FDI、环境规制与产业结构升级——来自长三角的经验证据

胡 艳，张 丽

（安徽大学 经济学院，安徽 合肥230601）

一、引言

党的十九大报告明确指出，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。随着生态环境问题日益突出，要推动经济社会高质量、可持续发展，急需进一步转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力，其中产业结构升级作为优化经济结构的重要方面，是转变经济增长方式并实现环境保护目标的关键。长三角地区是国内经济增长的重要引擎之一，经济发展活跃、开放程度高、创新能力强，其产业结构升级在中国总体经济转型中起着引领和示范作用。据《中国统计年鉴》的数据显示，2019年长三角第三产业增加值占地区生产总值的55.37%左右，这一比例虽优于全国平均水平，但仍远低于部分发达国家接近80%的占比。因此把产业结构升级作为主攻方向，努力实现长三角发展速度与结构质量相统一，对中国经济社会发展具有重大意义。

FDI作为“资本、技术、营销和管理的结合体”［1］，既弥补了区域经济发展中资本的不足，又对当地企业的技术和管理产生技术转移效应，对产业结构的持续优化发挥了关键作用［2］。目前新冠疫情的存续使得全球市场严重萎缩以及全球FDI全面下挫，但我国经济在国内外双向冲击下仍然实现2.3%的正向增长，在沪苏浙皖积极推进下，外资企业纷纷加速落户长三角，地区利用外资总规模持续扩大，据商务部统计，2019年全国实际利用外资1 381.4亿美元，同比增长2.4%，其中长三角实际利用外资达到766.68亿美元，占全国份额的55.50%。同时，“污染避难所”假说时刻警醒发展中国家生态环境建设的必要性［3］。长三角近年来不断加大对环境污染治理的投资力度，地区各类污染物排放增幅低于全国平均水平，但由于粗放型经济增长方式并未实现根本性转变，排放总量仍呈现上升趋势，经济的快速发展对生态系统造成了严重破坏，各种环境问题频繁出现已成为长三角产业结构升级过程中的重要阻碍。

面对当前的新发展格局，坚持走绿色、可持续发展道路的同时不断优化外资投入是长三角产业结构升级的重要推动力，因此，在同一框架下分析和检验FDI、环境规制与产业结构升级之间的关系，探讨FDI对产业结构升级的影响如何，能否利用环境规制引导FDI促进长三角产业结构升级，实现FDI引进、环境保护和产业结构升级多赢的局面，具有重要的理论和实践指导意义。

二、文献综述

从已有的研究情况看，大多学者分析FDI对产业结构升级影响的结论可以概括为两类：一是FDI积极推动地区的产业结构升级。李霞和邵建春［4］利用脉冲响应函数和方差分解分析发现，FDI对我国产业结构升级有正面影响；Tanna［5］使用2000—2004年566家上市商业银行的国际样本实证分析认为，外国直接投资流入总量会提高银行部门生产率，从而间接推动产业结构升级。二是FDI对产业结构升级产生消极阻碍作用。查婷俊［6］提出对外资的过度依赖可能会削弱东道国的创新能力，甚至产生资本和人才的挤出效应，最终阻碍产业结构升级；Tian［7］认为FDI在市场作用下可能依靠产业链的优势获得东道国企业的核心技术人才，本土企业的创新动力不强，在一定程度上抑制了东道国产业结构升级；郑新业等［8］认为FDI流入还有可能扩大收入差距，对产业发展产生负面效应。总体来看，多数文献关于FDI对产业结构升级的影响分析仍是侧重于变量间的线性关系，对可能存在的非线性关系未作深入探讨。

