形成,从而在消费结构调节效应、产业转移效应等的影响下作用于产业结构升级。由此可见,正式环境规制与非正式环境规制的协同作用会直接影响城市群的产业结构升级。

    应当指出的是,正式环境规制对城市群产业结构升级的最终作用方向取决于壁垒效应、要素替代效应、产业转移效应及约束效应的加总,非正式环境规制对城市群产业结构升级的作用方向取决于消费结构调节效应和产业转移效应两类效应的加总,正式环境规制与非正式环境规制的协同力量对城市群产业结构升级的作用方向取决于正式环境规制与非正式环境规制能否相互支持以及各种效应的加总。同时,由于十大城市群区域分布广泛,不同城市群的发展基础、政策倾向等不同,因此环境规制对产业结构升级的直接效应也可能存在差异。

    基于以上分析,本文提出:

    H1:正式环境规制、非正式环境规制及二者的协同作用对城市群产业结构升级均能产生直接影响,但作用方向不确定。

    1.正式环境规制通过技术创新影响城市群产业结构升级,其中介效应包括负向的挤出效应和正向的补偿效应两个方面。一方面,传统的新古典环境经济学认为,正式环境规制实际上是将企业污染的外部性内部化,加重了企业的成本负担,压缩了企业的利润空间,挤占了企业用于技术创新的资金,最终不利于产业结构升级;另一方面,以Porter(1991)[24]等为代表的修正主义学派认为,合理的正式环境规制能激励企业进行技术创新,而技术创新能提高企业的生产效率,增加企业的利润,利润的增加又进一步为技术创新提供经费保障,随着技术创新的不断积累,又会衍生出新的生产工艺和生产技术,产业分工逐步深化,新兴产业不断壮大,从而推动产业结构升级,即产生补偿效应。

    2.非正式环境规制通过技术创新影响城市群产业结构升级,其中介效应也包括负向的挤出效应和正向的补偿效应。一方面,公众来信、上访,媒体曝光,环保组织的谈判、协商等,都会消耗大量人力、物力和财力,挤占本该用于技术创新的投资,引致资源从创新领域转移到环境污染预防和监督领域,形成很大的机会成本,不利于资源的优化配置,并最终阻碍产业结构升级;但另一方面,非正式环境规制行为会对企业形成一种压力,污染企业为了维护自身形象和实现长远发展,往往会选择进行技术改进,最终促进产业结构升级。

    3.非正式环境规制对正式环境规制具有督促作用,正式环境规制亦能促进非正式环境规制,二者协同发力可通过技术创新的挤出效应和补偿效应间接影响城市群的产业结构升级,最终作用的方向取决于正式环境规制与非正式环境规制能否相互支持以及两类效应的对比。

    基于以上分析,本文提出:

    H2:正式环境规制、非正式环境规制及二者协同作用均能通过影响技术创新间接作用于城市群产业结构升级,但作用方向不确定。

    环境规制对城市群产业结构升级的影响机制与路径如图 1所示。

    图  1  环境规制对城市群产业结构升级的影响路径

    根据波特假说,环境规制会影响企业技术创新,技术创新也会影响产业结构升级。具体而言,当技术创新水平较低时,企业只能通过工艺改进或简单技术模仿、甚至只能通过支付污染费用等方式应对环境规制,此时挤出效应显著大于补偿效应,环境规制不利于产业结构升级。随着技术创新水平不断提高,补偿效应逐渐加大,环境规制对产业结构升级的抑制作用逐渐缓解,甚至会出现补偿效应大于挤出效应。可见,当技术创新水平较低时,环境规制将显著抑制产业结构升级;当技术创新水平较高时,环境规制对产业结构升级的抑制作用减弱,甚至会转为促进作用。同时,由于正式环境规制、非正式环境规制及二者协同作用均可通过技术创新间接作用于产业结构升级,因此这一结论对正式环境规制、非正式环境规制及二者协同作用均适用。

    基于以上分析,本文提出:

    H3:当以技术创新为门槛变量时,正式环境规制、非正式环境规制及二者的协同作用均与城市群产业结构升级呈非线性关系。

    1.样本选取

    本文综合曾鹏等(2015)[25]、赵娜等(2017)[26]的研究并考虑到数据的可得性,选取具有代表性的中国十大城市群作为研究对象,基于2003-2018年的面板数据进行实证分析。各城市群所辖城市见表 1所示。

    表  1  中国十大城市群及其所包含城市
    所属区域 城市群 包含城市
    东部城市群 京津冀城市群 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
    辽中南城市群 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
    长江三角洲城市群 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
    海峡西岸城市群 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、衢州、揭阳
    山东半岛城市群 济南、青岛、烟台、潍坊、淄博、东营、威海、日照
    珠江三角洲城市群 广州、深圳、珠海、佛山、江门、肇庆、惠州、东莞、中山
    中西部城市群 中原城市群 郑州、洛阳、开封、新乡、焦作、许昌、平顶山、漯河
    长江中游城市群 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
    成渝城市群 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
    关中城市群 西安、咸阳、宝鸡、渭南、铜川、商洛
    注:十大城市群包括东部六大城市群77个城市、中西部四大城市群55个城市,共计132个城市。
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    2.数据来源

    文中数据主要来源于《中国城市统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国城乡建设数据库》《中国区域经济统计年鉴》、CNRDS数据库、世界银行统计数据以及各市国民经济和社会发展统计公报等。统计口径均为全市范围,所有价值变量统一换算为以2003年为基期的不变价格,对部分缺失和遗漏的数值采取均值插入法、趋势分析法等进行填补。统计发现,变量中最大的VIF值为3.1900,小于10,可初步判断变量间不存在多重共线性。样本均值的描述性统计结果见表 2

    表  2  样本均值的描述性统计
    变量 全部城市群 东部 中西部 2003-2009 2010-2018
    structure 0.685 7 0.717 3 0.655 6 0.726 0 0.654 4
    fer 0.528 6 0.557 4 0.488 4 0.163 3 0.812 8
    zfer 0.000 3 0.000 3 0.000 2 0.000 2 0.000 3
    fer×zfer 0.000 2 0.000 2 0.000 1 0.000 1 0.000 3
    lnpatent 7.346 1 7.889 8 6.584 8 6.405 8 8.077 4
    agdp 3.758 0 4.935 2 2.109 9 2.642 2 4.625 8
    fixasset 0.521 8 0.387 2 0.710 3 0.420 0 0.601 0
    fdi 0.033 1 0.037 6 0.026 9 0.036 1 0.030 8
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    3.变量说明与指标计算

