环境规制与制造业出口质量升级
刘家悦+谢靖
摘要现有文献在分析环境规制对贸易比较优势的影响时，忽略了行业固有的异质性属性，进而导致研究结论存在较大差异。鉴于此，本文从要素投入结构异质性的视角，剖析环境规制对不同行业出口质量升级的影响机理，并利用中国制造业的行业面板数据，运用系统GMM估计方法，考察环境规制对制造业出口质量的异质性影响，研究发现：①环境规制通过“抵消效应”和“补偿效应”影响制造业出口质量升级，而影响方向主要取决于该行业的要素投入结构。②对于要素投入结构中固定资产投资比重较大的行业来说，当前的环境规制政策不利于该行业的出口质量升级，但二者之间存在显著的“U”型动态关系，即随着环境规制政策的日趋严格，当规制强度跨过拐点之后，则会对出口质量升级起到促进作用；而对于固定资产投资比重较小的行业，环境规制对出口质量升级会产生有利影响，并且呈現出边际影响递增的“J”型特征。③人力资本投入、自主研发、技术引进和外资参与对不同要素投入结构行业的出口质量升级均发挥了预期的积极作用；而人均资本存量的提高和企业规模的扩大对出口质量升级并没有表现出显著的直接影响。以上结论在使用不同的计量方法和变量替换后，依然保持稳健。因此，本文认为政府应该针对行业类型的异质性制定差异化的、分层次的环境规制政策，并加强当前环境规制政策的执行力度，倒逼企业通过改进技术、提高产品质量的路径应对环境规制成本的上升，淘汰落后产业，化解过剩产能，从供给侧推动经济结构转型升级。
关键词环境规制；出口质量；要素投入结构；行业异质性
中图分类号F205文献标识码A文章编号1002-2104（2018）02-0158-10DOI：10.12062/cpre.20170904
近十多年来，中国制造业的国际地位大幅提升，中国已成为世界制造业第一大国、出口贸易第一大国。但是，与此同时，长期依赖于“高消耗、高排放”的经济增长方式也使得中国成为了全球碳排放第一大国。从近几年中国空气污染日趋严重的现象可以看出，中国经济高速增长背后的环境代价已十分沉重。另一面，虽然中国出口贸易在国际市场中长期处于顺差地位，但由于中国出口产品具有典型的“低质低价”特征，中国的贸易条件持续恶化[1]。显然，环境约束与贸易条件的恶化给中国制造业出口贸易的可持续发展带来了严峻的挑战，绿色发展和创新发展已成为一种必然选择。国家在《“十三五”生态环境保护规划》中提出，通过实施最严格的环境保护制度，总体改善生态环境质量。然而，高强度的环境规制政策在实现有效节能减排、保护生态环境目标的同时，也可能会削弱一国的出口竞争力[2-3]。因此，在目前经济结构转型和实施《中国制造2025》规划的关键时期，中国的环境规制政策是否能够协同绿色发展和创新发展，培育和塑造中国出口竞争新优势，成为亟待研究的重要课题。
在理论研究方面，关于环境规制与贸易比较优势的研究主要得出两种不同的观点。第一种观点认为环境规制会通过增加生产成本、抑制技术创新而削弱一国的贸易比较优势，即“污染避难所假说”。由于发展中国家的环境规制强度较低，导致其在污染密集型行业上具有比较优势，在全球经济一体化的作用下，发展中国家最终会成为“污染天堂”。第二种观点认为一国加强环境规制并不会降低其比较优势，反而会倒逼企业进行技术创新，长期来看有利于提升该国的比较优势，即“波特假说”。现有文献分别对以上两种观点进行了实证检验，但研究结论也不统一。Ederington et al.[2]、Mani & Wheeler[4]研究发现高标准的环境规制会削弱一国相关产业的比较优势，并对该国的贸易模式产生一定的影响；Cagatay & Mihci[3]、Feiock & Rowland[5]通过经验分析得出一国环境规制强度与其出口贸易呈显著的负相关关系；任力和黄崇杰[6]使用扩展的引力模型，研究发现中国的环境规制强度在一定程度上阻碍了出口贸易的发展。而Lanjouw & Mody[7]、Jaffe & Palmer[8]、Costantini & Mazzanti[9]、李小平等[10]、童伟伟[11]通过经验分析验证了“波特假说”。