環(huán)境規(guī)制、FDI與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級
——基于長江經(jīng)濟帶面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

徐曉慧，廖 涵

（中南財經(jīng)政法大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430073）

一、引言及文獻綜述

長江經(jīng)濟帶橫貫中國東中西三大區(qū)域，其面積大約達到了205 萬平方公里。自改革開放以來，長江經(jīng)濟帶的重要地位日益凸顯。它不但綜合實力最強，而且戰(zhàn)略支撐作用最大。但是，目前長江經(jīng)濟帶發(fā)展正面臨生態(tài)環(huán)境逐漸惡化、產(chǎn)業(yè)結構升級困難的瓶頸。走生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展之路是2016年習近平在推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會上強調(diào)的重要內(nèi)容。這可以看出國家對長江經(jīng)濟帶區(qū)域生態(tài)環(huán)境的高度重視。而環(huán)境規(guī)制作為政府干預經(jīng)濟的重要手段，它在改善生態(tài)環(huán)境的同時也可以通過施加環(huán)境約束從而影響產(chǎn)業(yè)結構的變動狀況。就長江經(jīng)濟帶而言，針對環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級關系方面的研究文獻較少。李強和丁春林（2018）[1]（p17-28）的研究表明，環(huán)境規(guī)制提升不利于長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。李強（2018）[2]（p79-91）的研究表明，環(huán)境規(guī)制有利于促進長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。目前，針對環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的關系中把長江經(jīng)濟帶這樣的特殊區(qū)域作為研究對象進行研究的已有文獻涉及較少，而且在長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系的研究中目前缺少一個系統(tǒng)完整的分析框架。鑒于此，本文選擇的研究對象是長江經(jīng)濟帶，從環(huán)境規(guī)制和外商直接投資的視角入手，研究環(huán)境規(guī)制和外商直接投資對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效應，使其具有一定的理論價值。同時，也可以為長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級提供新思路，并且在推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展方面具有重要的參考價值。所以，本文的邊際貢獻可以從以下幾個方面入手：一是以長江經(jīng)濟帶作為研究對象，選擇制造業(yè)產(chǎn)業(yè)作為切入點，對外商直接投資和環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響進行深入研究；二是選取2003-2019年長江經(jīng)濟帶11個省份的面板數(shù)據(jù)，運用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型兩者相結合的計量分析方法對外商直接投資和環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響進行實證檢驗，使得本文得到的研究結論更加可靠；三是利用面板數(shù)據(jù)對波特假說并不成立進行了驗證，進一步為今后環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)升級等方面的理論研究提供邏輯框架和研究思路。

二、研究設計

（一）模型設定。

外商直接投資與環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響是促進還是抑制？環(huán)境規(guī)制和外商直接投資的交互項如何影響長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級呢？為了將以長江經(jīng)濟帶作為研究對象，外商直接投資與環(huán)境規(guī)制對其制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響這個課題進行更加深入的探究，本文參照阮陸寧等（2017）[3]（p104-111）的研究，建立如下計量模型：

式（1）中，β0是常數(shù)項或截距項，下標i 表示省份，下標t 表示年份，β0、β1、β2、β3和β4是模型的待估參數(shù)。MIS 是模型的被解釋變量，它表示制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。ERI 和FDI 是模型的核心解釋變量，它們分別表示環(huán)境規(guī)制和外商直接投資。LNT 是模型的ERI 與FDI 的交互項，它表示環(huán)境規(guī)制和外商直接投資的交互項。CON是模型的控制變量，它表示影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的其他因素。εit是隨機擾動項。

（二）研究變量。

1.制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。目前，在測度制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的指標上存在著較大的分歧。大多數(shù)的學者們采用單一指標來衡量。制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高度是制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的核心內(nèi)容。而制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高度可以反映這一過程：制造業(yè)部門的主導產(chǎn)業(yè)從低附加值、低技術產(chǎn)業(yè)向高附加值、高技術產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。一般來說，學者們衡量制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高度的方法是高附加值、高技術產(chǎn)業(yè)占制造業(yè)的比重。參照衛(wèi)平和余奕杉（2017）[4]（p144-152）的做法，本文用高端技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與中端技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值兩者之比來表征制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級，它可以反映出這樣的一種趨勢：制造業(yè)技術密集度不斷提高。其計算公式為：制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級=高端技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值/中端技術制造業(yè)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值，用MIS 表示。本文借鑒傅元海等（2014）[5]（p78-90）的研究方法，將制造業(yè)產(chǎn)業(yè)劃分為三類，即低端技術產(chǎn)業(yè)、中端技術產(chǎn)業(yè)、高端技術產(chǎn)業(yè)。其中，高端技術產(chǎn)業(yè)是由高端技術產(chǎn)業(yè)和中高端技術產(chǎn)業(yè)兩者合并而成。它的具體行業(yè)見表1所示。

