區(qū)域異質(zhì)性、環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級

吳文潔 劉雪夢

【摘要】為研究環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響及區(qū)域異質(zhì)性，采用2003-2015年我國30個省級面板數(shù)據(jù)，運用Moore指數(shù)和因子分析法分別測算制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級程度和環(huán)境規(guī)制強度，并構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型進行實證研究。靜態(tài)和動態(tài)面板回歸結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對全國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)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(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)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(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級產(chǎn)生倒“U”型影響，且環(huán)境規(guī)制強度相對于拐點的位置及距離呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性。上述結(jié)論可為我國制定科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制政策和區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略提供參考。

【關(guān)鍵詞】制造業(yè);區(qū)域異質(zhì)性;環(huán)境規(guī)制強度;產(chǎn)業(yè)升級;系統(tǒng)GMM

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

一、引言

在當(dāng)前“中美貿(mào)易沖突”加劇的背景下，要想實現(xiàn)“中國制造2025"戰(zhàn)略，促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級是亟待解決的重要課題。然而，中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(shù)據(jù)顯示，2015年工業(yè)二氧化硫排放量占全國總排放量的83.73%，工業(yè)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(biāo)準(zhǔn)煤，其中工業(yè)能耗占67.99%，加劇了我國的環(huán)境問題，不利于經(jīng)濟的健康可持續(xù)發(fā)展。一方面，西方國家對外設(shè)置綠色壁壘、對內(nèi)放松環(huán)境規(guī)制，從而擠壓了中國制造業(yè)發(fā)展空間。另一方面，我國經(jīng)濟進入高質(zhì)量發(fā)展階段，更加注重優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式。各地區(qū)開始不斷提高環(huán)境規(guī)制水平，嚴格的環(huán)境規(guī)制政策能否成為緩解環(huán)境惡化以及制造業(yè)“大而不強”問題的有效手段，推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)成功轉(zhuǎn)型升級，這一問題已引起了社會的廣泛關(guān)注。

環(huán)境規(guī)制的本質(zhì)是將外部成本內(nèi)部化，促使企業(yè)進行綠色生產(chǎn)。然而，環(huán)境規(guī)制給部分企業(yè)帶來了巨大壓力，導(dǎo)致綠色投入遠遠大于綠色產(chǎn)出，企業(yè)缺乏動力進行技術(shù)革新，進而影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。此外，我國各區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展形態(tài)、環(huán)境規(guī)制強度差異較大，在激烈的國際競爭和環(huán)境約束壓力下，從區(qū)域異質(zhì)性視角出發(fā)，厘清環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)系，對制定差異化政策、實現(xiàn)環(huán)境優(yōu)化和制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有重要意義。

國內(nèi)外文獻主要是從制造業(yè)內(nèi)部和外部分析制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的驅(qū)動或制約因素。從內(nèi)部來看，企業(yè)的自主創(chuàng)新或技術(shù)進步通過擴散和集聚效應(yīng)促進制造業(yè)升級[1，2]。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)服務(wù)業(yè)對制造業(yè)升級會產(chǎn)生重要的影響[3-5]。從外部來看，在資源約束、低碳經(jīng)濟以及國際貿(mào)易背景下，社會需求、FDI以及OFDI等因素對制造業(yè)升級發(fā)揮了重要的作用，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對勞動和技術(shù)密集型制造業(yè)有促進作用[6，7]。也有研究表明，F(xiàn)DI、OFDI促進了制造業(yè)升級[8，9]。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制問題，主要是圍繞“污染避難所假說”展開分析的。部分學(xué)者支持“遵循成本說”，認為在技術(shù)水平、生產(chǎn)過程和消費者需求不變的假設(shè)下，環(huán)境規(guī)制會增加治污成本、擠占研發(fā)投入、削弱企業(yè)的競爭力[10-13]。

