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摘要：本文基于中国2007—2017年省级面板数据，利用考虑内生性的固定效应模型和动态面板模型，实证考察了OFDI对中国产业结构升级的影响，以及异质性环境规制对OFDI促进产业结构升级的调节作用，并利用动态面板门槛模型检验了异质性环境规制的门槛效应。结果表明：OFDI和环境规制能够显著地促进产业结构升级，且产业结构升级具有明显的路径依赖;过高强度的正式环境规制和非正式环境规制会削弱OFDI对产业结构升级的促进效果，且正式环境规制和非正式环境规制在这一过程中均存在单门槛效应;在新时期经济发展背景下，传统的基础建设水平已不再是促进产业结构升级的显著因素。
关键词：OFDI;环境规制;产业结构升级;门槛效应
文献标识码：A
文章编号：1002-2848-2021（02）-0109-14
改革开放40多年来，中国经济以超过9%的年均增长率保持高速增长，创造了人类经济发展史上的“中国奇迹”。与此同时，产业结构不合理、供给需求不匹配、区域发展不平衡等结构性问题也困扰着中国经济能否“行稳致远”。在这一背景下，促进产业结构升级、转换经济增长动力成为新时代经济发展的迫切要求。而对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）作为获取国外先进技术和资源的重要渠道，其优化产业结构的作用正逐渐显现。联合国贸易和发展会议（United Nations Conference on Trade and Development，UNCTAD）发布的《2019年世界投资报告》显示，2018年中国的OFDI规模已经达到1300亿美元，占全球当年流量的10%，并位居世界第二位①，这表明中国的OFDI已经成为全球国际投资的重要组成部分，具有规模优势和发展前景。那么，在中国经济发展的这一历史关口，能否利用OFDI来促进产业结构升级，推动中国经济高质量发展，是一个亟需回答的问题。
但是，随着“污染避难所”和“污染光环”这两种关于外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）对东道国环境影响的对立假说的激烈讨论，已有学者发现FDI在影响东道国技术创新、能源效率和产业调整时，其作用效果会受到环境规制强度的影响[1]。令人遗憾的是，这些研究大多聚焦在东道国环境规制对FDI进入本国作用效果的影响，较少关注环境规制对OFDI作用效果的影响，实际上母国的环境规制对OFDI的影响可能更为直接[2]。因此本文拟基于环境规制视角研究OFDI对产业结构升级的影响，以期为推动中国经济高质量发展提供参考。
一、文献综述
目前，关于环境规制、OFDI和产业结构升级三者之间关系的研究主要分为OFDI对母国产业结构升级的影响，环境规制对母国产业结构升级的影响，以及环境规制对OFDI促进产业结构升级作用效果的影响。
首先，OFDI作为提升母国产业结构升级的一种手段，其作用效果已逐渐显现。早期关于OFDI与产业结构升级关系的研究主要集中在发达国家和地区，其中Driffield等[3-5]分别以英国、爱尔兰和马来西亚等为样本进行了实证研究，结果均发现OFDI有利于母国的产业结构升级。与此同时，随着“第三世界”的崛起，发展中国家逐渐在世界经济体系中扮演了重要角色，越来越多的企业开始对外投资，包括中国在内的新兴市场国家通过OFDI对母国产业结构升级产生的积极作用也逐渐凸显[6]。但有学者却认为中国利用OFDI促进产业结构升级的作用效果还有待进一步提高[7]，或认为中国OFDI对产业结构升级的促进作用具有J型特征[8]。随着相关研究的进一步开展，有学者发现OFDI对产业结构升级的促进作用在劳动密集型行业和资本与技术密集型行业存在显著差异[9]，且OFDI不但显著促进了本地区产业结构升级，还通过空间溢出效应提升周边地区的产业结构水平[10]，并且这一促进作用表现出明显的地区差异和时滞特征[11]。
其次，环境规制能够显著地促进母国产业结构升级已基本达成共识。一些学者采用面板回归和因果识别等方法证实了环境规制对产业结构升级具有促进作用，但其促进效果还有待进一步提高[12]。并且在我国沿海地区，环境规制和产业结构升级存在U型结构关系，这些沿海城市的环境规制强度已经越过拐点对产业结构升级开始起到促进作用[13]。但是，这些研究大多仅考虑了正式环境规制，忽略了非正式環境规制在产业结构升级中的作用，缺乏对环境规制异质性的讨论。另有一些学者则研究发现环境规制对母国产业结构升级的促进效果依赖于当地的资源配置、金融发展和政府行为等因素[14-15]。
最后，OFDI对产业结构升级的作用效果依赖于环境规制强度的大小，环境规制在这一过程中主要表现为对OFDI逆向溢出效应的调节作用。例如，OFDI通过其绿色技术创新效应对母国的产业结构升级起到促进作用，但过高的环境规制强度将通过“成本效应”增加企业的非生产性成本，以至于降低OFDI的绿色技术创新效应，从而导致促进产业结构升级的效果减弱[16-17]。一些学者则在这一调节作用的基础上，进一步发现环境规制具有显著的门槛效应，即环境规制强度的大小会影响到OFDI的逆向创新溢出效应[18]，因此建议应当动态调整环境规制强度以最大程度地获得OFDI的逆向创新溢出效应[19]，进而有效利用OFDI促进产业结构升级。
从上述文献梳理中可以发现，现有关于OFDI、环境规制和产业结构升级的研究成果较为丰硕，但仍存在如下不足：
第一，大多文献仅研究OFDI和环境规制分别对产业结构升级的影响，未能将OFDI、环境规制和产业结构升级放入同一分析框架;
第二，既有文献中较少考虑产业结构升级的“路径依赖”，忽略了产业结构升级的动态特征，且门槛效应的研究大多停留在静态面板层面，较少采用动态面板门槛模型进行分析; 第三，既有研究未能充分体现环境规制的异质性，缺乏对不同种类环境规制作用效果的具体分析。
因此，本文的创新点在于：
第一，构建包含环境规制、OFDI和产业结构升级的三元素分析框架，在研究OFDI对产业结构升级影响的机制下考察环境规制的调节作用，为政策的制订和实施提供宏观层面的分析;
第二，充分考虑产业结构升级过程中的“路径依赖”，在实证研究中采用动态分析的方法，使分析结果更加符合现实情况;并在检验环境规制存在调节作用的基础上，利用动态面板门槛模型识别出环境规制的单门槛效应，发现环境规制越过门槛值后，OFDI对产业结构升级的促进作用将会减弱;
第三，考虑环境规制的异质性，在具体分析中将环境规制细分为正式环境规制和非正式环境规制，突出研究的实践价值。
二、理论框架
（一）OFDI促进产业结构升级的机制分析
经典的“边际产业扩张”理论认为，发达国家在国内的产业比较优势逐渐丧失时，会通过OFDI将这些产业转移到境外，尤其是发展中国家，实现产业的跨境转移，进而促进母国的产业结构升级。此外，“产品生命周期”理论也从产品的角度进行了相关阐述，即发达国家通过OFDI将本国已经丧失比较优势的产品转移至发展中国家生产，实现母国的产业结构升级。但是，随着发展中国家经济的快速增长，以及发展模式的逐步转变，这种单纯以要素禀赋为基础并由发达国家主导的国际分工已难以适应发展中国家的需要。尤其像中国这种经济体量庞大、市场活力强劲、开放愈加坚决的新兴经济体，更需要借助OFDI主动寻求国际上先进的技术、关键的资源和广阔的市场，并通过OFDI进入国际先进的产业链，带动新兴产业的发展，促进产业结构升级。因此，企业会在不同动机的驱动下开展对外直接投资活动，并通过不同途径促进国内产业结构升级（如图1）。
一是边际产业转移效应。“边际产业转移”理论认为，一些在国内逐渐丧失比较优势的产业即“夕阳产业”在别的国家或地区依然处于优势或者潜在优势地位，那么通过OFDI将这些产业向落后的国家或地区转移，以此释放一定的劳动和资本等生产要素向更具比较优势的产业转移，促进新兴产业发展，进而改变各产业的产出、就业和出口结构，实现产业结构升级。与此同时，企业通过OFDI将国内逐渐处于比较劣势的产业转移到欠发达的国家或地区，利用东道国廉价的劳动力和资本等生产要素进行生产，并在当地市场进行销售，进而为其过剩的生产能力开辟海外市场，推动本国的产业向全球價值链的前端移动，推动产业结构升级。
二是逆向技术溢出效应。“技术创新产业升级”理论认为，发展中国家通过对发达国家进行逆向投资，达到不断学习、消化和吸收先进技术的目的，并通过逆向技术溢出效应来实现技术进步，进一步促进产业结构升级。技术进步的途径主要包括技术引进、模仿创新和自主研发三种形式[20]。因此，在进行对外投资时，企业通过OFDI直接将东道国的技术和先进管理经验引入回国，或将母国的技术与东道国的技术相结合进而产生创新技术，亦或在东道国成立研发机构进行技术研发活动而取得技术进步，提高国内企业的技术和管理水平，促进产业结构升级。
