综上所述，关于环境规制、环境规制竞争对产业结构影响的文献存在以下几点不足。（1） 涉及环境规制竞争效应的研究，多是利用博弈模型分析地方政府之间的互动策略及其污染治理效率，而对其经济效应的研究也仅仅停留在经济效率或招商引资等层面，有关环境规制竞争与地区产业结构二者关系的文献几乎为空白。结合产业结构效应考察政府间的环境规制竞争行为，将有助于政府全面地评估环境规制的政策效果，甚至推动环境规制成为产业结构转型新的有力抓手和驱动力。（2） 有关环境规制强度与产业结构的研究，多是基于污染产业区际转移考察“污染避难所效应”的适用性问题，针对区域内产业空间布局以及产业结构调整的研究反而较少。因此，本文对于环境规制、环境规制竞争与产业结构升级关系的研究是一个有益的补充。（3） 以往文献多是基于省级数据展开研究，越低层级政府抱着“山高皇帝远”的心理、在“保增长”的利益驱动下，越有动机扭曲执行国家的环境政策； 而且在唯GDP的政绩考核制度下，中国现阶段的产业转移通常遵循先省内后省外的模式[18].因此，通过城市这一层面寻找环境规制溢出效应的区域特征，不仅更具差异性和代表性，也有别于以往根据省级层面数据仅寻找整体特征的研究。
基于上述问题，本文尝试从环境规制竞争的角度考察环境规制对地区产业结构的影响。具体来说，本文以我国城市为研究对象，首先考察环境规制是否会影响地区产业结构，接着利用空间计量模型考察我国地区政府之间是否存在环境规制竞争的现象，并测度环境规制的溢出效应，实证检验环境规制竞争与地区产业结构的关系。
三、计量模型设定、数据和变量
（ 一） 模型设定
1.不考虑环境规制竞争的模型
本文首先构建一个影响地区产业结构水平的模型。假定产业结构是各地产业政策和要素禀赋的函数[9],其影响因素函数可以用Y = f（E,Z） 表示，其中E表示政府对产业的干预，本文考察的是环境规制，Z为影响地区产出水平的其他因素（ 如资本要素、技术等）。以产业结构水平IND为被解释变量，环境规制强度ER为核心解释变量，模型Ⅰ可写为：
INDit= α + β1·ERit+ β2·Zit+ εit（1）
模型Ⅰ并没有考虑环境规制的政府竞争行为，只是考察政府实施环境规制的强度对本地产业结构调整的作用，可用普通最小二乘法（OLS） 估计。系数β1的大小和符号反映了环境规制强度对地区产业结构水平的影响程度和方向，若β1> 0,则表明环境规制强度加大会促进产业结构升级，被规制的高污染、低层次企业发展受限，支持“新古典理论”,若β1< 0,则表明加强环境规制不利于产业结构升级，被规制企业的竞争力加强，支持“波特假说”.