有學(xué)者支持“波特假說”，認為從長期來看，環(huán)境規(guī)制會倒逼企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，從而形成創(chuàng)新補償效應(yīng)，企業(yè)競爭力得以提升[14-16]。也有研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)升級的影響不確定，認為環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)進步產(chǎn)生了“U”型影響;環(huán)境規(guī)制對技術(shù)創(chuàng)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(xiàn)有研究存在以下不足：①在內(nèi)容上，較多地關(guān)注環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)績效、技術(shù)創(chuàng)新和國際競爭力等方面的影響，較少關(guān)注環(huán)境規(guī)制如何直接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動及方向;②在區(qū)域劃分上，隨著我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)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(qū)域的經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);③在研究方法上，對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo)仍存在較大分歧。鑒于此，基于區(qū)域異質(zhì)性視角，將我國劃分為北部沿邊地區(qū)、北部沿海地區(qū)、東部沿海地區(qū)、南部沿海地區(qū)、黃河中游地區(qū)、長江中游地區(qū)、西南地區(qū)和西北地區(qū)八大區(qū)域，分析環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響;基于Moore指數(shù)和因子分析法，對制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和環(huán)境規(guī)制指標(biāo)進行有效測算;基于“遵循成本說”和“波特假說”的假設(shè)前提，分別構(gòu)建靜態(tài)和動態(tài)面板模型進行實證分析。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級不是單一因素引起的，環(huán)境規(guī)制將直接或間接作用于其他經(jīng)濟和社會因素，如技術(shù)創(chuàng)新、社會需求及消費結(jié)構(gòu)、FDI、要素集聚和對外貿(mào)易等，進而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。孫玉陽等[20]認為，環(huán)境規(guī)制的實施會影響污染型企業(yè)的要素價格，從而提高邊際治理成本與生產(chǎn)成本：當(dāng)成本的增加小于由創(chuàng)新投入增加所帶來的生產(chǎn)利潤時，企業(yè)將會保持原有的生產(chǎn)模式，并未影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整;當(dāng)成本的增加遠遠超過創(chuàng)新投入的增加，使得生產(chǎn)利潤下降，隨著環(huán)境規(guī)制的加強，企業(yè)的生產(chǎn)行為將發(fā)生改變，并選擇創(chuàng)新驅(qū)動模式進行生產(chǎn)，進而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。假設(shè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的過程是一個完整的系統(tǒng)，環(huán)境規(guī)制通過影響系統(tǒng)的輸入、輸出和系統(tǒng)環(huán)境作用于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動。當(dāng)環(huán)境規(guī)制水平提高時，制造業(yè)企業(yè)為了達到國家規(guī)定的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，會不斷提高環(huán)保投入，使得所支付的費用超出可接受的范圍。此時，企業(yè)增加的“治污成本”擠占了研發(fā)投資，弱化了企業(yè)的創(chuàng)新動力，使得系統(tǒng)中技術(shù)、研發(fā)勞動力、資本等要素的輸入減少。因此，企業(yè)不得不降低生產(chǎn)成本，以較低的價格優(yōu)勢占領(lǐng)市場，從而應(yīng)對競爭激烈的系統(tǒng)環(huán)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(chǎn)品，致使高技術(shù)產(chǎn)品有效需求不足，阻礙了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。

然而，韓晶等[21]、譚德慶等[22]認為，環(huán)境規(guī)制會改變企業(yè)的研發(fā)激勵方案，并產(chǎn)生倒逼效應(yīng)，促使產(chǎn)業(yè)技術(shù)不斷提高，最終促進產(chǎn)業(yè)升級。長期來看，隨著環(huán)境規(guī)制的實施，產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)環(huán)境得到不斷優(yōu)化，當(dāng)環(huán)境規(guī)制處于較高水平時，系統(tǒng)的輸出也會受到影響。此時，伴隨著更多清潔、環(huán)保和技術(shù)效率型FDI的進入，技術(shù)溢出效應(yīng)得到了更好發(fā)揮。

在激烈的競爭環(huán)境中，制造業(yè)企業(yè)通過學(xué)習(xí)、合作以及創(chuàng)新等方式，提高生產(chǎn)技術(shù)，獲得競爭優(yōu)勢。與此同時，在產(chǎn)品市場中，消費者會更加偏好質(zhì)量好的產(chǎn)品，使得對高技術(shù)產(chǎn)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(shù)型產(chǎn)品的需求增加。面對市場需求的變化，企業(yè)不得不進行自主創(chuàng)新，提高生產(chǎn)技術(shù)和產(chǎn)品附加值，最終將影響系統(tǒng)環(huán)境以及勞動力和能源等要素的輸入，促使制造業(yè)向更高級的形態(tài)發(fā)展，并推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：長期來看，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生先降后升的aUn型影響，即在產(chǎn)業(yè)發(fā)展到一定階段，高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)將推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。