三是关联产业倒逼效应。“产业关联”理论认为，国内某一类企业进行对外直接投资时，将通过产业间的联系，带动与之相配套上下游产业的扩张和生产率的增长。具体而言，企业通过OFDI将自身置于激烈的国际竞争中，倒逼自身不断提升行业竞争力而对行业内的其他企业形成威胁，逼迫其提升产品质量、优化产品结构;并通过产业链的传导对上下游企业产生压力，形成产业间的影响，倒逼相关企业发展，促进母国产业结构升级。
四是关键资源补充效应。一个国家的资源种类和数量是有限的，当国内企业的发展生产受限于某种关键资源时，这类产业的发展就会受到严重影响，导致产业结构畸变。企业可以通过对该类资源丰富的国家进行投资，以参股或控股的形式参与到资源的开采活动当中，并通过海外公司将关键资源转移回国，以保障企业关键生产要素的需求。这使得国内产业在发展中逐步减少对自然资源的依赖，进而激励企业更加侧重技术性创新和知识性追求，实现由自然资源等传统生产要素需求向高技术、低能耗等柔性要素需求的转变，达到产业结构升级的目的。
（二）环境规制的调节作用机制分析
新古典理论和“波特假说”认为，正式环境规制在产业结构升级过程中的直接作用主要为“成本效应”和“创新补偿效应”。正式环境规制强度的提升导致企业的非生产性成本上升，进而降低其产品竞争力，不利于企业调整自身的生产结构和整个社会的产业结构升级[21]。但“波特假说”指出，正式环境规制在增加企业成本的同时会对企业的技术创新产生激励作用，提高其生产效率进而补偿因正式环境规制增强所带来的成本，促进产业结构升级。与此同时，非正式环境规制在产业结构升级过程中的直接作用主要为“需求倒逼效应”。消费者依据自身的环保意识进行价值偏好的选择，通过需求端的反向作用倒逼企业产业结构升级。具体为社会团体及公众的选择对企业生产行为产生影响，倒逼企业进行清洁生产，从而促进产业结构升级[13，22]。
环境规制的调节作用主要表现为影响OFDI的逆向技术溢出效应、关联产业倒逼效应和边际产业转移效应（如图1）。首先，正式环境规制强度适度提高时，为适应国内的环境规制政策，企业通过OFDI的逆向技术溢出效应获得先进的生产技术和管理经验，经过模仿、消化和吸收进一步提升自身的技术创新能力，并通过关联产业倒逼效应促进上下游产业的技术创新，促进产业结构升级[18]。但是，过高强度的正式环境规制将增加企业的技术创新成本，削弱其技术创新的积极性，结果反而可能降低企业的技术创新，从而抑制企业OFDI的逆向技术溢出效应和关联产业倒逼效应，导致产业结构升级受阻[19]。
其次，非正式环境规制主要通过消费者价值选择体现出来。根据“消费者偏好理论”，当消费者的环保意识随经济发展水平的提高而增强时，清洁环保型产品将会给消费者带来更大效用，消费者对价格的敏感度降低，倾向于选择绿色环保的产品，将污染型产品挤出市场，倒逼企业进行技术创新来迎合消费者的价值需求，从而促进产业结构升级。与此同时，企业会通过OFDI将部分产业转移至发展水平较低的发展中国家，进一步谋求廉价的生产要素以及销售市场，从而维持企业发展，也进一步促进产业结构升级，但这样仍然存在着抑制OFDI逆向技术溢出效应和关联产业倒逼效应的风险，不利于母国的产业结构升级。 最后，正式环境规制和非正式环境规制的改变均会影响企业OFDI的边际产业转移效应。根据“污染天堂假说”，当母国正式环境规制和非正式环境规制强度提高时，企业经营成本增加，為逃避国内高强度环境规制，企业会选择通过OFDI将污染型产业转移至低环境规制强度的国家，从而促进产业结构升级。此外，由于关键资源可以看作社会生产活动的必需品，其需求弹性受国内政策环境和个人主观价值选择的影响很小，可以认为OFDI的关键资源补充效应不受环境规制强度大小的调节。
三、实证研究设计
（一）指标选取
1.被解释变量
产业结构升级指数，用ind表示。目前学界关于产业结构升级的测度方法有很多，通常利用产业间的比例关系加以衡量，如霍夫曼比值和钱纳里标准结构，或是基于克拉克定律采用非农业产值比重，亦或是用第三产业产值与第二产业产值之比来度量产业结构水平。而刘伟等[23]则基于新西兰和香港的特征事实指出产业间份额的转变并不是产业结构升级的本质，只有当各个产业的劳动生产率均提升至更高水平，才能真正实现产业结构升级，否则可能出现“虚高度”现象。产业结构升级过程中，资源由低生产率产业向高生产率产业转移，实现新增要素在高生产率产业的重新配置以及高生产率产业的份额提升，使得不同产业部门的劳动生产率共同提高。那么，产业结构升级的理论内涵则突出表现为产业比例关系改变和劳动生产率提高，而真正实现产业结构从低级向高级的有序演变，关键在于各个产业劳动生产率的高水平跃升[24-25]。因此，本文主要借鉴刘伟等[23-24]的方法，以各产业部门产出占比与劳动生产率的乘积作为产业结构升级的度量。为避免产业内高低生产率的差异对指数大小的干扰，在具体构造产业结构升级指数时借鉴李逢春[26]的做法，对劳动生产率进行开平方处理，构造如下产业结构升级指数：
Pi为各产业增加值占GDP的比重。在劳动生产率的具体计算过程中，各产业增加值使用平减后的数据。
2.核心解释变量
对外直接投资水平，用lnofdi表示。本文根据《中国对外直接投资统计公报》所公布的各省份对外直接投资情况，为避免流量数据短期波动对结果造成的影响，选用公报中的非金融类OFDI存量数据。在数据的处理上，使用历年平均汇率将投资额从美元换算为人民币，单位：万元，最后对数据进行取对数，数值越大说明其对外直接投资水平越高。
3.调节变量
环境规制作为调节变量，在具体作用过程中又分为正式环境规制和非正式环境规制。正式环境规制以政府的行政命令为主要手段对环境资源进行直接干预，而非正式环境规制则是社会团体和个人基于自身利益而追求高质量环境的行为。
（1）正式环境规制，用eri表示。本文借鉴沈坤荣等[27]的做法，基于二氧化硫去除率、工业烟（粉）尘去除率两个单项指标利用“加权线性和法”进一步构建正式环境规制综合指数。
首先，对单项指标进行线性标准化处理，利用数学变换将各指标转化为0～1之间的取值以消除指标间的不可公度性和矛盾性，公式为：
（2）非正式环境规制，用ieri表示。本文借鉴原毅军等[28]的做法，选取各地区收入水平、受教育水平、人口密度三类指标衡量非正式环境规制，并利用客观权重赋权法（CRITIC）对城镇在岗职工平均工资、就业人员大专以上受教育水平的比重和人口密度求得加权值，构造非正式环境规制指数。
4.控制变量
人力资本水平（hcl）：用就业人员平均受教育年限表示，并借鉴于斌斌等[29]的做法，通过设定不同教育水平就业人员的受教育年限（小学为6年、初中为9年、高中为12年、大专以上为16年），以各受教育水平在人口中的比例为权数，计算得到各地区的平均受教育年限
从2015年开始，就业人员受教育程度数据构成增加了中等职业教育和高等职业教育统计，这里将中等职业教育受教育年限定为12年，高等职业教育年限定为15年。，单位：年。
经济发展水平（lnedl）：用城镇人均可支配收入来表示。城镇人均可支配收入更能够真实反映一个地区的经济综合发展水平，经济综合发展水平越高，经济结构和产业结构将更加合理，产业结构水平越高。并对数据进行取对数，单位：元。
科技创新水平（lntcl）：用技术市场成交额来表示。在衡量科技创新水平时，通常有R&D经费支出、三种专利申请授权数、科技拨款占财政支出比重等方式，但这可能忽略科技创新流程中的一个重要环节，即科技成果转化。而技术市场成交额反映了技术转移和科技成果转化的总体规模，更加突出科技创新对产业的实际影响。并对数据进行取对数，单位：万元。
基础建设水平（lnfsl）：用单位面积上的铁路、公路和内河航道总里程数来表示。高效的基础设施建设水平能够降低运输成本，提高资源流转的效率，进一步提高企业间合作效率，激发产业的优化升级。并对数据进行取对数，单位：千米。
国内投资水平（lndil）：用各地区固定资产投资减去实际利用外资金额来衡量。当国内投资水平增加时，企业有了充足的资金，将有利于对产业的发展，促进产业结构升级。并对数据进行取对数，单位：万元。
（二）模型构建
根据理论机制分析和经验研究，在不考虑环境规制对OFDI促进产业结构升级的影响时，本文构造如下面板模型：
（三）数据来源及处理
综合研究实际情况和数据的可得性，本文选取中国30个省、自治区和直辖市2007—2017年省级面板数据
西藏和港澳台地区的数据缺失严重，故予以排除。。其中的美元利用当年期汇率换算为人民币，为了增强估计的可信度和准确性，对于可能存在的价格波动影响，利用国内生产总值价格指数、居民消费价格指数和固定资产投资价格指数等对所有货币量进行价格平减从而调整为可比价格，基期为2007年。在计算过程中的个别缺失数据，通过移动平均法进行补齐。以上数据均来源于《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国高新技术统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国对外投资统计公报》和国家统计局官方网站。各变量的描述性统计如表1所示。 四、实证结果分析
（一）数据平稳性检验
