李曉英

摘要：本文利用空間計量模型實證檢驗了我國FDI和環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用，研究發(fā)現(xiàn)：FDI和環(huán)境規(guī)制均顯著促進(jìn)了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級；環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有倒逼效應(yīng)，對FDI促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級具有正向引導(dǎo)作用。同時，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境規(guī)制存在空間外部性，影響周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局和調(diào)整。上述結(jié)論有著重要的政策含義，即我國在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級進(jìn)程中，在借助環(huán)境規(guī)制引導(dǎo)FDI促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的同時，應(yīng)進(jìn)一步深化區(qū)域間環(huán)境規(guī)制的協(xié)調(diào)與合作，形成共贏的合理化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)空間格局。

關(guān)鍵詞：FDI；環(huán)境規(guī)制；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-2848-2018（02）-0104-10

一、 引 言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大的成就，在GDP增速持續(xù)高增長的同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也明顯優(yōu)化：1991年到2014年期間，我國第一產(chǎn)業(yè)占比從242%下降到92%，第三產(chǎn)業(yè)占比從345%上升到482%。伴隨經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和投資環(huán)境的改善，外商直接投資（FDI）流入量也持續(xù)增長。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展組織發(fā)布的《全球投資趨勢監(jiān)測報告》，2014年我國FDI流入額約為1280億美元，成為全球最大的FDI接收國。從分布上看，F(xiàn)DI主要集中在我國的第二產(chǎn)業(yè)，尤其是工業(yè)部門，其次是以低端服務(wù)為主的第三產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)的比重最低。不斷流入的FDI對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生了重要的影響[1-3]，但是由于差異化的區(qū)域特征，F(xiàn)DI對我國不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整作用有強(qiáng)有弱[4]。

隨著改革開放的不斷深化，我國已從短缺經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向過剩經(jīng)濟(jì)，粗放型的增長模式也給生態(tài)環(huán)境造成了一些負(fù)擔(dān)。根據(jù)耶魯大學(xué)發(fā)布的《2016年環(huán)境績效指數(shù)報告》，我國成為PM25超標(biāo)的“重災(zāi)區(qū)”，環(huán)境績效指數(shù)（EPI）排名倒數(shù)第二[5]，環(huán)境問題一定程度上成為阻礙FDI進(jìn)一步流入的重要障礙。這意味著，長期以來“以環(huán)境換增長”的發(fā)展模式必須開始改變[6]。

金融危機(jī)之后，“逆全球化”趨勢開始抬頭，國際投資環(huán)境普遍低迷，能否利用環(huán)境規(guī)制引導(dǎo)外資促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展，是目前亟待解決的一個重要問題。

二、 文獻(xiàn)綜述

FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點，雖然取得了豐富的成果，但結(jié)論并不完全一致。一些研究表明，F(xiàn)DI有助于促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，優(yōu)化東道國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)[7]。東道國借助FDI獲得技術(shù)含量高的中間品，為后續(xù)的技術(shù)升級創(chuàng)造了條件[8]；同時，外商對東道國供應(yīng)商提供的技術(shù)支持和管理培訓(xùn)也有助于促進(jìn)供應(yīng)商的技術(shù)升級[9]。此外，技術(shù)外溢能夠進(jìn)一步促進(jìn)東道主國經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[10-11]。當(dāng)然，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效果在不同國家和經(jīng)濟(jì)部門之間存在顯著不同[12]。相反，也有部分學(xué)者研究得出FDI不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)論，指出：東道國企業(yè)容易陷入對FDI的依賴，進(jìn)而鎖定于低附加值生產(chǎn)環(huán)節(jié)，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，特別是技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展[13-15]。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的研究結(jié)論也不一致。一方面，F(xiàn)DI流入我國帶來了大量先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備、管理經(jīng)驗及相關(guān)技術(shù)不僅推動了我國產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張，有利于產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)改善，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在積極效應(yīng)和催化作用[16-17]，特別是對第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整更為顯著[18]。但也有學(xué)者指出，F(xiàn)DI在帶動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時也阻礙了本土產(chǎn)業(yè)的成長和發(fā)展[19-20]，F(xiàn)DI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)存在虛擬性[21]。