上述文献为我们理解环境规制与贸易比较优势的关系提供了有益借鉴，但是，需要指出的是，他们对于环境规制与贸易比较优势的研究主要是基于传统的比较优势指标，比如显性比较优势指数、Michaely指数、净出口指数、出口比重等，这些指标本质上反映的是一国出口贸易在“量”上的比较优势，而随着全球垂直专业化分工的逐渐深入，一国在贸易量上取得比较优势，并不意味着其国际分工地位的提高或贸易条件的改善，因此传统的比较优势指标已不能真实地反映出一国的出口竞争力水平。黄永明和何剑峰[12]从技术复杂度的角度分析了环境规制对中国制造业出口升级的影响，然而，行业技术复杂度的提高主要反映了行业间出口结构的优化[13]，即出口结构从低技术含量行业转移到高技术含量行业，而并不能说明行业内贸易比较优势的变化。以质量异质性为代表的新新贸易理论指出，产品质量已成为一国重要的出口竞争新优势[14-15]。彭冬冬等[16]基于出口产品质量的视角重新考察了环境规制与贸易比较优势之间的关系，研究发现环境规制会对中国出口质量升级产生“U”影响。然而，我们认为现有文献关于环境规制与贸易比较优势的研究之所以结论迥异，主要是因为均忽略了行业固有的异质性属性，行业在面临环境规制约束时，是否愿意进行技术改进以及技术改进成本的大小取决于该行业当前的要素投入结构[17]，即要素投入结构的差异是影响异质性行业选择不同环境规制应对策略的关键因素。因此，本文研究与彭冬冬等[16]不同的是，我们拟从要素投入结构异质性的视角剖析环境规制对不同行业出口质量的影响机理，并在此基础上利用中国制造业行业的动态面板数据，考察环境规制对制造业出口质量升级的异质性影响。
1环境规制影响出口质量升级的机理分析
现有研究表明，短期来看，环境规制会通过增加生产成本、抑制技术创新而削弱一国的贸易比较优势，即环境规制的“成本效应”会阻碍国际竞争力的提高。面对政府的环境规制政策，企业为使其生产活动达到环保要求，不论是通过控制污染排放还是通过提高污染治理技术水平，都必然会增加企业的生产成本，在其他条件不变的情况下，生产成本的增加会让企业重新考虑资源配置、减少或控制技术创新支出，从而对出口质量升级产生“抵消效应”[12]。从长期来看，随着政府实施更为严格的环境规制标准，企业的污染治理成本也将明显增加，环境规制会成为一种外在压力倒逼企业进行技术创新和生产工艺改进，在出口竞争力提高后，企业会获得更多的出口利润，能够部分或全部抵消污染治理成本，从而激励企业继续加大对技术创新的投入，持续提高出口产品质量，即环境规制的“补偿效应”[12，16]。环境规制对出口质量的影响方向取决于“抵消效应”和“补偿效应”之和。然而，一个行业的企业在短期和长期会选择不同的环境规制对策，或者在一个相同的环境规制强度下，不同的行业会选择不同的应对措施，这主要取决于行业（企业）的要素投入结构差异。一个行业的要素投入结构中固定资产投资的比重反映了该行业进行技术改进成本的大小和对环境规制“忍耐水平”的高低[17]。因此，行业的固定资产比重就决定了该行业在面临环境规制约束时所选择的应对策略。
对于固定资产投资比重较大的行业，由于重置成本的制约，其进行技术改进的成本较大，因此，在环境规制政策的实施初期，环境规制成本的上升会使该行业中的企业减少产出量[17]，并重新进行资源配置，进而对企业的研发投入产生“挤出效应”，不利于全要素生产率的提高，对出口产品的质量升级产生“抵消效应”。然而，随着环境规制强度的逐步提高，当环境规制的“技术效应”大于“资源配置扭曲效应”[17]时，该行业就会改变应对策略，即增加研发投入改进技术，通过提高产品质量水平进而获取更多的市场利润，以应对较高强度的环境规制政策。在这种策略选择下，环境规制通过“补偿效应”促进该行业的出口质量升级。因此，环境规制对固定资产投资比重较大行业的出口质量会产生先抑制后促进的“U”型影响，如图1（A）所示，在“U”型曲线拐点（即“最低点”）的左侧，环境规制的“抵消效应”大于“补偿效应”，进而对出口质量升级产生抑制作用；而在“U”型曲线拐点的右侧，环境规制的“补偿效应”大于“抵消效应”，环境规制则有利于出口质量升级。
