區域異質性、環境規制與制造業產業升級

吳文潔 劉雪夢

【摘要】為研究環境規制對制造業產業升級的影響及區域異質性，采用2003-2015年我國30個省級面板數據，運用Moore指數和因子分析法分別測算制造業產業升級程度和環境規制強度，并構建面板數據模型進行實證研究。靜態和動態面板回歸結果表明，環境規制對全國制造業產業升級產生先降后升的“U”型影響，且未跨過拐點。此外，東部沿海和西南地區的環境規制對制造業升級影響不顯著，北部沿海、南部沿海、黃河中游以及西北地區的環境規制對制造業升級產生倒“U”型影響，且環境規制強度相對于拐點的位置及距離呈現出明顯的區域異質性。上述結論可為我國制定科學合理的環境規制政策和區域發展戰略提供參考。

【關鍵詞】制造業;區域異質性;環境規制強度;產業升級;系統GMM

【中圖分類號】F061.5 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2019）06-0108-9

一、引言

在當前“中美貿易沖突”加劇的背景下，要想實現“中國制造2025"戰略，促進制造業產業轉型升級是亟待解決的重要課題。然而，中國制造業產業結構長期處于“微笑曲線”的底端，存在高污染、高能耗、高排放等問題。最新數據顯示，2015年工業二氧化硫排放量占全國總排放量的83.73%，工業氮氧化物排放量占全國總排放量的63.8%，能源消耗總量為42.99億噸標準煤，其中工業能耗占67.99%，加劇了我國的環境問題，不利于經濟的健康可持續發展。一方面，西方國家對外設置綠色壁壘、對內放松環境規制，從而擠壓了中國制造業發展空間。另一方面，我國經濟進入高質量發展階段，更加注重優化產業結構以及轉變經濟發展方式。各地區開始不斷提高環境規制水平，嚴格的環境規制政策能否成為緩解環境惡化以及制造業“大而不強”問題的有效手段，推動制造業產業結構成功轉型升級，這一問題已引起了社會的廣泛關注。

環境規制的本質是將外部成本內部化，促使企業進行綠色生產。然而，環境規制給部分企業帶來了巨大壓力，導致綠色投入遠遠大于綠色產出，企業缺乏動力進行技術革新，進而影響制造業產業優化升級。此外，我國各區域產業發展形態、環境規制強度差異較大，在激烈的國際競爭和環境約束壓力下，從區域異質性視角出發，厘清環境規制與制造業產業升級的關系，對制定差異化政策、實現環境優化和制造業轉型升級具有重要意義。

國內外文獻主要是從制造業內部和外部分析制造業產業升級的驅動或制約因素。從內部來看，企業的自主創新或技術進步通過擴散和集聚效應促進制造業升級[1，2]。也有學者研究發現，生產服務業對制造業升級會產生重要的影響[3-5]。從外部來看，在資源約束、低碳經濟以及國際貿易背景下，社會需求、FDI以及OFDI等因素對制造業升級發揮了重要的作用，相關研究發現，FDI對勞動和技術密集型制造業有促進作用[6，7]。也有研究表明，FDI、OFDI促進了制造業升級[8，9]。

關于環境規制問題，主要是圍繞“污染避難所假說”展開分析的。部分學者支持“遵循成本說”，認為在技術水平、生產過程和消費者需求不變的假設下，環境規制會增加治污成本、擠占研發投入、削弱企業的競爭力[10-13]。

有學者支持“波特假說”，認為從長期來看，環境規制會倒逼企業進行技術創新，從而形成創新補償效應，企業競爭力得以提升[14-16]。也有研究發現，環境規制對產業升級的影響不確定，認為環境規制對產業升級、技術進步產生了“U”型影響;環境規制對技術創新的影響在東部支持“波特假說”，而在中西部難以確定[17-19]。