与研究热点环境规制与经济增长相比，环境规制与产业结构升级的文献仍相对较少，结论也未达成一致。部分学者支持“创新补偿说”，如时乐乐和赵军［9］研究发现，技术创新水平影响环境规制的作用效果，高强度的环境规制可以倒逼技术不断创新，从而对产业结构升级产生推动作用；也有学者持否定观点，如Chintrakarn［10］发现环境规制会造成美国制造业技术效率低下，李强和丁春林［11］利用长江经济带数据并通过构建静态与动态Durbin模型验证了环境规制的强化并未推动该地区的产业转型升级；还有学者认为两者的关系具有不确定性，如孙玉阳等［12］、钟茂初等［13］认为环境规制对产业结构升级存在门槛效应，具体呈现出“U”型趋势，环境规制在门槛值的左右分别表现出对产业结构升级的差异性影响。但较少有文献将环境规制作为影响产业结构升级的中间变量来研究，且对环境规制强度的衡量大多选择排污费、环境污染治理投资额等仅能反映环境规制某一特征的指标，不具有全面性。

值得注意的是，也有少数学者进一步研究FDI、环境规制与产业结构升级三者的关系，例如于文超［14］研究认为，FDI与环境管制存在互补效应，FDI推动产业升级的效应与地区环境管制水平呈正相关关系；王双燕等［15］从时间维度考察发现，FDI与产业结构高级化之间存在“U”型关系，其中环境规制可以减缓“U”型左端区域内FDI的产业结构抑制效应；李晓英［16］肯定了FDI和环境规制的正向作用，认为环境规制可以正向引导FDI倒逼产业结构调整。总体而言，大多文献是基于省级层面数据来研究FDI或环境规制对产业结构升级的作用效果，侧重于变量间的线性关系研究，鲜有将FDI与环境规制相结合，在市级层面综合考虑这两种因素对产业结构升级有何种影响，对可能存在的非线性关系未做深入研究。在当前外资引进不断深化和环境规制不断加强的宏观背景下，仍需将FDI与环境规制紧密结合，在市级层面进一步考察FDI对产业结构升级的影响以及环境规制在两者关系中的调节作用。

鉴于以上所述，本文尝试进行如下拓展：第一，采用长三角城市层面的现实证据强化FDI与环境规制对产业结构升级的影响研究，深入分析FDI与产业结构升级的非线性关系；第二，选取多种指标使用熵权法来全面衡量环境规制强度，把FDI、环境规制和产业结构升级纳入同一框架，引入FDI与环境规制的交互项，实证研究环境规制对FDI与产业结构升级关系的调节效应；第三，运用面板门槛效应模型，进一步检验不同强度下的环境规制在FDI对产业结构升级影响中的调节效果如何。

三、理论分析与研究假说

（一）FDI对产业结构升级的影响

外商资金的引进对区域经济发展和产业优化升级起着重要作用，本文主要从直接效应（资本输入）和间接效应（技术转移）来剖析FDI对产业结构升级的影响。

首先，直接效应是指FDI通过资本输入途径影响地区产业结构升级。FDI直接或间接进入生产领域，可以缓解产业发展面临的资金不足困难，加速资本形成，推动地区经济持续增长。过去，长三角地区FDI的利用多集中在第二产业，过度密集的投资在促进产业发展的同时也加剧了原有的不平衡，对区域产业结构升级产生消极影响，并且由于规模限制，第三产业FDI的准入门槛相对较高，导致FDI难以通过资本输入途径对产业结构产生拉动效应［17］。随着经济快速发展、基础设施等“硬环境”与法律等“软环境”不断优化，长三角第三产业FDI占比持续升高，劳动力分布和产业重心在三次产业间存在转移趋势，推动产业结构由劳动密集型为主向资本密集型为主不断升级。

其次，间接效应是指FDI通过技术转移途径影响地区产业结构升级。FDI在带来资本的同时也伴随着先进技术和管理经验的引进，通过关联效应、示范效应等加快国内技术进步的进程，推动产业由低技术水平、低附加值状态向高技术水平、高附加值状态演进，实现三次产业内及产业间的优化升级。但在长三角产业基础薄弱时期，外资核心技术的转移和溢出会受到国内技术水平、人力资源水平及创新能力等制约，导致FDI间接效应难以发挥出最大的推动效果［18］。而后随着对先进技术的消化吸收能力和自主创新能力不断提高，FDI的技术转移逐渐成为推动地区产业结构升级的重要途径。基于此，本文提出假设1。