可持續(xù)發(fā)展和區(qū)域協(xié)調(diào)理論認為，各區(qū)域間應(yīng)實現(xiàn)經(jīng)濟、人民生活水平和社會的共同協(xié)調(diào)發(fā)展，區(qū)域間的差距應(yīng)不斷縮小。然而，由于我國地域廣闊，且受經(jīng)濟制度的影響各區(qū)域間的發(fā)展極不平衡，環(huán)境規(guī)制作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的程度和方向具有明顯的異質(zhì)性。衛(wèi)平、余奕杉[23]認為，由于各區(qū)域的創(chuàng)新水平存在顯著的異質(zhì)性，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響程度和方向表現(xiàn)出明顯的省際差異。從全國層面看，環(huán)境規(guī)制促進了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級;從區(qū)域?qū)用婵?，環(huán)境規(guī)制促進了創(chuàng)新能力強的省份制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級，阻礙了創(chuàng)新能力弱的省份制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。由于各省份的資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展方式和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，且受官員晉升機制和地方政府分權(quán)的影響，以經(jīng)濟總量為主體的績效考核機制，使得地方政府在環(huán)境規(guī)制政策的具體實施過程中表現(xiàn)出明顯的差異，政策實施程度及方式的不同對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級影響表現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性。

環(huán)境規(guī)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(yōu)缺點。一般而言，市場激勵型環(huán)境規(guī)制的成本較低，且能激勵企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新，并通過需求傳導(dǎo)機制影響系統(tǒng)輸出技術(shù)清潔型產(chǎn)品，進而引導(dǎo)制造業(yè)向綠色環(huán)保方向發(fā)展，較為顯著地推動了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。而由于官員的政績訴求不同，各地區(qū)實施環(huán)境規(guī)制的方式也存在差別，不同的規(guī)制方式導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)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(qū)間存在差異，不同類型的環(huán)境規(guī)制會產(chǎn)生不同的影響效應(yīng)，對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步具有不確定性影響，二者之間表現(xiàn)出aun型的非線性關(guān)系，且各區(qū)域的uun型形狀及拐點值存在異質(zhì)性。考慮到各省份的環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展的差異化訴求，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生的uU;型影響具有區(qū)域異質(zhì)性。

（二）制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級程度的測算

現(xiàn)有研究對產(chǎn)業(yè)升級指標(biāo)的衡量仍存在較大分歧，學(xué)者們較多采用三次產(chǎn)業(yè)比重或兩類產(chǎn)業(yè)比值的衡量方法[23]。然而，這種方法適合于衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷，而非產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，且無法深入制造業(yè)內(nèi)部。也有學(xué)者構(gòu)造了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)[26，271，但該指數(shù)不能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的方向進行度量。為了有效衡量制造業(yè)升級程度，根據(jù)李賢珠[28]和傅元海等[29]對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的分類方法，將制造業(yè)的中高端部分行業(yè)進行合并，確定為十個行業(yè)。同時，基于張勇、薄勇健[30]提出的Moore值的原理，測算制造業(yè)升級程度。

Moore值是將產(chǎn)業(yè)劃分為n個行業(yè)，用各行業(yè)與總產(chǎn)值的比值構(gòu)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(chǎn)業(yè)變動程度。具體做法是將制造業(yè)十個行業(yè)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(qū)制造業(yè)h行業(yè)由t期向t+1期變遷的程度Moorec予以測度：

第二步，對c地區(qū)制造業(yè)n個行業(yè)由t期向t+1期變遷的程度值予以加權(quán)求和，每個行業(yè)對應(yīng)的權(quán)重為該行業(yè)的級別h與該行業(yè)在第t期占該地區(qū)GDP比重p的乘積。

第三步，c地區(qū)第t期與第t+1期兩期之間的行業(yè)高級化程度值由下式進行測算：

第四步，根據(jù)式（1）和式（2），利用2003～2015年30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）制造業(yè)細分行業(yè)的銷售收入替代產(chǎn)值，可得到各省2004～2015年制造業(yè)Moore值。通過計算各區(qū)域樣本期間內(nèi)的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級程度的均值可以發(fā)現(xiàn)，東部沿海地區(qū)制造業(yè)升級程度最高，北部沿海地區(qū)最低。