隨著生態(tài)破壞、環(huán)境污染及資源能源日趨匱乏等問題的出現(xiàn)，一些研究者也注意到FDI流入在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級的同時，也加劇了環(huán)境污染。自Copeland & Taylor提出污染天堂假說（Pollution Haven Hypothesis）以來[22]，對環(huán)境規(guī)制的認(rèn)識和研究逐步深入，關(guān)于環(huán)境規(guī)制對FDI影響的相關(guān)問題也成為學(xué)術(shù)界討論的新熱點。通過合理的環(huán)境規(guī)制政策可以使FDI在提升經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的同時也能夠?qū)崿F(xiàn)環(huán)境保護(hù)的雙贏局面[23-24]。環(huán)境規(guī)制能有效的抑制污染密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[25]，可以促進(jìn)技術(shù)效率、技術(shù)創(chuàng)新和綠色全要素生產(chǎn)率的提高[26]，進(jìn)而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化。不過，Lanoie et al.[27]和Rubashkina et al.[28]研究指出，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新雖有積極影響，但未能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效果不顯著。Testa et al.[29]和Boyd & McClelland[30]對歐洲國家重度污染行業(yè)的研究后得出環(huán)境規(guī)制在短期內(nèi)不利于改善企業(yè)經(jīng)營績效，對行業(yè)長期發(fā)展具有一定的積極影響。我國學(xué)者對環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究結(jié)論也不一致，董敏杰、張三峰和卜茂亮等發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制趨緊有利于我國產(chǎn)業(yè)國際競爭力提升[31-32]，而余東華和胡亞男等指出不能確定環(huán)境規(guī)制有利于國際競爭力提升[33]。還有學(xué)者對環(huán)境規(guī)制與區(qū)域生態(tài)效率[34]、經(jīng)濟(jì)增長[35]、出口競爭力[36]等關(guān)系進(jìn)行了研究。對環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)升級關(guān)系進(jìn)行研究的文獻(xiàn)并不多，陸菁指出環(huán)境規(guī)制的倒逼機(jī)制可有效推動產(chǎn)業(yè)升級[37]，原毅軍和謝榮輝指出適度的環(huán)境規(guī)制會促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整或產(chǎn)業(yè)升級[38]。

由上述文獻(xiàn)可得出，F(xiàn)DI主要通過技術(shù)溢出路徑實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，而環(huán)境規(guī)制是FDI技術(shù)有效溢出的重要保障。我國各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平在空間上存在差異性，這種差異性在一定程度上決定了FDI分布及其優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的效果。在假設(shè)環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有空間外部性下，環(huán)境規(guī)制是否引導(dǎo)了FDI優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)？這是本文借助空間計量模型需要回答的主要問題。

三、 研究設(shè)計：模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

根據(jù)以上文獻(xiàn)分析，設(shè)定檢驗?zāi)Ｐ捅仨氉⒁庖韵录s束機(jī)制：一是地方政府的環(huán)境規(guī)制政策是在考慮了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平狀況之后做出的相關(guān)決定，進(jìn)而受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的制約；同時，區(qū)域環(huán)境規(guī)制又會影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，進(jìn)而“促進(jìn)”或“制約”產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；二是FDI流入產(chǎn)生的技術(shù)溢出和競爭效應(yīng)，影響企業(yè)采用新技術(shù)、新工藝，影響整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；三是FDI也受到環(huán)境規(guī)制的影響，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，避免了FDI流入“三高”行業(yè)，因而，環(huán)境規(guī)制和FDI的相互作用可能促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。基于此，本文構(gòu)建的基準(zhǔn)計量模型如下：

ISit=β0+β1FDIit+β2EREit+β3FDIit*EREit+

β4Xit+εit（1）

模型（1）中的β0為常數(shù)項，i表示區(qū)域，t表示年份，ISit表示i?。ㄊ校┰趖年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，F(xiàn)DIit表示i?。ㄊ校┰趖年的FDI存量，EREit表示i?。ㄊ校┰趖年的環(huán)境規(guī)制水平，F(xiàn)DIit*EREit表示FDI存量（FDI）與環(huán)境規(guī)制（ERE）強(qiáng)度的交互項，Xit表示對應(yīng)的控制變量，εit為隨機(jī)擾動項。

