环境规制对中国制造业升级的非线性影响
——基于面板平滑迁移模型的经验分析

林秀梅^1,2,关 帅²

(1.吉林大学数量经济研究中心,吉林长春130012;2.吉林大学商学院,吉林长春130012)

[摘 要] 制造业作为中国未来经济增长核心,承载着实现环境保护和经济增长目标的双重压力。本文聚焦于环境规制作为治理环境的一把双刃剑,能否与制造业结构优化升级并行不悖的问题,从理论上对环境规制和制造业升级两者之间存在的动态关联机制进行了分析,并基于1998—2015年中国30个省市区制造业规模以上工业企业的面板数据,运用面板平滑迁移回归模型(PSTR)检验了环境规制与制造业升级的关系。研究发现:(1)环境规制和制造业升级之间存在显著的非线性关系;(2)环境规制能有效倒逼制造业升级,并且严规制对制造业升级的促进作用要强于弱规制;(3)环境规制可以作为制造业升级的一个有效内在驱动力。因此,政府应因地制宜,制定适当的环境规制政策,从而推动制造业升级,为实现经济绿色增长提供内在激励。

[关键词] 环境规制;制造业升级;排污密度;绿色增长;倒逼效应;波特假说;面板平滑迁移模型

改革开放以来,制造业凭借廉价的劳动力、原材料等优势为我国经济崛起做出巨大贡献。截至2017年底,制造业商品出口占贸易总量的93.7%,制造业增加值年均增长率高达11.77%。我国作为制造业大国,仍处于全球制造业价值链底端,“大而不强”是我国制造业长期面临的窘境。在经济发展新常态下,我国制造业面临内在驱动力不足与外在发展中国家低成本竞争和发达国家工业升级等多重重压,亟需转型升级。制造业转型升级作为未来经济增长的核心动力,关乎我国能否跨越“中等收入陷阱”并从制造大国迈向制造强国之列^[1]。在制造业快速发展过程中,我国逐渐成为世界第一大能源消耗和温室气体排放国,“边污染边治理”的粗放型发展模式带来的高能耗、高污染使得经济可持续发展难以为继。我国生态环境日益恶化已经不允许等待环境库兹涅茨曲线中未知拐点出现,需要适当干预来实现经济绿色发展^[2]。环境规制作为政府有效的环境保护手段,一方面会增加企业治污成本,挤占利润空间,使得企业竞争力下降;但另一方面,较大的环境成本压力促使企业进行技术创新进而转型升级。环境规制的提升对企业是一种强制性的“精洗”和优胜劣汰,从而驱动产业结构调整^[3]。环境规制作为治理环境的一把双刃剑,能否与制造业结构优化升级并行不悖值得深入研究。新工业革命浪潮来袭之际,我国努力跻身制造业强国,准确回答环境规制能否实现制造业结构优化升级,可以为我国“新常态”下的环境政策制定提供理论依据。

一、文献综述

早期学术界对环境规制的经济效应研究的代表性成果是“遵循成本说”和“波特假说”。“遵循成本说”从静态视角出发,以企业的技术水平、资源配置、生产过程和消费需求保持不变为前提假设,认为严厉的环境规制增加企业额外的治污成本,从而使得企业生产能力和利润水平下降,削弱企业竞争力,最终阻碍经济增长。“波特假说”基于动态视角,认为适当的环境规制能够激励企业为了降低成本而进行技术创新和优化资源配置,激发企业的“创新补偿”效应,进而促进企业生产效率的提升和竞争实力的增强,使得环境保护和经济增长得以兼顾。

近年来,国内外学者将研究焦点集中于从不同的前提假设出发对波特假说进行实证检验,得到的结论不尽相同,但多数研究结果支持波特假说。布鲁纳米尔(Brunnermeier)等^[4]的研究表明,企业污染减排支出的增加可以促进环保专利申请量增长,并且这种关系在国际竞争力强劲的行业中十分突出。叶祥松等^[5-6]根据不同的研究对象也得出类似结论,认为严格的环境规制政策促进企业全要素生产率提高。还有部分研究否定了波特假说。杰斐(Jaffe)^[7]运用美国制造业行业的面板数据检验了波特假说,指出虽然环境规制成本的提升使得研发支出增加,但对创新产出没有影响;同时指出,波特假说的部分支持者采用的案例分析法不够严谨,并且对合理的环境规制没有给出一个基本的评判标准。埃德林顿(Ederington)^[8]研究发现,严厉的环境规制对净进口有很大影响,即环境规制削弱企业竞争力。叶琴等^[9]采用混合回归和系统GMM方法研究不同环境规制工具对中国节能减排技术的影响,实证结果不支持狭义波特假说。

