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2021 , Vol. 41 >Issue 6: 116 - 125

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2021.06.013

产业经济与创新发展

环境规制对产业链区际分工影响的本地与邻地效应——基于长江经济带化工行业实证分析

  • 肖雁飞 ,
  • 尹慧 ,
  • 廖双红
展开
  • 湖南科技大学 商学院，中国湖南 湘潭 411201

肖雁飞（1979—），女，湖南洞口人，博士，教授，研究方向为区域经济学。E-mail：

收稿日期: 2020-07-16

  修回日期: 2021-03-03

  网络出版日期: 2025-04-08

基金资助

湖南省教育厅科学研究重点项目(18A190)

收起

Local-Neighborhood Effect of Environmental Regulation on Interregional Division of Labor in Industrial Chain：Based on the Analysis of Chemical Industry in Yangtze River Economic Belt

  • XIAO Yanfei ,
  • YIN Hui ,
  • LIAO Shuanghong
Expand
  • School of Business，Hunan University of Science and Technology，Xiangtan 411201，Hunan，China

Received date: 2020-07-16

  Revised date: 2021-03-03

  Online published: 2025-04-08

Fold

摘要

在分析环境规制对产业链区际分工的影响机制及空间格局基础上，构建空间杜宾（SDM）模型，并以长江经济带化工行业为例，实证本地与邻地的分工效应，主要结论：①从空间格局来看，长三角地区具高环境规制与高分工水平耦合特征，而云贵川等上游地区则具低环境规制协同性与低分工水平，上中下游区域空间差异大。②从空间关联来看，短期内加强环境规制引致产业链区际转移，“污染天堂假说”成立，且本地与邻地分工水平均呈下降特征，但邻地降幅低于本地，长期来看，影响呈倒“U”型特征，本地临界值为1.7850，邻地为3.3025，即当强度为1.7850时，本地与邻地分工水平都得到提升，在1.7850~3.3025之间时，对邻地分工更有利，但高于3.3025时，本地与邻地分工均将抑制。同时，规制加强对本地与邻地都具技术促进作用，且资本、劳动力等要素影响分工水平。建议如下：①各地区应制定适度环境规制；②实施地区差异化环境政策并协同推进；③建立“引领—跟随”型区际分工推进机制；④加大技术创新，严格外商引入渠道；⑤统筹度量要素组合，注重产业长远发展。

关键词： 环境规制; 产业链区际分工; 长江经济带; 化工行业; 本地与邻地; 产业链升级

本文引用格式

肖雁飞 , 尹慧 , 廖双红 . 环境规制对产业链区际分工影响的本地与邻地效应——基于长江经济带化工行业实证分析[J]. 经济地理, 2021 , 41(6) : 116 -125 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2021.06.013

Abstract

Based on the spatial correlation SDM model, this paper explores the spatial pattern of environmental regulation and its influence mechanism on the interregional division of labor in the industrial chain,and empirically analyzes local-neighborhood effect of environmental regulation on the chemical industry of the Yangtze River Economic Belt. The main conclusions are as follows: 1) From the perspective of spatial pattern,it shows the coupling characteristics of high environmental regulation and high division of labor in Yangtze River Delta. Conversely,it shows low environmental regulation and low division of labor in the upstream of the Yangtze River Economic Belt,such as Yunnan,Guizhou and Sichuan. 2) From the perspective of spatial correlation,strengthening the environmental regulation in the short term will lead to the interregional transfer of industrial chain,and the hypothesis of "pollution paradise" is correct,and the division of labor between local and neighboring areas has decrease tendency,but the decline rate in neighboring areas is lower than that in local areas. In the long run,the impact of environmental regulation presents an inverted "U" shape,with the critical value of 1.7850 on local effect and 3.3025 on neighborhood effect. In other words,when the intensity is 1.7850,the division of labor between local and adjacent areas will be improved. When the intensity is between 1.7850 and 3.3025,the division of labor between local and adjacent areas will be more favorable,but if it is higher than 3.3025,the division of labor between local and adjacent areas will be inhibited. At the same time,the strengthening of regulation can promote the technology in local and neighboring areas. Capital,labor and other factors affect the division level of labor. The suggestions are as follows: 1) Each region should formulate appropriate environmental regulations. 2) It should implement regional differentiated environmental policies and promote them in a coordinated manner. 3) It's necessary to establish a "leading-following" interregional division of labor promotion mechanism. 4) Increasing technological innovation and strictly introducing foreign investors are both effective ways. 5) The government should coordinate and measure the combination of elements and pay attention to the long-term development of the industry.

