環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)出口質(zhì)量升級

劉家悅+謝靖

摘要現(xiàn)有文獻在分析環(huán)境規(guī)制對貿(mào)易比較優(yōu)勢的影響時，忽略了行業(yè)固有的異質(zhì)性屬性，進而導(dǎo)致研究結(jié)論存在較大差異。鑒于此，本文從要素投入結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的視角，剖析環(huán)境規(guī)制對不同行業(yè)出口質(zhì)量升級的影響機理，并利用中國制造業(yè)的行業(yè)面板數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)GMM估計方法，考察環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)出口質(zhì)量的異質(zhì)性影響，研究發(fā)現(xiàn)：①環(huán)境規(guī)制通過“抵消效應(yīng)”和“補償效應(yīng)”影響制造業(yè)出口質(zhì)量升級，而影響方向主要取決于該行業(yè)的要素投入結(jié)構(gòu)。②對于要素投入結(jié)構(gòu)中固定資產(chǎn)投資比重較大的行業(yè)來說，當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制政策不利于該行業(yè)的出口質(zhì)量升級，但二者之間存在顯著的“U”型動態(tài)關(guān)系，即隨著環(huán)境規(guī)制政策的日趨嚴格，當(dāng)規(guī)制強度跨過拐點之后，則會對出口質(zhì)量升級起到促進作用；而對于固定資產(chǎn)投資比重較小的行業(yè)，環(huán)境規(guī)制對出口質(zhì)量升級會產(chǎn)生有利影響，并且呈現(xiàn)出邊際影響遞增的“J”型特征。③人力資本投入、自主研發(fā)、技術(shù)引進和外資參與對不同要素投入結(jié)構(gòu)行業(yè)的出口質(zhì)量升級均發(fā)揮了預(yù)期的積極作用；而人均資本存量的提高和企業(yè)規(guī)模的擴大對出口質(zhì)量升級并沒有表現(xiàn)出顯著的直接影響。以上結(jié)論在使用不同的計量方法和變量替換后，依然保持穩(wěn)健。因此，本文認為政府應(yīng)該針對行業(yè)類型的異質(zhì)性制定差異化的、分層次的環(huán)境規(guī)制政策，并加強當(dāng)前環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行力度，倒逼企業(yè)通過改進技術(shù)、提高產(chǎn)品質(zhì)量的路徑應(yīng)對環(huán)境規(guī)制成本的上升，淘汰落后產(chǎn)業(yè)，化解過剩產(chǎn)能，從供給側(cè)推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

關(guān)鍵詞環(huán)境規(guī)制；出口質(zhì)量；要素投入結(jié)構(gòu)；行業(yè)異質(zhì)性

中圖分類號F205文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）02-0158-10DOI：10.12062/cpre.20170904

近十多年來，中國制造業(yè)的國際地位大幅提升，中國已成為世界制造業(yè)第一大國、出口貿(mào)易第一大國。但是，與此同時，長期依賴于“高消耗、高排放”的經(jīng)濟增長方式也使得中國成為了全球碳排放第一大國。從近幾年中國空氣污染日趨嚴重的現(xiàn)象可以看出，中國經(jīng)濟高速增長背后的環(huán)境代價已十分沉重。另一面，雖然中國出口貿(mào)易在國際市場中長期處于順差地位，但由于中國出口產(chǎn)品具有典型的“低質(zhì)低價”特征，中國的貿(mào)易條件持續(xù)惡化[1]。顯然，環(huán)境約束與貿(mào)易條件的惡化給中國制造業(yè)出口貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展帶來了嚴峻的挑戰(zhàn)，綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展已成為一種必然選擇。國家在《“十三五”生態(tài)環(huán)境保護規(guī)劃》中提出，通過實施最嚴格的環(huán)境保護制度，總體改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。然而，高強度的環(huán)境規(guī)制政策在實現(xiàn)有效節(jié)能減排、保護生態(tài)環(huán)境目標的同時，也可能會削弱一國的出口競爭力[2-3]。因此，在目前經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和實施《中國制造2025》規(guī)劃的關(guān)鍵時期，中國的環(huán)境規(guī)制政策是否能夠協(xié)同綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展，培育和塑造中國出口競爭新優(yōu)勢，成為亟待研究的重要課題。

