徐晓慧，廖 涵

（中南财经政法大学 经济学院，湖北 武汉 430073）

一、引言及文献综述

长江经济带横贯中国东中西三大区域，其面积大约达到了205 万平方公里。自改革开放以来，长江经济带的重要地位日益凸显。它不但综合实力最强，而且战略支撑作用最大。但是，目前长江经济带发展正面临生态环境逐渐恶化、产业结构升级困难的瓶颈。走生态优先、绿色发展之路是2016年习近平在推动长江经济带发展座谈会上强调的重要内容。这可以看出国家对长江经济带区域生态环境的高度重视。而环境规制作为政府干预经济的重要手段，它在改善生态环境的同时也可以通过施加环境约束从而影响产业结构的变动状况。就长江经济带而言，针对环境规制与产业升级关系方面的研究文献较少。李强和丁春林（2018）[1]（p17-28）的研究表明，环境规制提升不利于长江经济带产业的转型升级。李强（2018）[2]（p79-91）的研究表明，环境规制有利于促进长江经济带产业的转型升级。目前，针对环境规制与制造业产业结构升级的关系中把长江经济带这样的特殊区域作为研究对象进行研究的已有文献涉及较少，而且在长江经济带环境规制与制造业产业发展关系的研究中目前缺少一个系统完整的分析框架。鉴于此，本文选择的研究对象是长江经济带，从环境规制和外商直接投资的视角入手，研究环境规制和外商直接投资对长江经济带制造业产业结构升级的影响效应，使其具有一定的理论价值。同时，也可以为长江经济带制造业产业结构升级提供新思路，并且在推动长江经济带发展方面具有重要的参考价值。所以，本文的边际贡献可以从以下几个方面入手：一是以长江经济带作为研究对象，选择制造业产业作为切入点，对外商直接投资和环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响进行深入研究；二是选取2003-2019年长江经济带11个省份的面板数据，运用静态面板数据模型和动态面板数据模型两者相结合的计量分析方法对外商直接投资和环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响进行实证检验，使得本文得到的研究结论更加可靠；三是利用面板数据对波特假说并不成立进行了验证，进一步为今后环境规制、产业升级等方面的理论研究提供逻辑框架和研究思路。

二、研究设计

（一）模型设定。

外商直接投资与环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响是促进还是抑制？环境规制和外商直接投资的交互项如何影响长江经济带制造业产业结构升级呢？为了将以长江经济带作为研究对象，外商直接投资与环境规制对其制造业产业结构升级的影响这个课题进行更加深入的探究，本文参照阮陆宁等（2017）[3]（p104-111）的研究，建立如下计量模型：

式（1）中，β0是常数项或截距项，下标i 表示省份，下标t 表示年份，β0、β1、β2、β3和β4是模型的待估参数。MIS 是模型的被解释变量，它表示制造业产业结构升级。ERI 和FDI 是模型的核心解释变量，它们分别表示环境规制和外商直接投资。LNT 是模型的ERI 与FDI 的交互项，它表示环境规制和外商直接投资的交互项。CON是模型的控制变量，它表示影响制造业产业结构升级的其他因素。εit是随机扰动项。

（二）研究变量。

1.制造业产业结构升级。目前，在测度制造业产业结构升级的指标上存在着较大的分歧。大多数的学者们采用单一指标来衡量。制造业产业结构高度是制造业产业结构升级的核心内容。而制造业产业结构高度可以反映这一过程：制造业部门的主导产业从低附加值、低技术产业向高附加值、高技术产业转变。一般来说，学者们衡量制造业产业结构高度的方法是高附加值、高技术产业占制造业的比重。参照卫平和余奕杉（2017）[4]（p144-152）的做法，本文用高端技术制造业产业工业总产值与中端技术制造业产业工业总产值两者之比来表征制造业产业结构升级，它可以反映出这样的一种趋势：制造业技术密集度不断提高。其计算公式为：制造业产业结构升级=高端技术制造业产业工业总产值/中端技术制造业产业工业总产值，用MIS 表示。本文借鉴傅元海等（2014）[5]（p78-90）的研究方法，将制造业产业划分为三类，即低端技术产业、中端技术产业、高端技术产业。其中，高端技术产业是由高端技术产业和中高端技术产业两者合并而成。它的具体行业见表1所示。

