FDI、環境規制與產業結構優化

李曉英

摘要：本文利用空間計量模型實證檢驗了我國FDI和環境規制對產業結構優化的作用，研究發現：FDI和環境規制均顯著促進了我國產業結構優化升級；環境規制對產業結構調整具有倒逼效應，對FDI促進產業結構優化升級具有正向引導作用。同時，區域產業結構和環境規制存在空間外部性，影響周邊區域產業結構布局和調整。上述結論有著重要的政策含義，即我國在經濟轉型升級進程中，在借助環境規制引導FDI促進區域產業結構優化的同時，應進一步深化區域間環境規制的協調與合作，形成共贏的合理化產業結構空間格局。

關鍵詞：FDI；環境規制；產業結構優化

文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2018（02）-0104-10

一、 引 言

改革開放以來，我國經濟發展取得了巨大的成就，在GDP增速持續高增長的同時，產業結構也明顯優化：1991年到2014年期間，我國第一產業占比從242%下降到92%，第三產業占比從345%上升到482%。伴隨經濟的快速發展和投資環境的改善，外商直接投資（FDI）流入量也持續增長。根據聯合國貿易和發展組織發布的《全球投資趨勢監測報告》，2014年我國FDI流入額約為1280億美元，成為全球最大的FDI接收國。從分布上看，FDI主要集中在我國的第二產業，尤其是工業部門，其次是以低端服務為主的第三產業，農業的比重最低。不斷流入的FDI對我國經濟發展和產業結構調整產生了重要的影響[1-3]，但是由于差異化的區域特征，FDI對我國不同地區的產業結構調整作用有強有弱[4]。

隨著改革開放的不斷深化，我國已從短缺經濟轉向過剩經濟，粗放型的增長模式也給生態環境造成了一些負擔。根據耶魯大學發布的《2016年環境績效指數報告》，我國成為PM25超標的“重災區”，環境績效指數（EPI）排名倒數第二[5]，環境問題一定程度上成為阻礙FDI進一步流入的重要障礙。這意味著，長期以來“以環境換增長”的發展模式必須開始改變[6]。

金融危機之后，“逆全球化”趨勢開始抬頭，國際投資環境普遍低迷，能否利用環境規制引導外資促進我國產業結構優化和經濟轉型發展，是目前亟待解決的一個重要問題。

二、 文獻綜述

FDI對產業結構升級的影響一直是學術界研究的熱點，雖然取得了豐富的成果，但結論并不完全一致。一些研究表明，FDI有助于促進東道國經濟發展，優化東道國的經濟結構[7]。東道國借助FDI獲得技術含量高的中間品，為后續的技術升級創造了條件[8]；同時，外商對東道國供應商提供的技術支持和管理培訓也有助于促進供應商的技術升級[9]。此外，技術外溢能夠進一步促進東道主國經濟增長、產業結構升級[10-11]。當然，FDI的技術溢出促進產業結構調整效果在不同國家和經濟部門之間存在顯著不同[12]。相反，也有部分學者研究得出FDI不利于產業結構升級的結論，指出：東道國企業容易陷入對FDI的依賴，進而鎖定于低附加值生產環節，不利于產業結構升級，特別是技術密集型產業發展[13-15]。國內學者關于FDI對我國產業結構影響的研究結論也不一致。一方面，FDI流入我國帶來了大量先進的機器設備、管理經驗及相關技術不僅推動了我國產業的擴張，有利于產業內部結構改善，對產業結構優化存在積極效應和催化作用[16-17]，特別是對第三產業結構調整更為顯著[18]。但也有學者指出，FDI在帶動高新技術產業發展的同時也阻礙了本土產業的成長和發展[19-20]，FDI的產業結構升級效應存在虛擬性[21]。

