環境規制、對外直接投資和產業結構升級

宋雯彥　韓衛輝

摘要：本文基于中國2007—2017年省級面板數據，利用考慮內生性的固定效應模型和動態面板模型，實證考察了OFDI對中國產業結構升級的影響，以及異質性環境規制對OFDI促進產業結構升級的調節作用，并利用動態面板門檻模型檢驗了異質性環境規制的門檻效應。結果表明：OFDI和環境規制能夠顯著地促進產業結構升級，且產業結構升級具有明顯的路徑依賴;過高強度的正式環境規制和非正式環境規制會削弱OFDI對產業結構升級的促進效果，且正式環境規制和非正式環境規制在這一過程中均存在單門檻效應;在新時期經濟發展背景下，傳統的基礎建設水平已不再是促進產業結構升級的顯著因素。

關鍵詞：OFDI;環境規制;產業結構升級;門檻效應

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2021（02）-0109-14

改革開放40多年來，中國經濟以超過9%的年均增長率保持高速增長，創造了人類經濟發展史上的“中國奇跡”。與此同時，產業結構不合理、供給需求不匹配、區域發展不平衡等結構性問題也困擾著中國經濟能否“行穩致遠”。在這一背景下，促進產業結構升級、轉換經濟增長動力成為新時代經濟發展的迫切要求。而對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）作為獲取國外先進技術和資源的重要渠道，其優化產業結構的作用正逐漸顯現。聯合國貿易和發展會議（United Nations Conference on Trade and Development，UNCTAD）發布的《2019年世界投資報告》顯示，2018年中國的OFDI規模已經達到1300億美元，占全球當年流量的10%，并位居世界第二位①，這表明中國的OFDI已經成為全球國際投資的重要組成部分，具有規模優勢和發展前景。那么，在中國經濟發展的這一歷史關口，能否利用OFDI來促進產業結構升級，推動中國經濟高質量發展，是一個亟需回答的問題。

但是，隨著“污染避難所”和“污染光環”這兩種關于外商直接投資（Foreign Direct Investment，FDI）對東道國環境影響的對立假說的激烈討論，已有學者發現FDI在影響東道國技術創新、能源效率和產業調整時，其作用效果會受到環境規制強度的影響[1]。令人遺憾的是，這些研究大多聚焦在東道國環境規制對FDI進入本國作用效果的影響，較少關注環境規制對OFDI作用效果的影響，實際上母國的環境規制對OFDI的影響可能更為直接[2]。因此本文擬基于環境規制視角研究OFDI對產業結構升級的影響，以期為推動中國經濟高質量發展提供參考。

一、文獻綜述

目前，關于環境規制、OFDI和產業結構升級三者之間關系的研究主要分為OFDI對母國產業結構升級的影響，環境規制對母國產業結構升級的影響，以及環境規制對OFDI促進產業結構升級作用效果的影響。

首先，OFDI作為提升母國產業結構升級的一種手段，其作用效果已逐漸顯現。早期關于OFDI與產業結構升級關系的研究主要集中在發達國家和地區，其中Driffield等[3-5]分別以英國、愛爾蘭和馬來西亞等為樣本進行了實證研究，結果均發現OFDI有利于母國的產業結構升級。與此同時，隨著“第三世界”的崛起，發展中國家逐漸在世界經濟體系中扮演了重要角色，越來越多的企業開始對外投資，包括中國在內的新興市場國家通過OFDI對母國產業結構升級產生的積極作用也逐漸凸顯[6]。但有學者卻認為中國利用OFDI促進產業結構升級的作用效果還有待進一步提高[7]，或認為中國OFDI對產業結構升級的促進作用具有J型特征[8]。隨著相關研究的進一步開展，有學者發現OFDI對產業結構升級的促進作用在勞動密集型行業和資本與技術密集型行業存在顯著差異[9]，且OFDI不但顯著促進了本地區產業結構升級，還通過空間溢出效應提升周邊地區的產業結構水平[10]，并且這一促進作用表現出明顯的地區差異和時滯特征[11]。

其次，環境規制能夠顯著地促進母國產業結構升級已基本達成共識。一些學者采用面板回歸和因果識別等方法證實了環境規制對產業結構升級具有促進作用，但其促進效果還有待進一步提高[12]。并且在我國沿海地區，環境規制和產業結構升級存在U型結構關系，這些沿海城市的環境規制強度已經越過拐點對產業結構升級開始起到促進作用[13]。但是，這些研究大多僅考慮了正式環境規制，忽略了非正式環境規制在產業結構升級中的作用，缺乏對環境規制異質性的討論。另有一些學者則研究發現環境規制對母國產業結構升級的促進效果依賴于當地的資源配置、金融發展和政府行為等因素[14-15]。