为避免出现“伪回归”现象，增加回归结果的可信度，在模型参数估计之前，需要对变量进行数据平稳性检验，而面板数据平稳性检验的方法中较多使用单位根检验。本文分别采用LLC检验、ADF-Fisher检验和Hadri-LM检验进行面板单位根检验，结果如表2所示。从中可见，除了变量lndil未通过LLC检验之外，所有变量均通过LLC检验、ADF-Fisher检验和Hadri-LM检验。因此，整体可以认为所有变量均通过面板单位根检验，各指标数据具有平稳性，下文可以进行有效的回归分析。
（二）基本模型回归
本文首先采用混合OLS、固定效应模型和随机效应模型对式（5）进行回归分析，初步研究OFDI和各个控制变量对产业结构升级的影响。在估计之前对模型进行多重共线性检验，检验结果显示各个解释变量中最大的方差膨胀因子VIF值为3.53，低于5，因此可认为解释变量间不太可能存在多重共线性，能够对模型 （5）正常展开回归分析，估计结果见表3。从中可见，OFDI在考虑了个体效应的固定效应模型和随机效应模型中系数显著为正，而混合OLS估计的系数为负，但结果并不显著，说明OFDI和国内产业结构升级呈正相关，OFDI的增加有利于国内的产业结构升级;人力资本水平、经济发展水平和科技创新水平的估计系数均显著为正，说明人力资本水平、经济发展水平和科技创新水平的提高可以促进国内的产业结构升级;国内投资水平在固定效应模型和随机效应模型的估计下，显著地促进了国内产业结构的升级，在混合OLS估计中并不显著;基础建设水平在混合OLS和随机效应模型中估计系数为负，但在固定效应模型中结果并不显著。在进行混合OLS、固定效应和随机效应模型估计的同时进行豪斯曼检验，发现χ2（7）=24.23，对应P=0.0010，拒绝原假设，应当使用固定效应模型。因此，本文接下来的分析将建立在考虑个体固定效应的模型基础之上逐步展开。
（三）内生性问题分析
前文关于OFDI对产业结构升级的研究是建立在所有变量均为严格外生的假设之上，但当模型中存在内生性解释变量时往往会导致估计结果产生偏误，在实证研究中有必要单独考虑内生性问题。
在理论机制分析部分，OFDI和经济发展水平对产业结构升级的促进作用已有相关说明，但一国实现产业结构升级的同时，又能够通过提高企业核心竞争力为企业更好的"走出去"提供动力，促进母国对外直接投资。与此同时，产业结构升级能够促进生产要素流向生产率水平较高的产业，提高资源的利用效率进而推动经济发展。因此，产业结构升级和OFDI以及经济发展水平之间很可能存在互为因果关系，容易引起内生性问题。
通常认为模型中存在互为因果关系的被解释变量与解释变量时会引起内生性问题。为了确定模型中内生变量是否存在，本文对固定效应模型进行了豪斯曼检验，检验结果得到χ2（6）=32.63，P=0.0000，强烈拒绝“所有变量外生”的原假设，说明原模型存在内生性问题。
解决内生性问题的主要办法是寻找有效的工具变量来替代内生变量。由于OFDI和经济发展水平促进母国产业结构升级具有明显的滞后效应，所以OFDI和经济发展水平的滞后项与当期的产业结构升级指数相关，但与模型中当期的扰动项不相关。因此，采用OFDI和经济发展水平的滞后项作为工具变量可以减弱模型的内生性问题，分析各个变量对产业结构升级的单向作用。本文分别选取对外直接投资水平的一阶滞后项lnofdiit-1、二阶滞后项lnofdiit-2和经济发展水平的一阶滞后项lnedlit-1作为其工具变量。首先使用2SLS对模型进行回归，并开展“过度识别检验”和“不可识别检验”以检验工具变量选择的有效性。其中，过度识别检验的结果为：
χ2（1）=0.23，P=0.6311，不可拒绝“工具变量外生”的原假设;不可识别检验的结果为：
χ2（2）=53.38，P=0.0000，强烈拒绝“不可识别”的原假设。因此，模型中工具变量的选择是有效的。为进一步验证选取工具变量的有效性，并排除样本中个体异方差的影响，增加估计结果的稳健性，本文进一步采用有限信息最大似然法（LIML）和广义矩估计法（GMM）进行回归，估计结果见表4。
通过表4可以看出，分别采用2SLS、LIML和GMM方法进行回归的结果除了标准误和系数大小存在一些微小差别外，显著性和系数符号并无差别，说明在考虑了弱工具变量和个体异方差的影响下，回归结果仍然稳健。并且在排除内生性问题的干扰后，各个变量对产业结构升级的影响与前文相比除了系数大小和显著水平发生一些变化外，其他结果变化不大。具体结果为：对外直接投资水平的系数在1%的水平下显著为正，说明OFDI显著促进了国内产业结构升级。我国正处于深化改革的关键时期，转变产业发展模式、提高生产效率以及提升核心竞争力是当前發展问题的关键。企业通过OFDI的边际产业转移、逆向技术溢出、关联产业倒逼和关键资源补充等效应将国内落后的产业转移至国外，并获得先进的生产技术和关键资源。在此基础上通过学习、消化和吸收进行技术的再创新，提高生产效率的同时完善产业结构，进而促进产业结构升级并提升自身国际竞争力。
其他控制变量如人力资本水平、经济发展水平、科技创新水平和国内投资水平的回归系数均与前文固定效应模型的回归结果保持一致。但是，基础建设水平的回归系数为负，但在固定效应模型和考虑了内生性问题后结果却不显著。本文认为这里的基础建设水平是利用公路、内河与铁路的总里程加以测度，在中国目前的发展中，产业的发展已经逐渐转变为依靠技术创新、投资驱动和人力资本等新时期的“软基建”，基础建设水平特别是交通方面的建设规模等“硬基建”在中国产业发展中的重要作用已经逐渐减弱。
（四）基于异质性环境规制调节作用的分析 变量之间的交互项作为一种有效的内部传导机制，能够考察变量之间的互动效果或研究一种变量反作用于另一种变量进而影响其作用结果。因此，为进一步考虑异质性环境规制对OFDI促进产业结构升级的调节作用，分别在模型（5）中引入正式环境规制（eri）及正式环境规制与OFDI的交互项（eri×lnofdi）和非正式环境规制（ieri）及非正式环境规制与OFDI的交互项（ieri×lnofdi），构造如下异质性环境规制调节作用模型：
其中，β7和β8分别为正式环境规制、正式环境规制与OFDI交互项的回归系数，其他符号与前文相同。非正式环境规制可参照式（6）进行构造，这里不再赘述。
表5列示了估计结果。可以看出，在正式环境规制作用下，对外直接投资、人力资本水平、经济发展水平、科技创新水平、基础建设水平和国内投资水平的回归结果除了系数和显著水平发生微小变化外，均与上文考虑内生性问题的分析结果（表4）保持一致，这里不再赘述。
正式环境规制的回归系数在5%显著水平上为正，说明正式环境规制产生的“创新补偿效应”要大于“成本效应”，由此促进产业结构升级。但正式环境规制与对外直接投资交互项的回归结果系数为负，并在5%的水平上显著，这说明正式环境规制与对外直接投资之间的互动结果对产业结构升级产生了消极影响。这验证了前文理论机制分析中所提到的一种情况，即过高的环境规制反而不利于OFDI促进产业结构升级。当正式环境规制强度过高时，由此产生的“成本效应”反而大于“创新补偿效应”，对OFDI促进产业结构升级的作用产生反向挤压，减弱OFDI促进产业结构升级的作用效果。
非正式环境规制和非正式环境规制与对外直接投资交互项的回归结果系数分别为0.6863和-0.0598，并在10%水平上显著，说明非正式环境规制引起的需求倒逼效应的确驱使了生产者进行清洁生产，亦或导致了产业转移，进而促进产业结构升级。因此，以环保意识为核心的非正式环境规制是对正式环境规制的一个补充，其存在同样能够显著促进产业结构升级。而非正式环境规制与对外直接投资的交互项系数显著为负，说明过高的非正式环境规制强度同样将会减弱OFDI促进产业结构升级的作用效果。
（五）基于动态面板回归模型的实证检验
考虑到“波特假说”所具有的动态性特征以及产业结构调整具有的“惯性”特征，产业结构在升级的过程当中可能具有路径依赖，即当期的产业结构水平还在一定程度上依赖于上一期的产业结构水平。鉴于此，本文进一步在式（5）（6）的基础上引入产业结构升级的一阶滞后项。
构造如下动态面板模型：
其中，θ为被解释变量一阶滞后项的待估计系数，其他各符号与前文相同。非正式环境规制可参照式（8）进行构造，这里不再赘述。在考虑模型内生性的基础上采用一阶差分广义矩估计（DIFF-GMM）分别对基本动态面板模型、动态正式环境规制调节模型和动态非正式环境规制调节模型进行回归，结果如表6所示。
从表6中可以看出，AR（1）和AR（2）检验表明随机扰动项存在一阶序列相关但不存在二阶序列相关，接受“随机扰动项不存在自相关”的原假设，Sargan检验对应的P值均大于0.1，均无法拒绝“工具变量不存在过度识别”的原假设，因此满足DIFF-GMM估计方法有效性的假定。在基本模型中，产业结构升级的一阶滞后项回归系数在1%的水平上显著为正，说明产业结构升级的确是一个动态调整过程，即产业结构调整具有“惯性”，当期的产业结构水平显著依赖于上一期的产业结构水平。其余变量回归结果除系数大小和显著水平发生微小变化外，变量的符号和显著性均与上文一致，这里不再赘述。因此，这里通过动态面板回归分析证实了产业结构调整的动态性，也进一步证明了前文结果的稳健性。