国内研究主要聚焦于环境规制对技术进步、产业国际竞争力的影响。宋马林等^[10]基于DEA方法将中国的环境效率分解为技术因素和环境因素来研究技术进步和环境保护两者之间的关系,发现技术进步可以带动产业升级。张成等^[11]对我国工业部门全要素生产率进行测算,发现环境规制在长期对全要素生产率促进作用显著,可以通过环境规制的“创新补偿效应”实现环境保护和生产效率的提升。张中元^[12]得出类似结论,认为加强环境规制有利于工业技术进步。傅京燕等^[13]基于中国24个制造业的面板数据,构造综合环境规制指数,研究环境规制对产业竞争力的影响,结果显示,环境规制与污染行业的比较优势呈U形关系,跨过拐点后将显著促进竞争力的提升。董直庆等^[14]利用面板门槛模型研究环境规制与技术进步方向的作用机制,发现环境规制在一定强度范围内能够促进清洁技术创新。现有研究较少关注环境规制对产业结构的影响机制,随着产业结构调整成为经济持续、稳定发展的核心动力,开始有学者关注环境规制的产业调整效应,发现区域间的环境规制强度对产业升级的促进作用存在差异^[3,15]。童健等^[2]从要素投入结构视角研究环境规制对工业行业转型升级的影响,发现环境规制对工业行业转型升级呈J型特征,分区域J型特征同样十分显著,但曲线拐点所对应的环境规制强度差异较大。时乐乐^[16]运用面板门槛模型分析环境规制、技术创新对产业结构升级的影响,发现高强度环境规制通过倒逼技术创新推动产业升级。

现有文献大多基于微观层面进行分析,较少从产业架构角度对环境规制能否促进制造业升级进行深入研究。由于集中考察某项具体环境保护措施对产业结构的影响在指标选取上缺少综合考量,本文通过构造更为基础的全面指标,研究环境规制对制造业升级的倒逼效应。此外,环境规制对产业结构的影响方向非正即负的结论略显苛刻,而利用面板固定效应模型或面板门槛效应来检验环境规制和制造业升级之间的线性或非线性关系可能导致估计偏误。鉴于此,本文拟构建实证模型来探讨环境规制对制造业结构调整的影响机制。与以往研究不同,本文使用冈萨雷斯(Gonzlez)等^[17]提出的面板平滑迁移模型(PSTR)进行研究,该模型可以较好地捕捉参数在各截面单元的异质性,进而较好地检验环境规制对制造业升级影响的非线性效应;同时,本文利用面板数据对波特假说在产业层面适用性这一问题展开研究并进行实证检验,以期为环境保护政策制定提供理论支撑。

二、模型设定与变量选择

(一)PSTR模型设定

本文使用冈萨雷斯(Gonzlez)等^[17]构建的面板平滑迁移回归模型(PSTR)刻画面板数据的异质性,使得回归系数在各个区制间平滑转移。PSTR模型的两区制形式如下:

i =1,2,…,N ;t =1,2,…,T

(1)

其中,y _it 是被解释变量,x _it 是解释变量,μ _i 代表个体固定效应,u _it 是随机误差项;转移函数g (q _it ;γ ,c )采用逻辑型的函数形式,取值为0—1之间,是关于转移变量q _it 的连续单调递增函数;斜率系数γ 决定了机制转移的速度,斜率系数越大表示转移速度越大,反之转移速度越小;位置参数c 代表区制发生转移的位置,在给定位置参数时,随着转移变量q _it 的变化,模型中x _it 的系数将在β ₀和β ₀+β ₁之间平滑变动。逻辑型转移函数定义如下:

λ >0,c ₁≤c ₂≤…≤c _m

[7][31][39] 徐康宁、陈丰龙、刘修岩：《中国经济增长的真实性——基于全球夜间灯光数据的检验》，《经济研究》2015年第9期，第17-29页。

(2)

本文采用1998—2015年中国30个省市区(不包括西藏及港澳台地区)的面板数据作为样本,所有的原始数据均来自历年的《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国环境年鉴》以及各省统计年鉴。同时利用GDP平减指数和工业生产者出厂价格指数对变量进行不变价处理,以期提高估计的精确性和可信度,基期设定为1998年。对于部分缺失数据,采用插值法进行补充。