固定资产投资比重较小的行业同样会受到环境规制的“抵消效应”和“补偿效应”的共同影响。与固定资产投资比重较大行业不同的是，固定资产投资比重较小行业的技术改进成本较小，因而在环境规制强度处于较低水平时，该行业中的企业就会选择增加研发投入、进行技术创新策略，通过产品质量升级提高出口价格水平，同时通过降低单位产出的污染排放以应对不断提高的环境规制成本。因此，环境规制对固定资产投资比重较小行业的出口质量升级会产生“J”型特征的影响，如图1（B）所示。对比图1（A）与图1（B）可以看出：① 环境规制的“抵消效应”在固定资产投资比重较大行业的作用区间更长，即只有当环境规制强度达到一定水平时，环境规制的“抵消效应”才会被“补偿效应”取代。② 固定资产投资比重较小行业的“J”型曲线拐点会比固定资产投资比重较大行业的“U”型曲线拐点提前到达。
2研究设计
2.1出口质量的测度
本文借鉴Hallak和Schott[13]的价格指数分解模型，通过回归估计测算中国制造业行业的出口质量。设定中国在s行业上与K个贸易伙伴进行进出口贸易，中国相对于K个贸易伙伴的行业非纯净价格指数、行业出口质量指数分别记为PcKs、λcKs。基于以上设定，我们把Hallak和Schott[13]的出口质量估计方程改进如下：
TcKst=β0+γslnP^cKst-γs
lnλcKst+ust
（1）
其中，TcKst=（TcKst-bsTct）/Ect-bsτcKst，TcKst代表中国对K个贸易伙伴国在t期s行业上的净贸易额总和；Tct代表中国在t期的总净贸易额；Ect代表中国在t期的总净支出；bs代表中国s行业净支出Ecst占总净支出Ect的比例；P^cKst
为PcKst的估计值，使用费雪指数（Fisher Index）来估计非纯净价格指数；τcKst代表贸易成本。
借鉴Novy[18]改进的引力模型测算贸易成本，测算公式如下：
τcKst=∑Kk=1θckstτckst=
∑Kk=1θckst[（xcstxkstxckstxkcst）12（σ-1）-1]
（2）
其中，k为代表性贸易伙伴国；θckst为权重系数，用t期s行业上中国与k国的贸易额占中国与K个贸易伙伴的总贸易额的比例计算；xcst、xkst分别表示中国和k国在t期s行业上的国内贸易额，分别从中国和k国s行业的总产出中扣减该行业出口额得到；xckst、xkcst分别表示在t期s行业上中国对k国的出口额和k国对中国的出口额；σ为常替代弹性，本文参照Novy[18]的做法，取值为8。
为解决式（1）中的内生性问题，我们采用线性时间趋势方法，把出口质量分为截距项、时间趋势项和误差项三部分，即lnλcKst=αcK0s+αcK1st+εst，將其代入式（1）得到新的估计方程：
TcKst=β0+γsln
P^cKst-ξcK0s-ξcK1st+υst
（3）
其中，ξcK0s=γsαcK0s，
ξcK1s=γsαcK1s；随机误差项
υst=ust-γsεst。需要进一步说明的是，
P^cKst
与
εst之间仍然可能存在相关性，进而与υst相关。对于这种内生性问题，现有文献的做法是选取国家层面的真实有效汇率作为P^cKst的工具变量[13]。然而，近些年研究发现使用国家层面加总的有效汇率分析行业（或企业）层面数据，往往会产生加总谬误问题[19]。鉴于此，本文选取行业层面的真实有效汇率作为行业非纯净价格指数的工具变量。我们参照徐建炜和田丰[19]的方法，计算中国制造业各行业的真实有效汇率：
REERcst=∏Kk=1（ERcktERck0×PIcstPIkst）
Xckst-1∑Kk=1Xckst-1
（4）