在地方政府競爭背景下，?。ㄊ校┰O(shè)定環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度時，可能是對周邊區(qū)域行為的“模仿”或“差異化”戰(zhàn)略反應(yīng)[34]。因此，研究空間異質(zhì)的FDI、環(huán)境規(guī)制對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響需要考慮區(qū)域間FDI、環(huán)境規(guī)制及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的空間相關(guān)性，即需要借助空間計量模型來全面考察FDI和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。因此，將被解釋變量的空間滯后變量引入模型（1），構(gòu)造如下的空間自回歸模型（Spatial Autoregressive Model，SAR）：

ISit=β0+β1FDIit+β2EREit+β3FDIit*EREit+β4Xit+ρW*ISit+εit（2）

模型（2）中，W*ISit為被解釋變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平的空間滯后變量，度量了周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對i地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。ρ為空間自回歸系數(shù)：ρ>0表示周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對i區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有正向影響，即區(qū)域產(chǎn)業(yè)具有“模仿”性；ρ<0表示周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對i區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有負(fù)向的影響，即區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是“差異化”戰(zhàn)略；ρ=0意味著區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不存在空間相關(guān)和依賴性。W是空間權(quán)重矩陣。

將變量的空間依賴性引入到模型（1）的誤差項中，構(gòu)造空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），形式如下：

ISit=β0+β1FDIit+β2EREit+β3FDIit*EREit+

β4Xit+εit

εit=λW*εit+μit

μi～N（0，σ2i）（3）

模型（3）中，λ反映殘差之間的空間依賴性，為空間誤差系數(shù)，與模型（2）相同，W為空間權(quán)重矩陣。

空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的變量存在空間相關(guān)性，可能引發(fā)內(nèi)生性問題，采用OLS法進(jìn)行估計會產(chǎn)生偏誤，而極大似然估計方法（MLE）可以較好地克服這一問題[39]。因此，本文將采用極大似然方法（MLE）對模型（2）和模型（3）進(jìn)行估計。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平（IS）。目前，現(xiàn)有文獻(xiàn)資料中常見的衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)有兩種：一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化[40-42]，二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化[43-46]。相對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化更能反映出各省（市）的經(jīng)濟(jì)條件變化受FDI和環(huán)境規(guī)制的影響，因此，本文擬采用各省（市）的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。文獻(xiàn)中一般采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度系數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度系數(shù)沒有充分考慮各產(chǎn)業(yè)的重要程度不同，干春暉等提出采用泰爾指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化[40]。泰爾指數(shù)雖然考慮了各產(chǎn)業(yè)的重要程度，但可能忽視了不同產(chǎn)業(yè)偏離度抵消的情況，進(jìn)而引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的“假合理”[41]。本文借鑒呂明元和尤萌萌的思路，在綜合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度系數(shù)和泰爾指數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)造產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平表達(dá)式如下。

ISit=100/∑ni=1YitYt

Yit/LitYt/Lt-12（4）

（4）式中，IS表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理合理化水平，L為就業(yè)人數(shù)，Y為國民生產(chǎn)總值（GDP），t表示年份，i=1、2、3分別表示第一、第二及第三產(chǎn)業(yè)。Yit/Yt為t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，即第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全區(qū)域生產(chǎn)總值的比重，Lit/Lt為第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全區(qū)域就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重，即t年的就業(yè)結(jié)構(gòu)，IS值越大表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平越高。各省產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)人口的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫及各省統(tǒng)計年鑒。

2.解釋變量

（1）外商直接投資（FDI）。實證研究中，F(xiàn)DI數(shù)據(jù)有存量[47-48]和流量[49-50]之分，相較而言，存量更能反映FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長期影響。本文采用各?。ㄊ校嶋H利用外資額來表示外商直接投資的流量情況，然后根據(jù)永續(xù)盤存法將流量轉(zhuǎn)化為存量

需要提醒的是，由于每年的外商直接投資數(shù)據(jù)以當(dāng)年美元價格計算，本文換算成人民幣時，依據(jù)的是當(dāng)年美元兌人民幣的年平均匯率進(jìn)行折算的。，外商直接投資流量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫和各省統(tǒng)計年鑒。