表1 基于技术密集度的制造业产业技术类别划分

2.环境规制。环境规制测度方法直接影响实证分析结果，使用不同测度方法得到的环境规制指标使得研究结论相互冲突。但是到目前为止在环境规制的衡量上学术界还没有形成统一的测度方法。[6]（p64-75）国外在环境规制测度上经历了这样的发展历程：从投入型指标向产出型指标转变，从定性描述向简单定量指标转变再向综合指数指标转变。而国内在环境规制测度上主要选择的代理变量是以污染物排放量和污染治理投资额为基础建立的指数指标或污染物排放量和污染治理投资额。但是鉴于数据的完整性与可得性的考虑，参考徐常萍和吴敏洁（2016）[7]（p127-134）的做法，本文用工业污染治理强度来衡量环境规制强度。其中，工业污染治理强度用每单位工业总产值的工业污染治理投资支出来衡量。其计算公式为：环境规制强度=工业污染治理投资支出/工业总产值，用ERI表示。

3.外商直接投资。伴随着投资环境的改善，外商直接投资流入量呈现出不断增加的趋势。长江流域是我国外商直接投资最为集中的区域，在促进地区经济增长的同时，也影响了制造业产业结构的变动状况。目前，现有文献通常采用存量、流量两类指标衡量外商直接投资水平。其中，外商直接投资存量指标和外商直接投资流量指标分别采用的是永续盘存法和实际利用外商直接投资额占GDP 的比重。所以，参照张林（2016）[8]（p111-124，p137）的做法，本文用实际利用外商直接投资额占GDP的比重来衡量外商直接投资水平，其计算公式为：外商直接投资水平=实际利用外商直接投资额/GDP，用FDI表示。

4.控制变量。自主创新会对制造业的投入产出效益产生影响，一方面资源投入减少，一方面行业产出增加，从而影响制造业产业结构升级。参照Porter et al.（1995）[9]（p97-118）的做法，本文用研究与试验发展（R&D）人员数作为衡量自主创新水平的代理变量，用LTI 表示。对外开放程度也是影响制造业产业结构升级的重要因素，它影响制造业产业结构的变动状况主要表现在两个方面：一是通过对国内制造业发展所需要的设备、技术以及资源等方式；二是获取出口的知识溢出，而这种获取方式通过对制造业产能的消化来实现。参照宋凌云和王贤彬（2013）[10]（p94-106）的做法，本文用进出口总额占GDP的比重作为衡量对外开放程度的代理变量，其计算公式为：对外开放程度=进出口总额/GDP，用LOP 表示。居民消费水平是影响制造业产业结构升级的国内需求因素。为了能够让居民消费水平反映得更加全面，参照毛军和刘建民（2016）[11]（p50-63）的做法，本文用居民人均消费支出作为衡量居民消费水平的代理变量，其计算公式为：居民人均消费支出=（城镇人口×城镇人均消费+农村人口×农村人均消费）/总人口，用HCL表示。各变量选取的数据来源以及具体处理过程见表2所示。

表2 研究变量说明表

（三）数据来源与说明。

面板数据可以很好地将时间序列数据和截面数据的共同点结合起来，还可以明显地增加样本容量，以提高实证结果的有效性和可靠性。因此对于本文所要研究的问题可以得到很好的证明。为此，本文选取的是面板数据资料，样本来源于2003—2019年长江经济带①长江经济带覆盖上海、江苏、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重庆、四川、云南、贵州等11个省市。。本文运用静态面板数据模型和动态面板数据模型相结合的计量分析方法，并且选择Stata16 软件对外商直接投资与环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响进行实证研究。相关数据主要来源于《中国环境统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》《中国统计年鉴》、国家统计局网站、国研网统计数据库以及各省统计年鉴。

（四）实证分析。

1.描述性统计。

在做实证分析之前，首先要进行各变量的描述性统计分析。各变量的描述性统计结果见表3 所示。制造业产业结构升级、环境规制、外商直接投资、自主创新水平、对外开放程度以及居民消费水平这些变量的样本数都是187。其中，除了环境规制变量以外的其他变量的最小值和最大值的差距是较大的。相对来说，它们的标准差还是较大的。所以，对外商直接投资与环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响进行实证分析时，选取的变量具有较好的代表性。鉴于数据的可得性，样本区间为2003—2019年。