其中，REERcst为中国在t期s行业的真实有效汇率，ERckt为中国与k国在t期的双边名义汇率，ERck0为中国与k国在基期的双边名义汇率，PIcst和PIkst分别为中国和k国在t期s行业的价格水平，Xckst-1为中国在t-1期s行业上对k国的出口额。
对方程（4）进行回归得到固定效应和时间趋势斜率的估计值，进一步可测算出中国s行业的出口质量指数：
ln
λ^cKst=-
（ξ^cK0s+ξ^cK1st）/γ^s
（5）
2.2模型设定、指标选取与数据说明
2.2.1模型设定
根据前文分析，环境规制与出口质量之间可能存在“U”型或“J”型的非线性关系，因此，我们在模型中加入环境规制的二次项。此外，考虑到出口质量的调整通常具有惯性特征，我們引入出口质量的一阶滞后项构建如下动态面板模型：
λit=β0+β1λi，t-1+β2ENVit+β3ENV2it+ψX+δi+εit
（6）
其中，i代表制造业行业，t代表年份，λ代表出口质量水平，ENV代表环境规制强度，X代表若干控制变量，δi为行业固定效应，反映行业间的个体差异，ε为随机扰动项。本文借鉴任力和黄崇杰[6]、王树柏和李小平[20]等的做法，选取人力资本（Human）、资本密集度（K）、自主研发（RD）、技术引进（TI）、企业规模（Size）及外资参与度（FDI）等变量。我们用行业固定资产投资净额占工业总产值的比重反映行业间要素投入结构的差异，并以此把制造业分为14个固定资产投资比重较大的行业和13个固定资产投资比重较小的行业，来考察环境规制对制造业出口质量的异质性影响。
2.2.2指标选取与数据说明
（1）出口质量。出口质量（λ）用借鉴Hallak和Schott[13]模型估计的出口质量指数衡量。本文选取28个OECD国家作为测算中国制造业行业出口质量的样本国。各国贸易数据来自UN COMTRADE数据库，OECD国家的行业总产出数据来自UN NAOCD数据库，中国的GDP、行业增加值由于数据缺失，各行业2004年的增加值用相邻两年的增加值占行业总产值的平均比重乘以该行业2004年总产值来估算；各行业2008—2011年的增加值根据国家统计局公布的行业增加值的增长率推算而来。
和行业总产出数据来自《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》，中国和OECD国家的双边名义汇率来自OECD NATIONAL ACCOUNTS数据库，中国的行业价格指数用该行业的生产者价格指数衡量，数据来自《中国城市（镇）生活与价格年鉴》，OECD国家的行业价格指数用该行业的增加值平减指数衡量，数据来自OECD STAN数据库。
（2）环境规制。环境规则（ENV）是本文的核心解释变量。借鉴张成等[21]、李珊珊[22]等的做法，我们分别采用工业废水、工业废气治理设施的运行费用占工业增加值的比重衡量环境规制。各行业的工业废水、废气治理设施运行费用来自《中国环境统计年鉴》，工业增加值来自《中国工业经济统计年鉴》，主营业务成本来自《中国工业经济统计年鉴》由于《中国环境统计年鉴》在2001年前后的统计口径不一致，我们假定食品加工和制造业、饮料制造业和烟草制造业在2000年的环境规制相同；服装及其他纤维制品制造业、木材加工及竹藤棕草制品业、家具制造业、文教体育用品制造业在2000年的环境规制与2001年相同；普通机械制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、电子及通信设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业在2000年的环境规制相同。。