Key words： environmental regulation; interregional division of labor in industrial chain; Yangtze River Economic Belt; chemical industry; local and neighboring areas; industrial chain upgrade

绿色发展与生态制度建设已成社会共识，如何利用环境规制倒逼绿色创新是各界探索的热点问题。“波特假说”认为严厉的环境规制将倒逼技术创新，实现“污染减排与经济发展”共赢局面[1]，而“污染天堂假说”则恰好相反，认为规制将带来污染产业转移，形成“局部减排而整体增加”现象[2]。两个“假说”在实证中均得到大量支持，解决这一“悖论”是学者关注重点问题，以此带来“环境规制协同实施”“跨区域协同创新及减排”等主题大量讨论[3-4]，尤其是在以产品内分工为主的产业转移背景下，环境规制协同实施将倒逼发展中国家污染环节技术升级，进而实现全球产业链分工升级[5]，促使环境规制对产业分工影响研究拓展到对产业链分工主题。具体到中国区域，环境规制作为技术升级重要动力，已越来越多被政府所重视，同时，产业链不同环节在区域间合理分工协作成为推动跨区域协同创新与减排重要途径，利用环境规制促进产业链区际分工，并实现跨区域产业链升级及减排效应是现时期重要议题。有关文献主要集中在两个方面：第一，产业链分工及影响因素研究。全球价值链分工背景下产业空间转移[6]和技术创新[7]等问题得到广泛探讨，并以此寻求区域分工协作与升级路径，如程李梅等认为产业转移将带来中西部产业链分工及空间整合效应[8]，肖雁飞等认为产业转移是区际产业链构建和分工基础，并双向地影响区域分工[9]。与此同时，一些学者把环境规制作为产业转移主要推动力，探讨其对产业链分工影响效应，但研究主要集中在国际分工、产品内分工、价值链分工或产业链升级等方面，如Elbers等发现低规制对国际劳动分工影响甚微[10]，谢锐等实证表明规制带来中国制造业全球价值链分工升级效应，但过强规制将制约行业产品内分工水平[11]，余姗等发现分工呈“U”型或倒“U”型效应[12]，胡飞认为制造业全球价值链分工的环境效应是规模、结构及各种机制综合作用结果[13]，王杰等认为贸易方式、要素密集度、污染程度等影响规制分工深度[14]。虽然有学者定性提出应通过环境规制实现污染产业跨区域分工和跨区域协同创新减排[15]，但缺乏实证分析，尤其是在中国区域产业转移和绿色发展背景下，产业链区际有效分工并实现绿色升级是构建国内价值链实现内循环的主要路径，因此，环境规制如何影响产业链区际分工机制及效应还需深入研究。第二，长江经济带区域分工研究。作为“共抓大保护”战略的主要实施地，长江经济带仍存在资源节约、生态环境保护与区域分工合作不协调等问题[16]。众多学者对流域产业链和区际分工进行了研究，认为当前虽然经济一体化发展与产业分工合作格局逐渐形成，但城市之间协同发展能力整体水平不高[17]，工业趋同现象增加，产业专业化程度和分工状况不容乐观，需构建区域产业链进行分工协作[18]。同样，在对区域分工影响因素中，一些学者研究了产业转移影响，如成艾华等认为产品内分工是长江经济带产业转移内在特征，有利于区域价值链重组[19]，但环境规制如何发挥区域产业链分工协作机制较少关注。有关环境规制影响效应仅关注到污染产业空间变化及绿色创新效率方面，如郭庆宾等研究发现不同类型环境规制溢出效应具有异质性[20]，杨恺钧等指出适度环境规制有利于最大化溢出效应[21]，吴传清等认为规制一定程度上有利于绿色创新效率提升，但不同模式影响存在差异[22]。总体来看，对于环境规制影响的区际关联效应研究较少，从产业链区际分工内涵来看，区际分工应包括本地与邻地，分工影响效应更应研究产业链区际空间变化和绿色创新关联，相关研究相对忽视本地环境规制实施对邻地产业链区际分工影响。
目前，长江经济带“化工围江”现象突出，自2016年开始沿岸各省相继出台一系列措施禁化、限化，迫使企业关停转，尤其是“3.21”响水爆炸事故发生后，相关环境整治提升，在此背景下，作为重要工业的化工行业如何升级深受关注[23]。然而，相关化工行业研究集中在产业布局、空间分工及影响因素等方面，并得到一些有益结论，如周冯琦等发现沿岸化工行业布局相对分离[24]，陈庆俊等发现近年来长三角地区化工专项整治行动迫使部分企业向中上游地区转移[25]，二人同时提出产业集群发展是实现石化产业上下游联系、污染集中治理及空间合理布局的重要路径。从产业集群内涵来看，产业集群发展即是实现了产业链分工协作，那么，长江经济带环境规制实施如何影响化工行业产业链区际分工?相关研究并未深入。同时，化工行业作为污染密集型产业，对于环境规制反应明显，作为典型行业具有代表性。因此，本文以长江经济带化工行业为例，以期在理论上解释环境规制影响产业链区际分工的本地及邻地效应机制，在实证上致力于建立空间关联模型检验相关分工效应，以此提出产业链区际分工及协同减排政策建议。