    (1) 产业结构升级(structure)。借鉴干春晖等(2011)[27]的方法,以第三产业实际增加值与第二产业实际增加值之比来衡量。

    (2) 正式环境规制(fer)。借鉴Smarzynska和Wei(2001)[28]的方法,以工业二氧化硫和工业废水排放量之和与规模以上实际工业总产值比值的倒数来度量。即:fer=(2×t年i城市规模以上实际工业总产值)/(ti城市工业二氧化硫排放量+ti城市工业废水排放量)。

    (3) 非正式环境规制(zfer)。借鉴Pargal和Wheeler(1996)[29]的方法并考虑到数据的可得性,选取收入水平awage、受教育水平human和人口密度density三个单项指标并运用熵值法计算各单项指标的权重,进而构建非正式环境规制综合指数。指标的具体计算方法和步骤如下:

    收入水平(awage)。一般来说,收入水平越高,对绿色产品的需求越大,从而越能促进产业结构升级,该指标以在岗职工平均工资水平来衡量。

    受教育水平(human)。一般来说,受教育程度越高,环保意识越强,参与环境保护的可能性越大,该指标以各城市普通高等学校在校学生数与年末总人口数的比重来衡量。

    人口密度(density)。一般来说,一个地区人口密度越大,受环境问题困扰的人越多,环境保护诉求也越多,该指标以年末总人口数与行政土地面积的比值亦即单位行政土地面积上的人口数来衡量。

    非正式环境规制综合指标(zfer)的具体计算步骤如下:

    第一步,指标选取:xθij表示θ年i城市j类指标的初始值,r=16表示年份数, n=132表示城市个数, m=3表示指标个数;

    第二步,指标的标准化处理:由于收入水平awage、受教育水平human和人口密度density均为正向指标,所以标准化公式为:$ x_{\theta ij}^s = {x_{\theta ij}}/max\left( {{x_j}} \right) $;

    第三步,指标归一化处理:$ {y_{\theta ij}} = x_{\theta ij}^s/\sum {x_{\theta ij}^s} $;

    第四步,计算指标熵值:$ {p_{\theta ij}} = - \frac{1}{{\ln rn}}\sum {\left( {{y_{\theta ij}} \times \ln {y_{\theta ij}}} \right)} $;

    第五步,计算差异化系数:gθij=1-pθij

    第六步,计算指标权重:$ {w_{\theta ij}} = {g_{\theta ij}}/\sum {{g_{\theta ij}}} $;

    第七步,计算非正式环境规制综合指数:$ zfe{r_{\theta ij}} = {w_{\theta ij}} \times x_{\theta ij}^s $。

    (4) 中介变量技术创新水平(lnpatent)。基于数据的可得性,借鉴刘胜等(2019)[30]的做法以企业申请专利数量来度量,具体以城市当年发明数量、实用新型数量和外观设计数量加总后求对数,得出技术创新水平。

    (5) 控制变量。参考原毅军和谢荣辉(2014)[31]的研究,影响产业结构升级的控制变量主要有经济发展水平、外商直接投资水平和固定资产投资水平,本研究分别以人均实际国内生产总值agdp、实际外商直接投资额存量与地区实际国内生产总值的比值fdi、全社会实际固定资产投资总额与相应的地区实际国内生产总值的比值fixasset来衡量。

    1.模型构建

    理论分析表明,环境规制对城市群产业结构升级能产生直接影响。据此构建如下模型:

    $$ { structure }_{i t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} { structure }_{i t-1}+\alpha_{2} f e r_{i t}+\alpha_{3} \ln{ patent }_{i t}+a_{4} a g d p_{i t}+\alpha_{5} f { ixasset }_{i t}+\alpha_{6} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (1)
    $$ { structure }_{i t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} { structure }_{i t-1}+\alpha_{2} z f e r_{i t}+\alpha_{3} \ln p a t e n t_{i t}+a_{4} a g d p_{i t}+\alpha_{5} f { ixasset }_{i t}+\alpha_{6} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (2)
    $$ \begin{aligned} { structure }_{i t}=&\alpha_{0}+\alpha_{1} { structure }_{i t-1}+\alpha_{2} f_{e r}+\alpha_{3} z f e r_{i t}+\alpha_{4} f e r \times z f e r+\\ &\alpha_{5} { \ln patent }_{i t}+a_{6} a g d p_{i t}+\alpha_{7} { fixasset }_{i t}+\alpha_{8} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} \end{aligned} $$ (3)

    式(1)(2)(3)分别用于考察正式环境规制、非正式环境规制及二者的协同作用对城市群产业结构升级的影响,i表示城市(i=1, 2, …, 132),t表示年份(t=2003, 2004, …, 2018),εit为误差项。

    2.回归结果及分析

    下面基于全部城市群、东部城市群和中西部城市群三类样本,实证检验环境规制对产业结构升级的直接效应。依据F检验和Hausman检验结果,最终选择动态固定效应模型对面板数据进行回归,回归结果分别见表 3表 4