最后，OFDI對產業結構升級的作用效果依賴于環境規制強度的大小，環境規制在這一過程中主要表現為對OFDI逆向溢出效應的調節作用。例如，OFDI通過其綠色技術創新效應對母國的產業結構升級起到促進作用，但過高的環境規制強度將通過“成本效應”增加企業的非生產性成本，以至于降低OFDI的綠色技術創新效應，從而導致促進產業結構升級的效果減弱[16-17]。一些學者則在這一調節作用的基礎上，進一步發現環境規制具有顯著的門檻效應，即環境規制強度的大小會影響到OFDI的逆向創新溢出效應[18]，因此建議應當動態調整環境規制強度以最大程度地獲得OFDI的逆向創新溢出效應[19]，進而有效利用OFDI促進產業結構升級。

從上述文獻梳理中可以發現，現有關于OFDI、環境規制和產業結構升級的研究成果較為豐碩，但仍存在如下不足：

第一，大多文獻僅研究OFDI和環境規制分別對產業結構升級的影響，未能將OFDI、環境規制和產業結構升級放入同一分析框架;

第二，既有文獻中較少考慮產業結構升級的“路徑依賴”，忽略了產業結構升級的動態特征，且門檻效應的研究大多停留在靜態面板層面，較少采用動態面板門檻模型進行分析;

第三，既有研究未能充分體現環境規制的異質性，缺乏對不同種類環境規制作用效果的具體分析。

因此，本文的創新點在于：

第一，構建包含環境規制、OFDI和產業結構升級的三元素分析框架，在研究OFDI對產業結構升級影響的機制下考察環境規制的調節作用，為政策的制訂和實施提供宏觀層面的分析;

第二，充分考慮產業結構升級過程中的“路徑依賴”，在實證研究中采用動態分析的方法，使分析結果更加符合現實情況;并在檢驗環境規制存在調節作用的基礎上，利用動態面板門檻模型識別出環境規制的單門檻效應，發現環境規制越過門檻值后，OFDI對產業結構升級的促進作用將會減弱;

第三，考慮環境規制的異質性，在具體分析中將環境規制細分為正式環境規制和非正式環境規制，突出研究的實踐價值。

二、理論框架

（一）OFDI促進產業結構升級的機制分析

經典的“邊際產業擴張”理論認為，發達國家在國內的產業比較優勢逐漸喪失時，會通過OFDI將這些產業轉移到境外，尤其是發展中國家，實現產業的跨境轉移，進而促進母國的產業結構升級。此外，“產品生命周期”理論也從產品的角度進行了相關闡述，即發達國家通過OFDI將本國已經喪失比較優勢的產品轉移至發展中國家生產，實現母國的產業結構升級。但是，隨著發展中國家經濟的快速增長，以及發展模式的逐步轉變，這種單純以要素稟賦為基礎并由發達國家主導的國際分工已難以適應發展中國家的需要。尤其像中國這種經濟體量龐大、市場活力強勁、開放愈加堅決的新興經濟體，更需要借助OFDI主動尋求國際上先進的技術、關鍵的資源和廣闊的市場，并通過OFDI進入國際先進的產業鏈，帶動新興產業的發展，促進產業結構升級。因此，企業會在不同動機的驅動下開展對外直接投資活動，并通過不同途徑促進國內產業結構升級（如圖1）。

一是邊際產業轉移效應。“邊際產業轉移”理論認為，一些在國內逐漸喪失比較優勢的產業即“夕陽產業”在別的國家或地區依然處于優勢或者潛在優勢地位，那么通過OFDI將這些產業向落后的國家或地區轉移，以此釋放一定的勞動和資本等生產要素向更具比較優勢的產業轉移，促進新興產業發展，進而改變各產業的產出、就業和出口結構，實現產業結構升級。與此同時，企業通過OFDI將國內逐漸處于比較劣勢的產業轉移到欠發達的國家或地區，利用東道國廉價的勞動力和資本等生產要素進行生產，并在當地市場進行銷售，進而為其過剩的生產能力開辟海外市場，推動本國的產業向全球價值鏈的前端移動，推動產業結構升級。

二是逆向技術溢出效應。“技術創新產業升級”理論認為，發展中國家通過對發達國家進行逆向投資，達到不斷學習、消化和吸收先進技術的目的，并通過逆向技術溢出效應來實現技術進步，進一步促進產業結構升級。技術進步的途徑主要包括技術引進、模仿創新和自主研發三種形式[20]。因此，在進行對外投資時，企業通過OFDI直接將東道國的技術和先進管理經驗引入回國，或將母國的技術與東道國的技術相結合進而產生創新技術，亦或在東道國成立研發機構進行技術研發活動而取得技術進步，提高國內企業的技術和管理水平，促進產業結構升級。

三是關聯產業倒逼效應。“產業關聯”理論認為，國內某一類企業進行對外直接投資時，將通過產業間的聯系，帶動與之相配套上下游產業的擴張和生產率的增長。具體而言，企業通過OFDI將自身置于激烈的國際競爭中，倒逼自身不斷提升行業競爭力而對行業內的其他企業形成威脅，逼迫其提升產品質量、優化產品結構;并通過產業鏈的傳導對上下游企業產生壓力，形成產業間的影響，倒逼相關企業發展，促進母國產業結構升級。