H1：FDI与长三角产业结构升级之间存在非线性关系。

（二）FDI、环境规制与产业结构升级

为保持环境保护和经济发展协调进步，政府陆续出台一系列环境规制政策，在一定程度上影响当地产业结构升级。从成本角度来看，环境规制将企业尤其是中小企业的外部性转化为内部成本，不利于企业生产和产业结构的升级［19］。从创新补偿角度来看，环境规制可以在一定程度上激励企业进行科技研发升级，被规制企业可以通过“创新补偿”效应在一定程度上抵消规制政策对企业造成的“遵循成本”，提高自身的核心竞争力［20-21］。

本文推测环境规制对FDI与产业结构升级之间的关系具有正向调节作用，能够在一定程度上削弱FDI对产业结构升级的负面影响。其原因在于：首先，环境规制的强弱决定了企业“环境遵循成本”的大小，污染严重的外商投资企业为了规避较高的环境成本会将目光转向规制强度低的地区，而第三产业相比第一、第二产业具有能耗低、污染小的特点，在同样规制强度下所承受的成本代价较小［22-24］，更有利于第三产业的发展；其次，适当的环境规制政策可以刺激外商投资由劳动密集型产业转向技术密集型产业，在增加企业研发投入的过程中激发“创新补偿”效应，减少污染消耗，提高资源利用率，保证产业结构的可持续性升级［25］；最后，环境规制政策通过公众监督途径也会间接影响外资引进，随着社会的不断进步和人类环保意识的增强，污染低的技术型外资在竞争中的优势日渐凸显，环境友好型产品的需求日益增加，带动相关产业的发展，从而引起区域产业结构的变化。基于此，本文提出假设2。

H2：环境规制在FDI与产业结构升级之间具有正向调节作用，能够在一定程度上削弱FDI对产业结构升级的负面影响。

四、研究方法、计量模型与变量选取

（一）研究方法

1.产业结构升级测度

产业发展的重心逐步由第一、第二产业向第三产业转移是产业结构的演变规律，产业结构升级的过程直接表现为第三产业增加值占GDP比重不断上升。本文借鉴徐德云［26］等对产业结构升级的测算方法，选用代表第三产业增长的相对值和绝对值加权平均衡量，公式如下：

其中：V3/V2为第二、第三产业产值比；V3/VT为第三产业占国民生产总值比；δ取值0.5，反映第三产业增长的相对值和绝对值在产业结构升级过程中重要性相同。stru值越大，表示地区产业结构水平越高。

2.环境规制测度

以往文献中，对环境规制强度的衡量有排污费、环境污染治理投资额等指标，但这类指标比较单一且不具有全面性，所以本文借鉴李斌和曹万林［27］的研究方法，选取工业SO2去除率、工业废水COD去除率、工业固体废物综合利用率、生活污水处理率和生活垃圾无害化处理率5个指标，采用熵权法对41个样本城市的环境规制强度进行测度，有效筛减各个指标之间的重叠信息，使结果更具科学性。计算过程如下：

其中：μij为标准化处理后第i年份第j项指标的数据；pij为μij的比重值；ej、dj分别为第j项指标的熵值和差异系数；λ为第j项指标的熵权。使用熵权法来测度环境规制可以有效规避各个指标之间重叠信息的影响，使结果更具有科学性和准确性。测度的得分越高，则代表该城市环境规制的强度越高、约束越严格，反之则强度越弱、约束越宽松。另外，为了降低内生性问题的影响，本文将环境规制得分滞后一期，用来衡量该城市环境规制强度。

（二）计量模型构建

1.基本模型设定

为了检验FDI对长三角产业结构升级的影响和作用，同时纳入产业规模、政府调控程度、经济发展水平、城镇化水平等控制变量，构建如下模型：

为深入分析FDI、产业结构升级两者之间可能存在的非线性关系，参考田毕飞和陈紫若［28］的研究，引入FDI平方项fdi2，综合各变量指标后建立模型如下：

其中：α0、β0为常数项；被解释变量struit表示t年份i城市产业结构升级水平；fdiit及fdiit2为t年份i城市FDI规模及其平方项；xit为控制变量；εit为随机扰动项。