（六）基于异质性环境规制动态面板门槛模型的实证检验
基于前文分析，过高强度的环境规制反而会通过影响OFDI的逆向技术溢出效应、关联产业倒逼效应和边际产业转移效应来削弱OFDI的逆向溢出，降低OFDI促进国内产业结构升级的效果。因此，本文进一步采用面板门槛模型考察异质性环境规制在OFDI促进产业结构升级过程中的门槛效应，并在此基础上引入被解释变量一阶滞后项L.indit，构造如下动态面板门槛模型：
其中，γ1，…，γn为模型中待估计的门槛值，α1，α2，…，α2n为不同门槛区间的对外直接投资的待估计系数，I（·）为示性函数，当括号内表达式为真时取值为1，反之取值为0，其他符号与前文相同。非正式环境规制可参照式（9）进行构造，这里不再赘述。
考虑到动态面板门槛模型中被解释变量的一阶滞后项L.ind、对外直接投资水平lnofdi以及经济发展水平lnedl具有较强的内生性，本文对动态面板门槛模型采用以下估计方法。首先，估计简化型方程。利用面板模型最小二乘法分别对内生变量L.ind、lnofdi和lnedl
和它们的工具变量及其他外生变量进行回歸，获得简化型方程，并依据得到的简化型系数估计值来预测L.ind、lnofdi和lnedl，分别得到拟合值
2.F值、P值和95%的置信区间均采用Bootstrap法反复抽样300次得到。
最后，估计门槛模型系数。通过上文估计得到的门槛值，分别以正式环境规制eri和非正式环境规制ieri为门槛变量将样本划分为不同区间，然后利用两种方法对门槛模型的系数进行估计。
第一种，基于上文得到的内生变量拟合值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）]进行固定效应模型估计，结果如表8中第（1）（2）列所示;
第二种，利用DIFF-GMM估计方法对门槛模型系数进行估计，结果如表8中第（3）（4）列所示。 通過表7可以看出，正式环境规制和非正式环境规制的单一门槛分别在10%和5%的水平上显著，门槛值分别为1.1434和0.6498，但不存在显著的双重门槛或三重门槛。通过图2可以进一步观察到单门槛的存在以及门槛值在95%水平下的置信区间，进而为下文的门槛系数回归奠定基础。
通过表8第（3）（4）列可以看出，利用DIFF-GMM估计方法对门槛模型进行回归的结果中，AR（1）和AR（2）检验以及Sargan检验均满足估计方法有效性的假定，因此回归结果是可信的。具体为，在第（1）（2）列结果中，当正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI的系数为0.0539，且在1%的水平上显著，而当正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI的系数缩小为0.0468并在5%的水平上显著;当非正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI系数为0.0670，且在1%的水平上显著，而当非正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI的系数缩小为0.0517并在5%的水平上显著。说明当环境规制强度提高到一定程度后，其会减弱OFDI促进产业结构升级的作用。在第（3）（4）列结果中，当正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI的系数为0.0196，且在5%的水平上显著，而当正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI系数缩小为0.0165，且在10%的水平上显著;当非正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI的系数为0.0356，且在1%的水平上显著，而当非正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI系数缩小为0.0192且在5%的水平上显著，进一步证明环境规制提高到一定强度后的确会减弱OFDI对产业结构升级的促进作用。
通过以上两种方法估计得出的门槛系数在大小上存在一些差别，本文认为是由于估计方法的不同。但两种方法回归的结果均证明环境规制强度提高到一定程度的确会减弱OFDI对产业结构升级的促进效果。说明当环境规制强度过高时由此产生的“成本效应”反而大于“创新补偿效应”，对OFDI促进产业结构升级的作用产生反向挤压，减弱OFDI促进产业结构升级的效果。被解释变量的一阶滞后项以及其他控制变量除了系数大小和显著水平发生一些变化外，变量的符号和显著性均未发生明显变化，说明这里的回归结果可信，也进一步检验了前文结果的稳健性。但是根据前文测算得出的各省份环境规制强度来看，以2017年为例，如图3所示，正式环境规制强度大于1.1434的省份为山西、内蒙古、辽宁、安徽、江西、贵州、云南、甘肃、青海、宁夏和新疆，非正式环境规制大于0.6498的省份为内蒙古、山西、甘肃、青海和宁夏。说明目前由于环境规制强度过高而导致OFDI促进产业结构升级效果减弱的地区主要为中西部省份，且集中在西部经济较为落后的地区，而东部和中部经济发展较好的省份环境规制强度均远处在门槛值以下。本文认为这是由于近期我国在环保工作中出台的“高压政策”所导致。以上经济较为落后的中西部省份在产业发展中存在结构单一、高污染和低价值溢出的特点，因此是国家环保政策的主要作用对象，利用高强度环境规制逼迫其摆脱对高污染行业的依赖，推动产业转型，虽然暂时会减弱OFDI对产业结构升级的促进作用，但是强有力的环境规制将会主导产业结构升级，随着产业的顺利转型，后期仍然会和东部及中部发达省份一样实现环境规制对OFDI促进产业结构升级的积极作用。
五、结论与政策建议
本文采用理论推演和计量分析相结合的方法，选取2007—2017年各省份面板数据，利用动态面板模型和动态面板门槛模型，研究了OFDI和环境规制对产业结构升级的影响，并分析异质性环境规制的门槛效应。主要结论有如下三点：
第一，OFDI能够显著促进产业结构升级，且产业结构调整过程中存在明显的“路径依赖”，即当期的产业结构调整显著依赖于上一期的产业结构水平。
第二，正式环境规制和非正式环境规制均能显著促进产业结构升级，然而过高强度的环境规制会削弱OFDI对产业结构升级的促进效果，且在这一过程中，环境规制具有显著的单门槛效应，但当前中国仅有少数经济发展落后的中西部省份跨越了环境规制门槛值，大部分地区OFDI驱动产业结构升级的效应并未因环境规制而减弱。
第三，经济“新常态”背景下传统的基础建设类“硬基建”促进产业转型升级的作用已不再显著，以技术创新、投资驱动和人力资本为代表的新时期“软基建”驱动作用逐渐凸显。
据此，本文提出如下政策建议：
第一，应当继续鼓励企业“走出去”，加大对投资企业的支持力度，为企业对外直接投资创造更加便利的条件。政府部门需要针对企业对外直接投资加强“硬件设施”建设和“软件设施”建设。
“硬件设施”建设包括降低对外投资企业的税收和信贷利率、放宽信贷约束、简化国内的审批流程以及完善对外投资的法律环境等企业生存和发展所必需的关键因素。而“软件设施”建设则包括建立完备的对外投资查询信息库，以及企业对外战略投资研究智库等起促进和辅助作用的软实力。加强对主要投资东道国经济、文化和市场的调研，介绍各国在该东道国投资成功和失败的经典案例，针对特定地区的外商投资政策及时进行研究解读，更新和维护对外直接投资查询信息库，为企业的对外投资提供更加快捷、精确的信息，提高企业对外投资的成功率。
第二，灵活使用环境保护政策工具，避免环境规制实行过程中“一刀切”的现象。针对不同污染程度和发展类型的企业应当注重环境规制的适用性，对于环境污染较低的投资型企业适度降低环境规制强度至门槛值以下，从而提高企业对外直接投资促进产业结构升级的效果。同时，现阶段应当灵活利用企业对外直接投资来推动我国东中西部地区产业结构升级，对于经济条件较好的东部和中部省份可以充分利用对外直接投资来促进产业结构升级，但对于经济条件较落后的部分中西部省份目前则需要主要依靠环境规制来倒逼产业结构升级。
第三，加快“新基建”的顶层设计和配套政策的制定。应当从中央和地方两个层面保障“新基建”的快速推进，在中央层面，应当加紧对“新基建”的顶层规划并下发指导意见，并在指导意见的范围内迅速推出专项资金和低利率专项贷款，为相关企业提供政策支持和资金保障。在地方层面，各级政府参照指导意见迅速启动专项扶持机制，通过产业试验区的形式助力企业开展数字转型、智能升级和融合创新等服务型基础设施体系建设，并通过划拨专款和产业补贴的办法来提高企业开展相关研究和生产的积极性。 參考文献：
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责任编辑、校对： 李再扬