在理論研究方面，關(guān)于環(huán)境規(guī)制與貿(mào)易比較優(yōu)勢的研究主要得出兩種不同的觀點。第一種觀點認為環(huán)境規(guī)制會通過增加生產(chǎn)成本、抑制技術(shù)創(chuàng)新而削弱一國的貿(mào)易比較優(yōu)勢，即“污染避難所假說”。由于發(fā)展中國家的環(huán)境規(guī)制強度較低，導(dǎo)致其在污染密集型行業(yè)上具有比較優(yōu)勢，在全球經(jīng)濟一體化的作用下，發(fā)展中國家最終會成為“污染天堂”。第二種觀點認為一國加強環(huán)境規(guī)制并不會降低其比較優(yōu)勢，反而會倒逼企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，長期來看有利于提升該國的比較優(yōu)勢，即“波特假說”。現(xiàn)有文獻分別對以上兩種觀點進行了實證檢驗，但研究結(jié)論也不統(tǒng)一。Ederington et al.[2]、Mani & Wheeler[4]研究發(fā)現(xiàn)高標準的環(huán)境規(guī)制會削弱一國相關(guān)產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢，并對該國的貿(mào)易模式產(chǎn)生一定的影響；Cagatay & Mihci[3]、Feiock & Rowland[5]通過經(jīng)驗分析得出一國環(huán)境規(guī)制強度與其出口貿(mào)易呈顯著的負相關(guān)關(guān)系；任力和黃崇杰[6]使用擴展的引力模型，研究發(fā)現(xiàn)中國的環(huán)境規(guī)制強度在一定程度上阻礙了出口貿(mào)易的發(fā)展。而Lanjouw & Mody[7]、Jaffe & Palmer[8]、Costantini & Mazzanti[9]、李小平等[10]、童偉偉[11]通過經(jīng)驗分析驗證了“波特假說”。上述文獻為我們理解環(huán)境規(guī)制與貿(mào)易比較優(yōu)勢的關(guān)系提供了有益借鑒，但是，需要指出的是，他們對于環(huán)境規(guī)制與貿(mào)易比較優(yōu)勢的研究主要是基于傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢指標，比如顯性比較優(yōu)勢指數(shù)、Michaely指數(shù)、凈出口指數(shù)、出口比重等，這些指標本質(zhì)上反映的是一國出口貿(mào)易在“量”上的比較優(yōu)勢，而隨著全球垂直專業(yè)化分工的逐漸深入，一國在貿(mào)易量上取得比較優(yōu)勢，并不意味著其國際分工地位的提高或貿(mào)易條件的改善，因此傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢指標已不能真實地反映出一國的出口競爭力水平。黃永明和何劍峰[12]從技術(shù)復(fù)雜度的角度分析了環(huán)境規(guī)制對中國制造業(yè)出口升級的影響，然而，行業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的提高主要反映了行業(yè)間出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化[13]，即出口結(jié)構(gòu)從低技術(shù)含量行業(yè)轉(zhuǎn)移到高技術(shù)含量行業(yè)，而并不能說明行業(yè)內(nèi)貿(mào)易比較優(yōu)勢的變化。以質(zhì)量異質(zhì)性為代表的新新貿(mào)易理論指出，產(chǎn)品質(zhì)量已成為一國重要的出口競爭新優(yōu)勢[14-15]。彭冬冬等[16]基于出口產(chǎn)品質(zhì)量的視角重新考察了環(huán)境規(guī)制與貿(mào)易比較優(yōu)勢之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制會對中國出口質(zhì)量升級產(chǎn)生“U”影響。然而，我們認為現(xiàn)有文獻關(guān)于環(huán)境規(guī)制與貿(mào)易比較優(yōu)勢的研究之所以結(jié)論迥異，主要是因為均忽略了行業(yè)固有的異質(zhì)性屬性，行業(yè)在面臨環(huán)境規(guī)制約束時，是否愿意進行技術(shù)改進以及技術(shù)改進成本的大小取決于該行業(yè)當(dāng)前的要素投入結(jié)構(gòu)[17]，即要素投入結(jié)構(gòu)的差異是影響異質(zhì)性行業(yè)選擇不同環(huán)境規(guī)制應(yīng)對策略的關(guān)鍵因素。因此，本文研究與彭冬冬等[16]不同的是，我們擬從要素投入結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的視角剖析環(huán)境規(guī)制對不同行業(yè)出口質(zhì)量的影響機理，并在此基礎(chǔ)上利用中國制造業(yè)行業(yè)的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，考察環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)出口質(zhì)量升級的異質(zhì)性影響。

1環(huán)境規(guī)制影響出口質(zhì)量升級的機理分析

現(xiàn)有研究表明，短期來看，環(huán)境規(guī)制會通過增加生產(chǎn)成本、抑制技術(shù)創(chuàng)新而削弱一國的貿(mào)易比較優(yōu)勢，即環(huán)境規(guī)制的“成本效應(yīng)”會阻礙國際競爭力的提高。面對政府的環(huán)境規(guī)制政策，企業(yè)為使其生產(chǎn)活動達到環(huán)保要求，不論是通過控制污染排放還是通過提高污染治理技術(shù)水平，都必然會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，在其他條件不變的情況下，生產(chǎn)成本的增加會讓企業(yè)重新考慮資源配置、減少或控制技術(shù)創(chuàng)新支出，從而對出口質(zhì)量升級產(chǎn)生“抵消效應(yīng)”[12]。從長期來看，隨著政府實施更為嚴格的環(huán)境規(guī)制標準，企業(yè)的污染治理成本也將明顯增加，環(huán)境規(guī)制會成為一種外在壓力倒逼企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝改進，在出口競爭力提高后，企業(yè)會獲得更多的出口利潤，能夠部分或全部抵消污染治理成本，從而激勵企業(yè)繼續(xù)加大對技術(shù)創(chuàng)新的投入，持續(xù)提高出口產(chǎn)品質(zhì)量，即環(huán)境規(guī)制的“補償效應(yīng)”[12，16]。環(huán)境規(guī)制對出口質(zhì)量的影響方向取決于“抵消效應(yīng)”和“補償效應(yīng)”之和。然而，一個行業(yè)的企業(yè)在短期和長期會選擇不同的環(huán)境規(guī)制對策，或者在一個相同的環(huán)境規(guī)制強度下，不同的行業(yè)會選擇不同的應(yīng)對措施，這主要取決于行業(yè)（企業(yè)）的要素投入結(jié)構(gòu)差異。一個行業(yè)的要素投入結(jié)構(gòu)中固定資產(chǎn)投資的比重反映了該行業(yè)進行技術(shù)改進成本的大小和對環(huán)境規(guī)制“忍耐水平”的高低[17]。因此，行業(yè)的固定資產(chǎn)比重就決定了該行業(yè)在面臨環(huán)境規(guī)制約束時所選擇的應(yīng)對策略。endprint

對于固定資產(chǎn)投資比重較大的行業(yè)，由于重置成本的制約，其進行技術(shù)改進的成本較大，因此，在環(huán)境規(guī)制政策的實施初期，環(huán)境規(guī)制成本的上升會使該行業(yè)中的企業(yè)減少產(chǎn)出量[17]，并重新進行資源配置，進而對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，不利于全要素生產(chǎn)率的提高，對出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級產(chǎn)生“抵消效應(yīng)”。然而，隨著環(huán)境規(guī)制強度的逐步提高，當(dāng)環(huán)境規(guī)制的“技術(shù)效應(yīng)”大于“資源配置扭曲效應(yīng)”[17]時，該行業(yè)就會改變應(yīng)對策略，即增加研發(fā)投入改進技術(shù)，通過提高產(chǎn)品質(zhì)量水平進而獲取更多的市場利潤，以應(yīng)對較高強度的環(huán)境規(guī)制政策。在這種策略選擇下，環(huán)境規(guī)制通過“補償效應(yīng)”促進該行業(yè)的出口質(zhì)量升級。因此，環(huán)境規(guī)制對固定資產(chǎn)投資比重較大行業(yè)的出口質(zhì)量會產(chǎn)生先抑制后促進的“U”型影響，如圖1（A）所示，在“U”型曲線拐點（即“最低點”）的左側(cè)，環(huán)境規(guī)制的“抵消效應(yīng)”大于“補償效應(yīng)”，進而對出口質(zhì)量升級產(chǎn)生抑制作用；而在“U”型曲線拐點的右側(cè)，環(huán)境規(guī)制的“補償效應(yīng)”大于“抵消效應(yīng)”，環(huán)境規(guī)制則有利于出口質(zhì)量升級。