1 环境规制对产业链区际分工影响机制

当政府针对某一行业或整个经济市场实行环境规制时，产业链区际分工也会随即受到影响，此影响大致可分为三种效应：产业成本效应、技术促进效应和要素组合效应。

1.1 产业成本效应下的产业链区际分工机制

“污染天堂假说”认为环境规制将增加产业外部成本，进而导致污染产业转移。此理论在产业链区际分工影响中同样存在，假定某污染行业产业链下游地区政府环境标准上升，该地区企业会面临两种选择：第一，增加治污成本，使得该行业下游产品成本上升，此时，为了抵消相关成本效应，相应企业会提升产品价格并减少对中游中间投入品购买，同时减少污染产品生产，提高清洁产品产出，但由于环境门槛提高会带来治污和投资成本上升，不仅行业会减少投资，还会逼迫行业内技术水平低行业进行转型，短期内会表现出产业链断裂现象，降低分工水平，长期看会提升整个行业技术水平，实现产业链重组，提升分工水平。第二，当环境规制强度上升超过污染企业现有控污能力范围，通过增加投入带来的经济效益不足以弥补环境成本，则会使部分高能耗企业被淘汰，但由于区际环境规制强度差异，污染生产资源会向其他地区转移，短期内产生污染加剧“避难所效应”，降低本地与邻地分工水平，长期看环境规制加强影响是非线性的，过低与过强均会抑制分工水平。因此，一方面，环境规制促使产业链跨区域分工向污染天堂演化，即促使污染产业转移；另一方面，环境规制分工影响短期看是线性的，但长期来看，则可能存在类似门槛效应的非线性关系。

1.2 技术促进效应下的产业链区际分工机制

环境规制技术促进效应来自“波特假说”，认为环境规制将促使企业改进技术，利于产业专业化分工。同时，行业技术进步，使得产业原料或中间品结构改变，生产产品趋于多样化，产业链下游消费品的消费结构也将产生变化，改变产业链分工模式，促使产业链区际分工从传统“垂直分工”向“软硬分工”转变，即从原材料产品或中间产品与最终产品之间分工转化为“硬”生产制造和“软”技术研发及产品销售等之间分工，使得区际之间分工关系发生转变，即从简单纵向技术转化为横向水平合作，影响产业链区际分工水平。在一定产业规模条件下，环境规制将不断倒逼污染行业技术进步，促使产业链升级，使区际分工和合作越来越明确。

1.3 要素组合效应下的产业链区际分工机制

要素禀赋决定着区际分工形态，在环境规制对产业链区际分工影响过程中，资本和劳动力要素起到关键促进或制约作用。从资本要素角度看，环境规制增强使得企业成本上升，直接影响企业资本水平，改变产业链区际分工模式，但如果企业资本储蓄高或资本吸收能力强，能对资本进行有效配置，则更能用较少投入获得较高产出，这在某种程度上影响产业内企业投资区位选择。从劳动力要素角度看，在环境规制增强时，企业为减弱成本可能进行裁员等措施，也可能选择发挥高素质劳动力创造性，产生新价值，因此，劳动力素质影响环境规制分工效应。总体来看，资本水平越高，产业链区际分工速度越快，资本集聚有利于提升产业链区际分工质量；劳动力素质越高，产业链纵向分工阶段越深入，劳动力集聚有利于深化产业链区际分工。资本和劳动共同作用影响产业链区际分工效率以及专业化水平。
上述机制分析可用作用机制路径图表示，如图1所示。
图1 环境规制对产业链区际分工作用机制路径图

Fig.1 The mechanism path of environmental regulation on interegional division of industrial chain

2 环境规制对产业链区际分工影响的模型设定与数据说明

2.1 数据来源及处理

研究样本为长江经济带11个省市，行业为化工五大行业。按照化工行业产业链划分和国民经济行业分类标准，石油和天然气开采业（B071-B072）一般作为整个化工行业上游行业，石油加工、炼焦及核燃料加工业（C251-C252）一般是生产化工行业的中间投入行业或下游行业，而其他三大行业则作为偏中游和下游行业，具体包括化学原料和化学制品制造业（C267-C268、C281-C282）、化学纤维制造业（C261-C266）以及橡胶和塑料制品制造业（C291-C292），各类指标数据选取根据以上行业划分进行整理。原始数据来源于2003—2018年《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国贸易外经统计年鉴》、长江经济带各省市统计年鉴、各省市工业统计年鉴以及国家统计局网站等，选取2002—2017年数据，缺失数据采用替代值法以及插值法进行补充。由于部分省市如上海市2019年统计年鉴暂时无法获取，且部分省市相关指标2018年数据在2019年统计年鉴中不再统计，故本文最新数据选取截至2017年。