（三）環(huán)境規(guī)制強度的測算

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

以2003～2015年的數(shù)據(jù)為樣本，測算出各?。ㄗ灾螀^(qū)和直轄市）的環(huán)境規(guī)制水平，采用Stata14軟件進行數(shù)據(jù)處理。具體步驟如下：

第一步，標(biāo)準(zhǔn)化處理，以消除量綱和數(shù)量級的不一致。

第二步，數(shù)據(jù)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(guān)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(zhuǎn)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(zhuǎn)后，對我國各省的環(huán)境規(guī)制水平進行測算，各因子的得分函數(shù)為：

各省的總因子得分公式為：。計算出各省環(huán)境規(guī)制強度，從結(jié)果來看，全國及八大區(qū)域的環(huán)境規(guī)制水平總體上呈平穩(wěn)上升的趨勢。

（四）變量選取、數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計

1.變量選取和數(shù)據(jù)來源。選取地區(qū)收入水平、人口密度、人力資本水平三個具體指標(biāo)[27]，用上文的因子分析法進行加權(quán)。具體指標(biāo)如下：收入水平AWRAwage（元），表示城鎮(zhèn)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(shù);人力資本水平AWRhr，用人均受教育年限衡量[2，19]。技術(shù)創(chuàng)新是制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的重要途徑和根本動力[14]。根據(jù)國家統(tǒng)計局對于中國企業(yè)自主創(chuàng)新能力的四大指標(biāo)衡量方法，從潛在創(chuàng)新角度，選取研究與試驗發(fā)展人員數(shù)衡量自主創(chuàng)新水平（INNOVA）。綜合考慮制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的內(nèi)外部影響因素，選取的變量如表3所示：

考慮到環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)及制造業(yè)具體行業(yè)數(shù)據(jù)的完整性和連續(xù)性，選取2003～2015年30個省級（西藏數(shù)據(jù)不全予以剔除）面板數(shù)據(jù)為樣本，個別省份或年份數(shù)據(jù)有缺失的，采用插補法和外推法進行填補。數(shù)據(jù)根據(jù)《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局以及各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）統(tǒng)計年鑒等整理計算而得。

2.變量描述性統(tǒng)計。表4為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級最值及標(biāo)準(zhǔn)差在不同年份各省間存在差異性。鑒于Moore值測度的制造業(yè)升級結(jié)果為2004-2015年，為了保證數(shù)據(jù)的完整性和連續(xù)性，實證分析中的樣本期間為2004-2015年。

（五）模型設(shè)定與計量方法

傳統(tǒng)新古典理論在靜態(tài)性假設(shè)下提出了“遵循成本”假說，基于此在模型中引入環(huán)境規(guī)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(shù)，結(jié)合上文所分析選取的變量，建立了如下靜態(tài)面板模型：

此外，基于“波特假說”動態(tài)性的假設(shè)前提，考慮到制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整需要在較長時間內(nèi)進行，在調(diào)整過程具有“慣性效應(yīng)”，在模型（4）的基礎(chǔ)上引入因變量的一階滯后項，構(gòu)建的動態(tài)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(shù)矩陣;X是影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的其他控制變量;u為地區(qū)固定效應(yīng)，反映地區(qū)間的個體差異;ε表示隨機擾動項。

為了得到較為穩(wěn)健的結(jié)果，采用國內(nèi)外常用的面板數(shù)據(jù)處理方法，分別使用固定效應(yīng)（FE）、隨機效應(yīng)（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(nèi)生性問題，運用系統(tǒng)GMM方法估計動態(tài)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(tǒng)進行GMM估計，即“系統(tǒng)GMM”。系統(tǒng)GMM的優(yōu)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(shù)。一般的動態(tài)面板模型如下：

三、實證結(jié)果與分析

（一）國家層面

1.模型（4）的回歸結(jié)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(fā)現(xiàn)混合OLS模型比固定效應(yīng)及隨機效應(yīng)模型的擬合度差，且Hausman檢驗P值為0.001，強烈拒絕原假設(shè)，則應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。由于FGLS能解決組間異方差、同期相關(guān)和組內(nèi)自相關(guān)問題，其估計結(jié)果更穩(wěn)健，故重點解釋FGLS回歸結(jié)果。表5為總體面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。