綜上所述，現有研究存在以下不足：①在內容上，較多地關注環境規制對產業績效、技術創新和國際競爭力等方面的影響，較少關注環境規制如何直接影響產業結構變動及方向;②在區域劃分上，隨著我國區域經濟發展格局的變化，簡單地沿用東、中、西的劃分方式已不能反映我國各區域的經濟和產業結構;③在研究方法上，對于產業結構升級和環境規制的衡量指標仍存在較大分歧。鑒于此，基于區域異質性視角，將我國劃分為北部沿邊地區、北部沿海地區、東部沿海地區、南部沿海地區、黃河中游地區、長江中游地區、西南地區和西北地區八大區域，分析環境規制對制造業產業升級的影響;基于Moore指數和因子分析法，對制造業結構高度化和環境規制指標進行有效測算;基于“遵循成本說”和“波特假說”的假設前提，分別構建靜態和動態面板模型進行實證分析。

二、研究設計

（一）研究假設

產業結構的優化升級不是單一因素引起的，環境規制將直接或間接作用于其他經濟和社會因素，如技術創新、社會需求及消費結構、FDI、要素集聚和對外貿易等，進而影響產業結構的調整。孫玉陽等[20]認為，環境規制的實施會影響污染型企業的要素價格，從而提高邊際治理成本與生產成本：當成本的增加小于由創新投入增加所帶來的生產利潤時，企業將會保持原有的生產模式，并未影響產業結構的調整;當成本的增加遠遠超過創新投入的增加，使得生產利潤下降，隨著環境規制的加強，企業的生產行為將發生改變，并選擇創新驅動模式進行生產，進而推動產業結構的升級。假設制造業產業升級的過程是一個完整的系統，環境規制通過影響系統的輸入、輸出和系統環境作用于制造業產業結構變動。當環境規制水平提高時，制造業企業為了達到國家規定的環保標準，會不斷提高環保投入，使得所支付的費用超出可接受的范圍。此時，企業增加的“治污成本”擠占了研發投資，弱化了企業的創新動力，使得系統中技術、研發勞動力、資本等要素的輸入減少。因此，企業不得不降低生產成本，以較低的價格優勢占領市場，從而應對競爭激烈的系統環境。與此同時，消費者為了追求效用最大化，市場需求更多傾向于低價格產品，致使高技術產品有效需求不足，阻礙了制造業產業升級。

然而，韓晶等[21]、譚德慶等[22]認為，環境規制會改變企業的研發激勵方案，并產生倒逼效應，促使產業技術不斷提高，最終促進產業升級。長期來看，隨著環境規制的實施，產業的生產環境得到不斷優化，當環境規制處于較高水平時，系統的輸出也會受到影響。此時，伴隨著更多清潔、環保和技術效率型FDI的進入，技術溢出效應得到了更好發揮。

在激烈的競爭環境中，制造業企業通過學習、合作以及創新等方式，提高生產技術，獲得競爭優勢。與此同時，在產品市場中，消費者會更加偏好質量好的產品，使得對高技術產品的有效需求不斷增加，消費層次不斷提升，市場對高端技術型產品的需求增加。面對市場需求的變化，企業不得不進行自主創新，提高生產技術和產品附加值，最終將影響系統環境以及勞動力和能源等要素的輸入，促使制造業向更高級的形態發展，并推動制造業產業升級。基于上述分析，提出假設1：

假設1：長期來看，環境規制對制造業產業升級產生先降后升的aUn型影響，即在產業發展到一定階段，高環境標準將推動制造業產業升級。

可持續發展和區域協調理論認為，各區域間應實現經濟、人民生活水平和社會的共同協調發展，區域間的差距應不斷縮小。然而，由于我國地域廣闊，且受經濟制度的影響各區域間的發展極不平衡，環境規制作用于產業結構調整的程度和方向具有明顯的異質性。衛平、余奕杉[23]認為，由于各區域的創新水平存在顯著的異質性，環境規制對制造業產業結構升級的影響程度和方向表現出明顯的省際差異。從全國層面看，環境規制促進了制造業產業升級;從區域層面看，環境規制促進了創新能力強的省份制造業產業升級，阻礙了創新能力弱的省份制造業產業升級。由于各省份的資源稟賦、經濟發展方式和產業結構不同，且受官員晉升機制和地方政府分權的影響，以經濟總量為主體的績效考核機制，使得地方政府在環境規制政策的具體實施過程中表現出明顯的差異，政策實施程度及方式的不同對制造業產業結構的升級影響表現出明顯的區域異質性。