2.2 研究变量及测度

2.2.1 产业链区际分工指标选取与测度

本文被解释变量为产业链区际分工水平（IDC）。产业链区际分工是指一个产业部门内生产环节的分工，受资源禀赋差异和非资源禀赋差异的影响。传统上，产业链分工主要指不同的区域根据自身比较优势专门生产原材料、中间产品或最终产品，形成一个产业共同体，对产业的技术进步进行共享，并共担市场风险，在经济上相互依赖。衡量产业链区际分工水平，可以采用产品输出率、区位熵、地理联系率等指标[26]。本文鉴于研究方向和数据的可获得性，选用区位熵指标衡量产业链区际分工水平，计算公式如下：
I D C s = I D C i t = p i t / q i t P t / Q t
式中： I D C i t表示用i地区第t期产业链区际分工指数； p i t表示i地区化工行业第t期工业总产值； q i t表示i地区规模以上工业企业第t期工业总产值； P t表示整个长江经济带化工行业第t期规模以上工业总产值； Q t表示长江经济带整个化工行业第t期工业总产值。区位熵所表明的是，i地区化工行业在第t期同整个长江经济带相比较所占优势，以此反映产业链区际分工状况。
长江经济带化工行业产业链上中下游各行业区位熵计算公式如下：
I D C T = I D C a , i t = d a , i t / ∑ d a , i t D a , t / ∑ D a , t
式中： I D C a , i t表示用区位熵衡量a化工子行业在i地区第t期产业链区际分工程度指数； d a , i t表示i地区中a化工子行业第t期工业总产值； ∑ d a , i t表示i地区整个化工行业第t期工业总产值； ∑ D a , t表示整个长江经济带a化工子行业第t期工业总产值； ∑ D a , t表示长江经济带整个化工行业第t期工业总产值。区位熵所表明的是，i地区a子行业第t期在整个长江经济带化工行业中相对优势，从而反映产业链地区专业化分工程度。

2.2.2 环境规制强度指标衡量与测度

本文核心解释变量为环境规制强度，在环境规制强度指标测度上，学者们研究视角各不相同，有采用污染排放数量、治污投资、要素生产率水平等特定成本或收益类指标来衡量，有采用比值或均值法来衡量，有运用综合指数计算法来测度。本文基于数据可得性以及研究对象适用性，借鉴赵霄伟、汪国雨等综合指数法测算环境规制强度（ER指数）[27-28]，思路为：首先计算出各省市不同污染物相对排放强度，即占整个长江经济带比重，然后再进行加权平均，以此衡量各省市进行环境污染治理努力程度。计算公式如下：
E R i t = 1 4 ∑ k = 1 4 E R k , i t = 1 4 ∑ k = 1 4 E k , i t E ^ k , i t = 1 4 ∑ k = 1 4 e k , i t / Y i t ∑ i = 1 11 e k , i t / Y i t
式中： E R i t表示i地区第t期污染排放强度综合指数，该指数越大，表示该地区治理污染努力程度越小，由于回归函数符号一致性，对该指数进行逆处理，取 I E R = 1 E R i t来衡量环境规制强度，即 I E R i t指数越大，则环境规制越强； E R k , i t为i地区第t期第k种污染物排放或产生相对整个长江经济带的强度；从化工行业所产生的废物来看，目前废水、废气、废渣分别占工业排放量的38%~42%、8%~10%、7%~11%[29]，因此，污染物k包括工业废水排放总量、工业SO2排放量、工业烟（粉）尘排放量以及一般工业固体产生量； E R k , i t越大，说明i地区第t期第k种污染物在整个长江经济带范围内污染强度相对较高，环境规制越弱； E k , i t表示i地区环境污染排放强度； e k , i t为i地区第t期第k种污染体排放或产生总量； Y i t为i地区第t期规模以上工业总产值。

2.2.3 控制变量

环境规制通过产业规模、外商直接投资等因素影响产业链区际分工，在考虑实际情况和数据可获得性条件下，同时考虑环境规制主要通过改变要素组合以及技术促进效应来影响产业链区际分工，引入资本水平K（用“各地区各期化工各子行业资产总计额”表征，整个化工行业该值则为各子行业值加总）、劳动力水平L（用“各地区各期化工各行业平均从业人员数”表征，整个化工行业该值则为各子行业值加总）、技术进步TPI（用“各地区国内专利申请授权量”）、产业规模IS（产业链各子行业用“各地区规模以上化工子行业企业单位数与整个化工行业规模以上企业单位数之比”表征；化工行业整体用“各地区规模以上化工行业企业单位数与各地区规模以上工业企业数的比值”表征）、外商投资自由度FDI（用“各地区当年实际利用外商直接投资金额与该地区GDP的比值”表征）5个变量。为减弱模型数据异方差性，使解释变量与被解释变量之间具有线性关系，在进行模型构建和回归分析时，将各变量进行取自然对数处理。