（2）環(huán)境規(guī)制（ERE）。由于環(huán)境規(guī)制的實施依賴于地區(qū)環(huán)境污染現(xiàn)狀、政府管制意愿等，不同區(qū)域推行的規(guī)制政策強(qiáng)度也存在空間差異，因而測度環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度比較困難。目前主流的代理變量選擇方案包括：治污投資占企業(yè)總成本的比重[51]、人均收入水平[52]、單位產(chǎn)值污染排放強(qiáng)度[53-54]，以及污染治理投資額與工業(yè)廢水排放量之比[6]等。這些方法都是采用單一指標(biāo)，不能全面反映環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文參考傅京燕和李麗莎等做法，選取各?。ㄊ校煼蹓m去除率、二氧化硫去除率、固體廢物綜合利用率及廢水排放達(dá)標(biāo)率構(gòu)建綜合測量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度指標(biāo)[55]。不同?。ㄊ校┑膹U水、廢氣和固體廢物等污染排放比重不同，同一?。ㄊ校﹥?nèi)這些污染物的排放比重也不同。因此，對各省（市）的“三廢”指標(biāo)賦予權(quán)重，以反映環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化。構(gòu)造環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度測算式（5）如下：

EREit=14∑4j=1Qijt∑QijtYit∑Yit*PRijt（5）

EREit值表示t年i省的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，其值越大，表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大。Qijt為t年i省份j污染物的排放量，∑Qijt為j污染物的t年全國排放總量，Yijt為t年i省份的工業(yè)增加值，∑Yit為全國t年的工業(yè)增加值，PRijt為t年i省j污染物指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值

需要說明的是，為了消除各?。ㄊ校煼蹓m去除率、二氧化硫去除率、固體廢物綜合利用率及廢水排放達(dá)標(biāo)率等指標(biāo)間的不可公度性，在此對個污染物單項指標(biāo)進(jìn)行線性標(biāo)準(zhǔn)化處理，為了行文的連貫，不再報告具體處理過程。

。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為了將變量調(diào)整為可比價格，本文以1995年為基期，采用GDP平減指數(shù)對貨幣量變量進(jìn)行價格平減，以消除價格波動的影響。

（3）FDI與環(huán)境規(guī)制的交互項（FDI*ERE）。由于FDI和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度之間可能存在著交互作用，本文引入交互項（FDI*ERE）來考察環(huán)境規(guī)制是否會加強(qiáng)或削弱FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響以及FDI是否會加強(qiáng)或削弱環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用。

3.控制變量

（1）金融發(fā)展水平（FINANCE）。較高的金融發(fā)展水平可以提高區(qū)域的儲蓄投資轉(zhuǎn)化率，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，加快資本積累，改善資本配置效率，進(jìn)而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[56-57]。文獻(xiàn)中一般采用一國或地區(qū)的M2占GDP比重來度量其金融發(fā)展水平，但由于我國投資渠道不暢通、交易手段落后及支付體系低效等原因會導(dǎo)致這一指標(biāo)高估我國省（市）的金融發(fā)展水平[58]。本文借鑒杜思正、冼國明等的做法，采用金融相關(guān)率作為我國區(qū)域金融發(fā)展水平的代理變量[59]，即用區(qū)域金融資產(chǎn)占生產(chǎn)總值（GDP）的比重來衡量用金融相關(guān)率，系數(shù)符號預(yù)期為正。

（2）基礎(chǔ)設(shè)施（INFRA）。高效基礎(chǔ)設(shè)施可降低運(yùn)輸成本，提高流通效率，促進(jìn)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)合作，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化發(fā)展[60]。本文度量各?。ㄊ校┑幕A(chǔ)設(shè)施條件是采用單位面積上的鐵路、公路和內(nèi)河航道里程總數(shù)，系數(shù)符號預(yù)期為正。

（3）市場化程度（MARK）。以競爭為手段和需求為導(dǎo)向的市場化機(jī)制，可有效地優(yōu)化配置資源，提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率。故此，一個地區(qū)的市場化程度越高，越有利于企業(yè)間開展公平有序的競爭，對推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化作用也就越大。市場化程度涉及諸多因素，不易度量，本文借鑒冼國明和冷艷麗做法，采用城鎮(zhèn)非國有單位就業(yè)人員數(shù)占城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)的比例代理市場化程度[50]，系數(shù)符號預(yù)期為正。

（4）勞動力成本（WAGE）。勞動力成本與企業(yè)的投資活動密切相關(guān)，也是一個區(qū)域要素稟賦的重要反映[61]，改革開放以來，低廉的勞動力資源是我國吸引FDI的優(yōu)勢之一[62]。本文采用區(qū)域城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資作為勞動力成本的代理變量，系數(shù)符號不確定。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》以及Wind數(shù)據(jù)庫。