環境規制按方式可劃分為行政命令型、市場激勵型和自愿型等三種，這三種方式各有優缺點。一般而言，市場激勵型環境規制的成本較低，且能激勵企業進行研發創新，并通過需求傳導機制影響系統輸出技術清潔型產品，進而引導制造業向綠色環保方向發展，較為顯著地推動了制造業產業升級。而由于官員的政績訴求不同，各地區實施環境規制的方式也存在差別，不同的規制方式導致環境規制對產業結構優化升級的影響效果存在差別。張平等[24]、張峰等[25]認為，由于地區間存在差異，不同類型的環境規制會產生不同的影響效應，對企業的技術創新和產業的技術進步具有不確定性影響，二者之間表現出aun型的非線性關系，且各區域的uun型形狀及拐點值存在異質性。考慮到各省份的環境保護和經濟發展的差異化訴求，提出假設2：

假設2：環境規制對制造業產業升級產生的uU;型影響具有區域異質性。

（二）制造業產業升級程度的測算

現有研究對產業升級指標的衡量仍存在較大分歧，學者們較多采用三次產業比重或兩類產業比值的衡量方法[23]。然而，這種方法適合于衡量產業結構變遷，而非產業結構升級，且無法深入制造業內部。也有學者構造了制造業產業結構變動指數[26，271，但該指數不能對產業結構變動的方向進行度量。為了有效衡量制造業升級程度，根據李賢珠[28]和傅元海等[29]對制造業產業的分類方法，將制造業的中高端部分行業進行合并，確定為十個行業。同時，基于張勇、薄勇健[30]提出的Moore值的原理，測算制造業升級程度。

Moore值是將產業劃分為n個行業，用各行業與總產值的比值構成n維向量，用n維向量間夾角的余弦值衡量t期到t+1期的產業變動程度。具體做法是將制造業十個行業級別由低到高進行排序后采用如下方法計算：

第一步，采用下式對c地區制造業h行業由t期向t+1期變遷的程度Moorec予以測度：

第二步，對c地區制造業n個行業由t期向t+1期變遷的程度值予以加權求和，每個行業對應的權重為該行業的級別h與該行業在第t期占該地區GDP比重p的乘積。

第三步，c地區第t期與第t+1期兩期之間的行業高級化程度值由下式進行測算：

第四步，根據式（1）和式（2），利用2003～2015年30個省（自治區、直轄市）制造業細分行業的銷售收入替代產值，可得到各省2004～2015年制造業Moore值。通過計算各區域樣本期間內的制造業產業升級程度的均值可以發現，東部沿海地區制造業升級程度最高，北部沿海地區最低。

（三）環境規制強度的測算

國內外對環境規制強度的測算存在以下不足，忽略了地區本身的污染量，沒有考慮不同污染物在不同地區的不同權重，從單一角度不能全面地反映環境保護水平。為了有效衡量環境規制強度，本文從多維性和可比性兩個角度出發，采用因子分析法進行測算，具體指標含義見表1。

以2003～2015年的數據為樣本，測算出各省（自治區和直轄市）的環境規制水平，采用Stata14軟件進行數據處理。具體步驟如下：

第一步，標準化處理，以消除量綱和數量級的不一致。

第二步，數據檢驗。KMO值為0.708，Bartlett球度檢驗近似卡方值為2287，變量間的相關性較強，適合進行因子分析。

第三步，因子提取。如表2所示提取兩個特征值大于1的成分作為公因子。

第四步，因子旋轉并計算因子得分。在對因子載荷矩陣進行方差最大正交旋轉后，對我國各省的環境規制水平進行測算，各因子的得分函數為：

各省的總因子得分公式為：。計算出各省環境規制強度，從結果來看，全國及八大區域的環境規制水平總體上呈平穩上升的趨勢。

（四）變量選取、數據來源與變量描述性統計

1.變量選取和數據來源。選取地區收入水平、人口密度、人力資本水平三個具體指標[27]，用上文的因子分析法進行加權。具體指標如下：收入水平AWRAwage（元），表示城鎮在崗職工的平均工資;人口密度AWRadens（人/平方公里），表示每平方公里的人數;人力資本水平AWRhr，用人均受教育年限衡量[2，19]。技術創新是制造業產業升級的重要途徑和根本動力[14]。根據國家統計局對于中國企業自主創新能力的四大指標衡量方法，從潛在創新角度，選取研究與試驗發展人員數衡量自主創新水平（INNOVA）。綜合考慮制造業產業升級的內外部影響因素，選取的變量如表3所示：