隨著生態破壞、環境污染及資源能源日趨匱乏等問題的出現，一些研究者也注意到FDI流入在促進產業升級的同時，也加劇了環境污染。自Copeland & Taylor提出污染天堂假說（Pollution Haven Hypothesis）以來[22]，對環境規制的認識和研究逐步深入，關于環境規制對FDI影響的相關問題也成為學術界討論的新熱點。通過合理的環境規制政策可以使FDI在提升經濟效應的同時也能夠實現環境保護的雙贏局面[23-24]。環境規制能有效的抑制污染密集型產業的發展[25]，可以促進技術效率、技術創新和綠色全要素生產率的提高[26]，進而實現產業結構升級優化。不過，Lanoie et al.[27]和Rubashkina et al.[28]研究指出，環境規制對企業技術創新雖有積極影響，但未能促進全要素生產率的提升，優化產業結構效果不顯著。Testa et al.[29]和Boyd & McClelland[30]對歐洲國家重度污染行業的研究后得出環境規制在短期內不利于改善企業經營績效，對行業長期發展具有一定的積極影響。我國學者對環境規制與產業結構關系的研究結論也不一致，董敏杰、張三峰和卜茂亮等發現環境規制趨緊有利于我國產業國際競爭力提升[31-32]，而余東華和胡亞男等指出不能確定環境規制有利于國際競爭力提升[33]。還有學者對環境規制與區域生態效率[34]、經濟增長[35]、出口競爭力[36]等關系進行了研究。對環境規制與產業升級關系進行研究的文獻并不多，陸菁指出環境規制的倒逼機制可有效推動產業升級[37]，原毅軍和謝榮輝指出適度的環境規制會促進產業結構調整或產業升級[38]。

由上述文獻可得出，FDI主要通過技術溢出路徑實現產業升級，而環境規制是FDI技術有效溢出的重要保障。我國各地區的環境規制水平在空間上存在差異性，這種差異性在一定程度上決定了FDI分布及其優化產業結構的效果。在假設環境規制和產業結構具有空間外部性下，環境規制是否引導了FDI優化產業結構？這是本文借助空間計量模型需要回答的主要問題。

三、 研究設計：模型、變量與數據

（一）模型設定

根據以上文獻分析，設定檢驗模型必須注意以下約束機制：一是地方政府的環境規制政策是在考慮了當地的經濟發展水平狀況之后做出的相關決定，進而受到產業結構的制約；同時，區域環境規制又會影響區域產業結構調整，進而“促進”或“制約”產業結構升級；二是FDI流入產生的技術溢出和競爭效應，影響企業采用新技術、新工藝，影響整體產業結構；三是FDI也受到環境規制的影響，嚴格的環境規制，避免了FDI流入“三高”行業，因而，環境規制和FDI的相互作用可能促進區域產業結構升級。基于此，本文構建的基準計量模型如下：

ISit=β0+β1FDIit+β2EREit+β3FDIit*EREit+

β4Xit+εit（1）

模型（1）中的β0為常數項，i表示區域，t表示年份，ISit表示i省（市）在t年的產業結構水平，FDIit表示i?。ㄊ校┰趖年的FDI存量，EREit表示i省（市）在t年的環境規制水平，FDIit*EREit表示FDI存量（FDI）與環境規制（ERE）強度的交互項，Xit表示對應的控制變量，εit為隨機擾動項。

在地方政府競爭背景下，省（市）設定環境規制強度時，可能是對周邊區域行為的“模仿”或“差異化”戰略反應[34]。因此，研究空間異質的FDI、環境規制對我國產業結構合理化的影響需要考慮區域間FDI、環境規制及產業結構的空間相關性，即需要借助空間計量模型來全面考察FDI和環境規制強度對區域產業結構的影響。因此，將被解釋變量的空間滯后變量引入模型（1），構造如下的空間自回歸模型（Spatial Autoregressive Model，SAR）：

ISit=β0+β1FDIit+β2EREit+β3FDIit*EREit+β4Xit+ρW*ISit+εit（2）

模型（2）中，W*ISit為被解釋變量產業結構合理化水平的空間滯后變量，度量了周邊區域產業結構水平對i地區產業結構的影響。ρ為空間自回歸系數：ρ>0表示周邊區域產業結構水平對i區域的產業結構具有正向影響，即區域產業具有“模仿”性；ρ<0表示周邊區域產業結構水平對i區域的產業結構具有負向的影響，即區域產業結構是“差異化”戰略；ρ=0意味著區域間產業結構不存在空間相關和依賴性。W是空間權重矩陣。

將變量的空間依賴性引入到模型（1）的誤差項中，構造空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），形式如下：

ISit=β0+β1FDIit+β2EREit+β3FDIit*EREit+

β4Xit+εit

εit=λW*εit+μit

μi～N（0，σ2i）（3）

模型（3）中，λ反映殘差之間的空間依賴性，為空間誤差系數，與模型（2）相同，W為空間權重矩陣。

空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的變量存在空間相關性，可能引發內生性問題，采用OLS法進行估計會產生偏誤，而極大似然估計方法（MLE）可以較好地克服這一問題[39]。因此，本文將采用極大似然方法（MLE）對模型（2）和模型（3）進行估計。