2.考虑环境规制竞争的模型
在分权制度背景下，中央与地方、地方与地方之间的政府目标可能会发生冲突。在制定或实施公共政策时，地方政府出于机会主义和利己主义往往采取竞争策略，突出表现在对经济资源的争夺和抢占。由于环境规制强度的区域差异会影响企业区位选址和产业迁移方向，地方政府在制定或实施环境政策时不得不在“保增长”与“治污染”间作出权衡。
地方政府的环境竞争策略可以分为两类： （1）模仿策略，包括竞相逐底和竞相向上。竞相逐底，即“你弱我弱”,政绩优先的地方政府，会随着竞争者环境规制强度的降低而降低，形成抢占流动性生产要素扩张“利大税高”重化工项目的倾向。而竞相向上，即“你强我强”,地方政府随着竞争地区环境规制强度的增加而增加，以缩小规制强度差距。这既可能是地区联手整治污染、推进产业布局调整升级的举措，也可能是地区盲目竞争的后果。（2） 差异化策略，当部分地区提高环境标准门槛时，欠发达地区政府会放松环境规制，或者没有明显策略变化行为，以促进本地区经济增长。因此，环境规制竞争意味着一个地区环境规制强度的调整会影响到邻近地区政府的策略反应，进而影响受规制产业的区域分布，以及区域内部的产业结构。
那么，如何衡量环境规制竞争？ 文献中主要采取两种方法： 一种是通过构建博弈模型，以定性分析地方政府策略行为的成本收益； 另一种通过将竞争地区政府行为纳入本地环境规制的反应函数，以寻找这种竞争的内在规律。本文采用第二种方法。但在地区竞争对象的选取问题上，有别于环境污染物的外部性，环境规制竞争并不能依靠风向、地域或流域等因素明确污染溢出的地区，因此采用对所有潜在竞争地区赋予权重的方法，以区分各个地区对本地环境规制竞争的参与程度。
若考虑了政府间的环境规制竞争行为，模型Ⅰ中环境规制变量ER的内生性问题则不容回避，此时OLS估计有偏。基于工具变量估计有可能使空间效应的系数估计值落在参数空间之外[19],本文借鉴吕健[20]的方法来处理内生性问题： （1） 利用最大似然估计给出一致无偏估计，使空间项系数受到对数似然函数中雅各比项 （Jacobian Term） 的约束；（2） 采用空间杜宾模型，引入解释变量的空间滞后项，能够在一定程度上与遗漏变量相关，从而较好地解决由于遗漏变量产生的内生性问题； （3） 采用面板数据，控制随个体（ 时间） 变化但不随时间（ 个体）变化的其他因素对地区产业结构影响，部分消除了遗漏变量带来的内生性问题。
公式（2） 即为考虑了环境规制空间溢出的模型Ⅱ，简化后得到公式（3） 的矩阵形式，文献上称之为空间Durbin模型（SDM）。
INDit= ρW·INDit+ β1·ERit+ θ1W·ERit+ β2·Zit+ θ2W·Zit+ α + εit（2）
Y = ρW·Y + β·X + θW·X + ε（3）
其中，ρ为空间滞后回归系数，体现地区间产业结构固有的空间依赖性；β表示环境规制及其他因素对地区产业结构的影响；W为体现地区之间相互关系的n阶空间权重矩阵，当wij> 0,意味着地区j与地区i相邻，或地区i与地区j联系紧密。当θ = 0时，SDM模型简化为仅考虑被解释变量空间依赖的空间滞后模型（SLM） ,当ρβ + θ = 0时，SDM模型简化为考虑扰动项空间依赖的空间误差模型（SEM）。
在该模型中，本文重点考察系数β1和θ1的方向，β1仍然表示环境规制产业结构效应的本地效应，θ1表示环境规制产业结构效应的空间溢出效应。β1> 0,表明环境规制强度与本地产业结构的调整方向存在正相关。此时，若政府间的环境规制竞争采取模仿策略，将会同步带动邻近地区产业结构的转型升级，意味着环境规制的产业结构效应存在正向的空间溢出（θ1> 0） ; 若政府间的环境规制竞争呈差异化策略，邻近地区环境规制强度的减弱将不利于产业结构的调整升级，意味着环境规制的产业结构效应存在负向的空间溢出（θ1< 0） ,具体见表1.
与模型Ⅰ线性估计不同的是，在含有滞后解释变量或被解释变量的空间模型中，系数大小并不具有直接的解释力，其既包含了解释变量的任何一个地区变动对该地区本身的影响（ 直接效应） ,又包含了对周围所有地区的潜在影响（ 间接效应或溢出效应）。Lesage[21]指出这两种影响可以通过计算式（3） 中解释变量的自偏导数和交叉偏导数得到，也就是说，式（4） 中等式右边矩阵主对角线上元素的平均值和非主对角线元素的平均值分别表示解释变量变化所引起的直接效应和溢出效应，二者之和为变化引起的平均总效应。