    表  3  环境规制对城市群产业结构升级的直接影响(全部城市群样本)
    变量 (1) (2) (3)
    L.structure 0.9250*** (126.96) 0.9240*** (127.85) 0.9240*** (127.13)
    fer 0.0015***(4.16) 0.0027*(2.44)
    zfer 68.7500*** (6.80) 66.6000*** (6.39)
    fer×zfer -3.6540 (-1.49)
    lnpatent 0.0122***(19.62) 0.0086*** (10.04) 0.0083*** (9.51)
    agdp 0.0013*** (5.13) 0.0009*** (3.44) 0.0009** (3.20)
    fixasset -0.0088***(-5.37) -0.0084*** (-5.34) -0.0067*** (-4.02)
    fdi 0.0165 (0.66) 0.0192 (0.77) 0.0163 (0.66)
    _cons -0.0465*** (-5.47) -0.0370*** (-4.30) -0.0353** (-4.08)
    N 2 112 2 112 2 112
    注:括号中为t值;******分别表示在10%、5%和1%水平下显著。表 4表 6同。
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    表  4  环境规制对城市群产业结构升级的直接影响(分区域城市群样本)
    变量 东部城市群 中西部城市群
    (1) (2) (3) (1) (2) (3)
    L.structure 0.941 0***
    (83.57)
    0.940 0***
    (84.54)
    0.938 0***
    (83.56)
    0.913 0***
    (73.74)
    0.923 0***
    (72.78)
    0.922 0***
    (72.95)
    fer 0.0011**
    (2.76)
    0.002 0*
    (1.56)
    0.003 0**
    (3.10)
    0.004 9*
    (2.05)
    zfer 67.440 0***
    (5.18)
    65.950 0***
    (4.94)
    67.450 0***
    (3.68)
    61.540 0**
    (3.25)
    fer×zfer -2.682
    (-0.95)
    -6.436 0
    (-1.17)
    lnpatent 0.0129***
    (16.34)
    0.008 8***
    (7.54)
    0.008 6***
    (7.34)
    0.008 5***
    (6.13)
    0.007 6***
    (5.28)
    0.006 8***
    (4.60)
    agdp 0.001 2***
    (4.33)
    0.000 8**
    (2.92)
    0.000 8**
    (2.73)
    0.003 5**
    (2.94)
    0.002 7*
    (2.13)
    0.002 2
    (1.72)
    fixasset 0.0019
    (0.57)
    0.003 7
    (1.11)
    0.004 5
    (1.35)
    -0.009 2***
    (-4.17)
    -0.011 6***
    (-6.55)
    -0.008 2***
    (-3.68)
    fdi -0.008 7
    (-0.27)
    -0.012 1
    (-0.38)
    -0.011 5
    (-0.36)
    0.022 7
    (0.51)
    0.016 6
    (0.37)
    0.015 5
    (0.35)
    _cons -0.068 5***
    (-6.02)
    -0.053 7***
    (-4.56)
    -0.051 3***
    (-4.30)
    -0.0168
    (-1.11)
    -0.028 6
    (-1.87)
    -0.024 8
    (-1.61)
    N 1 232 1 232 1 232 880 880 880
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    (1) 基于全部城市群样本的直接效应分析

    表 3展示了全部城市群样本下环境规制对产业结构升级的直接影响,列(1)(2)(3)分别为正式环境规制、非正式环境规制及二者的交互项对城市群产业结构升级的回归结果。可以看出,正式环境规制和非正式环境规制的回归系数均显著为正,二者交互项的回归系数不显著,说明正式环境规制和非正式环境规制均能单独促进城市群产业结构升级,而二者的交互项未能协同推动产业结构升级,假说H1得证。

    被解释变量方面,产业结构升级滞后一期的系数均显著为正,说明城市群产业结构升级滞后一期能显著推动当期城市群产业结构升级,即存在较大惯性。

    控制变量方面,经济发展水平系数均显著为正,说明城市群作为中国高质量发展的“领头羊”,注重经济发展方式转变和经济质量的提升,从而有效推动了产业结构升级。技术创新水平系数均显著为正,说明城市群是中国经济、技术发展的前沿阵地,始终坚持以科技创新为引领,注重科技投入及科技成果转化,技术创新发挥了对城市群产业结构升级的驱动作用。固定资产投资系数均显著为负,原因可能是中西部落后城市群存在固定资产投资重复建设、低质量建设以及辽中南等重工业基地有历史遗留众多难以推动的项目,阻碍了城市群整体的产业结构升级。外商直接投资系数均不显著,可能反映了长期以来外商投资于中国的产业主要是资源消耗较大、环境污染较严重的低端产业,虽然近年来外资进入门槛有所提升,尤其是经济较为发达的城市群对外资的流入进行了严格筛查,但存量外资企业的转型和退出非一朝一夕能完成,因而外商直接投资未能促进城市群产业结构升级。

    (2) 基于分区域城市群的直接效应分析

    表 4展示了东部城市群和中西部城市群样本的环境规制对产业结构升级的直接影响,具体分析过程同表 3

    对于东部城市群和中西部城市群而言,正式环境规制和非正式环境规制均显著促进了产业结构升级,但二者未能协同推动产业结构升级,从而假说H1得证。

    经济发展水平、技术创新水平、外商直接投资在东部城市群、中西部城市群与全部样本下的系数符号完全一致,原因同上。固定资产投资系数在中西部城市群和全部城市群样本下均显著为负,在东部城市群样本下不显著,说明对于东部城市群而言,固定资产投资虽未能有效促进其产业结构升级,但也未呈现出显著的抑制作用。原因可能是东部城市群经济相对发达,人们更加注重生活质量,高污染、高能耗、高排放产业的固定资产投资较少,同时绿色项目投资积累还不够,因而对产业结构升级的推动作用还未体现;而中西部城市群经济发展相对落后,对固定资产的投资限制较少,门槛相对较低,因此固定资产投资对产业结构升级表现出显著的抑制作用。

    1.模型构建

    根据前述分析,正式环境规制、非正式环境规制及二者协同作用均能够通过技术创新对城市群产业结构升级产生间接影响,依此构建以下三组中介效应模型,对技术创新在环境规制与产业结构升级之间的传导机制进行检验:

    $$ { structure }_{i t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} { structure }_{i t-1}+\alpha_{2} f e r_{i t}+\alpha_{3} a g d p_{i t}+\alpha_{4} f { ixasset }_{i t}+\alpha_{5} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (4)
    $$ { \ln patent }_{i t}=\beta_{0}+\beta_{1} { \ln patent }_{i t-1}+\beta_{2} f e r_{i t}+\beta_{3} a g d p+\beta_{4} f { ixasset }_{i t}+\beta_{5} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (5)
    $$ { structure }_{i t}=\gamma_{0}+\gamma_{1} { structure }_{i t-1}+\lambda_{2} f e r_{i t}+\gamma_{3} { \ln patent }_{i t}+\gamma_{4} a g d p_{i t}+\gamma_{5} f { ixasset }_{i t}+\gamma_{6} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (6)
    $$ { structure }_{i t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} { structure }_{i t-1}+\alpha_{2} z f e r_{i t}+\alpha_{3} a g d p_{i t}+\alpha_{4} { fixasset }_{i t}+\alpha_{5} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (7)
    $$ { \ln patent }_{i t}=\beta_{0}+\beta_{1} { \ln patent }_{i t-1}+\beta_{2} z f e r_{i t}+\beta_{3} a g d p+\beta_{4} { fixasset }_{i t}+\beta_{5} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (8)
    $$ { structure }_{i t}=\gamma_{0}+\gamma_{1} { structure }_{i t-1}+\lambda_{2} z f e r_{i t}+\gamma_{3} { \ln patent }_{i t}+\gamma_{4} a g d p_{i t}+\gamma_{5} { fixasset }_{i t}+\gamma_{6} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (9)
    $$ { structure }_{i t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} { structure }_{i t-1}+\alpha_{2} f e r_{i t}+\alpha_{3} z f e r_{i t}+\alpha_{4} f e r_{i t} \times z f e r_{i t}+\alpha_{5} a g d p_{i t}+\alpha_{6} { fixasset }_{i t}+\alpha_{7} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (10)
    $$ { \ln patent }_{i t}=\beta_{0}+\beta_{1} { \ln patent }_{i t-1}+\beta_{2} f e r_{i t}+\beta_{3} z f e r_{i t}+\beta_{4} f_{i t} r \times z e r_{i t}+\beta_{5} a g d p+\beta_{6} f { ixasset }_{i t}+\beta_{7} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (11)
    $$ { structure }_{i t}=\gamma_{0}+\gamma_{1} { structure }_{i t-1}+\gamma_{2} f e r_{i t}+\gamma_{3} z f e r_{i t}+\gamma_{4} f e r \times z f e r+\lambda_{5} \ln p a t e n t_{i t}+\gamma_{6} a g d p_{i t}+\gamma_{7} f i x a s s e t_{i t}+\gamma_{8} f d i_{i t}+\varepsilon_{i t} $$ (12)

    其中,式(4)(5)(6)考察的是正式环境规制与城市群产业结构升级的中介效应,式(7)(8)(9)考察的是非正式环境规制与城市群产业结构升级的中介效应,式(10)(11)(12)考察的是正式、非正式环境规制的协同作用与城市群产业结构升级的中介效应。

    2.回归结果及分析

    (1) 正式环境规制对城市群产业结构升级的中介效应分析

    表 5列(4)(5)(6)展示了正式环境规制通过技术创新对城市群产业结构升级的中介效应估计结果。从列(4)正式环境规制对城市群产业结构升级的回归结果可以看出,回归系数显著为正,因此中介效应检验可继续执行;列(5)正式环境规制对城市群技术创新的回归结果表明正式环境规制显著抑制了城市群的技术创新;列(6)在列(4)的基础上加入中介变量技术创新,其结果显示正式环境规制和技术创新均能显著促进城市群产业结构升级。列(5)的正式环境规制回归系数、列(6)的技术创新水平回归系数及正式环境规制回归系数均显著,表明正式环境规制对城市群产业结构升级的影响有一部分是通过技术创新实现的,即技术创新起到了部分中介效应作用,因而从正式环境规制的角度验证了假说H2。

    表  5  正式环境规制、非正式环境规制与城市群产业结构升级的中介效应回归结果
    变量 (4) structure (5) lnpatent (6) structure (7) structure (8) lnpatent (9) structure
    L.struture 1.605 0***
    (25.58)
    1.529 0***
    (22.08)
    1.549 0***
    (21.82)
    1.517 0***
    (21.28)
    fer 0.001 6*
    (2.01)
    -0.094 1***
    (-3.49)
    0.001 5*
    (1.70)
    zfer 97.030 0***
    (9.37)
    -2 049.3***
    (-7.08)
    52.280 0***
    (4.16)
    lnpatent 0.009 8***
    (8.32)
    0.007 2***
    (5.97)
    L.lnpatent 0.864 0***
    (18.48)
    0.830 0***
    (15.47)
    agdp -0.001 2
    (-1.10)
    0.005 5
    (0.63)
    -0.004 4*
    (-2.07)
    -0.002 5*
    (-2.15)
    0.056 0**
    (3.25)
    -0.003 7*
    (-2.51)
    fixasset 0.012 0***
    (5.06)
    -0.101 0*
    (-1.98)
    0.006 5**
    (2.87)
    0.007 6***
    (3.54)
    0.022 6
    (0.54)
    0.004 5*
    (2.02)
    fdi -0.673 0***
    (-4.13)
    -1.751 0
    (-0.68)
    -0.4330**
    (-3.25)
    -0.508 0***
    (-3.66)
    -4.102 0
    (-1.72)
    -0.378 0**
    (-2.85)
    _cons -0.017 0*
    (-2.55)
    0.422 0***
    (5.70)
    -0.091 1***
    (-7.68)
    -0.033 3***
    (-5.36)
    0.722 0***
    (4.93)
    -0.078 3***
    (-6.76)
    N 2 112 2 112 2 112 2 112 2 112 2 112
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    (2) 非正式环境规制对城市群产业结构升级的中介效应分析

    表 5列(7)(8)(9)展示了非正式环境规制通过技术创新对城市群产业结构升级的中介效应估计结果,得出与正式环境规制相同的结论,即非正式环境规制显著促进了城市群产业结构升级,但显著抑制了城市群技术创新,而技术创新能显著促进城市群产业结构升级,即技术创新起到了部分中介效应作用,因而从非正式环境规制的角度验证了假说H2。

    (3) 正式环境规制与非正式环境规制的协同作用对城市群产业结构升级的中介效应分析

    表 6列(10)(11)(12)展示了正式环境规制与非正式环境规制的协同作用通过技术创新对城市群产业结构升级产生的中介效应估计结果。可以看出:正式环境规制与非正式环境规制未能协同促进城市群产业结构升级,但协同促进了城市群的技术创新,而技术创新显著促进城市群产业结构升级,即技术创新在正式和非正式环境规制的协同作用与城市群产业结构升级之间起到了部分中介效应,因而从正式和非正式环境规制协同作用的角度验证了假说H2。