（二）變量及數據說明

1.被解釋變量

產業結構合理化水平（IS）。目前，現有文獻資料中常見的衡量產業結構的指標有兩種：一是產業結構合理化[40-42]，二是產業結構高級化[43-46]。相對產業結構高級化而言，產業結構合理化更能反映出各?。ㄊ校┑慕洕鷹l件變化受FDI和環境規制的影響，因此，本文擬采用各?。ㄊ校┑漠a業結構合理化指標衡量產業結構水平。文獻中一般采用產業結構偏離度系數衡量產業結構合理化，由于產業結構偏離度系數沒有充分考慮各產業的重要程度不同，干春暉等提出采用泰爾指數衡量產業結構合理化[40]。泰爾指數雖然考慮了各產業的重要程度，但可能忽視了不同產業偏離度抵消的情況，進而引發產業結構的“假合理”[41]。本文借鑒呂明元和尤萌萌的思路，在綜合產業結構偏離度系數和泰爾指數的基礎上，構造產業結構合理化水平表達式如下。

ISit=100/∑ni=1YitYt

Yit/LitYt/Lt-12（4）

（4）式中，IS表示產業結構合理合理化水平，L為就業人數，Y為國民生產總值（GDP），t表示年份，i=1、2、3分別表示第一、第二及第三產業。Yit/Yt為t年的產業結構，即第i產業產值占全區域生產總值的比重，Lit/Lt為第i產業就業人數占全區域就業總人數的比重，即t年的就業結構，IS值越大表示產業結構合理化水平越高。各省產業產值和就業人口的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、國泰安數據庫及各省統計年鑒。

2.解釋變量

（1）外商直接投資（FDI）。實證研究中，FDI數據有存量[47-48]和流量[49-50]之分，相較而言，存量更能反映FDI對產業結構的長期影響。本文采用各?。ㄊ校嶋H利用外資額來表示外商直接投資的流量情況，然后根據永續盤存法將流量轉化為存量

需要提醒的是，由于每年的外商直接投資數據以當年美元價格計算，本文換算成人民幣時，依據的是當年美元兌人民幣的年平均匯率進行折算的。，外商直接投資流量數據來源于《中國統計年鑒》、國泰安數據庫和各省統計年鑒。

（2）環境規制（ERE）。由于環境規制的實施依賴于地區環境污染現狀、政府管制意愿等，不同區域推行的規制政策強度也存在空間差異，因而測度環境規制強度比較困難。目前主流的代理變量選擇方案包括：治污投資占企業總成本的比重[51]、人均收入水平[52]、單位產值污染排放強度[53-54]，以及污染治理投資額與工業廢水排放量之比[6]等。這些方法都是采用單一指標，不能全面反映環境規制強度對產業結構的影響。鑒于數據的可得性，本文參考傅京燕和李麗莎等做法，選取各?。ㄊ校煼蹓m去除率、二氧化硫去除率、固體廢物綜合利用率及廢水排放達標率構建綜合測量環境規制強度指標[55]。不同省（市）的廢水、廢氣和固體廢物等污染排放比重不同，同一?。ㄊ校﹥冗@些污染物的排放比重也不同。因此，對各?。ㄊ校┑摹叭龔U”指標賦予權重，以反映環境規制強度的變化。構造環境規制強度測算式（5）如下：

EREit=14∑4j=1Qijt∑QijtYit∑Yit*PRijt（5）

EREit值表示t年i省的環境規制強度，其值越大，表明環境規制強度越大。Qijt為t年i省份j污染物的排放量，∑Qijt為j污染物的t年全國排放總量，Yijt為t年i省份的工業增加值，∑Yit為全國t年的工業增加值，PRijt為t年i省j污染物指標的標準化值

需要說明的是，為了消除各省（市）煙粉塵去除率、二氧化硫去除率、固體廢物綜合利用率及廢水排放達標率等指標間的不可公度性，在此對個污染物單項指標進行線性標準化處理，為了行文的連貫，不再報告具體處理過程。

。數據來源于《中國統計年鑒》、《中國環境年鑒》、各省統計年鑒及國家統計局網站。為了將變量調整為可比價格，本文以1995年為基期，采用GDP平減指數對貨幣量變量進行價格平減，以消除價格波動的影響。