（5）政府支出（EXPEN）。為彌補(bǔ)市場缺陷，實施宏觀調(diào)控需要政府支出，對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)穩(wěn)定優(yōu)化升級具有重要的影響。同時，政府通過增加科教文衛(wèi)等方面的支出，可為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)造一個良好的轉(zhuǎn)型發(fā)展環(huán)境[63]。本文采用各?。ㄊ校┴斦С鰜泶淼胤秸С鏊?，系數(shù)符號預(yù)期為正。

（6）技術(shù)水平（TECH）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)走向高級化和合理化，離不開技術(shù)的支撐。借鑒上官緒明的思路，本文首先采用各?。ㄊ校＠暾垟?shù)代理技術(shù)水平的流量指標(biāo)，然后借助永續(xù)盤存法將?。ㄊ校┘夹g(shù)水平流量轉(zhuǎn)化為存量[48]，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

（7）人力資本存量（HUMAN）。目前我國產(chǎn)業(yè)從資本密集型向技術(shù)密集型演進(jìn)，高技能人才和創(chuàng)新人才對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級具有重要的作用[64]。已有文獻(xiàn)對人力資本的度量不盡相同，Jorgenson & Fraumeni提出的收入法在人力資本測量領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用[65]，而且所要求的數(shù)據(jù)和變量相對容易獲得，《中國人力資本報告》采用了JF方法對我國省級層面人力資本存量進(jìn)行了估算，并根據(jù)我國國情進(jìn)行了有效改進(jìn)，保證了估算數(shù)據(jù)的可靠性及國際的可比性，本文的人力資本（HUMAN）存量將采用2016《中國人力資本報告》中的各?。ㄊ校┤肆Y本（H）存量數(shù)據(jù)，系數(shù)符號預(yù)期為正。

四、 實證結(jié)果及分析

（一）空間相關(guān)性分析

在進(jìn)行空間計量實證檢驗之前，需要考察變量是否存在空間自相關(guān)和空間依賴性，以評價是否需要借助空間計量模型進(jìn)行檢驗。這里采用全局莫蘭指數(shù)（Morans I）分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平、FDI和環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在地理空間分布上的相關(guān)性和依賴性。空間自相關(guān)（Spatial Autocorrelation）的表現(xiàn)是位置相鄰或相近的變量取值具有相似性，當(dāng)全局莫蘭指數(shù)I值大于0時，表明變量存在正向空間自相關(guān)，空間地理分布呈現(xiàn)為低值與低值集聚或高值與高值集聚；當(dāng)全局莫蘭指數(shù)I值小于0時，表明變量存在正向空間自相關(guān)，空間地理分布呈現(xiàn)為低值與高值集聚或高值與低值集聚；當(dāng)全局莫蘭指數(shù)I值接近0時，表明變量的空間地理分布是隨機(jī)的，不存在空間自相關(guān)現(xiàn)象。

由表1可知，在1%的顯著水平上，F(xiàn)DI、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ERE）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平（IS）的莫蘭指數(shù)I大于0，說明我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)在空間地理分布上呈現(xiàn)出顯著的趨同現(xiàn)象，即存在顯著的空間正自相關(guān)性。因此，使用空間計量模型是合理且必要的。

表1 FDI、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平的

全局莫蘭指數(shù)I檢驗結(jié)果

注：以上報告的是單邊檢驗結(jié)果，E（I）是莫蘭指數(shù)I的期望值，Sd（I）是莫蘭指數(shù)I的方差，Z值是莫蘭指數(shù)I的Z檢驗值，P值為伴隨概率。

（二）空間計量模型估計結(jié)果及分析

基于31省1998—2014年的空間面板數(shù)據(jù)，借助SAR模型和SEM模型進(jìn)行實證檢驗，參數(shù)估計結(jié)果報告于表2和表3。

在5%的顯著性水平上，SAR模型的拉格朗日乘數(shù)和穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)檢驗則均拒絕了“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)。SEM模型的拉格朗日乘數(shù)和穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)檢驗均接受原假設(shè)。檢驗結(jié)果支持采用空間計量模型對FDI、環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行分析，且就本文的樣本數(shù)據(jù)而言，根據(jù)Anselin簡易判斷法則[66]，SAR模型較SEM模型更適合。鑒于此，本文對變量間關(guān)系的解釋以SAR模型的估計結(jié)果為基準(zhǔn)，而以SEM模型的估計結(jié)果作為比較分析和穩(wěn)健性說明。