固定資產(chǎn)投資比重較小的行業(yè)同樣會受到環(huán)境規(guī)制的“抵消效應(yīng)”和“補償效應(yīng)”的共同影響。與固定資產(chǎn)投資比重較大行業(yè)不同的是，固定資產(chǎn)投資比重較小行業(yè)的技術(shù)改進成本較小，因而在環(huán)境規(guī)制強度處于較低水平時，該行業(yè)中的企業(yè)就會選擇增加研發(fā)投入、進行技術(shù)創(chuàng)新策略，通過產(chǎn)品質(zhì)量升級提高出口價格水平，同時通過降低單位產(chǎn)出的污染排放以應(yīng)對不斷提高的環(huán)境規(guī)制成本。因此，環(huán)境規(guī)制對固定資產(chǎn)投資比重較小行業(yè)的出口質(zhì)量升級會產(chǎn)生“J”型特征的影響，如圖1（B）所示。對比圖1（A）與圖1（B）可以看出：① 環(huán)境規(guī)制的“抵消效應(yīng)”在固定資產(chǎn)投資比重較大行業(yè)的作用區(qū)間更長，即只有當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度達到一定水平時，環(huán)境規(guī)制的“抵消效應(yīng)”才會被“補償效應(yīng)”取代。② 固定資產(chǎn)投資比重較小行業(yè)的“J”型曲線拐點會比固定資產(chǎn)投資比重較大行業(yè)的“U”型曲線拐點提前到達。

2研究設(shè)計

2.1出口質(zhì)量的測度

本文借鑒Hallak和Schott[13]的價格指數(shù)分解模型，通過回歸估計測算中國制造業(yè)行業(yè)的出口質(zhì)量。設(shè)定中國在s行業(yè)上與K個貿(mào)易伙伴進行進出口貿(mào)易，中國相對于K個貿(mào)易伙伴的行業(yè)非純凈價格指數(shù)、行業(yè)出口質(zhì)量指數(shù)分別記為PcKs、λcKs。基于以上設(shè)定，我們把Hallak和Schott[13]的出口質(zhì)量估計方程改進如下：

TcKst=β0+γslnP^cKst-γs

lnλcKst+ust

（1）

其中，TcKst=（TcKst-bsTct）/Ect-bsτcKst，TcKst代表中國對K個貿(mào)易伙伴國在t期s行業(yè)上的凈貿(mào)易額總和；Tct代表中國在t期的總凈貿(mào)易額；Ect代表中國在t期的總凈支出；bs代表中國s行業(yè)凈支出Ecst占總凈支出Ect的比例；P^cKst

為PcKst的估計值，使用費雪指數(shù)（Fisher Index）來估計非純凈價格指數(shù)；τcKst代表貿(mào)易成本。

借鑒Novy[18]改進的引力模型測算貿(mào)易成本，測算公式如下：

τcKst=∑Kk=1θckstτckst=

∑Kk=1θckst[（xcstxkstxckstxkcst）12（σ-1）-1]

（2）

其中，k為代表性貿(mào)易伙伴國；θckst為權(quán)重系數(shù)，用t期s行業(yè)上中國與k國的貿(mào)易額占中國與K個貿(mào)易伙伴的總貿(mào)易額的比例計算；xcst、xkst分別表示中國和k國在t期s行業(yè)上的國內(nèi)貿(mào)易額，分別從中國和k國s行業(yè)的總產(chǎn)出中扣減該行業(yè)出口額得到；xckst、xkcst分別表示在t期s行業(yè)上中國對k國的出口額和k國對中國的出口額；σ為常替代彈性，本文參照Novy[18]的做法，取值為8。

為解決式（1）中的內(nèi)生性問題，我們采用線性時間趨勢方法，把出口質(zhì)量分為截距項、時間趨勢項和誤差項三部分，即lnλcKst=αcK0s+αcK1st+εst，將其代入式（1）得到新的估計方程：

TcKst=β0+γsln

P^cKst-ξcK0s-ξcK1st+υst

（3）

其中，ξcK0s=γsαcK0s，

ξcK1s=γsαcK1s；隨機誤差項

υst=ust-γsεst。需要進一步說明的是，

P^cKst

與

εst之間仍然可能存在相關(guān)性，進而與υst相關(guān)。對于這種內(nèi)生性問題，現(xiàn)有文獻的做法是選取國家層面的真實有效匯率作為P^cKst的工具變量[13]。然而，近些年研究發(fā)現(xiàn)使用國家層面加總的有效匯率分析行業(yè)（或企業(yè)）層面數(shù)據(jù)，往往會產(chǎn)生加總謬誤問題[19]。鑒于此，本文選取行業(yè)層面的真實有效匯率作為行業(yè)非純凈價格指數(shù)的工具變量。我們參照徐建煒和田豐[19]的方法，計算中國制造業(yè)各行業(yè)的真實有效匯率：

REERcst=∏Kk=1（ERcktERck0×PIcstPIkst）

Xckst-1∑Kk=1Xckst-1

（4）

其中，REERcst為中國在t期s行業(yè)的真實有效匯率，ERckt為中國與k國在t期的雙邊名義匯率，ERck0為中國與k國在基期的雙邊名義匯率，PIcst和PIkst分別為中國和k國在t期s行業(yè)的價格水平，Xckst-1為中國在t-1期s行業(yè)上對k國的出口額。