    表  6  正式与非正式环境规制的协同作用对城市群产业结构升级的中介效应回归结果
    变量 (10) structure (11) lnpatent (12) structure
    L.structure 1.521 0***(22.84) 1.502 0***(22.28)
    fer 0.004 7*(2.03) -0.332 0*(-2.54) 0.005 9*(2.12)
    zfer 92.440 0***(8.22) -1 036.900 00***(-3.30) 33.810 0*(2.36)
    fer×zfer -10.830 0*(-2.19) 447.500 0*(1.85) -10.890 0*(-1.93)
    lnpatent 0.008 1***(6.26)
    L.lnpatent 0.8610***(17.88)
    agdp -0.004 7(-1.91) -0.012 5(-0.87) -0.003 2*(-2.32)
    fixasset 0.001 9(0.83) -0.242 0**(-3.23) 0.004 4(1.70)
    fdi -0.196 0***(-4.03) 1.207 0(1.44) -0.186 0***(-4.04)
    _cons -0.021 4***(-3.39) 0.028 3***(3.16) -0.035 3***(-5.08)
    N 2 112 2 112 2 112
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    为了增加研究结果的可靠性,下面通过两种方式进行稳健性检验:一是将被解释变量产业结构升级指标的计算方法替换为str=第三产业实际地区生产总值/实际国内生产总值;二是将技术创新指标替换为城市创新指数(来源于中国城市和产业创新力报告)。检验结果与前文实证回归结果基本保持一致,说明本文的结论稳健可靠。

    1.模型构建

    理论分析表明,在不同技术创新水平下,正式环境规制、非正式环境规制及二者协同作用均可能与城市群产业结构升级存在非线性关系。基于此,本文构建面板门槛效应模型,以技术创新为门槛变量,分别研究正式环境规制、非正式环境规制及二者的协同作用对城市群产业结构升级的影响。面板门槛模型具体设定如下:

    $$ \begin{array}{l} { structure }=\lambda_{0}+\lambda_{1} f e r \times I({ \ln patent } \leqslant \gamma)+\lambda_{2} f e r \times I({ \ln patent }>\gamma)+ \\ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \lambda_{3} z f e r+\lambda_{4} a g d p+\lambda_{5} f { ixasset }+\lambda_{6} f d i+\varepsilon_{i t} \end{array} $$ (13)
    $$ \begin{array}{l} { structure }=\lambda_{0}+\lambda_{1} z f e r \times I({ \ln patent } \leqslant \eta)+\lambda_{2} z f e r \times I({ \ln patent }>\eta)+ \\ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \lambda_{3} f e r+\lambda_{4} a g d p+\lambda_{5} f { ixasset }+\lambda_{6} f d i+\varepsilon_{i t} \end{array} $$ (14)
    $$ \begin{array}{l} { structure }=\lambda_{0}+\lambda_{1}(f e r \times z f e r) \times I({ \ln patent } \leqslant \theta)+\lambda_{2}(f e r \times z f e r) \times I({ \ln patent }>\theta)+ \\ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \lambda_{3} a g d p+\lambda_{4} f { ixasset }+\lambda_{5} f d i+\varepsilon_{i t} \end{array} $$ (15)

    式(13)(14)(15)分别考察了当门槛变量为技术创新,核心解释变量分别为正式环境规制、非正式环境规制及正式环境规制与非正式环境规制交互项时,环境规制对城市群产业结构升级的影响。其中,I(·)表示指示性函数,γηθ分别表示正式环境规制、非正式环境规制以及正式环境规制与非正式环境规制的协同作用对应的门限值的估计值。以上分析以单门槛为例而构建,若是存在多重门槛,模型的设定与单门槛模型类似。

    2.回归结果及分析

    借鉴Hansen(1999)[32]的方法,运用Stata14.0统计软件反复抽样500次,得到门槛效应检验结果和面板门槛回归结果如表 7表 8所示。

    表  7  十大城市群门槛效应检验结果
    核心解释变量 门槛阶数 门槛值 F P 10%的临界水平 5%的临界水平 1%的临界水平
    fer 一阶门槛 7.567 9 63.46 0.004 0 28.961 6 35.222 8 50.304 9
    zfer 一阶门槛 5.010 6 169.30 0.000 0 44.179 4 52.468 7 71.746 4
    zfer 二阶门槛 5.638 4 40.64 0.036 0 30.052 8 36.991 9 45.926 8
    fer×zfer 一阶门槛 7.567 9 79.16 0.010 0 27.685 0 35.322 8 68.119 3
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    表  8  面板门槛回归参数估计结果(以技术创新为门槛变量)
    变量 核心解释变量fer 核心解释变量zfer 核心解释变量fer×zfer
    fer (2.23) 0.0027*
    zfer 201.900 0***
    (-8.75)
    fer(lnpatent≦7.567 9) -0.019 9***
    (-6.56)
    fer(lnpatent>7.567 9) 0.003 9**
    (3.03)
    zfer(lnpatent≦5.010 6) -130.400 0***
    (-5.64)
    zfer(5.010 6 < lnpatent≦5.638 4) 155.600 0***
    (3.70)
    zfer(lnpatent>5.638 4) 640.200 0***
    (9.51)
    fer×zfer(lnpatent≦7.567 9) -68.314 5***
    (-8.15)
    fer×zfer(lnpatent>7.567 9) 5.405 9*
    (1.99)
    agdp -0.003 4***
    (-3.79)
    -0.003 8***
    (-4.42)
    -0.007 5***
    (-9.56)
    fixasset -0.132 0***
    (-27.00)
    -0.103 0***
    (-21.24)
    -0.135 0***
    (-27.57)
    fdi -0.213 0**
    (-2.76)
    -0.243 0**
    (-3.27)
    -0.123 3
    (-1.58)
    _cons 0.832 0***
    (128.71)
    0.786 0***
    (111.25)
    0.790 8***
    (168.69)
    N 2 112 2 112 2 112
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    根据表 7,当门槛变量为技术创新、核心解释变量为正式环境规制以及正式环境规制与非正式环境规制交互项时,均存在一阶门槛,且门槛值同为7.567 9,当核心解释变量为非正式环境规制时,存在二阶门槛,门槛值分别为5.010 6和5.638 4。