四是關鍵資源補充效應。一個國家的資源種類和數量是有限的，當國內企業的發展生產受限于某種關鍵資源時，這類產業的發展就會受到嚴重影響，導致產業結構畸變。企業可以通過對該類資源豐富的國家進行投資，以參股或控股的形式參與到資源的開采活動當中，并通過海外公司將關鍵資源轉移回國，以保障企業關鍵生產要素的需求。這使得國內產業在發展中逐步減少對自然資源的依賴，進而激勵企業更加側重技術性創新和知識性追求，實現由自然資源等傳統生產要素需求向高技術、低能耗等柔性要素需求的轉變，達到產業結構升級的目的。

（二）環境規制的調節作用機制分析

新古典理論和“波特假說”認為，正式環境規制在產業結構升級過程中的直接作用主要為“成本效應”和“創新補償效應”。正式環境規制強度的提升導致企業的非生產性成本上升，進而降低其產品競爭力，不利于企業調整自身的生產結構和整個社會的產業結構升級[21]。但“波特假說”指出，正式環境規制在增加企業成本的同時會對企業的技術創新產生激勵作用，提高其生產效率進而補償因正式環境規制增強所帶來的成本，促進產業結構升級。與此同時，非正式環境規制在產業結構升級過程中的直接作用主要為“需求倒逼效應”。消費者依據自身的環保意識進行價值偏好的選擇，通過需求端的反向作用倒逼企業產業結構升級。具體為社會團體及公眾的選擇對企業生產行為產生影響，倒逼企業進行清潔生產，從而促進產業結構升級[13，22]。

環境規制的調節作用主要表現為影響OFDI的逆向技術溢出效應、關聯產業倒逼效應和邊際產業轉移效應（如圖1）。首先，正式環境規制強度適度提高時，為適應國內的環境規制政策，企業通過OFDI的逆向技術溢出效應獲得先進的生產技術和管理經驗，經過模仿、消化和吸收進一步提升自身的技術創新能力，并通過關聯產業倒逼效應促進上下游產業的技術創新，促進產業結構升級[18]。但是，過高強度的正式環境規制將增加企業的技術創新成本，削弱其技術創新的積極性，結果反而可能降低企業的技術創新，從而抑制企業OFDI的逆向技術溢出效應和關聯產業倒逼效應，導致產業結構升級受阻[19]。

其次，非正式環境規制主要通過消費者價值選擇體現出來。根據“消費者偏好理論”，當消費者的環保意識隨經濟發展水平的提高而增強時，清潔環保型產品將會給消費者帶來更大效用，消費者對價格的敏感度降低，傾向于選擇綠色環保的產品，將污染型產品擠出市場，倒逼企業進行技術創新來迎合消費者的價值需求，從而促進產業結構升級。與此同時，企業會通過OFDI將部分產業轉移至發展水平較低的發展中國家，進一步謀求廉價的生產要素以及銷售市場，從而維持企業發展，也進一步促進產業結構升級，但這樣仍然存在著抑制OFDI逆向技術溢出效應和關聯產業倒逼效應的風險，不利于母國的產業結構升級。

最后，正式環境規制和非正式環境規制的改變均會影響企業OFDI的邊際產業轉移效應。根據“污染天堂假說”，當母國正式環境規制和非正式環境規制強度提高時，企業經營成本增加，為逃避國內高強度環境規制，企業會選擇通過OFDI將污染型產業轉移至低環境規制強度的國家，從而促進產業結構升級。此外，由于關鍵資源可以看作社會生產活動的必需品，其需求彈性受國內政策環境和個人主觀價值選擇的影響很小，可以認為OFDI的關鍵資源補充效應不受環境規制強度大小的調節。

三、實證研究設計

（一）指標選取

1.被解釋變量

產業結構升級指數，用ind表示。目前學界關于產業結構升級的測度方法有很多，通常利用產業間的比例關系加以衡量，如霍夫曼比值和錢納里標準結構，或是基于克拉克定律采用非農業產值比重，亦或是用第三產業產值與第二產業產值之比來度量產業結構水平。而劉偉等[23]則基于新西蘭和香港的特征事實指出產業間份額的轉變并不是產業結構升級的本質，只有當各個產業的勞動生產率均提升至更高水平，才能真正實現產業結構升級，否則可能出現“虛高度”現象。產業結構升級過程中，資源由低生產率產業向高生產率產業轉移，實現新增要素在高生產率產業的重新配置以及高生產率產業的份額提升，使得不同產業部門的勞動生產率共同提高。那么，產業結構升級的理論內涵則突出表現為產業比例關系改變和勞動生產率提高，而真正實現產業結構從低級向高級的有序演變，關鍵在于各個產業勞動生產率的高水平躍升[24-25]。因此，本文主要借鑒劉偉等[23-24]的方法，以各產業部門產出占比與勞動生產率的乘積作為產業結構升級的度量。為避免產業內高低生產率的差異對指數大小的干擾，在具體構造產業結構升級指數時借鑒李逢春[26]的做法，對勞動生產率進行開平方處理，構造如下產業結構升級指數：