Abstract： Based on the provincial panel data from 2007 to 2017 in China， this paper empirically studies the impact of OFDI on China’s 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 OFDI’s 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
关键词：OFDI;环境规制;产业结构升级;门槛效应
文献标识码：A
文章编号：1002-2848-2021（02）-0109-14
改革开放40多年来，中国经济以超过9%的年均增长率保持高速增长，创造了人类经济发展史上的“中国奇迹”。与此同时，产业结构不合理、供给需求不匹配、区域发展不平衡等结构性问题也困扰着中国经济能否“行稳致远”。在这一背景下，促进产业结构升级、转换经济增长动力成为新时代经济发展的迫切要求。而对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）作为获取国外先进技术和资源的重要渠道，其优化产业结构的作用正逐渐显现。联合国贸易和发展会议（United Nations Conference on Trade and Development，UNCTAD）发布的《2019年世界投资报告》显示，2018年中国的OFDI规模已经达到1300亿美元，占全球当年流量的10%，并位居世界第二位①，这表明中国的OFDI已经成为全球国际投资的重要组成部分，具有规模优势和发展前景。那么，在中国经济发展的这一历史关口，能否利用OFDI来促进产业结构升级，推动中国经济高质量发展，是一个亟需回答的问题。
但是，随着“污染避难所”和“污染光环”这两种关于外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）对东道国环境影响的对立假说的激烈讨论，已有学者发现FDI在影响东道国技术创新、能源效率和产业调整时，其作用效果会受到环境规制强度的影响[1]。令人遗憾的是，这些研究大多聚焦在东道国环境规制对FDI进入本国作用效果的影响，较少关注环境规制对OFDI作用效果的影响，实际上母国的环境规制对OFDI的影响可能更为直接[2]。因此本文拟基于环境规制视角研究OFDI对产业结构升级的影响，以期为推动中国经济高质量发展提供参考。
一、文献综述
目前，关于环境规制、OFDI和产业结构升级三者之间关系的研究主要分为OFDI对母国产业结构升级的影响，环境规制对母国产业结构升级的影响，以及环境规制对OFDI促进产业结构升级作用效果的影响。
首先，OFDI作为提升母国产业结构升级的一种手段，其作用效果已逐渐显现。早期关于OFDI与产业结构升级关系的研究主要集中在发达国家和地区，其中Driffield等[3-5]分别以英国、爱尔兰和马来西亚等为样本进行了实证研究，结果均发现OFDI有利于母国的产业结构升级。与此同时，随着“第三世界”的崛起，发展中国家逐渐在世界经济体系中扮演了重要角色，越来越多的企业开始对外投资，包括中国在内的新兴市场国家通过OFDI对母国产业结构升级产生的积极作用也逐渐凸显[6]。但有学者却认为中国利用OFDI促进产业结构升级的作用效果还有待进一步提高[7]，或认为中国OFDI对产业结构升级的促进作用具有J型特征[8]。随着相关研究的进一步开展，有学者发现OFDI对产业结构升级的促进作用在劳动密集型行业和资本与技术密集型行业存在显著差异[9]，且OFDI不但显著促进了本地区产业结构升级，还通过空间溢出效应提升周边地区的产业结构水平[10]，并且这一促进作用表现出明显的地区差异和时滞特征[11]。
其次，环境规制能够显著地促进母国产业结构升级已基本达成共识。一些学者采用面板回归和因果识别等方法证实了环境规制对产业结构升级具有促进作用，但其促进效果还有待进一步提高[12]。并且在我国沿海地区，环境规制和产业结构升级存在U型结构关系，这些沿海城市的环境规制强度已经越过拐点对产业结构升级开始起到促进作用[13]。但是，这些研究大多仅考虑了正式环境规制，忽略了非正式環境规制在产业结构升级中的作用，缺乏对环境规制异质性的讨论。另有一些学者则研究发现环境规制对母国产业结构升级的促进效果依赖于当地的资源配置、金融发展和政府行为等因素[14-15]。
最后，OFDI对产业结构升级的作用效果依赖于环境规制强度的大小，环境规制在这一过程中主要表现为对OFDI逆向溢出效应的调节作用。例如，OFDI通过其绿色技术创新效应对母国的产业结构升级起到促进作用，但过高的环境规制强度将通过“成本效应”增加企业的非生产性成本，以至于降低OFDI的绿色技术创新效应，从而导致促进产业结构升级的效果减弱[16-17]。一些学者则在这一调节作用的基础上，进一步发现环境规制具有显著的门槛效应，即环境规制强度的大小会影响到OFDI的逆向创新溢出效应[18]，因此建议应当动态调整环境规制强度以最大程度地获得OFDI的逆向创新溢出效应[19]，进而有效利用OFDI促进产业结构升级。
从上述文献梳理中可以发现，现有关于OFDI、环境规制和产业结构升级的研究成果较为丰硕，但仍存在如下不足：
第一，大多文献仅研究OFDI和环境规制分别对产业结构升级的影响，未能将OFDI、环境规制和产业结构升级放入同一分析框架;
第二，既有文献中较少考虑产业结构升级的“路径依赖”，忽略了产业结构升级的动态特征，且门槛效应的研究大多停留在静态面板层面，较少采用动态面板门槛模型进行分析; 第三，既有研究未能充分体现环境规制的异质性，缺乏对不同种类环境规制作用效果的具体分析。
因此，本文的创新点在于：
第一，构建包含环境规制、OFDI和产业结构升级的三元素分析框架，在研究OFDI对产业结构升级影响的机制下考察环境规制的调节作用，为政策的制订和实施提供宏观层面的分析;
第二，充分考虑产业结构升级过程中的“路径依赖”，在实证研究中采用动态分析的方法，使分析结果更加符合现实情况;并在检验环境规制存在调节作用的基础上，利用动态面板门槛模型识别出环境规制的单门槛效应，发现环境规制越过门槛值后，OFDI对产业结构升级的促进作用将会减弱;
第三，考虑环境规制的异质性，在具体分析中将环境规制细分为正式环境规制和非正式环境规制，突出研究的实践价值。
二、理论框架
（一）OFDI促进产业结构升级的机制分析
经典的“边际产业扩张”理论认为，发达国家在国内的产业比较优势逐渐丧失时，会通过OFDI将这些产业转移到境外，尤其是发展中国家，实现产业的跨境转移，进而促进母国的产业结构升级。此外，“产品生命周期”理论也从产品的角度进行了相关阐述，即发达国家通过OFDI将本国已经丧失比较优势的产品转移至发展中国家生产，实现母国的产业结构升级。但是，随着发展中国家经济的快速增长，以及发展模式的逐步转变，这种单纯以要素禀赋为基础并由发达国家主导的国际分工已难以适应发展中国家的需要。尤其像中国这种经济体量庞大、市场活力强劲、开放愈加坚决的新兴经济体，更需要借助OFDI主动寻求国际上先进的技术、关键的资源和广阔的市场，并通过OFDI进入国际先进的产业链，带动新兴产业的发展，促进产业结构升级。因此，企业会在不同动机的驱动下开展对外直接投资活动，并通过不同途径促进国内产业结构升级（如图1）。
一是边际产业转移效应。“边际产业转移”理论认为，一些在国内逐渐丧失比较优势的产业即“夕阳产业”在别的国家或地区依然处于优势或者潜在优势地位，那么通过OFDI将这些产业向落后的国家或地区转移，以此释放一定的劳动和资本等生产要素向更具比较优势的产业转移，促进新兴产业发展，进而改变各产业的产出、就业和出口结构，实现产业结构升级。与此同时，企业通过OFDI将国内逐渐处于比较劣势的产业转移到欠发达的国家或地区，利用东道国廉价的劳动力和资本等生产要素进行生产，并在当地市场进行销售，进而为其过剩的生产能力开辟海外市场，推动本国的产业向全球價值链的前端移动，推动产业结构升级。
二是逆向技术溢出效应。“技术创新产业升级”理论认为，发展中国家通过对发达国家进行逆向投资，达到不断学习、消化和吸收先进技术的目的，并通过逆向技术溢出效应来实现技术进步，进一步促进产业结构升级。技术进步的途径主要包括技术引进、模仿创新和自主研发三种形式[20]。因此，在进行对外投资时，企业通过OFDI直接将东道国的技术和先进管理经验引入回国，或将母国的技术与东道国的技术相结合进而产生创新技术，亦或在东道国成立研发机构进行技术研发活动而取得技术进步，提高国内企业的技术和管理水平，促进产业结构升级。
三是关联产业倒逼效应。“产业关联”理论认为，国内某一类企业进行对外直接投资时，将通过产业间的联系，带动与之相配套上下游产业的扩张和生产率的增长。具体而言，企业通过OFDI将自身置于激烈的国际竞争中，倒逼自身不断提升行业竞争力而对行业内的其他企业形成威胁，逼迫其提升产品质量、优化产品结构;并通过产业链的传导对上下游企业产生压力，形成产业间的影响，倒逼相关企业发展，促进母国产业结构升级。