對方程（4）進行回歸得到固定效應(yīng)和時間趨勢斜率的估計值，進一步可測算出中國s行業(yè)的出口質(zhì)量指數(shù)：

ln

λ^cKst=-

（ξ^cK0s+ξ^cK1st）/γ^s

（5）

2.2模型設(shè)定、指標選取與數(shù)據(jù)說明

2.2.1模型設(shè)定endprint

根據(jù)前文分析，環(huán)境規(guī)制與出口質(zhì)量之間可能存在“U”型或“J”型的非線性關(guān)系，因此，我們在模型中加入環(huán)境規(guī)制的二次項。此外，考慮到出口質(zhì)量的調(diào)整通常具有慣性特征，我們引入出口質(zhì)量的一階滯后項構(gòu)建如下動態(tài)面板模型：

λit=β0+β1λi，t-1+β2ENVit+β3ENV2it+ψX+δi+εit

（6）

其中，i代表制造業(yè)行業(yè)，t代表年份，λ代表出口質(zhì)量水平，ENV代表環(huán)境規(guī)制強度，X代表若干控制變量，δi為行業(yè)固定效應(yīng)，反映行業(yè)間的個體差異，ε為隨機擾動項。本文借鑒任力和黃崇杰[6]、王樹柏和李小平[20]等的做法，選取人力資本（Human）、資本密集度（K）、自主研發(fā)（RD）、技術(shù)引進（TI）、企業(yè)規(guī)模（Size）及外資參與度（FDI）等變量。我們用行業(yè)固定資產(chǎn)投資凈額占工業(yè)總產(chǎn)值的比重反映行業(yè)間要素投入結(jié)構(gòu)的差異，并以此把制造業(yè)分為14個固定資產(chǎn)投資比重較大的行業(yè)和13個固定資產(chǎn)投資比重較小的行業(yè)，來考察環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)出口質(zhì)量的異質(zhì)性影響。

2.2.2指標選取與數(shù)據(jù)說明

（1）出口質(zhì)量。出口質(zhì)量（λ）用借鑒Hallak和Schott[13]模型估計的出口質(zhì)量指數(shù)衡量。本文選取28個OECD國家作為測算中國制造業(yè)行業(yè)出口質(zhì)量的樣本國。各國貿(mào)易數(shù)據(jù)來自UN COMTRADE數(shù)據(jù)庫，OECD國家的行業(yè)總產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自UN NAOCD數(shù)據(jù)庫，中國的GDP、行業(yè)增加值由于數(shù)據(jù)缺失，各行業(yè)2004年的增加值用相鄰兩年的增加值占行業(yè)總產(chǎn)值的平均比重乘以該行業(yè)2004年總產(chǎn)值來估算；各行業(yè)2008—2011年的增加值根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的行業(yè)增加值的增長率推算而來。

和行業(yè)總產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，中國和OECD國家的雙邊名義匯率來自O(shè)ECD NATIONAL ACCOUNTS數(shù)據(jù)庫，中國的行業(yè)價格指數(shù)用該行業(yè)的生產(chǎn)者價格指數(shù)衡量，數(shù)據(jù)來自《中國城市（鎮(zhèn)）生活與價格年鑒》，OECD國家的行業(yè)價格指數(shù)用該行業(yè)的增加值平減指數(shù)衡量，數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD STAN數(shù)據(jù)庫。

（2）環(huán)境規(guī)制。環(huán)境規(guī)則（ENV）是本文的核心解釋變量。借鑒張成等[21]、李珊珊[22]等的做法，我們分別采用工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣治理設(shè)施的運行費用占工業(yè)增加值的比重衡量環(huán)境規(guī)制。各行業(yè)的工業(yè)廢水、廢氣治理設(shè)施運行費用來自《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，工業(yè)增加值來自《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，主營業(yè)務(wù)成本來自《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》由于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》在2001年前后的統(tǒng)計口徑不一致，我們假定食品加工和制造業(yè)、飲料制造業(yè)和煙草制造業(yè)在2000年的環(huán)境規(guī)制相同；服裝及其他纖維制品制造業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、文教體育用品制造業(yè)在2000年的環(huán)境規(guī)制與2001年相同；普通機械制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)在2000年的環(huán)境規(guī)制相同。。

（3）其他控制變量。人力資本（Human）可以提升勞動工人的技能和提高對外資“技術(shù)溢出”的吸收能力，進而促進出口質(zhì)量升級[23]。目前，人力資本的衡量指標較多且不統(tǒng)一，比如工資水平[24]、受教育程度[25]、受教育年限[26]、科技人員比重[10]等。結(jié)合本文的研究，我們參考第四種做法，用行業(yè)科技活動人員數(shù)與行業(yè)職工人數(shù)的比值衡量人力資本。資本密集度（K）采用行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與行業(yè)職工人數(shù)的比值（萬元/人）衡量。自主研發(fā)（RD）用科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出占該行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量。技術(shù)引進（TI）用引進技術(shù)經(jīng)費支出占該行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量。自主研發(fā)和技術(shù)引進均有利于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，促進產(chǎn)品質(zhì)量升級。企業(yè)規(guī)模（Size）擴大可以帶來規(guī)模經(jīng)濟、范圍經(jīng)濟[27]，有利于提高生產(chǎn)率水平、促進產(chǎn)品質(zhì)量升級。本文使用行業(yè)不變價工業(yè)總產(chǎn)值與該行業(yè)內(nèi)的企業(yè)個數(shù)的比值（億元/企業(yè)）衡量企業(yè)規(guī)模。外資可以通過溢出效應(yīng)促進企業(yè)技術(shù)進步，改進生產(chǎn)工藝，提高產(chǎn)品質(zhì)量，我們用“三資企業(yè)”的工業(yè)總產(chǎn)值占該行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量外資參與度（FDI）。所有控制變量的數(shù)據(jù)主要來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