Pi為各產業增加值占GDP的比重。在勞動生產率的具體計算過程中，各產業增加值使用平減后的數據。

2.核心解釋變量

對外直接投資水平，用lnofdi表示。本文根據《中國對外直接投資統計公報》所公布的各省份對外直接投資情況，為避免流量數據短期波動對結果造成的影響，選用公報中的非金融類OFDI存量數據。在數據的處理上，使用歷年平均匯率將投資額從美元換算為人民幣，單位：萬元，最后對數據進行取對數，數值越大說明其對外直接投資水平越高。

3.調節變量

環境規制作為調節變量，在具體作用過程中又分為正式環境規制和非正式環境規制。正式環境規制以政府的行政命令為主要手段對環境資源進行直接干預，而非正式環境規制則是社會團體和個人基于自身利益而追求高質量環境的行為。

（1）正式環境規制，用eri表示。本文借鑒沈坤榮等[27]的做法，基于二氧化硫去除率、工業煙（粉）塵去除率兩個單項指標利用“加權線性和法”進一步構建正式環境規制綜合指數。

首先，對單項指標進行線性標準化處理，利用數學變換將各指標轉化為0～1之間的取值以消除指標間的不可公度性和矛盾性，公式為：

（2）非正式環境規制，用ieri表示。本文借鑒原毅軍等[28]的做法，選取各地區收入水平、受教育水平、人口密度三類指標衡量非正式環境規制，并利用客觀權重賦權法（CRITIC）對城鎮在崗職工平均工資、就業人員大專以上受教育水平的比重和人口密度求得加權值，構造非正式環境規制指數。

4.控制變量

人力資本水平（hcl）：用就業人員平均受教育年限表示，并借鑒于斌斌等[29]的做法，通過設定不同教育水平就業人員的受教育年限（小學為6年、初中為9年、高中為12年、大專以上為16年），以各受教育水平在人口中的比例為權數，計算得到各地區的平均受教育年限

從2015年開始，就業人員受教育程度數據構成增加了中等職業教育和高等職業教育統計，這里將中等職業教育受教育年限定為12年，高等職業教育年限定為15年。，單位：年。

經濟發展水平（lnedl）：用城鎮人均可支配收入來表示。城鎮人均可支配收入更能夠真實反映一個地區的經濟綜合發展水平，經濟綜合發展水平越高，經濟結構和產業結構將更加合理，產業結構水平越高。并對數據進行取對數，單位：元。

科技創新水平（lntcl）：用技術市場成交額來表示。在衡量科技創新水平時，通常有R&D經費支出、三種專利申請授權數、科技撥款占財政支出比重等方式，但這可能忽略科技創新流程中的一個重要環節，即科技成果轉化。而技術市場成交額反映了技術轉移和科技成果轉化的總體規模，更加突出科技創新對產業的實際影響。并對數據進行取對數，單位：萬元。

基礎建設水平（lnfsl）：用單位面積上的鐵路、公路和內河航道總里程數來表示。高效的基礎設施建設水平能夠降低運輸成本，提高資源流轉的效率，進一步提高企業間合作效率，激發產業的優化升級。并對數據進行取對數，單位：千米。

國內投資水平（lndil）：用各地區固定資產投資減去實際利用外資金額來衡量。當國內投資水平增加時，企業有了充足的資金，將有利于對產業的發展，促進產業結構升級。并對數據進行取對數，單位：萬元。

（二）模型構建

根據理論機制分析和經驗研究，在不考慮環境規制對OFDI促進產業結構升級的影響時，本文構造如下面板模型：

（三）數據來源及處理

綜合研究實際情況和數據的可得性，本文選取中國30個省、自治區和直轄市2007—2017年省級面板數據

西藏和港澳臺地區的數據缺失嚴重，故予以排除。。其中的美元利用當年期匯率換算為人民幣，為了增強估計的可信度和準確性，對于可能存在的價格波動影響，利用國內生產總值價格指數、居民消費價格指數和固定資產投資價格指數等對所有貨幣量進行價格平減從而調整為可比價格，基期為2007年。在計算過程中的個別缺失數據，通過移動平均法進行補齊。以上數據均來源于《中國統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國高新技術統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國對外投資統計公報》和國家統計局官方網站。各變量的描述性統計如表1所示。

四、實證結果分析

（一）數據平穩性檢驗

為避免出現“偽回歸”現象，增加回歸結果的可信度，在模型參數估計之前，需要對變量進行數據平穩性檢驗，而面板數據平穩性檢驗的方法中較多使用單位根檢驗。本文分別采用LLC檢驗、ADF-Fisher檢驗和Hadri-LM檢驗進行面板單位根檢驗，結果如表2所示。從中可見，除了變量lndil未通過LLC檢驗之外，所有變量均通過LLC檢驗、ADF-Fisher檢驗和Hadri-LM檢驗。因此，整體可以認為所有變量均通過面板單位根檢驗，各指標數據具有平穩性，下文可以進行有效的回歸分析。