四是关键资源补充效应。一个国家的资源种类和数量是有限的，当国内企业的发展生产受限于某种关键资源时，这类产业的发展就会受到严重影响，导致产业结构畸变。企业可以通过对该类资源丰富的国家进行投资，以参股或控股的形式参与到资源的开采活动当中，并通过海外公司将关键资源转移回国，以保障企业关键生产要素的需求。这使得国内产业在发展中逐步减少对自然资源的依赖，进而激励企业更加侧重技术性创新和知识性追求，实现由自然资源等传统生产要素需求向高技术、低能耗等柔性要素需求的转变，达到产业结构升级的目的。
（二）环境规制的调节作用机制分析
新古典理论和“波特假说”认为，正式环境规制在产业结构升级过程中的直接作用主要为“成本效应”和“创新补偿效应”。正式环境规制强度的提升导致企业的非生产性成本上升，进而降低其产品竞争力，不利于企业调整自身的生产结构和整个社会的产业结构升级[21]。但“波特假说”指出，正式环境规制在增加企业成本的同时会对企业的技术创新产生激励作用，提高其生产效率进而补偿因正式环境规制增强所带来的成本，促进产业结构升级。与此同时，非正式环境规制在产业结构升级过程中的直接作用主要为“需求倒逼效应”。消费者依据自身的环保意识进行价值偏好的选择，通过需求端的反向作用倒逼企业产业结构升级。具体为社会团体及公众的选择对企业生产行为产生影响，倒逼企业进行清洁生产，从而促进产业结构升级[13，22]。
环境规制的调节作用主要表现为影响OFDI的逆向技术溢出效应、关联产业倒逼效应和边际产业转移效应（如图1）。首先，正式环境规制强度适度提高时，为适应国内的环境规制政策，企业通过OFDI的逆向技术溢出效应获得先进的生产技术和管理经验，经过模仿、消化和吸收进一步提升自身的技术创新能力，并通过关联产业倒逼效应促进上下游产业的技术创新，促进产业结构升级[18]。但是，过高强度的正式环境规制将增加企业的技术创新成本，削弱其技术创新的积极性，结果反而可能降低企业的技术创新，从而抑制企业OFDI的逆向技术溢出效应和关联产业倒逼效应，导致产业结构升级受阻[19]。
其次，非正式环境规制主要通过消费者价值选择体现出来。根据“消费者偏好理论”，当消费者的环保意识随经济发展水平的提高而增强时，清洁环保型产品将会给消费者带来更大效用，消费者对价格的敏感度降低，倾向于选择绿色环保的产品，将污染型产品挤出市场，倒逼企业进行技术创新来迎合消费者的价值需求，从而促进产业结构升级。与此同时，企业会通过OFDI将部分产业转移至发展水平较低的发展中国家，进一步谋求廉价的生产要素以及销售市场，从而维持企业发展，也进一步促进产业结构升级，但这样仍然存在着抑制OFDI逆向技术溢出效应和关联产业倒逼效应的风险，不利于母国的产业结构升级。 最后，正式环境规制和非正式环境规制的改变均会影响企业OFDI的边际产业转移效应。根据“污染天堂假说”，当母国正式环境规制和非正式环境规制强度提高时，企业经营成本增加，為逃避国内高强度环境规制，企业会选择通过OFDI将污染型产业转移至低环境规制强度的国家，从而促进产业结构升级。此外，由于关键资源可以看作社会生产活动的必需品，其需求弹性受国内政策环境和个人主观价值选择的影响很小，可以认为OFDI的关键资源补充效应不受环境规制强度大小的调节。
三、实证研究设计
（一）指标选取
1.被解释变量
产业结构升级指数，用ind表示。目前学界关于产业结构升级的测度方法有很多，通常利用产业间的比例关系加以衡量，如霍夫曼比值和钱纳里标准结构，或是基于克拉克定律采用非农业产值比重，亦或是用第三产业产值与第二产业产值之比来度量产业结构水平。而刘伟等[23]则基于新西兰和香港的特征事实指出产业间份额的转变并不是产业结构升级的本质，只有当各个产业的劳动生产率均提升至更高水平，才能真正实现产业结构升级，否则可能出现“虚高度”现象。产业结构升级过程中，资源由低生产率产业向高生产率产业转移，实现新增要素在高生产率产业的重新配置以及高生产率产业的份额提升，使得不同产业部门的劳动生产率共同提高。那么，产业结构升级的理论内涵则突出表现为产业比例关系改变和劳动生产率提高，而真正实现产业结构从低级向高级的有序演变，关键在于各个产业劳动生产率的高水平跃升[24-25]。因此，本文主要借鉴刘伟等[23-24]的方法，以各产业部门产出占比与劳动生产率的乘积作为产业结构升级的度量。为避免产业内高低生产率的差异对指数大小的干扰，在具体构造产业结构升级指数时借鉴李逢春[26]的做法，对劳动生产率进行开平方处理，构造如下产业结构升级指数：
Pi为各产业增加值占GDP的比重。在劳动生产率的具体计算过程中，各产业增加值使用平减后的数据。
2.核心解释变量
对外直接投资水平，用lnofdi表示。本文根据《中国对外直接投资统计公报》所公布的各省份对外直接投资情况，为避免流量数据短期波动对结果造成的影响，选用公报中的非金融类OFDI存量数据。在数据的处理上，使用历年平均汇率将投资额从美元换算为人民币，单位：万元，最后对数据进行取对数，数值越大说明其对外直接投资水平越高。
3.调节变量
环境规制作为调节变量，在具体作用过程中又分为正式环境规制和非正式环境规制。正式环境规制以政府的行政命令为主要手段对环境资源进行直接干预，而非正式环境规制则是社会团体和个人基于自身利益而追求高质量环境的行为。
（1）正式环境规制，用eri表示。本文借鉴沈坤荣等[27]的做法，基于二氧化硫去除率、工业烟（粉）尘去除率两个单项指标利用“加权线性和法”进一步构建正式环境规制综合指数。
首先，对单项指标进行线性标准化处理，利用数学变换将各指标转化为0～1之间的取值以消除指标间的不可公度性和矛盾性，公式为：
（2）非正式环境规制，用ieri表示。本文借鉴原毅军等[28]的做法，选取各地区收入水平、受教育水平、人口密度三类指标衡量非正式环境规制，并利用客观权重赋权法（CRITIC）对城镇在岗职工平均工资、就业人员大专以上受教育水平的比重和人口密度求得加权值，构造非正式环境规制指数。
4.控制变量
人力资本水平（hcl）：用就业人员平均受教育年限表示，并借鉴于斌斌等[29]的做法，通过设定不同教育水平就业人员的受教育年限（小学为6年、初中为9年、高中为12年、大专以上为16年），以各受教育水平在人口中的比例为权数，计算得到各地区的平均受教育年限
从2015年开始，就业人员受教育程度数据构成增加了中等职业教育和高等职业教育统计，这里将中等职业教育受教育年限定为12年，高等职业教育年限定为15年。，单位：年。
经济发展水平（lnedl）：用城镇人均可支配收入来表示。城镇人均可支配收入更能够真实反映一个地区的经济综合发展水平，经济综合发展水平越高，经济结构和产业结构将更加合理，产业结构水平越高。并对数据进行取对数，单位：元。
科技创新水平（lntcl）：用技术市场成交额来表示。在衡量科技创新水平时，通常有R&D经费支出、三种专利申请授权数、科技拨款占财政支出比重等方式，但这可能忽略科技创新流程中的一个重要环节，即科技成果转化。而技术市场成交额反映了技术转移和科技成果转化的总体规模，更加突出科技创新对产业的实际影响。并对数据进行取对数，单位：万元。
基础建设水平（lnfsl）：用单位面积上的铁路、公路和内河航道总里程数来表示。高效的基础设施建设水平能够降低运输成本，提高资源流转的效率，进一步提高企业间合作效率，激发产业的优化升级。并对数据进行取对数，单位：千米。
国内投资水平（lndil）：用各地区固定资产投资减去实际利用外资金额来衡量。当国内投资水平增加时，企业有了充足的资金，将有利于对产业的发展，促进产业结构升级。并对数据进行取对数，单位：万元。
（二）模型构建
根据理论机制分析和经验研究，在不考虑环境规制对OFDI促进产业结构升级的影响时，本文构造如下面板模型：
（三）数据来源及处理
综合研究实际情况和数据的可得性，本文选取中国30个省、自治区和直辖市2007—2017年省级面板数据
西藏和港澳台地区的数据缺失严重，故予以排除。。其中的美元利用当年期汇率换算为人民币，为了增强估计的可信度和准确性，对于可能存在的价格波动影响，利用国内生产总值价格指数、居民消费价格指数和固定资产投资价格指数等对所有货币量进行价格平减从而调整为可比价格，基期为2007年。在计算过程中的个别缺失数据，通过移动平均法进行补齐。以上数据均来源于《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国高新技术统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国对外投资统计公报》和国家统计局官方网站。各变量的描述性统计如表1所示。 四、实证结果分析
（一）数据平稳性检验
为避免出现“伪回归”现象，增加回归结果的可信度，在模型参数估计之前，需要对变量进行数据平稳性检验，而面板数据平稳性检验的方法中较多使用单位根检验。本文分别采用LLC检验、ADF-Fisher检验和Hadri-LM检验进行面板单位根检验，结果如表2所示。从中可见，除了变量lndil未通过LLC检验之外，所有变量均通过LLC检验、ADF-Fisher检验和Hadri-LM检验。因此，整体可以认为所有变量均通过面板单位根检验，各指标数据具有平稳性，下文可以进行有效的回归分析。