表1 基于技術密集度的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)技術類別劃分

2.環(huán)境規(guī)制。環(huán)境規(guī)制測度方法直接影響實證分析結果，使用不同測度方法得到的環(huán)境規(guī)制指標使得研究結論相互沖突。但是到目前為止在環(huán)境規(guī)制的衡量上學術界還沒有形成統(tǒng)一的測度方法。[6]（p64-75）國外在環(huán)境規(guī)制測度上經(jīng)歷了這樣的發(fā)展歷程：從投入型指標向產(chǎn)出型指標轉(zhuǎn)變，從定性描述向簡單定量指標轉(zhuǎn)變再向綜合指數(shù)指標轉(zhuǎn)變。而國內(nèi)在環(huán)境規(guī)制測度上主要選擇的代理變量是以污染物排放量和污染治理投資額為基礎建立的指數(shù)指標或污染物排放量和污染治理投資額。但是鑒于數(shù)據(jù)的完整性與可得性的考慮，參考徐常萍和吳敏潔（2016）[7]（p127-134）的做法，本文用工業(yè)污染治理強度來衡量環(huán)境規(guī)制強度。其中，工業(yè)污染治理強度用每單位工業(yè)總產(chǎn)值的工業(yè)污染治理投資支出來衡量。其計算公式為：環(huán)境規(guī)制強度=工業(yè)污染治理投資支出/工業(yè)總產(chǎn)值，用ERI表示。

3.外商直接投資。伴隨著投資環(huán)境的改善，外商直接投資流入量呈現(xiàn)出不斷增加的趨勢。長江流域是我國外商直接投資最為集中的區(qū)域，在促進地區(qū)經(jīng)濟增長的同時，也影響了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變動狀況。目前，現(xiàn)有文獻通常采用存量、流量兩類指標衡量外商直接投資水平。其中，外商直接投資存量指標和外商直接投資流量指標分別采用的是永續(xù)盤存法和實際利用外商直接投資額占GDP 的比重。所以，參照張林（2016）[8]（p111-124，p137）的做法，本文用實際利用外商直接投資額占GDP的比重來衡量外商直接投資水平，其計算公式為：外商直接投資水平=實際利用外商直接投資額/GDP，用FDI表示。

4.控制變量。自主創(chuàng)新會對制造業(yè)的投入產(chǎn)出效益產(chǎn)生影響，一方面資源投入減少，一方面行業(yè)產(chǎn)出增加，從而影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。參照Porter et al.（1995）[9]（p97-118）的做法，本文用研究與試驗發(fā)展（R&D）人員數(shù)作為衡量自主創(chuàng)新水平的代理變量，用LTI 表示。對外開放程度也是影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素，它影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變動狀況主要表現(xiàn)在兩個方面：一是通過對國內(nèi)制造業(yè)發(fā)展所需要的設備、技術以及資源等方式；二是獲取出口的知識溢出，而這種獲取方式通過對制造業(yè)產(chǎn)能的消化來實現(xiàn)。參照宋凌云和王賢彬（2013）[10]（p94-106）的做法，本文用進出口總額占GDP的比重作為衡量對外開放程度的代理變量，其計算公式為：對外開放程度=進出口總額/GDP，用LOP 表示。居民消費水平是影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的國內(nèi)需求因素。為了能夠讓居民消費水平反映得更加全面，參照毛軍和劉建民（2016）[11]（p50-63）的做法，本文用居民人均消費支出作為衡量居民消費水平的代理變量，其計算公式為：居民人均消費支出=（城鎮(zhèn)人口×城鎮(zhèn)人均消費+農(nóng)村人口×農(nóng)村人均消費）/總?cè)丝冢肏CL表示。各變量選取的數(shù)據(jù)來源以及具體處理過程見表2所示。

表2 研究變量說明表

（三）數(shù)據(jù)來源與說明。

面板數(shù)據(jù)可以很好地將時間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)的共同點結合起來，還可以明顯地增加樣本容量，以提高實證結果的有效性和可靠性。因此對于本文所要研究的問題可以得到很好的證明。為此，本文選取的是面板數(shù)據(jù)資料，樣本來源于2003—2019年長江經(jīng)濟帶①長江經(jīng)濟帶覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南、貴州等11個省市。。本文運用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型相結合的計量分析方法，并且選擇Stata16 軟件對外商直接投資與環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響進行實證研究。相關數(shù)據(jù)主要來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及各省統(tǒng)計年鑒。