2.调节效应模型设定

为验证H2，考察环境规制在FDI对产业结构升级的影响中是否存在调节作用，在模型2中继续加入环境规制（er）、FDI与环境规制的交互项（fdi×er）两个变量，得到模型（3）、模型（4）如下：

其中：γ0、δ0为常数项；erit为t年份i城市的环境规制强度；fdi×erit为FDI与环境规制的交互项。

3.门槛效应模型设定

为进一步探究环境规制能否缓解FDI对产业结构升级的负面影响，以环境规制作为门槛变量建立面板门槛模型（5），考察不同强度下环境规制在FDI对产业结构升级的影响过程中产生的调节效果。

其中：φ0为常数项；a、b、c为未知门槛值。

（三）变量选取与数据说明

1.被解释变量

产业结构升级（stru）。在经济发展过程中，往往伴随着产业结构重心逐步由第一、第二产业向第三产业转移，产业结构升级直接表现为三次产业占GDP比重的变化过程，故本文以第三产业增长的相对值和绝对值加权平均衡量产业结构升级水平［26］。

2.解释变量

外商直接投资（fdi）。疫情使全球FDI下挫，全球投资大环境也受到影响，但目前我国吸引外资的主要区位优势没有变化，FDI能否促进地区产业结构的调整和升级仍至关重要，借鉴王志鹏和李子奈［29］的研究方法，选用美元对人民币年平均汇率折算后的实际利用外商投资额衡量FDI。

环境规制（er）。环境污染已逐渐成为阻碍地区产业结构升级的重大因素之一，此时环境规制是优化产业结构、实现经济可持续增长的重要手段。为了更加全面反映环境规制对产业结构升级的影响，本文综合选用2005—2018年各城市5个指标数据对环境规制强度进行测算［27］。

3.控制变量

根据已有研究成果，将影响产业结构升级过程的重要因素作为控制变量引入，从而提升模型的解释力，具体如下：①产业规模（scal）。在产业结构的整体演变过程中，固定资产投资的方向对产业结构和产业布局具有一定的引导作用，进而会影响地区的产业结构升级，本文选用全社会固定资产投资增长率衡量［30］。②政府干预程度（rev）。为了当地的经济发展，地方政府可能会利用手中的权力引导社会资源在不同产业之间流动，政府对产业发展的干预越强，产业结构转型升级受政策影响相应也越大，本文选用地方财政预算内收入来衡量［31］。③经济发展水平（agdp）。经济的发展往往伴随着产业内部结构的优化升级，是产业结构升级的重要推动力量，本文选用人均GDP指标衡量经济发展水平［32］。④城镇化水平（ur）。城镇化通过人口、资源的流动和集聚实现外部经济性间接影响产业结构升级，并且产业结构升级与城镇化水平具有紧密联系，有研究认为普遍城镇化率较高的地区产业结构层次也较高，本文选用城镇化率来衡量［33-34］。

4.数据来源及说明

本文选用2005—2018年长三角41个城市的面板数据进行实证研究，其中巢湖市自2011年撤销，考虑数据的可比性，故将巢湖撤销前的数据加入合肥市。样本数据均来自《中国城市统计年鉴》以及各省市统计年鉴，并对相关绝对值变量指标取对数，进而在一定程度上避免异方差和极值的影响，各参数的描述性统计见表1所列。另外，本文综合选择LLC检验和Fisher检验方法对面板模型进行单位根检验，根据表1显示的检验结果，可以认为所选用的变量均通过了单位根检验。

表1 变量的描述性统计

五、FDI、环境规制影响产业结构升级的实证研究

（一）实证结果分析

首先将面板数据进行了豪斯曼检验，结果显示Prob＞chi2=0.004。进一步对年度虚拟变量进行联合显著性检验，结果显示强烈拒绝“无时间固定效应”的原假设，故选用双向固定效应模型分析2005—2018年长三角41个城市的产业结构升级问题，具体结果见表2所列。