（二）基本模型回归
本文首先采用混合OLS、固定效应模型和随机效应模型对式（5）进行回归分析，初步研究OFDI和各个控制变量对产业结构升级的影响。在估计之前对模型进行多重共线性检验，检验结果显示各个解释变量中最大的方差膨胀因子VIF值为3.53，低于5，因此可认为解释变量间不太可能存在多重共线性，能够对模型 （5）正常展开回归分析，估计结果见表3。从中可见，OFDI在考虑了个体效应的固定效应模型和随机效应模型中系数显著为正，而混合OLS估计的系数为负，但结果并不显著，说明OFDI和国内产业结构升级呈正相关，OFDI的增加有利于国内的产业结构升级;人力资本水平、经济发展水平和科技创新水平的估计系数均显著为正，说明人力资本水平、经济发展水平和科技创新水平的提高可以促进国内的产业结构升级;国内投资水平在固定效应模型和随机效应模型的估计下，显著地促进了国内产业结构的升级，在混合OLS估计中并不显著;基础建设水平在混合OLS和随机效应模型中估计系数为负，但在固定效应模型中结果并不显著。在进行混合OLS、固定效应和随机效应模型估计的同时进行豪斯曼检验，发现χ2（7）=24.23，对应P=0.0010，拒绝原假设，应当使用固定效应模型。因此，本文接下来的分析将建立在考虑个体固定效应的模型基础之上逐步展开。
（三）内生性问题分析
前文关于OFDI对产业结构升级的研究是建立在所有变量均为严格外生的假设之上，但当模型中存在内生性解释变量时往往会导致估计结果产生偏误，在实证研究中有必要单独考虑内生性问题。
在理论机制分析部分，OFDI和经济发展水平对产业结构升级的促进作用已有相关说明，但一国实现产业结构升级的同时，又能够通过提高企业核心竞争力为企业更好的"走出去"提供动力，促进母国对外直接投资。与此同时，产业结构升级能够促进生产要素流向生产率水平较高的产业，提高资源的利用效率进而推动经济发展。因此，产业结构升级和OFDI以及经济发展水平之间很可能存在互为因果关系，容易引起内生性问题。
通常认为模型中存在互为因果关系的被解释变量与解释变量时会引起内生性问题。为了确定模型中内生变量是否存在，本文对固定效应模型进行了豪斯曼检验，检验结果得到χ2（6）=32.63，P=0.0000，强烈拒绝“所有变量外生”的原假设，说明原模型存在内生性问题。
解决内生性问题的主要办法是寻找有效的工具变量来替代内生变量。由于OFDI和经济发展水平促进母国产业结构升级具有明显的滞后效应，所以OFDI和经济发展水平的滞后项与当期的产业结构升级指数相关，但与模型中当期的扰动项不相关。因此，采用OFDI和经济发展水平的滞后项作为工具变量可以减弱模型的内生性问题，分析各个变量对产业结构升级的单向作用。本文分别选取对外直接投资水平的一阶滞后项lnofdiit-1、二阶滞后项lnofdiit-2和经济发展水平的一阶滞后项lnedlit-1作为其工具变量。首先使用2SLS对模型进行回归，并开展“过度识别检验”和“不可识别检验”以检验工具变量选择的有效性。其中，过度识别检验的结果为：
χ2（1）=0.23，P=0.6311，不可拒绝“工具变量外生”的原假设;不可识别检验的结果为：
χ2（2）=53.38，P=0.0000，强烈拒绝“不可识别”的原假设。因此，模型中工具变量的选择是有效的。为进一步验证选取工具变量的有效性，并排除样本中个体异方差的影响，增加估计结果的稳健性，本文进一步采用有限信息最大似然法（LIML）和广义矩估计法（GMM）进行回归，估计结果见表4。
通过表4可以看出，分别采用2SLS、LIML和GMM方法进行回归的结果除了标准误和系数大小存在一些微小差别外，显著性和系数符号并无差别，说明在考虑了弱工具变量和个体异方差的影响下，回归结果仍然稳健。并且在排除内生性问题的干扰后，各个变量对产业结构升级的影响与前文相比除了系数大小和显著水平发生一些变化外，其他结果变化不大。具体结果为：对外直接投资水平的系数在1%的水平下显著为正，说明OFDI显著促进了国内产业结构升级。我国正处于深化改革的关键时期，转变产业发展模式、提高生产效率以及提升核心竞争力是当前發展问题的关键。企业通过OFDI的边际产业转移、逆向技术溢出、关联产业倒逼和关键资源补充等效应将国内落后的产业转移至国外，并获得先进的生产技术和关键资源。在此基础上通过学习、消化和吸收进行技术的再创新，提高生产效率的同时完善产业结构，进而促进产业结构升级并提升自身国际竞争力。
其他控制变量如人力资本水平、经济发展水平、科技创新水平和国内投资水平的回归系数均与前文固定效应模型的回归结果保持一致。但是，基础建设水平的回归系数为负，但在固定效应模型和考虑了内生性问题后结果却不显著。本文认为这里的基础建设水平是利用公路、内河与铁路的总里程加以测度，在中国目前的发展中，产业的发展已经逐渐转变为依靠技术创新、投资驱动和人力资本等新时期的“软基建”，基础建设水平特别是交通方面的建设规模等“硬基建”在中国产业发展中的重要作用已经逐渐减弱。
（四）基于异质性环境规制调节作用的分析 变量之间的交互项作为一种有效的内部传导机制，能够考察变量之间的互动效果或研究一种变量反作用于另一种变量进而影响其作用结果。因此，为进一步考虑异质性环境规制对OFDI促进产业结构升级的调节作用，分别在模型（5）中引入正式环境规制（eri）及正式环境规制与OFDI的交互项（eri×lnofdi）和非正式环境规制（ieri）及非正式环境规制与OFDI的交互项（ieri×lnofdi），构造如下异质性环境规制调节作用模型：
其中，β7和β8分别为正式环境规制、正式环境规制与OFDI交互项的回归系数，其他符号与前文相同。非正式环境规制可参照式（6）进行构造，这里不再赘述。
表5列示了估计结果。可以看出，在正式环境规制作用下，对外直接投资、人力资本水平、经济发展水平、科技创新水平、基础建设水平和国内投资水平的回归结果除了系数和显著水平发生微小变化外，均与上文考虑内生性问题的分析结果（表4）保持一致，这里不再赘述。
正式环境规制的回归系数在5%显著水平上为正，说明正式环境规制产生的“创新补偿效应”要大于“成本效应”，由此促进产业结构升级。但正式环境规制与对外直接投资交互项的回归结果系数为负，并在5%的水平上显著，这说明正式环境规制与对外直接投资之间的互动结果对产业结构升级产生了消极影响。这验证了前文理论机制分析中所提到的一种情况，即过高的环境规制反而不利于OFDI促进产业结构升级。当正式环境规制强度过高时，由此产生的“成本效应”反而大于“创新补偿效应”，对OFDI促进产业结构升级的作用产生反向挤压，减弱OFDI促进产业结构升级的作用效果。
非正式环境规制和非正式环境规制与对外直接投资交互项的回归结果系数分别为0.6863和-0.0598，并在10%水平上显著，说明非正式环境规制引起的需求倒逼效应的确驱使了生产者进行清洁生产，亦或导致了产业转移，进而促进产业结构升级。因此，以环保意识为核心的非正式环境规制是对正式环境规制的一个补充，其存在同样能够显著促进产业结构升级。而非正式环境规制与对外直接投资的交互项系数显著为负，说明过高的非正式环境规制强度同样将会减弱OFDI促进产业结构升级的作用效果。
（五）基于动态面板回归模型的实证检验
考虑到“波特假说”所具有的动态性特征以及产业结构调整具有的“惯性”特征，产业结构在升级的过程当中可能具有路径依赖，即当期的产业结构水平还在一定程度上依赖于上一期的产业结构水平。鉴于此，本文进一步在式（5）（6）的基础上引入产业结构升级的一阶滞后项。
构造如下动态面板模型：
其中，θ为被解释变量一阶滞后项的待估计系数，其他各符号与前文相同。非正式环境规制可参照式（8）进行构造，这里不再赘述。在考虑模型内生性的基础上采用一阶差分广义矩估计（DIFF-GMM）分别对基本动态面板模型、动态正式环境规制调节模型和动态非正式环境规制调节模型进行回归，结果如表6所示。
从表6中可以看出，AR（1）和AR（2）检验表明随机扰动项存在一阶序列相关但不存在二阶序列相关，接受“随机扰动项不存在自相关”的原假设，Sargan检验对应的P值均大于0.1，均无法拒绝“工具变量不存在过度识别”的原假设，因此满足DIFF-GMM估计方法有效性的假定。在基本模型中，产业结构升级的一阶滞后项回归系数在1%的水平上显著为正，说明产业结构升级的确是一个动态调整过程，即产业结构调整具有“惯性”，当期的产业结构水平显著依赖于上一期的产业结构水平。其余变量回归结果除系数大小和显著水平发生微小变化外，变量的符号和显著性均与上文一致，这里不再赘述。因此，这里通过动态面板回归分析证实了产业结构调整的动态性，也进一步证明了前文结果的稳健性。
（六）基于异质性环境规制动态面板门槛模型的实证检验
基于前文分析，过高强度的环境规制反而会通过影响OFDI的逆向技术溢出效应、关联产业倒逼效应和边际产业转移效应来削弱OFDI的逆向溢出，降低OFDI促进国内产业结构升级的效果。因此，本文进一步采用面板门槛模型考察异质性环境规制在OFDI促进产业结构升级过程中的门槛效应，并在此基础上引入被解释变量一阶滞后项L.indit，构造如下动态面板门槛模型：