考慮到環境統計數據及制造業具體行業數據的完整性和連續性，選取2003～2015年30個省級（西藏數據不全予以剔除）面板數據為樣本，個別省份或年份數據有缺失的，采用插補法和外推法進行填補。數據根據《中國工業經濟統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、國研網統計數據庫、國家統計局以及各省（自治區、直轄市）統計年鑒等整理計算而得。

2.變量描述性統計。表4為各變量的描述性統計結果，制造業產業升級最值及標準差在不同年份各省間存在差異性。鑒于Moore值測度的制造業升級結果為2004-2015年，為了保證數據的完整性和連續性，實證分析中的樣本期間為2004-2015年。

（五）模型設定與計量方法

傳統新古典理論在靜態性假設下提出了“遵循成本”假說，基于此在模型中引入環境規制的二次方項目。為減少多重共線性和異方差的影響，對模型中的因變量取對數，結合上文所分析選取的變量，建立了如下靜態面板模型：

此外，基于“波特假說”動態性的假設前提，考慮到制造業產業結構調整需要在較長時間內進行，在調整過程具有“慣性效應”，在模型（4）的基礎上引入因變量的一階滯后項，構建的動態面板模型如下：

上式中：i和t分別表示年份和省份;β為待估計參數矩陣;X是影響制造業產業升級的其他控制變量;u為地區固定效應，反映地區間的個體差異;ε表示隨機擾動項。

為了得到較為穩健的結果，采用國內外常用的面板數據處理方法，分別使用固定效應（FE）、隨機效應（RE）、全面可行性廣義最小二乘法（FGLS）對模型（4）進行估計。此外，模型（5）中的滯后項AINDUS無法滿足嚴格外生性的條件，考慮到內生性問題，運用系統GMM方法估計動態面板模型。

布蘭德爾和邦迪將差分方程和水平方程作為一個系統進行GMM估計，即“系統GMM”。系統GMM的優點是估計的效率較高，并且可以估計不隨時間變化的變量Z的系數。一般的動態面板模型如下：

三、實證結果與分析

（一）國家層面

1.模型（4）的回歸結果分析。在進行回歸分析之前，先進行LR和豪斯曼（Hausman）檢驗，LR檢驗發現混合OLS模型比固定效應及隨機效應模型的擬合度差，且Hausman檢驗P值為0.001，強烈拒絕原假設，則應該選擇固定效應模型。由于FGLS能解決組間異方差、同期相關和組內自相關問題，其估計結果更穩健，故重點解釋FGLS回歸結果。表5為總體面板數據的回歸結果。

觀察表5中方程（4）的回歸結果，發現環境規制的一次項系數為負值，都通過了顯著性檢驗，表明在控制其他變量后，環境規制對制造業產業升級存在負向影響，驗證了“遵循成本”假說。進一步觀察環境規制的二次項系數，發現系數估計值為正值，且都通過了1%的顯著性檢驗，表明在其他變量不變的情況下，環境規制對制造業升級呈“U”型影響，符合假設1。計算其拐點值為0.211，而全國環境規制的平均值為0.116，位于拐點的左邊，這說明從總體上看，現階段環境規制對制造業產業升級的影響呈下降趨勢，并沒有跨過“U”型曲線的拐點。

觀察其他控制變量，發現自主創新水平、對外開放程度和城鎮化水平三個指標的系數在1%的水平上顯著為正。在其他變量不變的情況下，對外開放程度每提高1%，制造業高級化程度提升0.605%，說明國際貿易促進了制造業產業升級;FDI系數在10%的水平上顯著為正，表明FDI的技術溢出效應可促進制造業產業升級;環境規制與自主創新水平的交互作用項系數在1%的水平上顯著為負，表明環境規制帶來的成本效應較強，擠占了研發投入，阻礙了制造業產業升級。