根据GC-MS数据分析结果，结合感官嗅觉分辨天然百香果果汁香气的香韵组成，采用食品香精技术原理，对天然百香果果汁香气进行模拟制备，并不断通过感官评定其香韵结构和香气质量，优化香精制备工艺和配方结构，得到特征香气和香韵结构与天然百香果果汁香气一致的食用香精[6]。

(3)

本文参考科莱茨(Colletaz)等^[18]提出的研究方法对PSTR模型的参数进行估计。首先对模型进行线性检验,即模型是否存在截面异质性。在式(1)中,检验H₀:γ =0或H₀:β ₁=0。但在这两种假设下,模型都含有未知的冗余参数,解决方法之一就是在γ =0处对转移函数进行一阶泰勒展开,构造如下辅助回归方程:

(4)

LRT =-2[log(SSR ₀)-log(SSR ₁)]

(5)

(6)

因此,PSTR模型的线性检验就转变为检验在该假设下,定义SSR ₀和SSR ₁分别为线性固定效应模型和两区制PSTR模型的残差平方和,进一步构造拉格朗日乘子检验统计量和似然比检验统计量:

例如，在讲解《桂林山水》一课的过程中，教师就可以将多媒体引入进来，一边为学生播放桂林山水的动态视频，一边为学生播放男中音的课文朗读等，让学生们静下心来认真感受，为后续的文章阅读打下基础；而在这之后，教师就可以让学生谈谈体会、感想，使其带着更多的积极性投入到后续阅读中去，真正的彰显其的主体地位，将阅读教学的内涵全方位的展现出来。

(7)

其中,k 为解释变量的数量,式(5)和式(7)服从渐进χ ²(mk )分布,式(6)服从F (mk ,TN -N -mk )分布。基于以上三个统计量,可以检验模型是否具有非线性特征。若模型具有非线性特征,则利用同样的检验统计量对PSTR模型进行剩余非线性检验来确定模型中转移函数的个数。位置参数个数m ,可以根据不同模型的非线性最小二乘法(NLS)的参数估计结果中的AIC和BIC值来确定。最后,通过固定效应的非线性最小二乘对模型进行参数估计。

式中：Ni为与母线i相连的所有母线的集合；PGi、QGi为节点i的有功、无功负荷；Gij、Bij为节点i和j之间的电导和电纳；Gii、Bii为节点i的自电导和自电纳。

本文借鉴已有研究^[19],用全员劳动生产率代表制造业升级,构造如下模型:

其中,i 代表我国30个省市区(不包括西藏和港澳台地区),i =1,2,…,30;t 代表各个时期,t =1998,1999,…,2015;apl 为规模以上工业企业的全员劳动生产率,是制造业升级指标;fdi 是外商直接投资水平指标;open 为对外贸易水平指标;edu 为人均受教育年限,反映人力资本水平;式(8)中的er 为排污密度表征的外生环境规制强度。式(9)中的治污投资(pci )与式(10)中的人均地区生产总值(pgdp )分别作为环境规制程度的替代指标对式(8)进行稳健性检验。

lnapl _it =μ _i +β ₀₀fdi _it +β ₀₁open _it +β ₀₂lnedu _it +

1.制造业升级

β ₁₃lner _it )g (q _it ;γ ,c )+u _it

(8)

(1)硬度较大的煤炭或矸石溜槽应加衬板。煤的硬度主要取决于其煤化程度：按煤的显微硬度划分：以无烟煤的硬度最高，烟煤次之，褐煤最低。

β ₀₃lnpci _it +(β ₁₀fdi _it +β ₁₁open _it +β ₁₂lnedu _it +

β ₁₃lnpci _it )g (q _it ;γ ,c )+u _it

(9)

lnapl _it =μ _i +β ₀₀fdi _it +β ₀₁open _it +β ₀₂lnedu _it +

β ₀₃lnpgdp _it +(β ₁₀fdi _it +β ₁₁open _it +β ₁₂lnedu _it +

人归属于一定的地域是人最基本的需求。随着村庄的消失、旧城的拆迁，在快速城市化进程中，人们的地域归属难以实现。在城市中，计划经济时代形成的单位人工作在单位、生活在单位，对单位的归属感在体制改革的大潮中也几乎消失殆尽，甚至家庭这种自古以来人们最后的归属，在各种浪潮的冲击下，也难负其重。在一项涉及社会归属感的调查中，只有三成多的人选择了“有归属感、不孤独”。[1]血缘、地缘、亲缘这些在传统社会中令人深深依恋的因素，在当今社会已经很难发挥令人产生归属感的作用。