2.3 空间关联模型构建与设定

2.3.1 空间权重矩阵确定

由于长江经济带11省市之间有共同边界，均为车相邻，选取相邻距离函数定义空间权重矩阵：
W i j = 1 , i 与 j 为 车 相 邻 0 , i 与 j 非 车 相 邻
该式表示，若i地区与j地区有共同的边，则矩阵中元素 w i j为1，若无共同边，则矩阵中元素 w ~ i j为0，同时，对矩阵进行行标准化处理，即将矩阵中每个元素 w ~ i j除以其所在行元素之和。

2.3.2 空间自相关检验

本文使用莫兰指数Moran's I对产业链区际分工程度指数与环境规制强度指数进行自相关检验，以考察数据是否具空间依赖性。行标准化空间权重矩阵下莫兰指数计算公式如下：
I = ∑ i = 1 n ∑ j = 1 n w i j x i - x ¯ x j - x ¯ ∑ i = 1 n x i - x ¯ 2
若 0 I 1，则变量为空间正自相关，即H-H高—高相邻、L-L低—低相邻，若 - 1 I 0，则为空间负自相关，即H-L高—低相邻、L-H低—高相邻。若 I趋近于0，则认为不存在空间自相关，空间分布是随机的。

2.3.3 空间杜宾模型构建

空间杜宾模型（SDM）常被用于解释空间关联特征，因此，设定基本模型如下：
l n I D C i t = ρ ∑ j = 1 n w i j l n I D C i t + θ 1 ∑ j = 1 n w i j l n I E R i t + α l n I E R i t + θ 2 ∑ j = 1 n w i j l n K i t + β l n K i t + θ 3 ∑ j = 1 n w i j l n L i t + λ l n L i t + θ 4 ∑ j = 1 n w i j l n T P I i t + φ l n T P I i t + θ 5 ∑ j = 1 n w i j l n I S i t + δ l n I S i t + θ 6 ∑ j = 1 n w i j l n F D I i t + τ l n F D I i t + u i + η t + ε i t
式中： ρ为空间自回归系数，反映本地区产业链区际分工受相邻区域影响； w i j为空间权重矩阵（i,j）元素； u i为个体固定效应； η t为时间固定效应； ε i t为误差项；其余 θ、 α、 β、 λ、 φ、 δ以及 τ均为线性系数向量，反映解释变量对被解释变量影响程度和趋势。为考虑空间效应下环境规制对产业链区际分工的非线性影响、技术促进效应以及要素组合效应，在进行空间杜宾基本模型回归后，相应地分别加入 l n 2 I E R、 l n I E R × l n T P I、 l n I E R × l n K与 l n I E R × l n L进行非线性回归、技术效应回归以及要素组合回归的比较分析。

3 结果分析

3.1 产业链区际分工和环境规制强度空间格局

根据公式（1）~（3），计算整体行业产业链区际分工（IDC）和环境规制强度（IER），并通过Stata14.1软件分别观察二者在长江经济带11省市时间趋势图，结果如图2所示。
图2 产业链区际分工水平和环境规制强度在各省市时间趋势图

Fig.2 The time trend of interregional division of labor and the intensity of environmental regulation

从IDC来看，上海、江苏、浙江三省分工水平较高，大多高于1，并与环境规制强度水平保持一致，说明较强环境规制推动了较强产业链分工效应；其余省份分工水平和环境规制强度都较低，说明环境规制尚未发挥其分工机制。从不同省市时间变化趋势来看，上海、江苏、江西、湖北、重庆、四川、贵州以及云南的分工水平时间变化呈波浪形波动，浙江呈上升态势，安徽、湖南则呈下降态势；上海、江苏、浙江以及云南的环境规制强度时间变化呈下降趋势，安徽、江西、湖北、贵州的时间变化相对较平稳，江西、湖南、重庆以及四川则呈上升趋势。由此初步推断，IDC与IER在各省市时间变化趋势在一定程度上具有反向关系，说明短期内环境规制加强对产业链区际分工有抑制作用。
为了进一步展示化工行业产业链区际分工空格局，本文通过长江经济带规模以上化工行业近年来的主营业务收入，得出长江经济带化工行业空间布局（图3）。
图3 长江经济带化工行业空间布局

Fig.3 Spatial distribution of chemical industry in Yangtze River Economic Belt

图3显示，长江经济带化工行业近年来具明显空间集聚性，且产业链区际分工空间格局变化较大，其中，石油和天然气开采业（上游行业）在2002—2007年主要分布于上海、江苏、湖北、重庆、四川和云南，2008—2016年主要分布于上海、江苏、湖北、重庆和四川，2017年则主要分布于上海、湖北、重庆和四川，上游行业空间集聚趋势明显。石油加工、炼焦及核燃料加工业（中下游行业）以上海、江苏、浙江居多，江苏省化学原料和化学制品制造业（下游行业）近年来远超长江经济带其他各省市，占整个长江经济带比重年均约达35%以上，化学纤维制造业、橡胶和塑料制品业（下游行业）则主要分布在江苏和浙江，表现出较大的上中下游区域空间差异性。