表2中空間自回歸系數(shù)ρ和表3中的空間誤差系數(shù)λ估計值為正，且在1%的水平上均顯著，故產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在空間自相關(guān)性，在空間地里分布上存在著空間路徑依賴?？梢?，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅受到本地FDI、環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度等相關(guān)解釋變量的影響，還受到周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

表2和表3中環(huán)境規(guī)制（ERE）的回歸結(jié)果顯示，估計系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有著顯著的倒逼效應(yīng)，這在一定程度上支持了Porter等和張成等的研究結(jié)論[67-68]。地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展壓力下，出現(xiàn)環(huán)境規(guī)制政策執(zhí)行不力或有制度不執(zhí)行的可能性較大，甚至?xí)l(fā)區(qū)域的環(huán)境監(jiān)管和執(zhí)行的相互效仿，這會增加外資向“三高”產(chǎn)業(yè)投資的盈利預(yù)期，進(jìn)而影響該區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有效調(diào)整。

在1%的顯著水平上，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響為正。這與Kokko[13]和Tanna[14]等的研究結(jié)論不同，但支持了Caves[9]、Blomstrm和Persson[10]、Vu和Noy[11]等的觀點。在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下，F(xiàn)DI能夠有效降低企業(yè)引進(jìn)技術(shù)、提升效率的成本。

FDI與環(huán)境規(guī)制交互項（FDI*ERE）的回歸系數(shù)為正，在1%的水平上顯著，說明FDI和環(huán)境規(guī)制不僅各自對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有直接影響，其交互作用還對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生間接影響。其中，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的邊際效應(yīng)為ISitFDIit=β1+β3*EREit，由表2和表3的估計結(jié)果知，β1和β3的符號均為正，表明環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度會加強(qiáng)正向影響，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的總體影響為正。環(huán)境規(guī)制對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的邊際效應(yīng)為ISitEREit=β2+β3*FDIit，由表2和表3的估計結(jié)果知，β2和β3的值均為正，說明了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有倒逼效應(yīng)，也表明FDI會進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的倒逼效應(yīng)。

表2和表3的2～8列是在模型中逐步加入控制變量的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，F(xiàn)DI和環(huán)境規(guī)制及其相互作用的交互項的估計系數(shù)的符號、大小及顯著性均變化不大，說明FDI和環(huán)境規(guī)制對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進(jìn)作用比較穩(wěn)定。金融發(fā)展水平（FINANCE）、基礎(chǔ)設(shè)施（INFRA）、政府支出（EXPEN）以及人力資本（HUMAN）參數(shù)估計值均大于

表2 空間自回歸誤差模型（SAR）估計結(jié)果

需要說明的是，變量采用小寫字母報告是變量取自然對數(shù)之后的對應(yīng)值，以下相同，不再說明。

注：*、**及***分別表示在10%、5%及1%水平上具有顯著性，括號內(nèi)的值是標(biāo)準(zhǔn)誤。ρ表空間滯后系數(shù)。

表3 空間誤差模型（SEM）估計結(jié)果

注：*、**及***分別表示在10%、5%及1%水平上具有顯著性，括號內(nèi)的值是標(biāo)準(zhǔn)誤。λ表示空間誤差系數(shù)。

0， 且在1%水平上統(tǒng)計顯著，與理論預(yù)期一致。市場化程度（MARKET）參數(shù)估計值小于0，但統(tǒng)計上不顯著，意味著目前我國市場化程度不高，優(yōu)勝劣汰機(jī)制還沒有很好的在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中體現(xiàn)。勞動力成本（WAGE）的估計系數(shù)小于0，有的模型顯著，有的模型不顯著。這可能是由于勞動力成本存在雙向作用，一方面勞動力成本的上升可以迫使企業(yè)向價值鏈的高端發(fā)展，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化，另一面勞動力成本上升不利于吸收FDI，即不利于借助外資先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，綜合來看目前勞動成本上升是不利于我國區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