觀察表5中方程（4）的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的一次項系數(shù)為負值，都通過了顯著性檢驗，表明在控制其他變量后，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級存在負向影響，驗證了“遵循成本”假說。進一步觀察環(huán)境規(guī)制的二次項系數(shù)，發(fā)現(xiàn)系數(shù)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(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級呈“U”型影響，符合假設(shè)1。計算其拐點值為0.211，而全國環(huán)境規(guī)制的平均值為0.116，位于拐點的左邊，這說明從總體上看，現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)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(fā)現(xiàn)自主創(chuàng)新水平、對外開放程度和城鎮(zhèn)化水平三個指標(biāo)的系數(shù)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(yè)高級化程度提升0.605%，說明國際貿(mào)易促進了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級;FDI系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)可促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級;環(huán)境規(guī)制與自主創(chuàng)新水平的交互作用項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明環(huán)境規(guī)制帶來的成本效應(yīng)較強，擠占了研發(fā)投入，阻礙了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。

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

表5方程（5）的回歸結(jié)果顯示了動態(tài)面板估計結(jié)果，環(huán)境規(guī)制的二次項系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級呈“U”型影響。計算其拐點值為0.187，全國環(huán)境規(guī)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(huán)境規(guī)制一次項系數(shù)未通過顯著性檢驗，而因變量的滯后一期的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正值，說明與環(huán)境規(guī)制相比，上一期的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對當(dāng)期制造業(yè)升級的影響更顯著。對外開放程度系數(shù)在5%的水平上顯著為正。

3.穩(wěn)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(biāo)替換，環(huán)境規(guī)制指標(biāo)用污染治理投資額占GDP的比重進行衡量[32]，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級指標(biāo)用制造業(yè)高端技術(shù)與中端技術(shù)行業(yè)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(fā)生實質(zhì)性的變化，僅僅是回歸系數(shù)值發(fā)生了改變，說明實證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

（二）區(qū)域?qū)用?/p>

隨著我國區(qū)域經(jīng)濟格局的發(fā)展變化，傳統(tǒng)“東、中、西”三大經(jīng)濟地帶的劃分方式過于粗略，內(nèi)部差異較大，已不能全面反映區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展態(tài)勢，會產(chǎn)生政策上的“一刀切”現(xiàn)象。根據(jù)國務(wù)院發(fā)展研究中心發(fā)布的《地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略和政策》#K告，本文提出新的八大綜合經(jīng)濟區(qū)域劃分的設(shè)想。參考李善同等[33]和馮濤等[34]學(xué)者的劃分方式，結(jié)合各省的生態(tài)環(huán)境保護、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、自然和歷史聯(lián)系的緊密程度等狀況，做了細微的調(diào)整，具體劃分為八大區(qū)域。

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

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

1.模型（7）的回歸結(jié)果分析。表7的回歸結(jié)果顯示，在靜態(tài)性的假設(shè)前提下，以西北地區(qū)為基組，在其他變量不變的前提下，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響在5%的顯著性水平上呈倒“U”型態(tài)勢，計算其拐點值為0.053，而環(huán)境規(guī)制實際值為0.065，位于拐點的右邊，說明環(huán)境規(guī)制阻礙了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。原因在于當(dāng)前西北地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新和技術(shù)吸收能力較差，環(huán)境規(guī)制超過了企業(yè)所承受的范圍，企業(yè)的創(chuàng)新動力下降，不利于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。

然而，環(huán)境規(guī)制變量一次項系數(shù)在1%的水平上顯著為正。原因在于西北地區(qū)的制造業(yè)多是資源密集型行業(yè)，環(huán)境規(guī)制水平的提高導(dǎo)致企業(yè)的生產(chǎn)成本上升、生產(chǎn)要素供給減少，進而影響制造業(yè)的投資規(guī)模，投資通過投資乘數(shù)影響整個產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)。北部沿海地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級的影響在5%的顯著性水平上呈倒“U”型態(tài)勢，其拐點值為0.510，而環(huán)境規(guī)制的實際值為0.220，位于拐點左邊，說明環(huán)境規(guī)制水平的提高促進了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。南部沿海地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)影響在5%的顯著性水平下呈倒“U”型態(tài)勢，其拐點值為0.475，而環(huán)境規(guī)制的實際值為0.167，位于拐點的左邊，說明環(huán)境規(guī)制水平的提高促進了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。黃河中游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)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(huán)境規(guī)制的實際值為0.078，位于拐點的左邊，且與其他區(qū)域相比距離拐點值較遠。長江中游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級的影響在5%的顯著性水平上呈“U”型態(tài)勢，其拐點值為0.084，而環(huán)境規(guī)制的實際值為0.102，跨過了拐點，說明環(huán)境規(guī)制水平的提高促進了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。長江中游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響呈“U”型態(tài)勢，跨過了拐點。近年來，長江中游地區(qū)抓住發(fā)展機遇，經(jīng)濟發(fā)展再上新臺階，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，環(huán)境規(guī)制水平的提高為制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境。