（二）基本模型回歸

本文首先采用混合OLS、固定效應模型和隨機效應模型對式（5）進行回歸分析，初步研究OFDI和各個控制變量對產業結構升級的影響。在估計之前對模型進行多重共線性檢驗，檢驗結果顯示各個解釋變量中最大的方差膨脹因子VIF值為3.53，低于5，因此可認為解釋變量間不太可能存在多重共線性，能夠對模型 （5）正常展開回歸分析，估計結果見表3。從中可見，OFDI在考慮了個體效應的固定效應模型和隨機效應模型中系數顯著為正，而混合OLS估計的系數為負，但結果并不顯著，說明OFDI和國內產業結構升級呈正相關，OFDI的增加有利于國內的產業結構升級;人力資本水平、經濟發展水平和科技創新水平的估計系數均顯著為正，說明人力資本水平、經濟發展水平和科技創新水平的提高可以促進國內的產業結構升級;國內投資水平在固定效應模型和隨機效應模型的估計下，顯著地促進了國內產業結構的升級，在混合OLS估計中并不顯著;基礎建設水平在混合OLS和隨機效應模型中估計系數為負，但在固定效應模型中結果并不顯著。在進行混合OLS、固定效應和隨機效應模型估計的同時進行豪斯曼檢驗，發現χ2（7）=24.23，對應P=0.0010，拒絕原假設，應當使用固定效應模型。因此，本文接下來的分析將建立在考慮個體固定效應的模型基礎之上逐步展開。

（三）內生性問題分析

前文關于OFDI對產業結構升級的研究是建立在所有變量均為嚴格外生的假設之上，但當模型中存在內生性解釋變量時往往會導致估計結果產生偏誤，在實證研究中有必要單獨考慮內生性問題。

在理論機制分析部分，OFDI和經濟發展水平對產業結構升級的促進作用已有相關說明，但一國實現產業結構升級的同時，又能夠通過提高企業核心競爭力為企業更好的"走出去"提供動力，促進母國對外直接投資。與此同時，產業結構升級能夠促進生產要素流向生產率水平較高的產業，提高資源的利用效率進而推動經濟發展。因此，產業結構升級和OFDI以及經濟發展水平之間很可能存在互為因果關系，容易引起內生性問題。

通常認為模型中存在互為因果關系的被解釋變量與解釋變量時會引起內生性問題。為了確定模型中內生變量是否存在，本文對固定效應模型進行了豪斯曼檢驗，檢驗結果得到χ2（6）=32.63，P=0.0000，強烈拒絕“所有變量外生”的原假設，說明原模型存在內生性問題。

解決內生性問題的主要辦法是尋找有效的工具變量來替代內生變量。由于OFDI和經濟發展水平促進母國產業結構升級具有明顯的滯后效應，所以OFDI和經濟發展水平的滯后項與當期的產業結構升級指數相關，但與模型中當期的擾動項不相關。因此，采用OFDI和經濟發展水平的滯后項作為工具變量可以減弱模型的內生性問題，分析各個變量對產業結構升級的單向作用。本文分別選取對外直接投資水平的一階滯后項lnofdiit-1、二階滯后項lnofdiit-2和經濟發展水平的一階滯后項lnedlit-1作為其工具變量。首先使用2SLS對模型進行回歸，并開展“過度識別檢驗”和“不可識別檢驗”以檢驗工具變量選擇的有效性。其中，過度識別檢驗的結果為：

χ2（1）=0.23，P=0.6311，不可拒絕“工具變量外生”的原假設;不可識別檢驗的結果為：

χ2（2）=53.38，P=0.0000，強烈拒絕“不可識別”的原假設。因此，模型中工具變量的選擇是有效的。為進一步驗證選取工具變量的有效性，并排除樣本中個體異方差的影響，增加估計結果的穩健性，本文進一步采用有限信息最大似然法（LIML）和廣義矩估計法（GMM）進行回歸，估計結果見表4。

通過表4可以看出，分別采用2SLS、LIML和GMM方法進行回歸的結果除了標準誤和系數大小存在一些微小差別外，顯著性和系數符號并無差別，說明在考慮了弱工具變量和個體異方差的影響下，回歸結果仍然穩健。并且在排除內生性問題的干擾后，各個變量對產業結構升級的影響與前文相比除了系數大小和顯著水平發生一些變化外，其他結果變化不大。具體結果為：對外直接投資水平的系數在1%的水平下顯著為正，說明OFDI顯著促進了國內產業結構升級。我國正處于深化改革的關鍵時期，轉變產業發展模式、提高生產效率以及提升核心競爭力是當前發展問題的關鍵。企業通過OFDI的邊際產業轉移、逆向技術溢出、關聯產業倒逼和關鍵資源補充等效應將國內落后的產業轉移至國外，并獲得先進的生產技術和關鍵資源。在此基礎上通過學習、消化和吸收進行技術的再創新，提高生產效率的同時完善產業結構，進而促進產業結構升級并提升自身國際競爭力。