其中，γ1，…，γn为模型中待估计的门槛值，α1，α2，…，α2n为不同门槛区间的对外直接投资的待估计系数，I（·）为示性函数，当括号内表达式为真时取值为1，反之取值为0，其他符号与前文相同。非正式环境规制可参照式（9）进行构造，这里不再赘述。
考虑到动态面板门槛模型中被解释变量的一阶滞后项L.ind、对外直接投资水平lnofdi以及经济发展水平lnedl具有较强的内生性，本文对动态面板门槛模型采用以下估计方法。首先，估计简化型方程。利用面板模型最小二乘法分别对内生变量L.ind、lnofdi和lnedl
和它们的工具变量及其他外生变量进行回歸，获得简化型方程，并依据得到的简化型系数估计值来预测L.ind、lnofdi和lnedl，分别得到拟合值
2.F值、P值和95%的置信区间均采用Bootstrap法反复抽样300次得到。
最后，估计门槛模型系数。通过上文估计得到的门槛值，分别以正式环境规制eri和非正式环境规制ieri为门槛变量将样本划分为不同区间，然后利用两种方法对门槛模型的系数进行估计。
第一种，基于上文得到的内生变量拟合值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）]进行固定效应模型估计，结果如表8中第（1）（2）列所示;
第二种，利用DIFF-GMM估计方法对门槛模型系数进行估计，结果如表8中第（3）（4）列所示。 通過表7可以看出，正式环境规制和非正式环境规制的单一门槛分别在10%和5%的水平上显著，门槛值分别为1.1434和0.6498，但不存在显著的双重门槛或三重门槛。通过图2可以进一步观察到单门槛的存在以及门槛值在95%水平下的置信区间，进而为下文的门槛系数回归奠定基础。
通过表8第（3）（4）列可以看出，利用DIFF-GMM估计方法对门槛模型进行回归的结果中，AR（1）和AR（2）检验以及Sargan检验均满足估计方法有效性的假定，因此回归结果是可信的。具体为，在第（1）（2）列结果中，当正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI的系数为0.0539，且在1%的水平上显著，而当正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI的系数缩小为0.0468并在5%的水平上显著;当非正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI系数为0.0670，且在1%的水平上显著，而当非正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI的系数缩小为0.0517并在5%的水平上显著。说明当环境规制强度提高到一定程度后，其会减弱OFDI促进产业结构升级的作用。在第（3）（4）列结果中，当正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI的系数为0.0196，且在5%的水平上显著，而当正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI系数缩小为0.0165，且在10%的水平上显著;当非正式环境规制强度小于等于门槛值时，OFDI的系数为0.0356，且在1%的水平上显著，而当非正式环境规制强度大于门槛值时，OFDI系数缩小为0.0192且在5%的水平上显著，进一步证明环境规制提高到一定强度后的确会减弱OFDI对产业结构升级的促进作用。
通过以上两种方法估计得出的门槛系数在大小上存在一些差别，本文认为是由于估计方法的不同。但两种方法回归的结果均证明环境规制强度提高到一定程度的确会减弱OFDI对产业结构升级的促进效果。说明当环境规制强度过高时由此产生的“成本效应”反而大于“创新补偿效应”，对OFDI促进产业结构升级的作用产生反向挤压，减弱OFDI促进产业结构升级的效果。被解释变量的一阶滞后项以及其他控制变量除了系数大小和显著水平发生一些变化外，变量的符号和显著性均未发生明显变化，说明这里的回归结果可信，也进一步检验了前文结果的稳健性。但是根据前文测算得出的各省份环境规制强度来看，以2017年为例，如图3所示，正式环境规制强度大于1.1434的省份为山西、内蒙古、辽宁、安徽、江西、贵州、云南、甘肃、青海、宁夏和新疆，非正式环境规制大于0.6498的省份为内蒙古、山西、甘肃、青海和宁夏。说明目前由于环境规制强度过高而导致OFDI促进产业结构升级效果减弱的地区主要为中西部省份，且集中在西部经济较为落后的地区，而东部和中部经济发展较好的省份环境规制强度均远处在门槛值以下。本文认为这是由于近期我国在环保工作中出台的“高压政策”所导致。以上经济较为落后的中西部省份在产业发展中存在结构单一、高污染和低价值溢出的特点，因此是国家环保政策的主要作用对象，利用高强度环境规制逼迫其摆脱对高污染行业的依赖，推动产业转型，虽然暂时会减弱OFDI对产业结构升级的促进作用，但是强有力的环境规制将会主导产业结构升级，随着产业的顺利转型，后期仍然会和东部及中部发达省份一样实现环境规制对OFDI促进产业结构升级的积极作用。
五、结论与政策建议
本文采用理论推演和计量分析相结合的方法，选取2007—2017年各省份面板数据，利用动态面板模型和动态面板门槛模型，研究了OFDI和环境规制对产业结构升级的影响，并分析异质性环境规制的门槛效应。主要结论有如下三点：
第一，OFDI能够显著促进产业结构升级，且产业结构调整过程中存在明显的“路径依赖”，即当期的产业结构调整显著依赖于上一期的产业结构水平。
第二，正式环境规制和非正式环境规制均能显著促进产业结构升级，然而过高强度的环境规制会削弱OFDI对产业结构升级的促进效果，且在这一过程中，环境规制具有显著的单门槛效应，但当前中国仅有少数经济发展落后的中西部省份跨越了环境规制门槛值，大部分地区OFDI驱动产业结构升级的效应并未因环境规制而减弱。
第三，经济“新常态”背景下传统的基础建设类“硬基建”促进产业转型升级的作用已不再显著，以技术创新、投资驱动和人力资本为代表的新时期“软基建”驱动作用逐渐凸显。
据此，本文提出如下政策建议：
第一，应当继续鼓励企业“走出去”，加大对投资企业的支持力度，为企业对外直接投资创造更加便利的条件。政府部门需要针对企业对外直接投资加强“硬件设施”建设和“软件设施”建设。
“硬件设施”建设包括降低对外投资企业的税收和信贷利率、放宽信贷约束、简化国内的审批流程以及完善对外投资的法律环境等企业生存和发展所必需的关键因素。而“软件设施”建设则包括建立完备的对外投资查询信息库，以及企业对外战略投资研究智库等起促进和辅助作用的软实力。加强对主要投资东道国经济、文化和市场的调研，介绍各国在该东道国投资成功和失败的经典案例，针对特定地区的外商投资政策及时进行研究解读，更新和维护对外直接投资查询信息库，为企业的对外投资提供更加快捷、精确的信息，提高企业对外投资的成功率。
第二，灵活使用环境保护政策工具，避免环境规制实行过程中“一刀切”的现象。针对不同污染程度和发展类型的企业应当注重环境规制的适用性，对于环境污染较低的投资型企业适度降低环境规制强度至门槛值以下，从而提高企业对外直接投资促进产业结构升级的效果。同时，现阶段应当灵活利用企业对外直接投资来推动我国东中西部地区产业结构升级，对于经济条件较好的东部和中部省份可以充分利用对外直接投资来促进产业结构升级，但对于经济条件较落后的部分中西部省份目前则需要主要依靠环境规制来倒逼产业结构升级。
第三，加快“新基建”的顶层设计和配套政策的制定。应当从中央和地方两个层面保障“新基建”的快速推进，在中央层面，应当加紧对“新基建”的顶层规划并下发指导意见，并在指导意见的范围内迅速推出专项资金和低利率专项贷款，为相关企业提供政策支持和资金保障。在地方层面，各级政府参照指导意见迅速启动专项扶持机制，通过产业试验区的形式助力企业开展数字转型、智能升级和融合创新等服务型基础设施体系建设，并通过划拨专款和产业补贴的办法来提高企业开展相关研究和生产的积极性。 參考文献：
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责任编辑、校对： 李再扬
Abstract： Based on the provincial panel data from 2007 to 2017 in China， this paper empirically studies the impact of OFDI on China’s 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 OFDI’s 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