2.模型（5）的回歸結果分析。通過表5方程（5）的回歸結果觀察AR（1）和AR（2）檢驗的P值，可以發現，隨機擾動項存在一階序列自相關，不存在二階序列相關。過度識別檢驗（Sargan檢驗）結果接受“所有工具變量有效”的原假設，說明工具變量的選擇是有效的。

表5方程（5）的回歸結果顯示了動態面板估計結果，環境規制的二次項系數在5%的水平上顯著為正，表明環境規制對制造業升級呈“U”型影響。計算其拐點值為0.187，全國環境規制的平均值為0.116，位于拐點的左邊。加入因變量的滯后項后，環境規制一次項系數未通過顯著性檢驗，而因變量的滯后一期的系數在1%的顯著性水平上為正值，說明與環境規制相比，上一期的制造業產業結構對當期制造業升級的影響更顯著。對外開放程度系數在5%的水平上顯著為正。

3.穩健性檢驗。采用變量替換法，將核心解釋變量和被解釋變量進行指標替換，環境規制指標用污染治理投資額占GDP的比重進行衡量[32]，制造業產業升級指標用制造業高端技術與中端技術行業銷售收入之比來衡量[23]。如表6所示，核心解釋變量和被解釋變量沒有發生實質性的變化，僅僅是回歸系數值發生了改變，說明實證結果是穩健可靠的。

（二）區域層面

隨著我國區域經濟格局的發展變化，傳統“東、中、西”三大經濟地帶的劃分方式過于粗略，內部差異較大，已不能全面反映區域經濟的發展態勢，會產生政策上的“一刀切”現象。根據國務院發展研究中心發布的《地區協調發展的戰略和政策》#K告，本文提出新的八大綜合經濟區域劃分的設想。參考李善同等[33]和馮濤等[34]學者的劃分方式，結合各省的生態環境保護、產業結構、自然和歷史聯系的緊密程度等狀況，做了細微的調整，具體劃分為八大區域。

以西北地區為基組，引入7個虛擬變量（Dh）。由于重點分析環境規制對制造業升級的影響，故在模型（4）和模型（5）的基礎上，將地區虛擬變量與環境規制的二次項的交叉項作為解釋變量，構建如下計量模型：

對于靜態面板模型，FGLS的估計結果具有穩健性，因此采用FGLS估計方程（7）;對于動態面板模型，采用系統GMM估計方程（8）。觀察表7中SYS-GMM檢驗的P值可以發現，隨機擾動項不存在二階序列相關，且通過了過度識別檢驗（Sargan檢驗），表明系統GMM方法是有效的。

1.模型（7）的回歸結果分析。表7的回歸結果顯示，在靜態性的假設前提下，以西北地區為基組，在其他變量不變的前提下，環境規制對制造業產業升級的影響在5%的顯著性水平上呈倒“U”型態勢，計算其拐點值為0.053，而環境規制實際值為0.065，位于拐點的右邊，說明環境規制阻礙了制造業產業升級。原因在于當前西北地區的區域創新和技術吸收能力較差，環境規制超過了企業所承受的范圍，企業的創新動力下降，不利于制造業產業升級。