β ₁₃lnpgdp _it )g (q _it ;γ ,c )+u _it

(10)

制度经济学家科斯在考虑交易成本的情况时，承认任何制度创新或变迁能否实现，制度变迁的收益与制度成本的比较是关键因素。合法权利的初始界定会对经济制度的运行效率产生影响[15]。权利是一种调整，会比其他安排产生更多的产值[15]。所以必须通过对初始权力界定后的成本与实际效果对比来具体分析，以选择合适的制度安排，如果制度安排的成本太高，则这种安排将失去效率。因此，一种制度安排的总产值，取决于这种制度的运行收益与运行成本的比较，只有在预期收益大于预期成本的情况下，才会最终实现制度的变迁。

(二)变量和数据

逻辑函数中,m 取值通常为1或2。当式(2)中r =1、m =1时,PSTR模型为包含一个位置参数的两区制模型。当转移变量q _it 小于位置参数c 时,模型处于低区制;当转移变量q _it 大于位置参数c 时,模型处于高区制;g (q _it ;γ ,c )的值介于0—1之间,因此模型在两个区制内平滑转移。当γ →+∞时,若q _it >c ,则若此时,PSTR模型就转化为面板门限回归(PTR)模型。当式(2)中γ →0或者q _it =c 时,g (q _it ;γ ,c )=0.5,此时PSTR模型又退化为线性固定效应模型。式(1)还可以进一步扩展为具有r +1个机制的一般形式:

β ₀₃lner _it +(β ₁₀fdi _it +β ₁₁open _it +β ₁₂lnedu _it +

lnapl _it =μ _i +β ₀₀fdi _it +β ₀₁open _it +β ₀₂lnedu _it +

国内外学者主要从产业技术复杂度^[20]、产业结构调整指数^[21]和劳动生产率^[19]三个角度衡量制造业升级。基于制造业价值链升级构造的产业技术复杂度指标和基于产业结构调整程度构造的制造业升级指标均不能全面刻画企业的升级行为,因此不能准确判断制造业升级。无论企业采取产品升级战略还是产业价值链升级战略,制造业升级落实到企业层面的表现就是企业生产率的差异,即由低附加值向高附加值转变。目前,主要存在两种衡量生产率的方式:一种为利用LP与OP等方法计算的全要素生产率,另一种为利用工业增加值计算的全员劳动生产率,全要素生产率因其综合性较强而在制造业升级问题研究中应用较广。但即便使用同一种方法计算该指标,也会因参数设定不同而得到差异较大的结果^[22]。全员劳动生产率相比全要素生产率,其可比性更佳,且是政府用于衡量制造业升级的重要指标^[19]。因此,本文选取规模以上工业企业的全员劳动生产率衡量制造业升级。全员劳动生产率的计算利用规模以上工业企业的工业增加值除以期间平均职工人数,期间平均职工人数为工业企业期初和期末职工人数的平均值。

相比于美国较高的劳动力成本，我国的劳动力资源比较丰富，且大部分的劳动力都不是熟练的工人，所以我国的劳动力比较廉价，这是我国的一大特色。因此，在我国出口的产品里，大多属于弹性比较小的初级产品，在出口美国的产品中，一些劳动密集型产品所占的比例较大，这些劳动密集型产品的产业技术含量较低，并且可替换性较强。从实质上影响了美国的制造业。

2.环境规制强度

根据上文所说，我们可以知道银行作为经营风险的金融机构，想要在激烈的竞争中脱颖而出就要对风险进行有效地管理控制。而信贷业务是商业银行中最为基础的一个业务，只有保证了信贷风险管理的有效性才能够更好地保证我国商业银行的正常发展。银行只有具备了更强更完善的信贷风险管理体系以及处理风险的能力，才能够树立更加可靠、稳健的市场形象，提升企业在社会中的影响地位，而且也可以更好地吸引市场中潜在的客户群体，有利于企业更好更持久的发展，开拓了银行的业务。