3.2 产业链区际分工与环境规制强度的空间依赖特征

公式（5）结果可知（限于篇幅，图表略），IDC全局莫兰指数在2002年5%水平上显著，且指数为正，存在正空间自相关性。2003—2009年不够显著，其他年份均显著，因此拒绝“无空间自相关”原假设，且2010—2017年均为正。IER全局莫兰指数在2002—2017年均强烈拒绝“无空间自相关”原假设且均大于0，即存在正空间自相关。随机抽取4年IDC和IER局部莫兰散点图，发现各省市观测值与空间滞后大多坐落在一、三象限，呈局部正向相关性。全局和局部莫兰指数显示，两个指标均存在较强空间依赖性，适合构建空间关联模型。
空间自相关检验反映出环境规制对产业链区际分工影响具空间相邻关系。上海、江苏、浙江、安徽、湖北是IDC高—高正相关关系集群，而湖北、湖南、重庆、贵州、云南为低—低集群，产业链区际分工效应较弱。从区域来看，下游发达地区产业链区际分工效应更为显著，湖北可能成为上下游区域产业链分工纽带。IER局部相关结果显示，上海、江苏、浙江等发达地区表现出高环境规制协同性，而四川、贵州、云南等上游省份则表现出低环境规制协同性。IDC和IER结合来看，高环境规制协同地区与较强产业链区际分工地区高度耦合，说明严厉的环境规制促使产业链区际分工效应加强，利于跨区域产业链构建及协同减排。

3.3 环境规制对产业链区际分工影响的空间关联效应

根据公式（6），首先使用LR检验和Wald检验来确定空间面板模型的形式，结果显示，LR_spatial_lag值和Wald_spatial_lag值均在1%显著性水平上拒绝了空间杜宾模型会退化成空间滞后模型的原假设，同时LR_spatial_error值和Wald_spatial_error也均在1%显著性水平下拒绝了空间杜宾模型会退化成空间误差模型的原假设，说明空间杜宾（SDM）基本模型设定正确。再对模型进行豪斯曼检验，基本模型回归、非线性回归、技术效应回归以及要素组合回归下豪斯曼检验值分别为-6.22、 -3.46、-10.85、-18.62，均小于0，说明均可以接受随机效应原假设。
根据第一部分影响机制分析，首先基于SDM基本模型进行空间回归，再分别进行非线性回归、技术效应回归以及要素组合回归，回归结果见表1。
表1 SDM模型估计结果

Tab.1 Estimation results based on SDM model

变量 基本模型回归 非线性回归 技术效应回归 要素组合回归
l n I E R -0.0899**（-2.14） 0.2217（1.50） -0.4582***（-4.05） -0.4731***（-2.77）
l n 2 I E R - -0.0621*（-1.85） - -
l n I E R × l n T P I - - 0.0405***（4.35） -
l n I E R × l n K - - - 0.1127***（3.64）
l n I E R × l n L - - - -0.1509***（-4.74）
l n K 0.2713***（5.50） 0.2636***（5.34） 0.2947***（5.29） -0.0113（-0.11）
l n L 0.0101（0.13） 0.0155（0.23） 0.0208（0.30） 0.4312***（4.74）
l n T P I -0.1373***（-4.16） -0.1177***（-3.94） -0.2485***（-11.07） -0.1247***（-6.41）
l n I S 0.0496（0.46） 0.0561（0.58） 0.0524（0.64） -0.0006（-0.01）
l n F D I -0.0467*（-1.46） -0.0295（-0.99） -0.0290（-1.01） -0.0227（-0.88）
W l n I E R -0.0599*（-1.73） 0.3745*（1.69） -0.2652（-0.62） -0.0852（-0.22）
W l n 2 I E R - -0.0567（-1.55） - -
W l n I E R × l n T P I - - 0.0344（0.65） -
W l n I E R × l n K - - - -0.0350（-0.95）
W l n I E R × l n L - - - 0.1313（1.54）
W l n K -0.1952（-1.20） -0.1596（-0.93） -0.1687（-0.94） -0.0892（-0.62）
W l n L 0.0424（0.47） -0.0146（-0.13） -0.0307（-0.20） -0.3605（-1.19）
W l n T P I 0.0782（0.90） 0.0314（0.35） -0.0293（-0.15） 0.0578（0.86）
W l n I S 0.1225（0.53） 0.0512（0.24） 0.0558（0.29） 0.1199（0.49）
W l n F D I 0.0426*（1.36） 0.0729**（2.21） 0.0611（0.99） 0.0548（1.32）
ρ r h o 0.1765***（3.69） 0.1392***（3.07） 0.1544**（2.44） 0.2063***（4.08）
l g t _ t h e t a -2.0596***（-3.85） -1.9767***（-3.66） -1.5804（-1.56） -1.5616（-1.54）
s i g m a 2 _ e 0.0074*（1.71） 0.0071*（1.68） 0.0072（1.57） 0.0069（1.55）