其他控制變量如人力資本水平、經濟發展水平、科技創新水平和國內投資水平的回歸系數均與前文固定效應模型的回歸結果保持一致。但是，基礎建設水平的回歸系數為負，但在固定效應模型和考慮了內生性問題后結果卻不顯著。本文認為這里的基礎建設水平是利用公路、內河與鐵路的總里程加以測度，在中國目前的發展中，產業的發展已經逐漸轉變為依靠技術創新、投資驅動和人力資本等新時期的“軟基建”，基礎建設水平特別是交通方面的建設規模等“硬基建”在中國產業發展中的重要作用已經逐漸減弱。

（四）基于異質性環境規制調節作用的分析

變量之間的交互項作為一種有效的內部傳導機制，能夠考察變量之間的互動效果或研究一種變量反作用于另一種變量進而影響其作用結果。因此，為進一步考慮異質性環境規制對OFDI促進產業結構升級的調節作用，分別在模型（5）中引入正式環境規制（eri）及正式環境規制與OFDI的交互項（eri×lnofdi）和非正式環境規制（ieri）及非正式環境規制與OFDI的交互項（ieri×lnofdi），構造如下異質性環境規制調節作用模型：

其中，β7和β8分別為正式環境規制、正式環境規制與OFDI交互項的回歸系數，其他符號與前文相同。非正式環境規制可參照式（6）進行構造，這里不再贅述。

表5列示了估計結果。可以看出，在正式環境規制作用下，對外直接投資、人力資本水平、經濟發展水平、科技創新水平、基礎建設水平和國內投資水平的回歸結果除了系數和顯著水平發生微小變化外，均與上文考慮內生性問題的分析結果（表4）保持一致，這里不再贅述。

正式環境規制的回歸系數在5%顯著水平上為正，說明正式環境規制產生的“創新補償效應”要大于“成本效應”，由此促進產業結構升級。但正式環境規制與對外直接投資交互項的回歸結果系數為負，并在5%的水平上顯著，這說明正式環境規制與對外直接投資之間的互動結果對產業結構升級產生了消極影響。這驗證了前文理論機制分析中所提到的一種情況，即過高的環境規制反而不利于OFDI促進產業結構升級。當正式環境規制強度過高時，由此產生的“成本效應”反而大于“創新補償效應”，對OFDI促進產業結構升級的作用產生反向擠壓，減弱OFDI促進產業結構升級的作用效果。

非正式環境規制和非正式環境規制與對外直接投資交互項的回歸結果系數分別為0.6863和-0.0598，并在10%水平上顯著，說明非正式環境規制引起的需求倒逼效應的確驅使了生產者進行清潔生產，亦或導致了產業轉移，進而促進產業結構升級。因此，以環保意識為核心的非正式環境規制是對正式環境規制的一個補充，其存在同樣能夠顯著促進產業結構升級。而非正式環境規制與對外直接投資的交互項系數顯著為負，說明過高的非正式環境規制強度同樣將會減弱OFDI促進產業結構升級的作用效果。

（五）基于動態面板回歸模型的實證檢驗

考慮到“波特假說”所具有的動態性特征以及產業結構調整具有的“慣性”特征，產業結構在升級的過程當中可能具有路徑依賴，即當期的產業結構水平還在一定程度上依賴于上一期的產業結構水平。鑒于此，本文進一步在式（5）（6）的基礎上引入產業結構升級的一階滯后項。

構造如下動態面板模型：

其中，θ為被解釋變量一階滯后項的待估計系數，其他各符號與前文相同。非正式環境規制可參照式（8）進行構造，這里不再贅述。在考慮模型內生性的基礎上采用一階差分廣義矩估計（DIFF-GMM）分別對基本動態面板模型、動態正式環境規制調節模型和動態非正式環境規制調節模型進行回歸，結果如表6所示。

從表6中可以看出，AR（1）和AR（2）檢驗表明隨機擾動項存在一階序列相關但不存在二階序列相關，接受“隨機擾動項不存在自相關”的原假設，Sargan檢驗對應的P值均大于0.1，均無法拒絕“工具變量不存在過度識別”的原假設，因此滿足DIFF-GMM估計方法有效性的假定。在基本模型中，產業結構升級的一階滯后項回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明產業結構升級的確是一個動態調整過程，即產業結構調整具有“慣性”，當期的產業結構水平顯著依賴于上一期的產業結構水平。其余變量回歸結果除系數大小和顯著水平發生微小變化外，變量的符號和顯著性均與上文一致，這里不再贅述。因此，這里通過動態面板回歸分析證實了產業結構調整的動態性，也進一步證明了前文結果的穩健性。