表2 面板固定效应模型回归结果

从模型一至模型三以及模型四（FE）的回归结果中，可以看出FDI的回归系数均显著为负，系数值在－0.2左右，表明FDI规模每增加1%，产业结构升级指数大约会减少0.2%。同时，FDI平方项与产业结构升级在1%的水平下呈现正相关，验证了H1，即FDI与产业结构升级之间存在非线性关系。这与王双燕等的研究结论类似，当FDI规模积累突破拐点时，则会逐渐推动产业结构的调整、升级［15］。目前长三角仍处于“U”型曲线的左端，综合数据来看，截至2018年，长三角仅60.97%的城市FDI规模高于“U”型拐点值，部分城市甚至出现了严重偏离拐点值现象。

环境规制在1%的统计水平下显著为负，系数值为-0.525，即当前环境规制无法对长三角产业结构的优化升级产生有效推动作用，这与郭然和原毅军［35］的“U”型非线性结论不大相同。对此，本文认为长三角环境规制的产业负效应可能尚处于“U”型左端阶段，并不意味环境规制的污染约束机制无效。从环境规制的变化趋势看，一定程度上是由于环境规制强度缺乏明确的走向且波动性过大造成的［36］，当环境规制趋于稳定且达到一定强度后才能有助于产业结构的优化升级。

本文中一个重要研究对象即FDI与环境规制的交互项fdi×er的回归系数在1%的统计水平下显著为正，其作用强度为0.082，说明FDI与环境规制的交互项（fdi×er）每增强1%，产业结构升级指数平均提高0.082%。这意味着环境规制对FDI与产业结构升级之间的关系具有正向调节作用，H2得到验证。

各控制变量的回归结果如下：①产业规模的回归系数显著为正，作用强度为0.125，说明增加固定资产投资、扩大产业规模对地区产业结构升级有积极促进作用；②城镇化对产业结构升级的回归系数为0.287且通过5%的置信水平，表明城镇化进程的加快可以有效促进地区经济结构变革、城乡居民消费结构升级等，进而推动地区产业结构的不断升级；③政府干预程度回归系数显著为负，说明政府干预的相关机制有待进一步完善，可能的原因在于目前全球化信息获取非常便捷，企业家整体水平都显著提高，此时政府若过多干预经济，可能会影响市场功能正常发挥，资源难以得到最优配置，阻碍长三角产业结构升级；④经济发展水平与产业结构升级负相关，可能是要素禀赋不足、配置不均等原因所致，长三角经济发展迅速但分化明显，产值多集中在第二产业，导致区域内产业分布存在结构性偏差。

考虑基准回归模型中可能存在内生性问题，本文再尝试采用GMM方法针对重点研究模型四进行检验，选择FDI滞后一期及滞后二期作为相应的工具变量，具体结果见表2第6列。其中解释变量的系数符号与前面结果保持一致，仅参数值和显著性存在部分差异，表明检验结果并未发生实质性改变。

（二）稳健性检验

本文选择变量替换法（替换因变量及主要自变量）来检验结论的可靠性，借鉴干春晖等［37］的方法，采用第三产业与第二产业的产值比来重新衡量产业结构升级，具体公式为stru_2=V3/V2。另外，采用永续盘存法计算出FDI存量（fdi_2）代替前文采用的FDI流量指标重新进行回归，公式如下：

其中：FDIi（t）表示FDI存量；fdii（t）表示FDI流量；借鉴相关研究，折旧率α取6%；gi取人均GDP增长率。

表3 中（1）（2）报告了替换被解释变量产业结构升级指标后的回归结果，（3）（4）报告了更换核心解释变量FDI指标后的回归结果，（5）（6）报告了同时更换产业结构升级和FDI两个变量指标的回归结果。根据表3可以发现，fdi_1、fdi_2系数均为负、其平方项系数均为正且都通过显著性检验，说明FDI与产业结构升级的关系依然呈现明显的“U”型趋势；在调节效应方面，交互项fdi×er的显著性水平有所降低，系数值分别为0.103、0.110和0.129，与表2结果（0.082）基本一致，说明环境规制的调节作用对产业结构升级的促进效果依然明显。由此，本文的主要结论仍然成立，实证分析的结果是稳健的。