表3 各变量的描述性统计

2.静态面板数据模型估计。

为了对外商直接投资与环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响进行实证分析，本文首先选择的是静态面板数据模型对其进行回归估计。固定效应模型和随机效应模型都属于静态面板数据模型。其中，个体效应和解释变量相关属于固定效应模型的假设条件，而个体效应和解释变量不相关属于随机效应模型的假设条件。因此，在假设条件上随机效应模型比固定效应模型更加严格，但是在现实中普遍采用的是固定效应模型而不是随机效应模型。为此，模型选择在实证分析中显得很重要。而Hausman 检验就是选择固定效应模型或随机效应模型的判断依据。Hausman 检验的原假设是随机效应模型。所以，在对静态面板数据模型进行估计之前应该要先进行Hausman 检验。然后，进行静态面板数据模型估计。其估计结果见表4所示。

表4 静态面板数据模型估计结果

回归结果表明，模型1、模型2 和模型3 这三个模型的Hausman检验的P值都小于0.05，所以，模型1、模型2和模型3都应该拒绝“随机效应模型”的原假设，而应该选择固定效应模型。因此，模型1、模型2和模型3都采用固定效应模型。环境规制变量系数显著为负，表明波特假说并不成立，环境规制对长江经济带制造业产业结构升级产生了消极影响。究其原因可能是对于长江经济带地区而言，高新技术产业相对较少，而重化工业较多。所以，它们导致的结果是环境规制强度的提高和制造业产业结构升级水平下降。本文还发现，外商直接投资变量系数显著为正，表明吸引外商直接投资、发展外向型经济对长江经济带制造业产业结构升级产生促进作用。此结论的实际意义在于：长江经济带制造业产业提高竞争力的一条重要路径是它不仅要突破全球价值链的低端锁定，而且要向全球价值链高端跃升。自主创新水平变量系数显著为正，表明提高自主创新水平是促进长江经济带制造业产业结构升级的有效路径。对外开放程度变量系数显著为正，表明对外开放程度有利于长江经济带制造业产业结构升级，即长江经济带制造业产业结构升级的其中的一个重要原因是对外开放程度。虽然居民消费水平系数为负，但是它不显著，表明居民消费水平对长江经济带制造业产业结构升级的影响产生了消极影响，并且这种影响是不显著的。

3.稳健性检验。

动态面板数据模型会产生内生性问题，因为被解释变量的滞后项被加入到了模型中。很显然，像固定效应、随机效应以及OLS这些传统的估计方法已经不能继续运用。在动态面板数据模型中，目前比较常用的就是差分GMM 估计和系统GMM 估计这两种方法。差分GMM估计，又称为Diff-GMM估计，它是由Arellano 等（1991）[12]（p277-292）提出来的。差分GMM 估计的基本思路是先求差分，然后利用工具变量进行估计，而且这个工具变量来源于差分方程中的滞后解释变量。虽然差分GMM估计在内生性问题上可以有效地消除，但是它的弱工具变量问题容易产生。之后，Arellano 等（1995）[13]（p29-51）、Blundell 等（1998）[14]（p115-143）提出了系统GMM 估计。系统GMM估计就是为了解决以前遇到的难题。系统GMM 估计，又称为SYS-GMM 估计，它的工具变量来源于水平方程和差分方程。此外，系统GMM估计使得样本工具变量的容量增加了，在弱工具变量的问题上得到了有效的解决。从大多数的经验来看，系统GMM 估计与差分GMM 估计相比，前者要优于后者。所以，为了使模型的估计结果不受到内生性的影响，本文对模型进行稳健性检验所采取的方法是系统GMM 估计。然而，在动态面板数据模型中，如何选取合适的工具变量是非常关键的一个环节。其中，选取的是差分变量的滞后项作为水平方程的工具变量，而水平变量的滞后项作为差分方程的工具变量。在动态面板数据模型中，为了使得它的估计结果具有更高的可靠性，应该进一步检验工具变量的有效性。一般来说，判断工具变量的有效性采用的是Sargan 检验。所有的工具变量都是有效的是其原假设。另外，还需要检验动态面板数据模型的回归残差的自相关性，以便于对动态面板数据模型估计结果进行评价和滞后阶数的稳健性进行判断。在通常情况下，使用Estat abond 检验（AR检验）来判断动态面板数据模型的回归残差的自相关性。Estat abond检验的原假设是随机干扰项不存在高阶滞后的序列相关。所以，其估计结果见表5 所示。表5 中最后两行报告的是AR（2）和Sar⁃gan test 值，从它们的数值结果可以看出，模型中的随机干扰项的二阶序列相关问题是不存在的，选取的是有效的工具变量。