    根据表 8,当技术创新水平低于门槛值7.567 9时,正式环境规制系数显著为负(-0.019 9),说明在这个区间正式环境规制显著抑制了城市群产业结构升级;当技术创新水平跨越门槛值后,系数估计值显著为正(0.003 9),说明随着正式环境规制的加强,其对城市群产业结构升级的作用由抑制转为促进,即正式环境规制与城市群产业结构升级存在显著的U型关系。同时,当技术创新水平低于门槛值5.010 6时,非正式环境规制系数显著为负(-130.400 0),说明在这个区间非正式环境规制显著阻碍了城市群产业结构升级;当技术创新水平的门槛值处于区间5.010 6~5.638 4时,系数估计值显著为正(155.600 0),说明随着技术创新水平的提升,非正式环境规制对城市群产业结构升级的作用由抑制转变为促进;当技术创新水平门槛值高于5.638 4时,系数估计值仍显著为正(640.200 0),且较之前更大,说明非正式环境规制对城市群产业结构升级的促进作用显著增强,即非正式环境规制与城市群产业结构升级存在两个临界点的折线对应关系。同理可以得出,正式环境规制与非正式环境规制的协同作用与城市群产业结构升级同样存在显著的U型关系。

    综上,环境规制对城市群产业结构升级的促进作用依赖于高水平的技术创新,当以技术创新为门槛变量时,不同类型的环境规制与产业结构升级均存在非线性关系,因而假说H3得证。

    3.基于门槛值的进一步分析

    根据上述分析,技术创新的门槛值分别为5.010 6、5.638 4和7.567 9。据此,将环境规制与产业结构升级的关系划分为四个阶段:第一阶段,技术创新水平小于门槛值5.010 6,此时正式、非正式环境规制以及二者的协同作用均不利于城市群产业结构升级;第二阶段,技术创新水平门槛值在5.010 6~5.638 4之间,此时正式环境规制以及正式与非正式环境规制的协同作用均未能推动城市群产业结构升级,但非正式环境规制有效推动了城市群产业结构升级;第三阶段,技术创新水平门槛值在5.638 4~7.567 9之间,此时正式环境规制以及正式与非正式环境规制的协同作用仍不利于城市群产业结构升级,但非正式环境规制对城市群产业结构升级的促进作用相比之前加强;第四阶段,技术创新水平门槛值大于7.567 9,此时正式、非正式环境规制以及二者的协同作用均有利于城市群产业结构升级。

    根据表 2变量均值的描述性统计结果,目前中国十大城市群的技术创新水平均值为7.346 1,处于第三阶段,即正式环境规制以及正式环境规制与非正式环境规制的协同作用未能促进城市群产业结构升级,但非正式环境规制能促进城市群产业结构升级,说明中国十大城市群整体技术创新水平仍不够高,这一结论与现实情况相符合。单独分析各城市群发现,所有城市群的技术创新水平均越过了第一、第二阶段,进入到第三、第四阶段。其中,处于第三阶段的城市群包括京津冀、海峡西岸、辽中南三个东部城市群和中原、川渝、关中、长中游四个中西部城市群,它们的正式环境规制以及正式与非正式环境规制的协同作用不利于产业结构升级,但非正式环境规制有利于产业结构升级。处于第四阶段的城市群包括长三角、珠三角和山东半岛三个东部城市群,其正式、非正式环境规制以及二者的协同作用均能有效推动产业结构升级。此外,处于第三阶段的三个东部城市群京津冀、海峡西岸和辽中南,其技术创新水平均值均远高于其余四个中西部城市群,这也进一步说明东部城市群的技术创新水平普遍高于中西部城市群。

    2009年中国在哥本哈根世界气候大会上对改善气候问题做出重大承诺,这在中国环境保护史上具有里程碑的意义。基于此,本文将样本期分为2003-2009年和2010-2018年两个时间段,进一步分析环境规制、技术创新与城市群产业结构升级关系的变化。结合表 2样本均值的描述性统计结果可以看出,2003-2009年中国十大城市群的技术创新水平均值为6.405 8,即环境规制与产业结构升级的关系处于第三阶段;2010-2018年为8.077 4,即环境规制与产业结构升级的关系已进入第四阶段。表 2的结果还显示,每个城市群2010-2018年的技术创新水平均值均高于其2003-2009年相应值,2003-2009年进入第四阶段的城市群有两个,到2010-2018年增加到六个,这也说明近年来我国城市群的技术创新水平得到很大提升,技术创新在推动环境规制对产业结构的升级方面发挥了重要的正向作用。

    综合上述分析,我国十大城市群的技术创新水平目前还较低,且在时间和空间上存在不平衡性,致使环境规制对产业结构升级的影响也存在时间和空间的双重异质性。因此,未来这些城市群应提升技术创新力度,通过技术创新驱动环境保护与产业结构升级实现“双赢”。

    本文基于中国十大城市群2003-2018年的面板数据,从理论和实证两方面探讨环境规制协同、技术创新与产业结构升级的关系。实证研究中,利用直接效应模型分析得出结论一:正式环境规制、非正式环境规制均有利于城市群产业结构升级,但正式环境规制与非正式环境规制的协同作用未能促进城市群产业结构升级;利用中介效应模型分析得出结论二:正式环境规制、非正式环境规制及二者的协同作用对城市群产业结构升级的影响均能通过技术创新体现出显著的中介效应;利用面板门槛回归模型分析得出结论三:当以技术创新为门槛变量时,正式环境规制以及正式与非正式环境规制的协同作用同城市群产业结构升级均呈U型关系,非正式环境规制与城市群产业结构升级呈折线对应关系;结合样本均值的描述性统计结果分析得出结论四:十大城市群的技术创新水平仍不够高,仅部分城市群实现了正式环境规制、非正式环境规制及正式与非正式环境规制协同作用对产业结构升级的促进作用,且作用效果东部城市群优于中西部城市群,2010-2018年优于2003-2009年。

    根据以上研究结论,本文提出以下对策建议。

    1.应把握好正式环境规制的力度和方式。一方面,对城市群正式环境规制的力度不可过紧亦不可过松,只有将正式环境规制控制在合理范围内,其对城市群产业结构升级的促进作用才能发挥到最大。另一方面,应重视正式环境规制方式的多样性和灵活性,如可推行大气污染物和二氧化碳协同减排,城市群之间、城市之间可实行联防联控,还可通过扩大碳排放交易试点等多措并举,在实现降低成本的同时,加速城市群环境治理目标的实现。