（六）基于異質性環境規制動態面板門檻模型的實證檢驗

基于前文分析，過高強度的環境規制反而會通過影響OFDI的逆向技術溢出效應、關聯產業倒逼效應和邊際產業轉移效應來削弱OFDI的逆向溢出，降低OFDI促進國內產業結構升級的效果。因此，本文進一步采用面板門檻模型考察異質性環境規制在OFDI促進產業結構升級過程中的門檻效應，并在此基礎上引入被解釋變量一階滯后項L.indit，構造如下動態面板門檻模型：

其中，γ1，…，γn為模型中待估計的門檻值，α1，α2，…，α2n為不同門檻區間的對外直接投資的待估計系數，I（·）為示性函數，當括號內表達式為真時取值為1，反之取值為0，其他符號與前文相同。非正式環境規制可參照式（9）進行構造，這里不再贅述。

考慮到動態面板門檻模型中被解釋變量的一階滯后項L.ind、對外直接投資水平lnofdi以及經濟發展水平lnedl具有較強的內生性，本文對動態面板門檻模型采用以下估計方法。首先，估計簡化型方程。利用面板模型最小二乘法分別對內生變量L.ind、lnofdi和lnedl

和它們的工具變量及其他外生變量進行回歸，獲得簡化型方程，并依據得到的簡化型系數估計值來預測L.ind、lnofdi和lnedl，分別得到擬合值

2.F值、P值和95%的置信區間均采用Bootstrap法反復抽樣300次得到。

最后，估計門檻模型系數。通過上文估計得到的門檻值，分別以正式環境規制eri和非正式環境規制ieri為門檻變量將樣本劃分為不同區間，然后利用兩種方法對門檻模型的系數進行估計。

第一種，基于上文得到的內生變量擬合值L.ind）[DD（][XC上大括.tif][DD）]、

lnofdi[DD（][XC上大括.tif][DD）]和

lnedl[DD（][XC上大括.tif][DD）]進行固定效應模型估計，結果如表8中第（1）（2）列所示;

第二種，利用DIFF-GMM估計方法對門檻模型系數進行估計，結果如表8中第（3）（4）列所示。

通過表7可以看出，正式環境規制和非正式環境規制的單一門檻分別在10%和5%的水平上顯著，門檻值分別為1.1434和0.6498，但不存在顯著的雙重門檻或三重門檻。通過圖2可以進一步觀察到單門檻的存在以及門檻值在95%水平下的置信區間，進而為下文的門檻系數回歸奠定基礎。

通過表8第（3）（4）列可以看出，利用DIFF-GMM估計方法對門檻模型進行回歸的結果中，AR（1）和AR（2）檢驗以及Sargan檢驗均滿足估計方法有效性的假定，因此回歸結果是可信的。具體為，在第（1）（2）列結果中，當正式環境規制強度小于等于門檻值時，OFDI的系數為0.0539，且在1%的水平上顯著，而當正式環境規制強度大于門檻值時，OFDI的系數縮小為0.0468并在5%的水平上顯著;當非正式環境規制強度小于等于門檻值時，OFDI系數為0.0670，且在1%的水平上顯著，而當非正式環境規制強度大于門檻值時，OFDI的系數縮小為0.0517并在5%的水平上顯著。說明當環境規制強度提高到一定程度后，其會減弱OFDI促進產業結構升級的作用。在第（3）（4）列結果中，當正式環境規制強度小于等于門檻值時，OFDI的系數為0.0196，且在5%的水平上顯著，而當正式環境規制強度大于門檻值時，OFDI系數縮小為0.0165，且在10%的水平上顯著;當非正式環境規制強度小于等于門檻值時，OFDI的系數為0.0356，且在1%的水平上顯著，而當非正式環境規制強度大于門檻值時，OFDI系數縮小為0.0192且在5%的水平上顯著，進一步證明環境規制提高到一定強度后的確會減弱OFDI對產業結構升級的促進作用。

通過以上兩種方法估計得出的門檻系數在大小上存在一些差別，本文認為是由于估計方法的不同。但兩種方法回歸的結果均證明環境規制強度提高到一定程度的確會減弱OFDI對產業結構升級的促進效果。說明當環境規制強度過高時由此產生的“成本效應”反而大于“創新補償效應”，對OFDI促進產業結構升級的作用產生反向擠壓，減弱OFDI促進產業結構升級的效果。被解釋變量的一階滯后項以及其他控制變量除了系數大小和顯著水平發生一些變化外，變量的符號和顯著性均未發生明顯變化，說明這里的回歸結果可信，也進一步檢驗了前文結果的穩健性。但是根據前文測算得出的各省份環境規制強度來看，以2017年為例，如圖3所示，正式環境規制強度大于1.1434的省份為山西、內蒙古、遼寧、安徽、江西、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏和新疆，非正式環境規制大于0.6498的省份為內蒙古、山西、甘肅、青海和寧夏。說明目前由于環境規制強度過高而導致OFDI促進產業結構升級效果減弱的地區主要為中西部省份，且集中在西部經濟較為落后的地區，而東部和中部經濟發展較好的省份環境規制強度均遠處在門檻值以下。本文認為這是由于近期我國在環保工作中出臺的“高壓政策”所導致。以上經濟較為落后的中西部省份在產業發展中存在結構單一、高污染和低價值溢出的特點，因此是國家環保政策的主要作用對象，利用高強度環境規制逼迫其擺脫對高污染行業的依賴，推動產業轉型，雖然暫時會減弱OFDI對產業結構升級的促進作用，但是強有力的環境規制將會主導產業結構升級，隨著產業的順利轉型，后期仍然會和東部及中部發達省份一樣實現環境規制對OFDI促進產業結構升級的積極作用。