（三）內(nèi)生性問題與穩(wěn)健性檢驗

被解釋變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平與解釋變量FDI之間可能存在的反向因果關(guān)系，也就是說當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高，對FDI的質(zhì)量要求也越高，這就導(dǎo)致模型可能存在內(nèi)生性問題，引發(fā)回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤，不具有穩(wěn)健性。為了解決本文的內(nèi)生性問題，借鑒上官緒明的做法，采用1985年的對外開放度作為FDI工具變量，以消除內(nèi)生性帶來的估計偏差問題[48]。采用歷史對外開放度作為工具變量的原因是，1985年的對外開放度是歷史政策形成的，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平無直接影響，故滿足外生性，同時，從我國開放政策來看，開放越早的區(qū)域吸收的FDI越多，質(zhì)量也越高，由此可見，1985年的對外開放度與FDI相關(guān)，滿足相關(guān)性。因此，本文選取1985年的對外開放度作為工具變量，使用異方差穩(wěn)健的

表4 穩(wěn)健性檢驗

注：*、**及***分別表示在10%、5%及1%水平上具有顯著性，括號內(nèi)的值是標(biāo)準(zhǔn)誤。ρ表空間滯后系數(shù)。

標(biāo)準(zhǔn)誤對SAR模型進(jìn)行統(tǒng)計推斷

需要說明的是，本文在實際操作過程中，也采用了工具變量法對空間誤差模型（SEM）進(jìn)行了估計，得到的結(jié)果與對空間自回歸模型（SAR）估計的結(jié)果相當(dāng)，也具有穩(wěn)健性，為了節(jié)省版面，在此不再報告。

，結(jié)果報告于表4。由表4可知，關(guān)鍵解釋變量的估計系數(shù)變化不顯著，作用方向和顯著性水平基本不變，說明前文的估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、 結(jié)論與啟示

本文基于構(gòu)造的空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），采用31省的1998—2014年的空間面板數(shù)據(jù)，考察了FDI、環(huán)境規(guī)制及其交互作用對我國區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。進(jìn)一步采用1985年對外開放度作為FDI的工具變量，以消除內(nèi)生性帶來的估計偏差問題，證實采用極大似然法對SAR模型和SEM模型的估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。得到的主要結(jié)論及政策啟示如下：

一是，F(xiàn)DI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化具有顯著的正向促進(jìn)作用。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下，外商直接投資能夠降低我國企業(yè)技術(shù)、效率提升的成本，即技術(shù)引進(jìn)是我國企業(yè)尋求外商直接投資的主要動因，大量引進(jìn)FDI是對企業(yè)自主研發(fā)技術(shù)存量不足和金融信貸市場不完善和金融效率不高的一種替代。因此，中央和地方政府應(yīng)進(jìn)一步完善我國FDI政策及管理體系：中央層面應(yīng)出臺明確的制度控制引資的質(zhì)量，地方政府則通過事前的引資計劃和申報管理，事中的環(huán)境規(guī)制約束，以及事后的污染補(bǔ)償和監(jiān)督問責(zé)等對FDI質(zhì)量進(jìn)行有效控制。

二是，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有著顯著的正向促進(jìn)作用。地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展壓力下，出現(xiàn)環(huán)境規(guī)制執(zhí)行不力或有制度不執(zhí)行的可能性較大，甚至?xí)l(fā)區(qū)域的環(huán)境監(jiān)管和執(zhí)行的相互效仿，這會增加FDI向內(nèi)地高污染產(chǎn)業(yè)投資的盈利預(yù)期，進(jìn)而影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。因此，我國應(yīng)以環(huán)境規(guī)制政策為導(dǎo)向，加快制定相關(guān)環(huán)境規(guī)制政策，充分發(fā)揮其引導(dǎo)FDI促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正面效應(yīng)，進(jìn)而形成FDI、環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級之間的良性循環(huán)。

三是，F(xiàn)DI和環(huán)境規(guī)制不僅各自對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有直接影響，其交互作用還對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生間接影響，即環(huán)境規(guī)制會加強(qiáng)FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進(jìn)作用，F(xiàn)DI會進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)效應(yīng)?；谀壳拔覈?jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的特殊時期，需妥善處理好FDI和環(huán)境規(guī)制之間的關(guān)系。因此，在深化改革開放進(jìn)程中，既要引進(jìn)高質(zhì)量的FDI，又要加快環(huán)境規(guī)制建設(shè)，才能積極穩(wěn)妥地推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。

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責(zé)任編輯、 校對： 李再揚(yáng)