（3）FDI與環境規制的交互項（FDI*ERE）。由于FDI和環境規制強度之間可能存在著交互作用，本文引入交互項（FDI*ERE）來考察環境規制是否會加強或削弱FDI對產業結構調整的影響以及FDI是否會加強或削弱環境規制對產業結構調整的作用。

3.控制變量

（1）金融發展水平（FINANCE）。較高的金融發展水平可以提高區域的儲蓄投資轉化率，促進技術創新，加快資本積累，改善資本配置效率，進而優化產業結構[56-57]。文獻中一般采用一國或地區的M2占GDP比重來度量其金融發展水平，但由于我國投資渠道不暢通、交易手段落后及支付體系低效等原因會導致這一指標高估我國?。ㄊ校┑慕鹑诎l展水平[58]。本文借鑒杜思正、冼國明等的做法，采用金融相關率作為我國區域金融發展水平的代理變量[59]，即用區域金融資產占生產總值（GDP）的比重來衡量用金融相關率，系數符號預期為正。

（2）基礎設施（INFRA）。高效基礎設施可降低運輸成本，提高流通效率，促進地區間經濟合作，有利于產業結構向高級化發展[60]。本文度量各?。ㄊ校┑幕A設施條件是采用單位面積上的鐵路、公路和內河航道里程總數，系數符號預期為正。

（3）市場化程度（MARK）。以競爭為手段和需求為導向的市場化機制，可有效地優化配置資源，提高經濟運行效率。故此，一個地區的市場化程度越高，越有利于企業間開展公平有序的競爭，對推動產業結構合理化作用也就越大。市場化程度涉及諸多因素，不易度量，本文借鑒冼國明和冷艷麗做法，采用城鎮非國有單位就業人員數占城鎮就業人員數的比例代理市場化程度[50]，系數符號預期為正。

（4）勞動力成本（WAGE）。勞動力成本與企業的投資活動密切相關，也是一個區域要素稟賦的重要反映[61]，改革開放以來，低廉的勞動力資源是我國吸引FDI的優勢之一[62]。本文采用區域城鎮單位就業人員平均工資作為勞動力成本的代理變量，系數符號不確定。相關數據來源于《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國金融年鑒》以及Wind數據庫。

（5）政府支出（EXPEN）。為彌補市場缺陷，實施宏觀調控需要政府支出，對于產業結構的持續穩定優化升級具有重要的影響。同時，政府通過增加科教文衛等方面的支出，可為當地企業創造一個良好的轉型發展環境[63]。本文采用各?。ㄊ校┴斦С鰜泶淼胤秸С鏊?，系數符號預期為正。

（6）技術水平（TECH）。產業結構走向高級化和合理化，離不開技術的支撐。借鑒上官緒明的思路，本文首先采用各省（市）專利申請數代理技術水平的流量指標，然后借助永續盤存法將?。ㄊ校┘夹g水平流量轉化為存量[48]，數據來源于《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》。

（7）人力資本存量（HUMAN）。目前我國產業從資本密集型向技術密集型演進，高技能人才和創新人才對我國產業結構轉型升級具有重要的作用[64]。已有文獻對人力資本的度量不盡相同，Jorgenson & Fraumeni提出的收入法在人力資本測量領域得到了廣泛的應用[65]，而且所要求的數據和變量相對容易獲得，《中國人力資本報告》采用了JF方法對我國省級層面人力資本存量進行了估算，并根據我國國情進行了有效改進，保證了估算數據的可靠性及國際的可比性，本文的人力資本（HUMAN）存量將采用2016《中國人力資本報告》中的各?。ㄊ校┤肆Y本（H）存量數據，系數符號預期為正。

四、 實證結果及分析

（一）空間相關性分析

在進行空間計量實證檢驗之前，需要考察變量是否存在空間自相關和空間依賴性，以評價是否需要借助空間計量模型進行檢驗。這里采用全局莫蘭指數（Morans I）分析產業結構合理化水平、FDI和環境規制強度在地理空間分布上的相關性和依賴性?？臻g自相關（Spatial Autocorrelation）的表現是位置相鄰或相近的變量取值具有相似性，當全局莫蘭指數I值大于0時，表明變量存在正向空間自相關，空間地理分布呈現為低值與低值集聚或高值與高值集聚；當全局莫蘭指數I值小于0時，表明變量存在正向空間自相關，空間地理分布呈現為低值與高值集聚或高值與低值集聚；當全局莫蘭指數I值接近0時，表明變量的空間地理分布是隨機的，不存在空間自相關現象。