由于现实中既没有固定的政府干预模式,也不存在独立的规制工具,因此测度实际的环境规制强度有很大困难^[23]。现有研究主要采用如下几种测度方法:(1)以治污投资占总成本或总产值的比重衡量环境规制强度,如拉诺伊(Lanoie)等^[24-25]。(2)用治理污染投资设施运行费用来衡量环境规制强度,如张成等^[11]。(3)用排污收费来衡量环境规制强度,如王兵等^[26]。(4)用各行业的实际污染指标构建综合指数来衡量环境规制强度,如傅京燕等^[13]。(5)用人均GDP来衡量环境规制强度,如玛尼(Mani)等^[27]。(6)用排污密度来衡量环境规制程度,如科尔(Cole)等^[28-29]。政府治理环境的首要目标就是减少污染物的排放量,因此使用排放量能准确反映环境规制强度。基于此,本文选择排污密度作为环境规制强度度量指标对实证结果进行验证。排污密度的计算方法是利用规模以上工业企业的三废(废水、固体废物和二氧化硫)排放量除以工业增加值,该指标为逆向指标,即单位增加值的排放量越少,环境规制越强。我国现阶段主要的环境规制格局是以投资治理为主,末端治理是重要方式^[30]。因此,本文选择工业企业治理污染投资总额与工业产值的比重作为环境规制的替代指标进行稳健性检验。此外,为使得实证结果具有较好的稳健性,本文也选择人均生产总值作为内生环境规制的度量指标对实证结果进行稳健性检验。

3.控制变量

本文选取4个控制变量来加强模型的解释力。(1)外商直接投资(fdi ):外商直接投资作为一种重要的生产要素,能够为东道国带来显著的技术溢出效应。用各省市区实际利用外商投资存量与各地区生产总值比值得到外资参与程度。外商投资存量计算公式为:fdi _i (t )=fdi _i (t -1)-αfdi _i (t -1)+fdil _i (t )。其中,fdi 表示存量数据,fdil 表示流量数据,α 采用10%作为折旧率。(2)对外开放(open ):一国可以通过对外贸易获得技术溢出,促进产业升级。本文用各地区进出口总额与区域GDP的比值作为衡量对外开放的指标。(3)人力资本水平(edu ):人力资本是蕴含在人身上各种生产知识、劳动与管理技能的总和,在经济增长和社会发展中至关重要。本文采用各省市区6岁以上人口的人均受教育年限衡量人力资本水平。各变量的描述性统计分析见表1。

通过考察基准模型 （1）中IAt与CFAt-1间的关系，可以检验企业是否存在融资约束：当β4显著为正时，表明企业的投资活动主要来自于企业的内部现金流，即说明企业面临较强的融资约束；当β4显著为负时，则表明企业的投资活动主要并不是来自于企业的内部现金流，即说明企业面临的融资约束较弱。

表1 变量的描述性统计结果

三、环境规制对制造业升级的影响分析

(一)环境规制对制造业升级的“门槛效应”检验

本文以规模以上工业企业的全员劳动生产率来衡量制造业升级,基于PSTR模型对环境规制的门槛效应展开实证分析。首先对面板数据进行线性检验,即检验面板数据是否具有截面异质性。该检验的原假设为H₀:r =0,若拒绝原假设,则证明面板数据不具有线性关系。本文以环境规制(er )、排污密度(polld )和人均地区生产总值(pgdp )为转移变量对模型进行非线性检验,结果见表2。

表2 模型的非线性检验结果

注:括号内为p值,^***、^**和^*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

(a)排污密度 (b)治污投资 (c)人均地区生产总值
图1 排污密度、治污投资和人均地区生产总值分别作为转移变量的转移函数

表2中,模型一、模型二和模型三在1%的显著性水平下均拒绝了模型的线性原假设,说明环境规制与制造业升级之间存在着明显的非线性动态关联机制。剩余非线性检验中,三个模型在1%的显著性水平下均接受了原假设,说明两个模型的最优转移函数个数为1,即模型一、模型二和模型三均为两区制的PSTR模型。

一般情况下,模型的位置参数个数m 取值为1或者2,本文在m =1和m =2的情况下对模型一、模型二和模型三进行估计,得到相应的AIC和BIC值,如表3所示。从中可知,三个模型的最优位置参数个数均为1。