（3）其他控制变量。人力资本（Human）可以提升劳动工人的技能和提高对外资“技术溢出”的吸收能力，进而促进出口质量升级[23]。目前，人力资本的衡量指标较多且不统一，比如工资水平[24]、受教育程度[25]、受教育年限[26]、科技人员比重[10]等。结合本文的研究，我们参考第四种做法，用行业科技活动人员数与行业职工人数的比值衡量人力资本。资本密集度（K）采用行业固定资产净值年平均余额与行业职工人数的比值（万元/人）衡量。自主研发（RD）用科技活动经费内部支出占该行业工业总产值的比重衡量。技术引进（TI）用引进技术经费支出占该行业工业总产值的比重衡量。自主研发和技术引进均有利于提高企业的全要素生产率，促进产品质量升级。企业规模（Size）扩大可以带来规模经济、范围经济[27]，有利于提高生产率水平、促进产品质量升级。本文使用行业不变价工业总产值与该行业内的企业个数的比值（亿元/企业）衡量企业规模。外资可以通过溢出效应促进企业技术进步，改进生产工艺，提高产品质量，我们用“三资企业”的工业总产值占该行业工业总产值的比重衡量外资参与度（FDI）。所有控制变量的数据主要来自《中国科技统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。
自1979年国家颁布《中华人民共和国环保法（试行）》以来，我国环保事业逐步全面展开，特别是2000年以来，国家先后出台了《中华人民共和国水污染防治实施细则》、《中华人民共和国大气污染防治法》、《中华人民共和国固体废物污染环境防治法》等法律法规，标志着我国环境规制政策的实施逐步进入到深化阶段；此外，考虑到测算出口质量所需数据的可获得性，本文以2000—2011年期间中国制造业行业的面板数据作为研究样本，考察环境规制对中国制造业出口质量的影响。鉴于国内外的行业分类标准和数据统计口径并不统一，UN NAOCD数据库和OECD STAN数据库主要是以ISIC标准进行分类，而本文从UN COMTRADE数据库获取的贸易数据是SITC标准，国内行业数据则是按《国民经济行业分类》标准分类，因此，我们将数据作如下调整：首先，根据联合国统计署提供的ISIC（Rev.3）和SITC（Rev.3）的转换标准进行数据转换；其次，参考盛斌[28]的方法把SITC（Rev.3）标准的数据和《国民经济行业分类》（2002）标准的数据进行归并处理，并最终选取27个制造业行业作为本文的研究对象。同时，对受价格因素影响的变量均以2000年为基期进行平减处理。为使数据更为平稳，我们取所有变量的自然对数。此外，采用winsorize方法对样本数据进行上下1%的缩尾处理。各主要变量的描述性统计情况列于表1。
3环境规制影响制造业出口质量的实证检验
3.1回归结果分析
由于在计量模型中引入了被解释变量的滞后项，导致解释变量与随机误差项相关，因此，本文运用系统GMM估计方法来处理模型中可能存在的内生性问题，分别对以上两类制造业行业进行动态面板回归，以检验环境规制对不同要素投入结构行业出口质量的影响。此外，模型中环境规制的一次项和二次项可能会引起较为严重的多重共线性问题，为此，我们采用逐步回归的方法对式（6）进行分步估计，以克服多重共线性的影响。估计结果列于表2。表2中的模型1～4是对固定资产投资比重较大的制造业行业进行的回归，模型5～8是对固定资产投资比重较小的制造业行业进行的回归。
从表2的回归结果可以看出：① 被解释变量的一阶滞后项在所有模型中均高度显著为正，说明本文设定的动态面板模型是合理的；② AR（1）和AR（2）检验结果显示，在10%的显著性水平上，所有估计模型随机误差项的差分至多存在一阶自相关，但均不存在二阶自相关，说明本文使用的系统GMM方法是可靠的；③ Sargan检验结果显示，所有估计模型都无法拒绝“过度识别约束是有效的”原假设，表明选择的工具变量是有效的。