表5 动态面板数据模型估计结果

回归结果表明，环境规制变量系数显著为负，表明环境规制抑制了长江经济带制造业产业结构升级。此结论的实际意义在于：在制定环境规制政策时要考虑实际情况而做出正确的判断，并且应该尽量分阶段实施环境规制手段，使得制造业产业发展的不利影响减少。外商直接投资变量系数为正，而且显著，表明外商直接投资对长江经济带制造业产业结构升级产生了积极影响，也就是在长江经济带制造业产业结构升级中，外商直接投资可以作为其中的一个重要因素。发展外向型经济促进了长江经济带制造业产业结构升级。在回归结果中，将外商直接投资和环境规制的交互项引入其中，研究发现交互项系数为正，而且显著，表明吸引外商直接投资越多，环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响越小。反之，吸引外商直接投资越少，环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响越大。换句话说，外商直接投资与环境规制对长江经济带制造业产业结构升级存在着替代关系的影响。自主创新水平变量系数为正，而且显著，表明在长江经济带制造业产业结构升级中可以将自主创新水平视为有效手段。本文还发现，对外开放程度变量系数显著为正，表明对外开放程度有利于促进长江经济带制造业产业结构升级。此外，居民消费水平变量系数为正，而且不显著，表明在提高长江经济带制造业产业结构升级水平时居民消费水平并不是其中的关键因素。

综合而言，估计结果表明，主要回归结果均保持不变，由此可以认为该结果是稳健可靠的。

三、结论与启示

本文利用长江经济带2003—2019 年省级面板数据，构建静态面板数据模型和动态面板数据模型对外商直接投资与环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响进行了实证分析，得到了以下几个方面的研究结论：

一是环境规制对长江经济带制造业产业结构升级产生了消极影响。本文的实证结果表明，环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响为负，而且是显著的，表明环境规制对长江经济带制造业产业结构升级具有负面作用，意味着如何处理环境规制和制造业产业结构升级的关系对长江经济带的发展而言至关重要。

二是外商直接投资是促进长江经济带制造业产业结构升级的重要因素。本文的实证结果表明，外商直接投资对长江经济带制造业产业结构升级的影响为正，而且是显著的，表明外商直接投资有利于促进长江经济带制造业产业结构升级，意味着在长江经济带制造业产业中，要提高其产业竞争力的一条重要路径是长江经济带突破全球价值链的低端锁定以及全球价值链向高端跃升。

三是环境规制和外商直接投资对长江经济带制造业产业结构升级存在着替代关系的影响。本文在模型中将外商直接投资和环境规制的交互项引入其中，实证结果表明，交互项系数为正，而且显著，意味着吸引外商直接投资越多，环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响越小。反之，吸引外商直接投资越少，环境规制对长江经济带制造业产业结构升级的影响越大。

四是自主创新水平对长江经济带制造业产业结构升级的影响为正，意味着自主创新水平是促进长江经济带制造业产业结构升级的有效手段。此外，对外开放程度有利于促进长江经济带制造业产业结构升级，居民消费水平并不是促进长江经济带制造业产业结构升级的关键因素。

基于本文的主要结论，得到的启示如下：

一是在制定环境规制政策时要考虑实际情况而做出正确的判断，并且应该尽量分阶段实施环境规制手段，使得制造业产业发展的不利影响减少。实现环境和产业发展的共赢是政府一直追求的目标，这也是习近平关于经济高质量发展论述的重要体现。[15]（p1-11）因此，为了实现长江经济带的可持续发展，科学合理的环境规制政策的如何制定与实施问题显得非常重要。

二是积极吸引外商直接投资，发展外向型经济，长江经济带突破全球价值链的低端锁定、向全球价值链高端跃升，提高自主创新水平和对外开放程度，把长江流域打造成战略性新兴产业高地，促进长江经济带制造业产业结构升级。