自1979年國家頒布《中華人民共和國環(huán)保法（試行）》以來，我國環(huán)保事業(yè)逐步全面展開，特別是2000年以來，國家先后出臺了《中華人民共和國水污染防治實施細則》、《中華人民共和國大氣污染防治法》、《中華人民共和國固體廢物污染環(huán)境防治法》等法律法規(guī)，標志著我國環(huán)境規(guī)制政策的實施逐步進入到深化階段；此外，考慮到測算出口質(zhì)量所需數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以2000—2011年期間中國制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，考察環(huán)境規(guī)制對中國制造業(yè)出口質(zhì)量的影響。鑒于國內(nèi)外的行業(yè)分類標準和數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑并不統(tǒng)一，UN NAOCD數(shù)據(jù)庫和OECD STAN數(shù)據(jù)庫主要是以ISIC標準進行分類，而本文從UN COMTRADE數(shù)據(jù)庫獲取的貿(mào)易數(shù)據(jù)是SITC標準，國內(nèi)行業(yè)數(shù)據(jù)則是按《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》標準分類，因此，我們將數(shù)據(jù)作如下調(diào)整：首先，根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計署提供的ISIC（Rev.3）和SITC（Rev.3）的轉(zhuǎn)換標準進行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換；其次，參考盛斌[28]的方法把SITC（Rev.3）標準的數(shù)據(jù)和《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（2002）標準的數(shù)據(jù)進行歸并處理，并最終選取27個制造業(yè)行業(yè)作為本文的研究對象。同時，對受價格因素影響的變量均以2000年為基期進行平減處理。為使數(shù)據(jù)更為平穩(wěn)，我們?nèi)∷凶兞康淖匀粚?shù)。此外，采用winsorize方法對樣本數(shù)據(jù)進行上下1%的縮尾處理。各主要變量的描述性統(tǒng)計情況列于表1。

3環(huán)境規(guī)制影響制造業(yè)出口質(zhì)量的實證檢驗

3.1回歸結(jié)果分析

由于在計量模型中引入了被解釋變量的滯后項，導(dǎo)致解釋變量與隨機誤差項相關(guān)，因此，本文運用系統(tǒng)GMM估計方法來處理模型中可能存在的內(nèi)生性問題，分別對以上兩類制造業(yè)行業(yè)進行動態(tài)面板回歸，以檢驗環(huán)境規(guī)制對不同要素投入結(jié)構(gòu)行業(yè)出口質(zhì)量的影響。此外，模型中環(huán)境規(guī)制的一次項和二次項可能會引起較為嚴重的多重共線性問題，為此，我們采用逐步回歸的方法對式（6）進行分步估計，以克服多重共線性的影響。估計結(jié)果列于表2。表2中的模型1～4是對固定資產(chǎn)投資比重較大的制造業(yè)行業(yè)進行的回歸，模型5～8是對固定資產(chǎn)投資比重較小的制造業(yè)行業(yè)進行的回歸。endprint

從表2的回歸結(jié)果可以看出：① 被解釋變量的一階滯后項在所有模型中均高度顯著為正，說明本文設(shè)定的動態(tài)面板模型是合理的；② AR（1）和AR（2）檢驗結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平上，所有估計模型隨機誤差項的差分至多存在一階自相關(guān)，但均不存在二階自相關(guān)，說明本文使用的系統(tǒng)GMM方法是可靠的；③ Sargan檢驗結(jié)果顯示，所有估計模型都無法拒絕“過度識別約束是有效的”原假設(shè)，表明選擇的工具變量是有效的。

在表2中，模型1和模型5是不含任何控制變量的基準模型。模型1的回歸結(jié)果顯示，對于固定資產(chǎn)投資比重較大的行業(yè)，環(huán)境規(guī)制的一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正，說明當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制政策對該類型行業(yè)的出口質(zhì)量升級會產(chǎn)生不利影響，但二者之間存在顯著的“U”型動態(tài)關(guān)系，即隨著環(huán)境規(guī)制政策的日趨嚴格，當(dāng)規(guī)制強度跨過拐點之后，反而會對出口質(zhì)量升級起到促進作用。這一結(jié)果與本文的預(yù)期相符，反映出固定資產(chǎn)投資比重較大的行業(yè)會根據(jù)環(huán)境規(guī)制成本的動態(tài)變化而調(diào)整其應(yīng)當(dāng)策略，環(huán)境規(guī)制政策實施初期的“抵消效應(yīng)”將逐漸會被技術(shù)創(chuàng)新的“補償效應(yīng)”所覆蓋，進而對出口質(zhì)量產(chǎn)生先抑制再促進的動態(tài)影響。與固定資產(chǎn)投資比重較大行業(yè)有所不同的是，在模型5的估計結(jié)果中環(huán)境規(guī)制的一次項系數(shù)和二次項系數(shù)均顯著為正，表明環(huán)境規(guī)制會對固定資產(chǎn)投資比重較小行業(yè)的出口質(zhì)量升級產(chǎn)生有利影響，并且呈現(xiàn)出邊際影響遞增的“J”型特征。這主要和該行業(yè)的要素投入結(jié)構(gòu)有關(guān)，因為該行業(yè)的固定資產(chǎn)投資相對較少，其進行技術(shù)改進的成本較低，力度較弱的環(huán)境規(guī)制政策就能發(fā)揮出較大的“補償效應(yīng)”，從而有效激勵技術(shù)創(chuàng)新，促進產(chǎn)品質(zhì)量升級；當(dāng)政策力度提高時，環(huán)境規(guī)制的“補償效應(yīng)”呈現(xiàn)非線性的增長，加速促進該行業(yè)出口質(zhì)量升級。

在表2模型1和模型5的基礎(chǔ)上，我們逐步引入其他控制變量，分別得到模型2～模型4和模型6～模型8的估計結(jié)果。我們看到，在逐步引入控制變量的過程中，與基準模型的估計結(jié)果相比，核心解釋變量環(huán)境規(guī)制的一次項系數(shù)和二次項系數(shù)的方向與顯著性均無明顯變化，說明本文估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性。此外，從控制變量的估

計結(jié)果看，人力資本對固定資產(chǎn)投資比重較大行業(yè)和固定資產(chǎn)投資比重較小行業(yè)的出口質(zhì)量升級均表現(xiàn)出正向影響，與預(yù)期相符，表明提高科技活動人員在職工人數(shù)中的比重能夠顯著提升兩類行業(yè)的質(zhì)量競爭力。資本密集度的估計系數(shù)在所有模型中均為負號且不顯著，表明人均資本存量的提高對兩類行業(yè)的出口質(zhì)量升級并沒有表現(xiàn)出預(yù)期的積極作用。這一結(jié)果與適宜技術(shù)論[29]相符，中國目前的要素稟賦結(jié)構(gòu)仍然屬于勞動充裕型，因此，行業(yè)資本密集度越高，就越偏離最適宜的技術(shù)結(jié)構(gòu)，反而不利于行業(yè)出口競爭力的提高。自主研發(fā)和技術(shù)引進的估計系