    2.非正式环境规制重在循序渐进和差别化。一是可组织社区、学校、企业等观看环境保护公益视频,收听收看碳达峰、碳中和等重大环保会议,培养公众与时俱进的环保理念。二是完善公众参与环境保护的相关制度,建立环境保护绿色通道,奖励环境保护组织者和环境问题举报者,减少公众环境诉求的后顾之忧,鼓励全民参与环境保护。三是有针对性、有重点地推进特定区域和人群的环境规制力度,并带动其他区域和人群参与环境保护。由于东部城市群和中心城市居民的环保意识较中西部城市群和中心城市的外围城市更强,青年人对新事物的接受能力较中老年人更强,因而可率先在这些区域和人群中大力倡导公众环境保护意识,促进非正式环境规制的制度建设。

    3.以技术创新为核心力量,以环境治理和产业结构升级为重要抓手,引领城市群高质量发展。一方面,要加大对节能减排、环境治理等新技术研发的人才与经费投入,同时要加速新技术的成果转化,推进碳达峰、碳中和等环境治理目标的实现。另一方面,可通过研发补助、技术补贴等优惠政策,激励企业以技术创新为驱动力,促使传统污染产业向高端化、智能化、绿色化方向转型,将被抑制、被冻结的经济动能释放出来,培育生态经济、循环经济、数字经济等多种新产业、新业态,推进现代化产业体系建设,实现城市群高质量发展。

    4.保持政策的协调性、有效性和持续性。一方面,环境规制政策的实施要以能有效激发企业技术创新为重要依据,不同环境规制政策的制定要以能协同互促为考核标准,技术创新要以能转化为现实生产力为基本前提,以保持政策的协调性和有效应。另一方面,城市群的碳达峰、碳中和、高质量发展和双循环相互促进等伟大愿景的实现并非一蹴而就,各项政策从实施到产生效果亦非一朝一夕之功,因此要保持各项政策的持续性,做好打持久战的准备。

    本文的研究不足主要有两点:一是研究样本方面,十大城市群包含了140个城市,但由于仙桃、天门、潜江等城市数据缺失较为严重,本文最终只选取了132个城市作为研究对象;二是环境规制和技术创新可能存在空间效应,但本文的研究只运用了中介效应模型和门槛效应模型,而未考虑空间计量模型,这些不足期待能在未来的研究中得到补足和拓展。

  • 图  1  环境规制对城市群产业结构升级的影响路径

    表  1  中国十大城市群及其所包含城市

    所属区域 城市群 包含城市
    东部城市群 京津冀城市群 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
    辽中南城市群 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
    长江三角洲城市群 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
    海峡西岸城市群 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、衢州、揭阳
    山东半岛城市群 济南、青岛、烟台、潍坊、淄博、东营、威海、日照
    珠江三角洲城市群 广州、深圳、珠海、佛山、江门、肇庆、惠州、东莞、中山
    中西部城市群 中原城市群 郑州、洛阳、开封、新乡、焦作、许昌、平顶山、漯河
    长江中游城市群 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
    成渝城市群 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
    关中城市群 西安、咸阳、宝鸡、渭南、铜川、商洛
    注:十大城市群包括东部六大城市群77个城市、中西部四大城市群55个城市,共计132个城市。
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    表  2  样本均值的描述性统计

    变量 全部城市群 东部 中西部 2003-2009 2010-2018
    structure 0.685 7 0.717 3 0.655 6 0.726 0 0.654 4
    fer 0.528 6 0.557 4 0.488 4 0.163 3 0.812 8
    zfer 0.000 3 0.000 3 0.000 2 0.000 2 0.000 3
    fer×zfer 0.000 2 0.000 2 0.000 1 0.000 1 0.000 3
    lnpatent 7.346 1 7.889 8 6.584 8 6.405 8 8.077 4
    agdp 3.758 0 4.935 2 2.109 9 2.642 2 4.625 8
    fixasset 0.521 8 0.387 2 0.710 3 0.420 0 0.601 0
    fdi 0.033 1 0.037 6 0.026 9 0.036 1 0.030 8
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    表  3  环境规制对城市群产业结构升级的直接影响(全部城市群样本)

    变量 (1) (2) (3)
    L.structure 0.9250*** (126.96) 0.9240*** (127.85) 0.9240*** (127.13)
    fer 0.0015***(4.16) 0.0027*(2.44)
    zfer 68.7500*** (6.80) 66.6000*** (6.39)
    fer×zfer -3.6540 (-1.49)
    lnpatent 0.0122***(19.62) 0.0086*** (10.04) 0.0083*** (9.51)
    agdp 0.0013*** (5.13) 0.0009*** (3.44) 0.0009** (3.20)
    fixasset -0.0088***(-5.37) -0.0084*** (-5.34) -0.0067*** (-4.02)
    fdi 0.0165 (0.66) 0.0192 (0.77) 0.0163 (0.66)
    _cons -0.0465*** (-5.47) -0.0370*** (-4.30) -0.0353** (-4.08)
    N 2 112 2 112 2 112
    注:括号中为t值;******分别表示在10%、5%和1%水平下显著。表 4表 6同。
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    表  4  环境规制对城市群产业结构升级的直接影响(分区域城市群样本)