表3 稳健性检验

（三）门槛效应检验

前文分析了环境规制在FDI与产业结构升级关系中存在正向调节作用，进一步考虑以环境规制作为门槛变量，检验其能否缓解FDI对产业结构升级的负向影响以及调节效应的具体变化过程。表4门槛效应的显著性检验结果表明，环境规制在一门槛和二门槛检验的F统计量分别通过1%和5%的显著性水平，表明环境规制在FDI对产业结构升级的影响中存在双重门槛效应，门槛值分别为0.886和0.767。图1为产业结构升级作为被解释变量，环境规制两个门槛估计值的似然比函数图，最低点分别对应两个门槛值。

图1 环境规制双重门槛估计结果

表4 门槛效应的显著性检验

根据两个门槛值结果将环境规制强度分为较低（er≤0.767）、中等（0.767＜er≤0.886）、较高（er＞0.886）三个区间分别进行回归，考察不同区间内FDI及交互项fdi×er对长三角产业结构升级的影响。表5分别表示在较低（er≤0.767）、中等（0.767＜er≤0.886）、较高（er＞0.886）三个环境规制强度区间的估计结果。

表5 基于门槛值的分区间估计

由表5可以看出，随着环境规制强度由低到高，FDI对产业结构升级的回归系数由-0.106上升为-0.087再升至-0.060，说明环境规制强度的提高可以缓解FDI对产业结构升级的负面影响，进一步验证了H2。在较低强度区间内，交互项fdi×er的系数值仅为-0.01且未通过显著性检验，说明此时环境规制对FDI与产业结构升级之间的关系未具备调节效应。而在中等强度区间内，调节效应对产业结构升级的影响系数在1%的置信水平下转为0.217，说明环境规制水平在跨过第一重门槛后，对FDI与产业结构升级之间起到正向调节作用且强度明显增强。在跨过第二重门槛的较高强度区间内，调节作用对产业结构升级的影响系数上升到0.491，明显高于中等区间系数值，表明环境规制处于较高水平时，环境规制对FDI与产业结构升级之间的正向调节作用进一步增强。随着长三角外资规模逐年扩大和环境污染问题日益严重，当地政府出台了越来越严格的环境规制政策，不再以牺牲环境为代价换取产业发展，更加注重引入适合本地发展的FDI，环境规制的调节效应不断增强，促进了长三角地区产业结构的可持续升级。

六、研究结论与政策建议

本文基于2005—2018年长三角41个地级市的面板数据，运用调节效应模型及门槛效应模型实证检验了FDI、环境规制与产业结构升级之间的关系，得到如下结论：FDI与长三角产业结构升级之间的关系存在明显的“U”型特征，目前长三角地区尚处于“U”型曲线的左端抑制区域，跨过拐点之后，FDI对长三角产业结构升级具有显著的推动作用；调节效应检验结果表明，环境规制对FDI与产业结构升级之间的关系具有正向调节作用，加强环境规制与FDI之间的协调配合有利于长三角产业结构升级；产业规模扩大和城镇化快速推进为产业结构的优化升级做出重要贡献，而经济增长和产业结构升级之间的矛盾日渐显现，政府干预的相关机制也有待调整和完善；门槛效应检验结果表明，随着环境规制的强化，FDI对产业结构升级的负向影响有一定程度的缓解，环境规制在FDI与产业结构之间的正向调节作用逐渐增强。

基于上述结论，本文给出以下政策建议：

一是有效合理地利用FDI，实施更加积极的外资引进政策。各地方政府在扩大招商引资规模的同时要关注长期回报，进一步提升招商引资质量、优化引资结构，充分发挥FDI在产业结构升级中的积极作用。同时政府还要重新审视国内投资和国外投资在中国经济中的地位和作用，合理调整对外引资政策和国内配套政策，推动形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。

二是有效提高环境规制强度，将FDI与环境规制有机结合作为提高产业结构升级的政策工具。现阶段期望仅通过吸引FDI来突破产业结构升级的制约瓶颈是不现实的，各地方政府要逐步完善并严格实施环境规制政策，进一步优化投资环境，一方面有利于当地企业的发展，另一方面可吸纳更多高质量、低污染的FDI投入高新技术产业和环保型产业，实现高质量外资引进和环境规制建设双赢，推动产业结构不断调整升级。