數(shù)均顯著為正，說明這兩種不同的技術(shù)創(chuàng)新方式都能對制造業(yè)出口質(zhì)量升級產(chǎn)生積極影響，符合我們的預(yù)期。企業(yè)規(guī)模在兩類行業(yè)樣本中的估計系數(shù)均方向為負，但不顯著，這與王樹柏和李小平[20]的研究結(jié)論相一致，表明行業(yè)內(nèi)的企業(yè)規(guī)模擴大并不能直接促進出口質(zhì)量升級，而是需要和該行業(yè)的核心競爭力相結(jié)合才能發(fā)揮積極作用。外資參與度的估計系數(shù)均顯著為正，說明引進外資在一定程度上能夠推動中國制造業(yè)出口質(zhì)量升級。

3.2穩(wěn)健性檢驗

為保證本文估計結(jié)果的可靠性，我們進行以下兩種穩(wěn)健性檢驗：首先，改變計量估計方法，運用差分GMM方法對式（6）進行回歸；其次，替換核心解釋變量的衡量指標，以工業(yè)廢水、廢氣治理設(shè)施運行費用占行業(yè)主營業(yè)務(wù)成本的比重衡量的環(huán)境規(guī)制重新進行系統(tǒng)GMM估計。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果列于表3。在表3中，模型1～模型2和模型5～模型6分別是對兩類行業(yè)進行的差分GMM估計，模型3～模型4和模型7～模型8是基于主營業(yè)務(wù)成本計算的環(huán)境規(guī)制對兩類行業(yè)進行的系統(tǒng)GMM估計。從表3兩類行業(yè)的估計結(jié)果可以看出，核心變量環(huán)境規(guī)制的一次項系數(shù)和二次項系數(shù)的符號和顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性改變，其他控制變量的估計結(jié)果也都與前文結(jié)果基本保持一致，驗證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

4主要結(jié)論與政策啟示

本文基于要素投入結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的視角分析了環(huán)境規(guī)制對出口質(zhì)量升級的影響機理，并利用中國制造業(yè)的行業(yè)面板數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)GMM估計方法，考察了環(huán)境規(guī)制對不同要素投入結(jié)構(gòu)行業(yè)出口質(zhì)量的異質(zhì)性影響，研究發(fā)現(xiàn)：①環(huán)境規(guī)制通過“抵消效應(yīng)”和“補償效應(yīng)”影響制造業(yè)出口質(zhì)量升級，而影響方向主要取決于該行業(yè)的要素投入結(jié)構(gòu)。②對于在要素投入結(jié)構(gòu)中固定資產(chǎn)投資比重較大的行業(yè)來說，當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制政策不利于該行業(yè)的出口質(zhì)量升級，但二者之間存在顯著的“U”型動態(tài)關(guān)系，即隨著環(huán)境規(guī)制政策的日趨嚴格，當(dāng)規(guī)制強度跨過拐點之后，則會對出口質(zhì)量升級起到促進作用；而對于固定資產(chǎn)投資比重較小的行業(yè)，環(huán)境規(guī)制對出口質(zhì)量升級會產(chǎn)生有利影響，并且呈現(xiàn)出邊際影響遞增的“J”型特征。③人力資本投入、自主研發(fā)、技術(shù)引進和外資參與對不同要素投入結(jié)構(gòu)行業(yè)的出口質(zhì)量升級均發(fā)揮了預(yù)期的積極作用；而人均資本存量的提高和企業(yè)規(guī)模的擴大對出口質(zhì)量升級并沒有表現(xiàn)出顯著的直接影響。以上結(jié)論在使用不同的計量方法和進行變量替換后，依然保持穩(wěn)健。

本文的研究結(jié)論蘊含著如下政策啟示：第一，環(huán)境規(guī)制政策能夠協(xié)同綠色發(fā)展和創(chuàng)新發(fā)展，在實現(xiàn)節(jié)能減排、保護生態(tài)環(huán)境的同時，也有利于培育和塑造中國出口競爭新優(yōu)勢，加速出口貿(mào)易升級。政府應(yīng)該加強當(dāng)前環(huán)境規(guī)制政策的執(zhí)行力度，倒逼企業(yè)通過改進技術(shù)、提高產(chǎn)品質(zhì)量的路徑應(yīng)對環(huán)境規(guī)制成本的上升，淘汰落后產(chǎn)業(yè)，化解過剩產(chǎn)能，從供給側(cè)推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。第二，“一刀切”的環(huán)境規(guī)制政策是不適宜的，政府應(yīng)該針對行業(yè)類型的異質(zhì)性制定差異化的、分層次的環(huán)境規(guī)制政策。具體來說，對于固定資產(chǎn)投資比重較大的行業(yè)，適宜采取環(huán)境標準、排放限額等“控制型”的環(huán)境規(guī)制工具[30]，充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品質(zhì)量升級的倒逼作用，加快產(chǎn)品替代和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型；對于固定資產(chǎn)投資比重較小的行業(yè)，可以采取排污權(quán)交易、環(huán)境補貼等“激勵型”環(huán)境規(guī)制工具[27]，積極引導(dǎo)企業(yè)進行清潔技術(shù)研發(fā)，激勵企業(yè)在出口市場中以“質(zhì)”取勝。第三，政府應(yīng)通過生產(chǎn)補貼、金融支持、知識產(chǎn)權(quán)保護等政策強化環(huán)境規(guī)制的“補償效應(yīng)”，以制度為保障、以市場為導(dǎo)向，完善企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的補償機制，形成環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新、貿(mào)易升級的良性互動。第四，在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期，政府應(yīng)該加大人力資本投資，既要注重量的增加，又要重視質(zhì)的提升，一方面逐漸完善職業(yè)教育體系，另一方面繼續(xù)增加對培養(yǎng)和引進高端技術(shù)人才的投入，切實解決企業(yè)一般人力資本和專業(yè)化人力資本相互脫節(jié)的問題，保持創(chuàng)新型人力資本的持續(xù)供給，通過創(chuàng)新能力和創(chuàng)新績效的提高，盡可能地降低環(huán)境規(guī)制對出口質(zhì)量升級的“抵消效應(yīng)”。第五，我國現(xiàn)在仍然在勞動要素上具有比較優(yōu)勢，過度提高人均資本水平，雖然有利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，但可能會降低出口產(chǎn)品的質(zhì)量水平，削弱我國的貿(mào)易比較優(yōu)勢，因此，我國應(yīng)選擇與當(dāng)前要素稟賦優(yōu)勢相匹配的技術(shù)結(jié)構(gòu)。最后，自主研發(fā)和技術(shù)引進都是制造業(yè)出口質(zhì)量升級的重要因素，但也應(yīng)該注意到，企業(yè)長期依靠技術(shù)引進的方式進行技術(shù)創(chuàng)新，容易形成路徑依賴，不利于中國制造業(yè)自主創(chuàng)新能力和國際競爭力的提高[31]，因此，政府應(yīng)該加大對企業(yè)自主研發(fā)活動的激勵措施，鼓勵企業(yè)掌握核心技術(shù)，形成自主知識產(chǎn)權(quán)，推動“中國制造”向“中國創(chuàng)造”跨越。endprint