注：括号内为z值，*、**、***分别表示显著性水平为10%、5%、1%。

由表1可知，4个模型空间自回归系数 ρ r h o均较显著，说明化工行业产业链区际分工显著且具有空间自相关性。 l n I E R表示无空间效应，反映环境规制强度对本地产业链分工水平影响程度， W l n I E R表示有空间效应，反映对邻地产业链分工水平影响程度。结果显示：
①基本模型反映短期线性影响。无空间效应下 l n I E R系数为-0.0899且在5%显著性水平下显著，环境效应为负，说明从短期线性来看，环境规制每增加1%强度，本地产业链区际分工程度则下降0.0899%，引致产业链区际转移，符合“污染天堂假说”产业成本短期线性效应，其中，资本水平和技术进步的P值均在1%水平下显著，说明资本和技术等软要素产生着显著分工影响；空间效应下 W l n I E R系数为-0.0599且通过了10%水平显著性检验，说明短期来看，环境规制每增加1%强度，相邻区域产业链区际分工程度则下降0.0599%。基本回归表明短期内环境规制加强将减弱本地与邻地产业链区际分工水平，且对本地下降程度更大，与产业成本效应分工理论机制分析一致。针对目前长江经济带化工行业发展现实来看，环境规制日益加强，促使化工上游行业从长三角地区转移到中下游地区，这在图2中得以体现，即石油和天然气开采业等上游行业近年来多向湖北、重庆、四川等地集中，具有“污染产业转移”效应。同时，上游行业进一步向长三角地区集中，如石油加工、炼焦及核燃料加工业、化学原料和化学制品制造业以长三角居多（图2），说明当前环境规制尚处于短期影响内，产业链区际分工水平空间差异大，污染转移及低分工水平在一定程度上是存在的。总体来看，产业向邻地转移促使化工行业产业链处于重新整合阶段，产业转出地由于有更高生产率，污染环节转出短期内使本地产业链断裂，需进一步明确未来环境规制实施方向与强度。产业承接地由于相对较低生产率，产业承接一定程度上增加了产业链长度，短期内虽然承接低附加值产业降低了产业链分工水平，但下降程度低于产业转出地。
②非线性模型反映长期影响机制。无空间效应下一次项 l n I E R × l n T P I系数为0.2217且显著，说明环境规制对本地产业链区际分工存在强倒“U”型非线性长期影响，通过计算，可得倒“U”型临界值为1.7850，即当环境规制强度低于1.7850时，加强环境规制有利于促进本地产业链分工地区专业化，而当环境规制强度高于1.7850时，增强环境规制则不利于本地产业链区际分工；空间效应下二次项 W l n 2 I E R系数为负，但一次项 W l n I E R系数为0.3745且显著，说明环境规制对相邻地区产业链区际分工存在弱倒“U”型影响，临界值为3.3025，即当环境规制强度低于3.3025时，加强环境规制有利于促进邻地产业链分工水平，而当环境规制强度达到临界值点3.3025时，继续增强环境规制将不利于产业链在本地与相邻地区之间专业化分工。无空间和空间效应结合来看，环境规制长期影响对本地分工水平提升高于邻地，本地规制适度强度为1.7850，在此强度下，环境规制将促进本地与邻地产业链分工水平，强度越大，对邻地产业链分工水平越有利，但强度高于3.3025时，将抑制本地与邻地专业化分工水平。针对长江经济带化工行业现实情况来分析，长三角地区环境规制强度应属于适度范畴，表现出高环境规制与高专业化水平一致特征，如图1所示，但其余省份如安徽、江西、湖北、贵州等省环境规制尚未达到临界值，环境规制对产业链分工影响机制尚未体现，还应加强规制水平。从流域整体来看，环境规制对产业链区际分工影响的长期效应更多地体现在对本地产业链区际分工水平提升上，对邻地分工效应影响甚微。
③技术效应回归反映产业链分工升级水平，可知环境规制与技术进步交互项在无空间效应下 l n I E R × l n T P I系数为0.0405且显著，说明环境规制对本地产业链区际分工具技术促进作用；空间效应下 W l n I E R × l n T P I系数为0.0344，说明对邻地产业链区际分工也具技术促进作用。显然，实施较严厉的环境规制是污染行业升级的必需手段。
④要素组合回归反映其他控制变量的影响，可知环境规制与资本水平交互项 l n I E R × l n K在无空间效应下系数为0.1127且较显著，说明环境规制对本地产业链区际分工资本要素有着正效应；环境规制与劳动力水平交互项 l n I E R × l n L在无空间效应下系数为-0.1509且负显著，说明劳动力要素在产业链区际分工过程中有着负作用，原因可能在于污染产业低素质就业人员较多，不利于产业链区际分工水平提升。二者空间效应下交互项系数不够显著，但系数符号与无空间效应下系数符号正好相反，即资本要素对邻地产业链分工具有抑制作用，但劳动力要素则产生加强效应，在一定程度上说明环境规制在本地和相邻区域有着要素替补效应。