    变量 东部城市群 中西部城市群
    (1) (2) (3) (1) (2) (3)
    L.structure 0.941 0***
    (83.57)
    0.940 0***
    (84.54)
    0.938 0***
    (83.56)
    0.913 0***
    (73.74)
    0.923 0***
    (72.78)
    0.922 0***
    (72.95)
    fer 0.0011**
    (2.76)
    0.002 0*
    (1.56)
    0.003 0**
    (3.10)
    0.004 9*
    (2.05)
    zfer 67.440 0***
    (5.18)
    65.950 0***
    (4.94)
    67.450 0***
    (3.68)
    61.540 0**
    (3.25)
    fer×zfer -2.682
    (-0.95)
    -6.436 0
    (-1.17)
    lnpatent 0.0129***
    (16.34)
    0.008 8***
    (7.54)
    0.008 6***
    (7.34)
    0.008 5***
    (6.13)
    0.007 6***
    (5.28)
    0.006 8***
    (4.60)
    agdp 0.001 2***
    (4.33)
    0.000 8**
    (2.92)
    0.000 8**
    (2.73)
    0.003 5**
    (2.94)
    0.002 7*
    (2.13)
    0.002 2
    (1.72)
    fixasset 0.0019
    (0.57)
    0.003 7
    (1.11)
    0.004 5
    (1.35)
    -0.009 2***
    (-4.17)
    -0.011 6***
    (-6.55)
    -0.008 2***
    (-3.68)
    fdi -0.008 7
    (-0.27)
    -0.012 1
    (-0.38)
    -0.011 5
    (-0.36)
    0.022 7
    (0.51)
    0.016 6
    (0.37)
    0.015 5
    (0.35)
    _cons -0.068 5***
    (-6.02)
    -0.053 7***
    (-4.56)
    -0.051 3***
    (-4.30)
    -0.0168
    (-1.11)
    -0.028 6
    (-1.87)
    -0.024 8
    (-1.61)
    N 1 232 1 232 1 232 880 880 880
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    表  5  正式环境规制、非正式环境规制与城市群产业结构升级的中介效应回归结果

    变量 (4) structure (5) lnpatent (6) structure (7) structure (8) lnpatent (9) structure
    L.struture 1.605 0***
    (25.58)
    1.529 0***
    (22.08)
    1.549 0***
    (21.82)
    1.517 0***
    (21.28)
    fer 0.001 6*
    (2.01)
    -0.094 1***
    (-3.49)
    0.001 5*
    (1.70)
    zfer 97.030 0***
    (9.37)
    -2 049.3***
    (-7.08)
    52.280 0***
    (4.16)
    lnpatent 0.009 8***
    (8.32)
    0.007 2***
    (5.97)
    L.lnpatent 0.864 0***
    (18.48)
    0.830 0***
    (15.47)
    agdp -0.001 2
    (-1.10)
    0.005 5
    (0.63)
    -0.004 4*
    (-2.07)
    -0.002 5*
    (-2.15)
    0.056 0**
    (3.25)
    -0.003 7*
    (-2.51)
    fixasset 0.012 0***
    (5.06)
    -0.101 0*
    (-1.98)
    0.006 5**
    (2.87)
    0.007 6***
    (3.54)
    0.022 6
    (0.54)
    0.004 5*
    (2.02)
    fdi -0.673 0***
    (-4.13)
    -1.751 0
    (-0.68)
    -0.4330**
    (-3.25)
    -0.508 0***
    (-3.66)
    -4.102 0
    (-1.72)
    -0.378 0**
    (-2.85)
    _cons -0.017 0*
    (-2.55)
    0.422 0***
    (5.70)
    -0.091 1***
    (-7.68)
    -0.033 3***
    (-5.36)
    0.722 0***
    (4.93)
    -0.078 3***
    (-6.76)
    N 2 112 2 112 2 112 2 112 2 112 2 112
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    表  6  正式与非正式环境规制的协同作用对城市群产业结构升级的中介效应回归结果

    变量 (10) structure (11) lnpatent (12) structure
    L.structure 1.521 0***(22.84) 1.502 0***(22.28)
    fer 0.004 7*(2.03) -0.332 0*(-2.54) 0.005 9*(2.12)
    zfer 92.440 0***(8.22) -1 036.900 00***(-3.30) 33.810 0*(2.36)
    fer×zfer -10.830 0*(-2.19) 447.500 0*(1.85) -10.890 0*(-1.93)
    lnpatent 0.008 1***(6.26)
    L.lnpatent 0.8610***(17.88)
    agdp -0.004 7(-1.91) -0.012 5(-0.87) -0.003 2*(-2.32)
    fixasset 0.001 9(0.83) -0.242 0**(-3.23) 0.004 4(1.70)
    fdi -0.196 0***(-4.03) 1.207 0(1.44) -0.186 0***(-4.04)
    _cons -0.021 4***(-3.39) 0.028 3***(3.16) -0.035 3***(-5.08)
    N 2 112 2 112 2 112
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    表  7  十大城市群门槛效应检验结果

    核心解释变量 门槛阶数 门槛值 F P 10%的临界水平 5%的临界水平 1%的临界水平
    fer 一阶门槛 7.567 9 63.46 0.004 0 28.961 6 35.222 8 50.304 9
    zfer 一阶门槛 5.010 6 169.30 0.000 0 44.179 4 52.468 7 71.746 4
    zfer 二阶门槛 5.638 4 40.64 0.036 0 30.052 8 36.991 9 45.926 8
    fer×zfer 一阶门槛 7.567 9 79.16 0.010 0 27.685 0 35.322 8 68.119 3
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    表  8  面板门槛回归参数估计结果(以技术创新为门槛变量)

    变量 核心解释变量fer 核心解释变量zfer 核心解释变量fer×zfer
    fer (2.23) 0.0027*
    zfer 201.900 0***
    (-8.75)
    fer(lnpatent≦7.567 9) -0.019 9***
    (-6.56)
    fer(lnpatent>7.567 9) 0.003 9**
    (3.03)
    zfer(lnpatent≦5.010 6) -130.400 0***
    (-5.64)
    zfer(5.010 6 < lnpatent≦5.638 4) 155.600 0***
    (3.70)
    zfer(lnpatent>5.638 4) 640.200 0***
    (9.51)
    fer×zfer(lnpatent≦7.567 9) -68.314 5***
    (-8.15)
    fer×zfer(lnpatent>7.567 9) 5.405 9*
    (1.99)
    agdp -0.003 4***
    (-3.79)
    -0.003 8***
    (-4.42)
    -0.007 5***
    (-9.56)
    fixasset -0.132 0***
    (-27.00)
    -0.103 0***
    (-21.24)
    -0.135 0***
    (-27.57)
    fdi -0.213 0**
    (-2.76)
    -0.243 0**
    (-3.27)
    -0.123 3
    (-1.58)
    _cons 0.832 0***
    (128.71)
    0.786 0***
    (111.25)
    0.790 8***
    (168.69)
    N 2 112 2 112 2 112
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出版历程
  • 收稿日期:  2020-11-26
  • 网络出版日期:  2021-06-22
  • 刊出日期:  2021-05-28

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