（四）實證分析。

1.描述性統(tǒng)計。

在做實證分析之前，首先要進行各變量的描述性統(tǒng)計分析。各變量的描述性統(tǒng)計結果見表3 所示。制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級、環(huán)境規(guī)制、外商直接投資、自主創(chuàng)新水平、對外開放程度以及居民消費水平這些變量的樣本數(shù)都是187。其中，除了環(huán)境規(guī)制變量以外的其他變量的最小值和最大值的差距是較大的。相對來說，它們的標準差還是較大的。所以，對外商直接投資與環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響進行實證分析時，選取的變量具有較好的代表性。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，樣本區(qū)間為2003—2019年。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計

2.靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計。

為了對外商直接投資與環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響進行實證分析，本文首先選擇的是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對其進行回歸估計。固定效應模型和隨機效應模型都屬于靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。其中，個體效應和解釋變量相關屬于固定效應模型的假設條件，而個體效應和解釋變量不相關屬于隨機效應模型的假設條件。因此，在假設條件上隨機效應模型比固定效應模型更加嚴格，但是在現(xiàn)實中普遍采用的是固定效應模型而不是隨機效應模型。為此，模型選擇在實證分析中顯得很重要。而Hausman 檢驗就是選擇固定效應模型或隨機效應模型的判斷依據(jù)。Hausman 檢驗的原假設是隨機效應模型。所以，在對靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行估計之前應該要先進行Hausman 檢驗。然后，進行靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計。其估計結果見表4所示。

表4 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結果

回歸結果表明，模型1、模型2 和模型3 這三個模型的Hausman檢驗的P值都小于0.05，所以，模型1、模型2和模型3都應該拒絕“隨機效應模型”的原假設，而應該選擇固定效應模型。因此，模型1、模型2和模型3都采用固定效應模型。環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)顯著為負，表明波特假說并不成立，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生了消極影響。究其原因可能是對于長江經(jīng)濟帶地區(qū)而言，高新技術產(chǎn)業(yè)相對較少，而重化工業(yè)較多。所以，它們導致的結果是環(huán)境規(guī)制強度的提高和制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級水平下降。本文還發(fā)現(xiàn)，外商直接投資變量系數(shù)顯著為正，表明吸引外商直接投資、發(fā)展外向型經(jīng)濟對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生促進作用。此結論的實際意義在于：長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)提高競爭力的一條重要路徑是它不僅要突破全球價值鏈的低端鎖定，而且要向全球價值鏈高端躍升。自主創(chuàng)新水平變量系數(shù)顯著為正，表明提高自主創(chuàng)新水平是促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的有效路徑。對外開放程度變量系數(shù)顯著為正，表明對外開放程度有利于長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級，即長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的其中的一個重要原因是對外開放程度。雖然居民消費水平系數(shù)為負，但是它不顯著，表明居民消費水平對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響產(chǎn)生了消極影響，并且這種影響是不顯著的。

3.穩(wěn)健性檢驗。

動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因為被解釋變量的滯后項被加入到了模型中。很顯然，像固定效應、隨機效應以及OLS這些傳統(tǒng)的估計方法已經(jīng)不能繼續(xù)運用。在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，目前比較常用的就是差分GMM 估計和系統(tǒng)GMM 估計這兩種方法。差分GMM估計，又稱為Diff-GMM估計，它是由Arellano 等（1991）[12]（p277-292）提出來的。差分GMM 估計的基本思路是先求差分，然后利用工具變量進行估計，而且這個工具變量來源于差分方程中的滯后解釋變量。雖然差分GMM估計在內(nèi)生性問題上可以有效地消除，但是它的弱工具變量問題容易產(chǎn)生。之后，Arellano 等（1995）[13]（p29-51）、Blundell 等（1998）[14]（p115-143）提出了系統(tǒng)GMM 估計。系統(tǒng)GMM估計就是為了解決以前遇到的難題。系統(tǒng)GMM 估計，又稱為SYS-GMM 估計，它的工具變量來源于水平方程和差分方程。此外，系統(tǒng)GMM估計使得樣本工具變量的容量增加了，在弱工具變量的問題上得到了有效的解決。從大多數(shù)的經(jīng)驗來看，系統(tǒng)GMM 估計與差分GMM 估計相比，前者要優(yōu)于后者。所以，為了使模型的估計結果不受到內(nèi)生性的影響，本文對模型進行穩(wěn)健性檢驗所采取的方法是系統(tǒng)GMM 估計。然而，在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，如何選取合適的工具變量是非常關鍵的一個環(huán)節(jié)。其中，選取的是差分變量的滯后項作為水平方程的工具變量，而水平變量的滯后項作為差分方程的工具變量。在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，為了使得它的估計結果具有更高的可靠性，應該進一步檢驗工具變量的有效性。一般來說，判斷工具變量的有效性采用的是Sargan 檢驗。所有的工具變量都是有效的是其原假設。另外，還需要檢驗動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸殘差的自相關性，以便于對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結果進行評價和滯后階數(shù)的穩(wěn)健性進行判斷。在通常情況下，使用Estat abond 檢驗（AR檢驗）來判斷動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸殘差的自相關性。Estat abond檢驗的原假設是隨機干擾項不存在高階滯后的序列相關。所以，其估計結果見表5 所示。表5 中最后兩行報告的是AR（2）和Sar?gan test 值，從它們的數(shù)值結果可以看出，模型中的隨機干擾項的二階序列相關問題是不存在的，選取的是有效的工具變量。