由表1可知，在1%的顯著水平上，FDI、環境規制強度（ERE）和產業結構合理化水平（IS）的莫蘭指數I大于0，說明我國的產業結在空間地理分布上呈現出顯著的趨同現象，即存在顯著的空間正自相關性。因此，使用空間計量模型是合理且必要的。

表1 FDI、環境規制強度和產業結構合理化水平的

全局莫蘭指數I檢驗結果

注：以上報告的是單邊檢驗結果，E（I）是莫蘭指數I的期望值，Sd（I）是莫蘭指數I的方差，Z值是莫蘭指數I的Z檢驗值，P值為伴隨概率。

（二）空間計量模型估計結果及分析

基于31省1998—2014年的空間面板數據，借助SAR模型和SEM模型進行實證檢驗，參數估計結果報告于表2和表3。

在5%的顯著性水平上，SAR模型的拉格朗日乘數和穩健拉格朗日乘數檢驗則均拒絕了“無空間自相關”的原假設。SEM模型的拉格朗日乘數和穩健拉格朗日乘數檢驗均接受原假設。檢驗結果支持采用空間計量模型對FDI、環境規制和產業結構之間的關系進行分析，且就本文的樣本數據而言，根據Anselin簡易判斷法則[66]，SAR模型較SEM模型更適合。鑒于此，本文對變量間關系的解釋以SAR模型的估計結果為基準，而以SEM模型的估計結果作為比較分析和穩健性說明。

表2中空間自回歸系數ρ和表3中的空間誤差系數λ估計值為正，且在1%的水平上均顯著，故產業結構存在空間自相關性，在空間地里分布上存在著空間路徑依賴?？梢?，產業結構不僅受到本地FDI、環境規制強度等相關解釋變量的影響，還受到周邊區域產業結構的影響。

表2和表3中環境規制（ERE）的回歸結果顯示，估計系數均為正，且在1%的水平上顯著，表明環境規制強度對產業結構調整有著顯著的倒逼效應，這在一定程度上支持了Porter等和張成等的研究結論[67-68]。地方政府在經濟發展壓力下，出現環境規制政策執行不力或有制度不執行的可能性較大，甚至會引發區域的環境監管和執行的相互效仿，這會增加外資向“三高”產業投資的盈利預期，進而影響該區域產業結構有效調整。

在1%的顯著水平上，FDI對產業結構合理化的影響為正。這與Kokko[13]和Tanna[14]等的研究結論不同，但支持了Caves[9]、Blomstrm和Persson[10]、Vu和Noy[11]等的觀點。在我國經濟轉型背景下，FDI能夠有效降低企業引進技術、提升效率的成本。

FDI與環境規制交互項（FDI*ERE）的回歸系數為正，在1%的水平上顯著，說明FDI和環境規制不僅各自對產業結構調整有直接影響，其交互作用還對產業結構調整產生間接影響。其中，FDI對產業結構調整的邊際效應為ISitFDIit=β1+β3*EREit，由表2和表3的估計結果知，β1和β3的符號均為正，表明環境規制強度會加強正向影響，FDI對產業結構調整的總體影響為正。環境規制對區域產業結構調整的邊際效應為ISitEREit=β2+β3*FDIit，由表2和表3的估計結果知，β2和β3的值均為正，說明了環境規制強度對產業結構調整具有倒逼效應，也表明FDI會進一步加強環境規制對產業結構優化的倒逼效應。

表2和表3的2～8列是在模型中逐步加入控制變量的估計結果，結果顯示，FDI和環境規制及其相互作用的交互項的估計系數的符號、大小及顯著性均變化不大，說明FDI和環境規制對區域產業結構調整的促進作用比較穩定。金融發展水平（FINANCE）、基礎設施（INFRA）、政府支出（EXPEN）以及人力資本（HUMAN）參數估計值均大于