表3 最优位置参数个数的确定

(二)实证结果分析

被解释变量分别以排污密度、治污投资和人均地区生产总值作为转移变量的转移函数,如图1所示。图1中每一个点都代表一个观测值,可见在高区制和低区制都有观测值的分布,并且还有部分观测值处于中间位置。若使用PTR模型,则会导致中间数值包含的信息损失。鉴于此,本文使用面板平滑迁移模型(PSTR)进行分析。

在侦查成本与侦查效益的运行关系中，如果侦查决策正确、恰当，那么侦查成本与侦查效益将会呈现出一种同向运行状态;而如果侦查决策不恰当，那么侦查成本与侦查效益将会出现一种异向运行状态。

环境规制和制造业升级的PSTR实证结果见表4。从中可见,在5%的显著性水平下,模型一、模型二和模型三中几乎所有参数的估计结果均十分显著。环境规制强度对制造业升级的非线性影响十分明显。因为排污密度为逆向指标,所以模型一中环境规制的估计系数在-0.2672和-0.0671(β ₀₃+β ₁₃)之间平滑变化。模型含有一个位置参数,当模型处于低区制时(er >91.2588=e ^4.5137),环境规制强度提高1%会使全员劳动生产率增加0.0671%;当环境规制跨越门槛值,模型处于高区制时(er <91.2588=e ^4.5137),环境规制对制造业升级的促进作用更加明显,当环境规制提高1%时,全员劳动生产率增加0.2672%。本文认为,较弱的环境规制下,企业可能面临的环境成本占企业总生产成本比例较小,企业从短期利益出发,主要将精力集中于污染治理而忽略了环保技术研发和管理模式创新,进而使企业整体技术水平没有较高提升,导致环境规制对制造业结构优化升级的促进作用较低。此外,对于污染密集型企业集中地区,在面对日益严格的环境规制时要投入更多的精力和资金,降低了生产技术进步的速度。当环境规制强度逐渐提高,过高的长期治污成本会使企业主动加大环保技术创新投入,从而降低生产成本、提高利润。随着全球贸易化进程的不断发展,外资流动带来的技术溢出有利于企业获取先进技术,提升技术创新效率。环境规制将推动制造业升级,环境友好型厂商更具竞争力。现阶段多数省市区都已经处于高区制,环境规制对制造业升级倒逼效应十分明显。

表4 模型估计结果

注:括号内为t 统计量,^***、^**和^*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

表4的模型一中,外商直接投资(fdi )和人力资本水平(edu )对制造业升级的影响均为正向,其系数分别在0.0489和0.0650、3.5087和1.2124之间平滑变化。人力资本水平(edu )对制造业的影响均显著为正,在高区制下的促进作用要强于低区制。相比于低区制的情况,高区制时各省的平均人均受教育年限都较高,而高水平人力资本会通过“干中学”促进企业技术创新,进而影响制造业升级。外商直接投资(fdi )对制造业升级的影响在环境规制强度低时并不显著,在环境规制强度较高时则明显促进制造业升级。严格的环境规制使政府对外资有所筛选,不断调整外资结构,对于环境友好型的外商直接投资优先准入,促进制造业升级。对外开放程度(open )对制造业升级的影响系数在-0.4590和1.4154之间平滑变化,当环境规制强度较低时,对外开放促进制造业升级,而当环境规制强度增强时,对外开放不利于制造业升级。这与我国现阶段的出口商品结构有关。目前,我国出口产品仍以低附加值的劳动密集型产品为主,虽然近几年来高新技术产品的出口比重有所增加,但是高精尖产品出口所占比重仍然较小。

(三)稳健性检验

为保证估计结果的可信性,本文替换了模型一中核心解释变量的衡量指标并重新进行估计,估计结果见表4模型二和模型三。模型二以治污投资总额与工业产值的比值作为环境规制替代指标,模型三以人均地区生产总值作为内生的环境规制强度替代指标,指标数值越大则环境规制越强。模型二与模型三测度的环境规制强度指标均为正向指标,所以模型二和模型三中主要被解释变量回归系数与模型一的回归系数符号相反,但是三个模型中各个系数的实际经济含义没有发生实质性改变,验证了本文结论的稳健性。模型二中以治污投资总额与工业产值比值衡量环境规制强度,该指标能准确地反映企业面临趋紧环境约束时的治理污染力度与决心。回归结果表明,较强环境规制将推动企业转型升级。此外,模型三中使用人均地区生产总值作为内生环境规制衡量指标,发现内生环境规制对制造业升级的促进作用同样十分显著。随着生活水平的提升,人们对环境质量与产品质量要求的逐渐提高推动了企业污染治理与治污技术创新进程,进而驱动制造业升级。