（編輯：劉呈慶）

參考文獻（References）

[1]

錢學(xué)鋒， 熊平. 中國出口增長的二元邊際及其因素決定： 經(jīng)驗研究[J]. 經(jīng)濟研究， 2010（1）： 65-79. [QIAN Xuefeng， XIONG Ping. The dual margin of China export growth and its determinants [J]. Economic research journal， 2010（1）： 65-79.]

[2]EDERINGTON J， LEVINSON A， MINIER J. Footloose and pollutionfree [J]. Review of economics and statistics， 2005， 87（1）： 92-99.

[3]CAGATAY S， MIHCI H. Degree of environmental stringency and the impact on trade patterns [J]. Journal of economic studies， 2006， 33（1）： 30-51.

[4]MANI M， WHEELER D. In search of pollution havens？ dirty industry in the world economy， 1960-1995[J]. The journal of environment & development： a review of international policy， 1998， 7（3）： 215-247.

[5]FEIOCK R， ROWLAND C K. Environmental regulation and economic development： the movement of chemical production among states [J]. Western political quarterly， 1990， 43（3）： 561-576.

[6]任力， 黃崇杰. 國內(nèi)外環(huán)境規(guī)制對中國出口貿(mào)易的影響[J]. 世界經(jīng)濟， 2015（5）： 59-80. [REN Li， HUANG Congjie. The effects of environmental regulation home and aboard on China export [J]. The journal of world economy， 2015（5）： 59-80.]

[7]LANJOUW J O， MODY A. Innovation and the international diffusion of environmentally responsive technology [J]. Research policy， 1996， 25（4）： 549-571.

[8]JAFFE A B， PALMER K. Environmental regulation and innovation： a panel data study [J]. Review of economics & statistics， 1997， 79（4）： 610-619.

[9]COSTANTINI V， MAZZANTI M. On the green and innovative side of trade competitiveness？ the impact of environmental policies and innovation on EU exports [J]. Research policy， 2012， 41（1）：132-153.

[10]李小平， 盧現(xiàn)祥， 陶小琴. 環(huán)境規(guī)制強度是否影響了中國工業(yè)行業(yè)的貿(mào)易比較優(yōu)勢[J]. 世界經(jīng)濟， 2012（4）： 62-78. [LI Xiaoping， LU Xianxiang， TAO Xiaoqin. Does the intensity of environmental regulation affect the trade comparative advantage of Chinas industrial sector [J]. The journal of world economy， 2012（4）： 62-78.]

[11]童偉偉. 環(huán)境規(guī)制影響了中國制造業(yè)企業(yè)出口嗎[J]. 中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報， 2013， 198（3）： 67-73. [TONG Weiwei. Does environmental regulation affect the export in Chinas manufacturing enterprises [J]. Journal of Zhongnan University of Economics and Law， 2013， 198（3）： 67-73.]

[12]黃永明， 何劍峰. 環(huán)境規(guī)制差異對出口升級的影響——基于我國省際面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 國際商務(wù)， 2017（1）： 5-15. [HUANG Yongming， HE Jianfeng. The effect of different environmental regulation on export upgrading： analysis based on provincial panel data [J]. International business， 2017（1）： 5-15.]

[13]施炳展， 曾祥菲. 中國企業(yè)進口產(chǎn)品質(zhì)量測算與事實[J]. 世界經(jīng)濟， 2015，（3）： 57-77. [SHI Bingzhan， ZENG Xiangfei. Measurement and facts of import quality of Chinese enterprises [J]. The journal of world economy， 2015， （3）： 57-77.]endprint

[14]KHANDELWAL A. The long and short （of） quality ladders [J]. Review of economic studies， 2010， 77（4）： 1450-1476.

[15]HALLAK J C， SCHOTT P K. Estimating crosscountry differences in product quality [J]. Quarterly journal of economics， 2011， 126（1）： 417-474.

[16]彭冬冬， 楊德彬， 蘇理梅. 環(huán)境規(guī)制對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的差異化影響——來自中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 現(xiàn)代財經(jīng)（天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報）， 2016， 319（8）： 15-27. [PENG Dongdong， YANG Debin， SU Limei. The impact of environmental regulation on the quality upgrade of Chinas export： evidence from Chinese firmlevel data [J]. Modern finance and economics（Journal of Tianjin University of Finance and Economics）， 2016， 319（8）：15-27.]

[17]童健， 劉偉， 薛景. 環(huán)境規(guī)制、要素投入結(jié)構(gòu)與工業(yè)行業(yè)轉(zhuǎn)型升級[J]. 經(jīng)濟研究， 2016（7）： 43-57. [TONG Jian， LIU Wei， XUE Jing. Environmental regulation， factor input structure and industrial transformation [J]. Economic research journal， 2016（7）： 43-57.]

[18]NOVY D. Gravity redux： measuring international trade costs with panel data [J]. Economic inquiry， 2013， 51（1）： 101-121.