表2 空間自回歸誤差模型（SAR）估計結果

需要說明的是，變量采用小寫字母報告是變量取自然對數之后的對應值，以下相同，不再說明。

注：*、**及***分別表示在10%、5%及1%水平上具有顯著性，括號內的值是標準誤。ρ表空間滯后系數。

表3 空間誤差模型（SEM）估計結果

注：*、**及***分別表示在10%、5%及1%水平上具有顯著性，括號內的值是標準誤。λ表示空間誤差系數。

0， 且在1%水平上統計顯著，與理論預期一致。市場化程度（MARKET）參數估計值小于0，但統計上不顯著，意味著目前我國市場化程度不高，優勝劣汰機制還沒有很好的在產業結構調整中體現。勞動力成本（WAGE）的估計系數小于0，有的模型顯著，有的模型不顯著。這可能是由于勞動力成本存在雙向作用，一方面勞動力成本的上升可以迫使企業向價值鏈的高端發展，有利于產業結構的高級化，另一面勞動力成本上升不利于吸收FDI，即不利于借助外資先進技術和經驗促進產業結構升級，綜合來看目前勞動成本上升是不利于我國區域產業結構的調整。

（三）內生性問題與穩健性檢驗

被解釋變量產業結構合理化水平與解釋變量FDI之間可能存在的反向因果關系，也就是說當產業結構水平越高，對FDI的質量要求也越高，這就導致模型可能存在內生性問題，引發回歸結果出現偏誤，不具有穩健性。為了解決本文的內生性問題，借鑒上官緒明的做法，采用1985年的對外開放度作為FDI工具變量，以消除內生性帶來的估計偏差問題[48]。采用歷史對外開放度作為工具變量的原因是，1985年的對外開放度是歷史政策形成的，對產業結構合理化水平無直接影響，故滿足外生性，同時，從我國開放政策來看，開放越早的區域吸收的FDI越多，質量也越高，由此可見，1985年的對外開放度與FDI相關，滿足相關性。因此，本文選取1985年的對外開放度作為工具變量，使用異方差穩健的

表4 穩健性檢驗

注：*、**及***分別表示在10%、5%及1%水平上具有顯著性，括號內的值是標準誤。ρ表空間滯后系數。

標準誤對SAR模型進行統計推斷

需要說明的是，本文在實際操作過程中，也采用了工具變量法對空間誤差模型（SEM）進行了估計，得到的結果與對空間自回歸模型（SAR）估計的結果相當，也具有穩健性，為了節省版面，在此不再報告。

，結果報告于表4。由表4可知，關鍵解釋變量的估計系數變化不顯著，作用方向和顯著性水平基本不變，說明前文的估計結果具有穩健性。

五、 結論與啟示

本文基于構造的空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），采用31省的1998—2014年的空間面板數據，考察了FDI、環境規制及其交互作用對我國區域產業結構的影響。進一步采用1985年對外開放度作為FDI的工具變量，以消除內生性帶來的估計偏差問題，證實采用極大似然法對SAR模型和SEM模型的估計結果具有穩健性。得到的主要結論及政策啟示如下：

一是，FDI對產業結構合理化具有顯著的正向促進作用。在經濟轉型背景下，外商直接投資能夠降低我國企業技術、效率提升的成本，即技術引進是我國企業尋求外商直接投資的主要動因，大量引進FDI是對企業自主研發技術存量不足和金融信貸市場不完善和金融效率不高的一種替代。因此，中央和地方政府應進一步完善我國FDI政策及管理體系：中央層面應出臺明確的制度控制引資的質量，地方政府則通過事前的引資計劃和申報管理，事中的環境規制約束，以及事后的污染補償和監督問責等對FDI質量進行有效控制。

二是，環境規制強度對產業結構調整有著顯著的正向促進作用。地方政府在經濟發展壓力下，出現環境規制執行不力或有制度不執行的可能性較大，甚至會引發區域的環境監管和執行的相互效仿，這會增加FDI向內地高污染產業投資的盈利預期，進而影響區域產業結構調整。因此，我國應以環境規制政策為導向，加快制定相關環境規制政策，充分發揮其引導FDI促進產業結構升級的正面效應，進而形成FDI、環境規制與產業結構優化升級之間的良性循環。

三是，FDI和環境規制不僅各自對產業結構調整有直接影響，其交互作用還對產業結構調整產生間接影響，即環境規制會加強FDI對產業結構升級促進作用，FDI會進一步加強環境規制對產業結構優化促進效應?；谀壳拔覈洕D型的特殊時期，需妥善處理好FDI和環境規制之間的關系。因此，在深化改革開放進程中，既要引進高質量的FDI，又要加快環境規制建設，才能積極穩妥地推進產業結構合理化。

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責任編輯、 校對： 李再揚