表5 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結果

回歸結果表明，環(huán)境規(guī)制變量系數(shù)顯著為負，表明環(huán)境規(guī)制抑制了長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。此結論的實際意義在于：在制定環(huán)境規(guī)制政策時要考慮實際情況而做出正確的判斷，并且應該盡量分階段實施環(huán)境規(guī)制手段，使得制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不利影響減少。外商直接投資變量系數(shù)為正，而且顯著，表明外商直接投資對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生了積極影響，也就是在長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級中，外商直接投資可以作為其中的一個重要因素。發(fā)展外向型經(jīng)濟促進了長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。在回歸結果中，將外商直接投資和環(huán)境規(guī)制的交互項引入其中，研究發(fā)現(xiàn)交互項系數(shù)為正，而且顯著，表明吸引外商直接投資越多，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響越小。反之，吸引外商直接投資越少，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響越大。換句話說，外商直接投資與環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級存在著替代關系的影響。自主創(chuàng)新水平變量系數(shù)為正，而且顯著，表明在長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級中可以將自主創(chuàng)新水平視為有效手段。本文還發(fā)現(xiàn)，對外開放程度變量系數(shù)顯著為正，表明對外開放程度有利于促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。此外，居民消費水平變量系數(shù)為正，而且不顯著，表明在提高長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級水平時居民消費水平并不是其中的關鍵因素。

綜合而言，估計結果表明，主要回歸結果均保持不變，由此可以認為該結果是穩(wěn)健可靠的。

三、結論與啟示

本文利用長江經(jīng)濟帶2003—2019 年省級面板數(shù)據(jù)，構建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對外商直接投資與環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響進行了實證分析，得到了以下幾個方面的研究結論：

一是環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生了消極影響。本文的實證結果表明，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響為負，而且是顯著的，表明環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級具有負面作用，意味著如何處理環(huán)境規(guī)制和制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的關系對長江經(jīng)濟帶的發(fā)展而言至關重要。

二是外商直接投資是促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素。本文的實證結果表明，外商直接投資對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響為正，而且是顯著的，表明外商直接投資有利于促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級，意味著在長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中，要提高其產(chǎn)業(yè)競爭力的一條重要路徑是長江經(jīng)濟帶突破全球價值鏈的低端鎖定以及全球價值鏈向高端躍升。

三是環(huán)境規(guī)制和外商直接投資對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級存在著替代關系的影響。本文在模型中將外商直接投資和環(huán)境規(guī)制的交互項引入其中，實證結果表明，交互項系數(shù)為正，而且顯著，意味著吸引外商直接投資越多，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響越小。反之，吸引外商直接投資越少，環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響越大。

四是自主創(chuàng)新水平對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響為正，意味著自主創(chuàng)新水平是促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的有效手段。此外，對外開放程度有利于促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級，居民消費水平并不是促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的關鍵因素。

基于本文的主要結論，得到的啟示如下：

一是在制定環(huán)境規(guī)制政策時要考慮實際情況而做出正確的判斷，并且應該盡量分階段實施環(huán)境規(guī)制手段，使得制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不利影響減少。實現(xiàn)環(huán)境和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的共贏是政府一直追求的目標，這也是習近平關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展論述的重要體現(xiàn)。[15]（p1-11）因此，為了實現(xiàn)長江經(jīng)濟帶的可持續(xù)發(fā)展，科學合理的環(huán)境規(guī)制政策的如何制定與實施問題顯得非常重要。

二是積極吸引外商直接投資，發(fā)展外向型經(jīng)濟，長江經(jīng)濟帶突破全球價值鏈的低端鎖定、向全球價值鏈高端躍升，提高自主創(chuàng)新水平和對外開放程度，把長江流域打造成戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高地，促進長江經(jīng)濟帶制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。