然而，環境規制變量一次項系數在1%的水平上顯著為正。原因在于西北地區的制造業多是資源密集型行業，環境規制水平的提高導致企業的生產成本上升、生產要素供給減少，進而影響制造業的投資規模，投資通過投資乘數影響整個產業的結構。北部沿海地區的環境規制對制造業升級的影響在5%的顯著性水平上呈倒“U”型態勢，其拐點值為0.510，而環境規制的實際值為0.220，位于拐點左邊，說明環境規制水平的提高促進了制造業產業升級。南部沿海地區的環境規制對制造業影響在5%的顯著性水平下呈倒“U”型態勢，其拐點值為0.475，而環境規制的實際值為0.167，位于拐點的左邊，說明環境規制水平的提高促進了制造業產業升級。黃河中游地區的環境規制對制造業升級在10%的顯著性水平上呈倒“U”型影響，其拐點值為0.993，而環境規制的實際值為0.078，位于拐點的左邊，且與其他區域相比距離拐點值較遠。長江中游地區的環境規制對制造業升級的影響在5%的顯著性水平上呈“U”型態勢，其拐點值為0.084，而環境規制的實際值為0.102，跨過了拐點，說明環境規制水平的提高促進了制造業產業升級。長江中游地區的環境規制對制造業產業升級的影響呈“U”型態勢，跨過了拐點。近年來，長江中游地區抓住發展機遇，經濟發展再上新臺階，產業結構不斷優化，環境規制水平的提高為制造業產業的轉型升級創造了良好的外部環境。

2.模型（8）的回歸結果分析。在動態性的假設前提下，加入制造業產業升級的滯后項，表7結果顯示，以西北地區為基組，制造業產業結構的滯后期對當期的影響在1%的顯著性水平上為正，說明西北地區滯后期的產業結構提高1 %，當期制造業結構提高0.0793%。北部沿邊地區環境規制對制造業升級影響在1%的顯著性水平上呈倒“U”型態勢，其拐點值為0.003，而北部沿邊地區環境規制的實際值為0.182，位于拐點值的右邊，說明現階段環境規制水平的提高不利于制造業產業的升級。原因在于北部沿邊地區的制造業結構主要依賴本地區豐富的礦產資源，產品的附加值較低，且該區域的對外經貿結構單一，環境規制的加強使得該地區對外資的吸引程度降低，無法發揮FDI的技術溢出效應，不利于制造業產業升級。

四、結論與啟示

（一）結論

基于上述研究得到如下結論：①從總體樣本來看，靜態面板回歸結果表明，環境規制對制造業升級的影響呈“U”型態勢，且未跨過拐點;動態面板回歸結果表明，環境規制對制造業產業升級呈“U”型影響，未跨過拐點。②分區域來看，靜態面板回歸結果表明，西北、北部沿海、南部沿海以及黃河中游地區的環境規制對制造業升級呈倒“U”型影響。然而，西北地區的環境規制位于拐點的右邊，其他三個區域均位于拐點值的左邊，距離拐點的距離大小依次是：北部沿海、南部沿海、黃河中游地區。原因在于北部沿海地區經濟發展、教育以及科技水平高，自主創新能力強，創新補償效應得到有效發揮;南部沿海地區市場發展程度較高，環境規制創造的良好外部環境有利于引進高技術的制造業FDI，能有效發揮FDI技術外溢對制造業產業升級的作用;黃河中游地區的環境規制水平較低，且制造業多是高污染、低附加值的行業，提高環境規制水平有利于制造業結構的優化。北部沿邊、東部沿海和西南地區的環境規制對制造業升級影響不顯著。動態面板估計結果顯示，北部沿邊地區環境規制對制造業升級的影響呈倒“U”型，且環境規制強度高于拐點值。

（二）啟示

根據以上結論得到如下啟示：①制定科學合理的環境規制政策，提高科技成果的轉化能力。適度而趨嚴的環境規制能夠促進制造業產業優化升級，政府可以通過創新補貼方式，鼓勵企業培養新型應用型員工，提高技術吸收能力，有效發揮創新補償效應，實現從“末端治理”向“源頭治理”的轉變。②完善基礎設施建設，創造良好的外部環境。應積極吸引質量環保型FDI進入，并有效發揮FDI的競爭、示范和擴散效應，更好地發揮FDI的技術外溢作用。③實施差異化環境規制政策。通過稅收及財政補貼等方式，加大對西北地區的科技投入，引導企業進行綠色技術研發;提高南部沿海、北部沿海、長江中游和黃河中游地區的環境規制水平，發揮倒逼效應，逐步淘汰高污染、低附加值制造業企業，實現經濟發展和環境治理雙贏;發揮北部沿邊地區資源稟賦優勢，提高對外開放水平，促進對外經貿結構多元化，推動制造業產業升級。

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