4 环境规制和产业链区际分工政策建议

本文研究环境规制对产业链区际分工影响的机制，并以长江经济带化工行业为实证对象，通过分析产业链区际分工与环境规制强度的空间格局、空间依赖特征、空间关联效应，得出一些有益结论，并以此提出环境规制和产业链区际分工政策启示。

4.1 各地区应制定适度环境规制

实证表明，短期内环境规制加强将抑制产业链区际分工水平，但长期影响呈倒“U”型，且对本地产业链分工水平影响临界值是1.7850，对邻地影响临界值是3.3025。因此，各地区应制定适度环境规制强度。本地环境规制强度过低，对本地、邻地产业链区际分工具有抑制作用，不利于跨区域产业链构建及分工；本地环境规制强度过高，影响本地产业链分工水平程度高于邻地，导致污染产业转移，且相邻地区分工水平也会出现“天花板”现象，最终导致本地和邻地分工水平不能持续优化。因此，各地区应制定适度环境规制，当强度介于本地临界值与邻地临界值之间，对跨区域产业链构建及分工推动作用是最优策略。

4.2 实施地区差异化环境政策并协同推进

实证表明，长三角地区环境规制表现出高环境规制协同性，而上游省份则表现出低环境规制协同性，同时，湖北可能成为上下游区域产业链分工枢纽。显然，环境规制与产业链区际分工具有较强空间相邻关系，且空间差异大，环境政策制定应根据区域差异实施不同强度政策。对于长三角发达地区，应进一步提升环境规制强度，发挥其对产业链分工的技术、要素等升级作用，政府应引导市场发挥“技术创新”补偿效应；而对于中上游地区，环境规制不宜过强，应注意消除环境规制对行业发展和分工的抑制负效应，政府应实施适度环境规制，加大激励，并进行一定的生产补贴。但区域间环境规制差异性很容易导致“污染产业转移”行为，长江经济带环境规制实施应立足跨省域层面，从流域整体制定区域差异化政策并协同推进，带动整个流域的跨区域协同减排与绿色发展。

4.3 建立“引领—跟随”型区际分工推进机制

实证表明，长三角地区产业链区际分工水平明显高于中上游地区，说明下游发达地区环境规制对产业链区际分工效应影响的正效应正在凸显，而上游不发达地区则呈现负效应，政府应引导中上游地区嵌入流域的区域产业链分工环节，发挥下游龙头引领作用，带动跨区域协同创新与减排。具体可包括合理布局化工行业、建立合理的系统性环境规制机制、对企业和区域进行适度的协调合作，引导企业主动参与环境保护，提高市场竞争力，扩大自身优势，提升嵌入产业链区际分工环节的深度，形成环境规制与产业链升级的良性互动。

4.4 加大技术创新，严格外商引入渠道

实证表明，环境规制对产业链区际分工具有一定技术促进效应，且化工行业产业链各环节相对优势明显，因此，针对落后低端企业需进行一定的淘汰，对于符合标准且具有技术基础企业要大力支持，加强技术创新，促进产业链绿色升级，完善化工产业链。另外，实证中外商投资对环境规制效应发挥产生一定制约作用，虽然外商直接投资作为技术引进的有效手段，但由于很多化工行业外商投资是国际产能落后产业，作为国际污染产业转移源对于本地产业链分工升级具有阻碍作用，因此，政府要严格甄别外商投资的参与，鼓励或重点引进拥有绿色技术的外资参与到行业整体运行和产业转型升级中，利用外资技术外溢效应，提升本地产业链分工水平。

4.5 统筹度量要素组合，注重产业长远发展

实证表明，环境规制对长江经济带化工行业产业链区际分工的要素组合效应显著，且从长远角度看，长江经济带具有跨区域经济发展显著优势。因此，政府应对区域整体环境进行度量，充分发挥资本和劳动力要素作用，注重要素区域间合理配置和替补效应，在制定环境规制政策时，要充分考虑当地要素基础条件，统筹规划调整，以区际分工带来整体提升，注重产业链区际分工合理化，系统推进化工行业产业转型及升级。

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