四、结论

目前,我国资源禀赋优势和人口红利逐渐消失,经济发展已经步入新常态。制造业作为我国未来经济增长核心,承载着实现环境保护和经济增长的双重压力。本文基于1998—2015年我国30个省区市的面板数据,运用面板平滑迁移回归模型(PSTR)检验了环境规制与制造业升级的非线性动态关联机制,分析了对外开放程度、外商直接投资和人力资本等变量对制造业升级的影响。得到以下主要结论:(1)环境规制有效倒逼制造业进行升级,在一定程度上验证了波特假说的正确性。(2)环境规制和制造业升级之间存在显著的非线性关系,高区制下环境规制对制造业升级的促进作用要明显大于低区制,加强环境规制能够推动制造业升级。严厉的环境规制虽然给企业带来成本上升的压力,但同时也促使企业进行技术创新进而转型升级。环境规制使得边际治污成本较低的企业获得持续发展的比较优势,逐渐淘汰边际治污成本较高的企业。严厉的环境规制通过淘汰污染密集型的产能来驱动制造业转型升级。(3)外商直接投资和高水平的人力资本均有利于制造业升级,但对外开放程度增强不能有效推动制造业升级。

基于以上研究结果,本文提出以下政策建议:首先,政府部门应该因地制宜制定合理的环境规制政策,充分发挥环境规制的“创新补偿效应”,倒逼制造业升级。通过适当提高环境规制强度并提升环境标准,淘汰产能低下、污染严重的落后产业,改变传统的发展方式,从根源上对资源消耗型产业的生产模式进行整饬。协调发挥命令型与激励型环境规制政策对产业升级的作用,灵活利用各种环境规制工具如环境保护税、排污交易权等。其次,加大对环境友好型企业的支持力度,倡导消费者绿色消费。同时,政府应该给予排污企业更多的技术和资金扶持,积极引导其进行绿色技术开发和自主创新,逐渐形成自主知识产权,摆脱依靠技术引进的创新方式,努力实现“中国制造”到“中国创造”的转变。

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The Nonlinear Effects of Environmental Regulation on Manufacting Upgrading in China :An Analysis Based on Panel Smooth Transition Regression Model

LIN Xiumei^1,2, GUAN Shuai²

(1. Center for Quantitative Economics, Jilin University, Changchun 130012, China; 2. Business School, Jilin University, Changchun 130012, China)

Abstract As the core of China’s future economic growth, manufacturing upgrading bears the dual pressure of realizing environmental protection and economic growth. As a double-edged sword for environmental governance, this paper focuses on whether environmental regulation can go hand in hand with the optimization and upgrading of manufacturing structure. We theoretically analyze the dynamic correlation mechanism between environmental regulation and manufacturing upgrade, and use a panel smooth transition regression model to test the relationship between environmental regulation and China’s manufacturing upgrading by panel data of industrial sectors in China from 1998 to 2015. The main conclusions are as follows: There is a significant non-linear relationship between environmental regulation and manufacturing upgrade. Environmental regulation can effectively force the upgrading of manufacturing industry, and strict regulation will promote the manufacturing upgrading stronger than weak regulation. Environmental regulation can be used as an effective internal driving force. Therefore, the government should setup appropriate environmental regulation policies to promote manufacturing upgrading so as to provide internal incentives for achieving economic green growth.

Key words environmental regulation; manufacturing upgrading; sewage density; green growth; reversed force mechanism; Porter hypothesis; panel smooth transition regression

[中图分类号] F062;F407

[文献标识码] A

[文章编号] 1008-245X(2019)04-0001-08

DOI: 10.15896/j.xjtuskxb.201904001

[收稿日期] 2018-10-25

[基金项目] 国家社会科学基金重大项目(15ZDA015);吉林财经大学新入职博士科研专项项目(08183402)

[作者简介] 林秀梅(1956- ),女,吉林大学数量经济研究中心教授,博士生导师。

(责任编辑: 高原)

标签：环境规制论文;  制造业升级论文;  排污密度论文;  绿色增长论文;  倒逼效应论文;  波特假说论文;  面板平滑论文;  吉林大学数量经济研究中心论文;  吉林大学商学院论文;