2.模型（8）的回歸結(jié)果分析。在動態(tài)性的假設(shè)前提下，加入制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的滯后項，表7結(jié)果顯示，以西北地區(qū)為基組，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的滯后期對當(dāng)期的影響在1%的顯著性水平上為正，說明西北地區(qū)滯后期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提高1 %，當(dāng)期制造業(yè)結(jié)構(gòu)提高0.0793%。北部沿邊地區(qū)環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級影響在1%的顯著性水平上呈倒“U”型態(tài)勢，其拐點值為0.003，而北部沿邊地區(qū)環(huán)境規(guī)制的實際值為0.182，位于拐點值的右邊，說明現(xiàn)階段環(huán)境規(guī)制水平的提高不利于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的升級。原因在于北部沿邊地區(qū)的制造業(yè)結(jié)構(gòu)主要依賴本地區(qū)豐富的礦產(chǎn)資源，產(chǎn)品的附加值較低，且該區(qū)域的對外經(jīng)貿(mào)結(jié)構(gòu)單一，環(huán)境規(guī)制的加強使得該地區(qū)對外資的吸引程度降低，無法發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，不利于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。

四、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

基于上述研究得到如下結(jié)論：①從總體樣本來看，靜態(tài)面板回歸結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級的影響呈“U”型態(tài)勢，且未跨過拐點;動態(tài)面板回歸結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級呈“U”型影響，未跨過拐點。②分區(qū)域來看，靜態(tài)面板回歸結(jié)果表明，西北、北部沿海、南部沿海以及黃河中游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級呈倒“U”型影響。然而，西北地區(qū)的環(huán)境規(guī)制位于拐點的右邊，其他三個區(qū)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(qū)。原因在于北部沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、教育以及科技水平高，自主創(chuàng)新能力強，創(chuàng)新補償效應(yīng)得到有效發(fā)揮;南部沿海地區(qū)市場發(fā)展程度較高，環(huán)境規(guī)制創(chuàng)造的良好外部環(huán)境有利于引進高技術(shù)的制造業(yè)FDI，能有效發(fā)揮FDI技術(shù)外溢對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的作用;黃河中游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平較低，且制造業(yè)多是高污染、低附加值的行業(yè)，提高環(huán)境規(guī)制水平有利于制造業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。北部沿邊、東部沿海和西南地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級影響不顯著。動態(tài)面板估計結(jié)果顯示，北部沿邊地區(qū)環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)升級的影響呈倒“U”型，且環(huán)境規(guī)制強度高于拐點值。

（二）啟示

根據(jù)以上結(jié)論得到如下啟示：①制定科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制政策，提高科技成果的轉(zhuǎn)化能力。適度而趨嚴的環(huán)境規(guī)制能夠促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，政府可以通過創(chuàng)新補貼方式，鼓勵企業(yè)培養(yǎng)新型應(yīng)用型員工，提高技術(shù)吸收能力，有效發(fā)揮創(chuàng)新補償效應(yīng)，實現(xiàn)從“末端治理”向“源頭治理”的轉(zhuǎn)變。②完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。應(yīng)積極吸引質(zhì)量環(huán)保型FDI進入，并有效發(fā)揮FDI的競爭、示范和擴散效應(yīng)，更好地發(fā)揮FDI的技術(shù)外溢作用。③實施差異化環(huán)境規(guī)制政策。通過稅收及財政補貼等方式，加大對西北地區(qū)的科技投入，引導(dǎo)企業(yè)進行綠色技術(shù)研發(fā);提高南部沿海、北部沿海、長江中游和黃河中游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平，發(fā)揮倒逼效應(yīng)，逐步淘汰高污染、低附加值制造業(yè)企業(yè)，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理雙贏;發(fā)揮北部沿邊地區(qū)資源稟賦優(yōu)勢，提高對外開放水平，促進對外經(jīng)貿(mào)結(jié)構(gòu)多元化，推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。

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