五、結論與政策建議

本文采用理論推演和計量分析相結合的方法，選取2007—2017年各省份面板數據，利用動態面板模型和動態面板門檻模型，研究了OFDI和環境規制對產業結構升級的影響，并分析異質性環境規制的門檻效應。主要結論有如下三點：

第一，OFDI能夠顯著促進產業結構升級，且產業結構調整過程中存在明顯的“路徑依賴”，即當期的產業結構調整顯著依賴于上一期的產業結構水平。

第二，正式環境規制和非正式環境規制均能顯著促進產業結構升級，然而過高強度的環境規制會削弱OFDI對產業結構升級的促進效果，且在這一過程中，環境規制具有顯著的單門檻效應，但當前中國僅有少數經濟發展落后的中西部省份跨越了環境規制門檻值，大部分地區OFDI驅動產業結構升級的效應并未因環境規制而減弱。

第三，經濟“新常態”背景下傳統的基礎建設類“硬基建”促進產業轉型升級的作用已不再顯著，以技術創新、投資驅動和人力資本為代表的新時期“軟基建”驅動作用逐漸凸顯。

據此，本文提出如下政策建議：

第一，應當繼續鼓勵企業“走出去”，加大對投資企業的支持力度，為企業對外直接投資創造更加便利的條件。政府部門需要針對企業對外直接投資加強“硬件設施”建設和“軟件設施”建設。

“硬件設施”建設包括降低對外投資企業的稅收和信貸利率、放寬信貸約束、簡化國內的審批流程以及完善對外投資的法律環境等企業生存和發展所必需的關鍵因素。而“軟件設施”建設則包括建立完備的對外投資查詢信息庫，以及企業對外戰略投資研究智庫等起促進和輔助作用的軟實力。加強對主要投資東道國經濟、文化和市場的調研，介紹各國在該東道國投資成功和失敗的經典案例，針對特定地區的外商投資政策及時進行研究解讀，更新和維護對外直接投資查詢信息庫，為企業的對外投資提供更加快捷、精確的信息，提高企業對外投資的成功率。

第二，靈活使用環境保護政策工具，避免環境規制實行過程中“一刀切”的現象。針對不同污染程度和發展類型的企業應當注重環境規制的適用性，對于環境污染較低的投資型企業適度降低環境規制強度至門檻值以下，從而提高企業對外直接投資促進產業結構升級的效果。同時，現階段應當靈活利用企業對外直接投資來推動我國東中西部地區產業結構升級，對于經濟條件較好的東部和中部省份可以充分利用對外直接投資來促進產業結構升級，但對于經濟條件較落后的部分中西部省份目前則需要主要依靠環境規制來倒逼產業結構升級。

第三，加快“新基建”的頂層設計和配套政策的制定。應當從中央和地方兩個層面保障“新基建”的快速推進，在中央層面，應當加緊對“新基建”的頂層規劃并下發指導意見，并在指導意見的范圍內迅速推出專項資金和低利率專項貸款，為相關企業提供政策支持和資金保障。在地方層面，各級政府參照指導意見迅速啟動專項扶持機制，通過產業試驗區的形式助力企業開展數字轉型、智能升級和融合創新等服務型基礎設施體系建設，并通過劃撥專款和產業補貼的辦法來提高企業開展相關研究和生產的積極性。

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責任編輯、校對： 李再揚

Abstract： Based on the provincial panel data from 2007 to 2017 in China， this paper empirically studies the impact of OFDI on Chinas industrial structure upgrading and the regulatory effect of heterogeneous environmental regulation on OFDI promotion of industrial structure upgrading by using fixed effect model considering endogeneity and dynamic panel model. The threshold effect of heterogeneous environmental regulation is tested by dynamic panel threshold model. The results show that OFDI and formal environmental regulation can significantly promote industrial structure upgrading and industrial structure upgrading has obvious path dependence. Excessive formal environmental regulation and informal environmental regulation will weaken OFDIs promotion to industrial structure upgrading， and they also have a significant single threshold effect in this process. The traditional infrastructure construction is no longer a significant factor to promote the upgrading of industrial structure under the background of economic development in the new period.

Keywords： OFDI; environmental regulation; industrial structure upgrading; threshold effect