[19]徐建煒， 田豐. 中國行業(yè)層面實際有效匯率測算： 2000—2009[J]. 世界經(jīng)濟， 2013（5）： 21-36. [XU Jianwei， TIAN Feng. Calculation of actual effective exchange rate at the industry level in China [J]. The journal of world economy， 2013（5）： 21-36.]

[20]王樹柏， 李小平. 中國制造業(yè)碳生產(chǎn)率變動對出口商品質(zhì)量影響研究[J]. 上海經(jīng)濟研究， 2015（10）： 87-96. [WANG Shubai， LI Xiaoping. Research on the effects of Chinas manufacturing industrys carbon productivity changes on export goods quality [J]. Shanghai journal of economics， 2015（10）：87-96.]

[21]張成， 陸旸， 郭路，等. 環(huán)境規(guī)制強度與生產(chǎn)技術(shù)進步[J]. 經(jīng)濟研究， 2011（2）： 113-124. [ZHANG Cheng， LU Yang， GUO Lu， et al. The intensity of environmental regulation and production technology progress [J]. Economic research journal， 2011（2）： 113-124.]

[22]李珊珊. 環(huán)境規(guī)制對就業(yè)技能結(jié)構(gòu)的影響——基于工業(yè)行業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 中國人口科學(xué)， 2016（5）：90-100. [LI Shanshan. The effects of environmental regulation on structure of employment skills： an analysis based on industrial dynamic panel data [J]. Chinese journal of population science， 2016（5）： 90-100.]

[23]施炳展， 王有鑫， 李坤望. 中國出口產(chǎn)品品質(zhì)測度及其決定因素[J]. 世界經(jīng)濟， 2013（9）： 69-93. [SHI Bingzhan， WANG Youxin， LI Kunwang. Quality measurement and determinants of Chinas export products [J]. The journal of world economy， 2013（9）： 69-93.]

[24]VERHOOGEN E A. Trade， quality upgrading， and wage inequality in the Mexican manufacturing sector [J]. Social science electronic publishing， 2008， 123（2）： 489-530.

[25]王少國， 潘恩陽. 人力資本積累、企業(yè)創(chuàng)新與中等收入陷阱[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2017， 27（5）： 153-160. [WANG Shaoguo， PAN Enyang. Human resource， enterprise innovation and middle income trap [J]. China population， resources and environment， 2017， 27（5）： 153-160.]endprint

[26]王紅梅. 中國環(huán)境規(guī)制政策工具的比較與選擇——基于貝葉斯模型平均（BMA）方法的實證研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016，26（9）： 132-138. [WANG Hongmei. Comparison and selection of environmental regulation policy in China： based on Bayesian model averaging approach [J]. China population， resources and environment， 2016， 26（9）： 132-138.]

[27]蔣伏心， 王竹君， 白俊紅. 環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)新影響的雙重效應(yīng)——基于江蘇制造業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2013（7）： 44-55. [JIANG Fuxin， WANG Zhujun， BAI Junhong. The Dual effect of environmental regulations impact on innovation： an empirical study based on dynamic panel data of Jiangsu manufacturing [J]. China industrial economics， 2013（7）： 44-55.]

[28]盛斌. 中國對外貿(mào)易政策的政治經(jīng)濟分析[M]. 上海：上海人民出版社， 2002.63-75. [SHENG Bin.The political and economic analysis of China foreign trade policy[M]. Shanghai： Shanghai Peoples Press， 2002.63-75.]

[29]林毅夫， 張鵬飛. 適宜技術(shù)、技術(shù)選擇和發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長[J]. 經(jīng)濟學(xué)（季刊）， 2006，5（3）： 985-1006. [LIN Yifu， ZHANG Pengfei. Appropriate technology， technology choices and economic growth in developing countries [J]. China economic quarterly， 2006， 5（3）： 985-1006.]

[30]李玲， 陶鋒. 中國制造業(yè)最優(yōu)環(huán)境規(guī)制強度的選擇[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2012（5）： 70-82. [LI Ling， TAO Feng. Optimal choice of Chinese manufacturing environmental regulation intensity [J]. China industrial economics， 2012（5）： 70-82.]

[31]湯萱. 技術(shù)引進影響自主創(chuàng)新的機理及實證研究——基于中國制造業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J]. 中國軟科學(xué)， 2016（5）：119-132. [TANG Xuan. International technology transfer and independent innovation： a test based on panel data of manufacture industries in China [J]. China soft science， 2016（5）： 119-132.]

AbstractThe existing literature on the effects of environmental regulation on trade comparative advantage， has neglected the inherent attributes of heterogeneous industries， which leads to the difference of the conclusions. In view of this， from the perspective of factor input structure heterogeneity， this article analyzes the influence mechanism of environmental regulation on the export quality upgrading. Based on the panel data of manufacturing industries in China， We uses SYSGMM empirical method to analyze the heterogeneous effects of environmental regulation on the export quality upgrading of manufacturing industries of different factor input structures. The major findings of this paper lie below： environmental regulation exercises a combined influence of offset effect and compensation effect on the export quality upgrading of manufacturing， and the direction of the combined influence depends on the factor input structure of the industry. For the industries of fixed assets investment in a larger proportion， the current environmental regulation policy is not conducive to export quality upgrading of these industries， but there is a significant Ushaped dynamic relationship between environmental regulation and the export quality upgrading. This is to say， the increasingly stringent environmental regulation policy will play a role in promoting the upgrading of export quality， when the intensity of environmental regulation crosses the inflection point. For the industries of fixed assets investment in a small proportion， environmental regulation will have beneficial effects on the export quality upgrading， and present an increasing Jshaped characteristics of the marginal effect. The human capital investment， independent research and development， introduction of technology and foreign participation have played a positive role in export quality upgrading of manufacturing industries of different factor input structures； the increase of per capita capital and company size has no significant direct impact on export quality upgrading. The above conclusions remain robust， by use of different estimation methods and variable substitution. Therefore， we argue that the government should choose differentiated environmental regulation policy according to the difference of heterogeneous industries， and strengthen the intensity of current environmental regulation policy， so that companies will improve the technology and the quality of their products to deal with rising costs of environmental regulation， and the outdated industries and excessive capacity will be eliminated， from the supply side to promote economic restructuring and upgrading.

Key wordsenvironmental regulation； export quality； factor input structure； industrial heterogeneityendprint