在表2中，模型1和模型5是不含任何控制变量的基准模型。模型1的回归结果显示，对于固定资产投资比重较大的行业，环境规制的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，说明当前的环境规制政策对该类型行业的出口质量升级会产生不利影响，但二者之间存在显著的“U”型动态关系，即随着环境规制政策的日趋严格，当规制强度跨过拐点之后，反而会对出口质量升级起到促进作用。这一结果与本文的预期相符，反映出固定资产投资比重较大的行业会根据环境规制成本的动态变化而调整其应当策略，环境规制政策实施初期的“抵消效应”将逐渐会被技术创新的“补偿效应”所覆盖，进而对出口质量产生先抑制再促进的动态影响。与固定资产投资比重较大行业有所不同的是，在模型5的估计结果中环境规制的一次项系数和二次项系数均显著为正，表明环境规制会对固定资产投资比重较小行业的出口质量升级产生有利影响，并且呈现出边际影响递增的“J”型特征。这主要和该行业的要素投入结构有关，因为该行业的固定资产投资相对较少，其进行技术改进的成本较低，力度较弱的环境规制政策就能发挥出较大的“补偿效应”，从而有效激励技术创新，促进产品质量升級；当政策力度提高时，环境规制的“补偿效应”呈现非线性的增长，加速促进该行业出口质量升级。
在表2模型1和模型5的基础上，我们逐步引入其他控制变量，分别得到模型2～模型4和模型6～模型8的估计结果。我们看到，在逐步引入控制变量的过程中，与基准模型的估计结果相比，核心解释变量环境规制的一次项系数和二次项系数的方向与显著性均无明显变化，说明本文估计结果具有较好的稳定性。此外，从控制变量的估
计结果看，人力资本对固定资产投资比重较大行业和固定资产投资比重较小行业的出口质量升级均表现出正向影响，与预期相符，表明提高科技活动人员在职工人数中的比重能够显著提升两类行业的质量竞争力。资本密集度的估计系数在所有模型中均为负号且不显著，表明人均资本存量的提高对两类行业的出口质量升级并没有表现出预期的积极作用。这一结果与适宜技术论[29]相符，中国目前的要素禀赋结构仍然属于劳动充裕型，因此，行业资本密集度越高，就越偏离最适宜的技术结构，反而不利于行业出口竞争力的提高。自主研发和技术引进的估计系
数均显著为正，说明这两种不同的技术创新方式都能对制造业出口质量升级产生积极影响，符合我们的预期。企业规模在两类行业样本中的估计系数均方向为负，但不显著，这与王树柏和李小平[20]的研究结论相一致，表明行业内的企业规模扩大并不能直接促进出口质量升级，而是需要和该行业的核心竞争力相结合才能发挥积极作用。外资参与度的估计系数均显著为正，说明引进外资在一定程度上能够推动中国制造业出口质量升级。
3.2稳健性检验
为保证本文估计结果的可靠性，我们进行以下两种稳健性检验：首先，改变计量估计方法，运用差分GMM方法对式（6）进行回归；其次，替换核心解释变量的衡量指标，以工业废水、废气治理设施运行费用占行业主营业务成本的比重衡量的环境规制重新进行系统GMM估计。稳健性检验结果列于表3。在表3中，模型1～模型2和模型5～模型6分别是对两类行业进行的差分GMM估计，模型3～模型4和模型7～模型8是基于主营业务成本计算的环境规制对两类行业进行的系统GMM估计。从表3两类行业的估计结果可以看出，核心变量环境规制的一次项系数和二次项系数的符号和显著性均未发生实质性改变，其他控制变量的估计结果也都与前文结果基本保持一致，验证了本文研究结论的稳健性。
4主要结论与政策启示
本文基于要素投入结构异质性的视角分析了环境规制对出口质量升级的影响机理，并利用中国制造业的行业面板数据，运用系统GMM估计方法，考察了环境规制对不同要素投入结构行业出口质量的异质性影响，研究发现：①环境规制通过“抵消效应”和“补偿效应”影响制造业出口质量升级，而影响方向主要取决于该行业的要素投入结构。②对于在要素投入结构中固定资产投资比重较大的行业来说，当前的环境规制政策不利于该行业的出口质量升级，但二者之间存在显著的“U”型动态关系，即随着环境规制政策的日趋严格，当规制强度跨过拐点之后，则会对出口质量升级起到促进作用；而对于固定资产投资比重较小的行业，环境规制对出口质量升级会产生有利影响，并且呈现出边际影响递增的“J”型特征。③人力资本投入、自主研发、技术引进和外资参与对不同要素投入结构行业的出口质量升级均发挥了预期的积极作用；而人均资本存量的提高和企业规模的扩大对出口质量升级并没有表现出显著的直接影响。以上结论在使用不同的计量方法和进行变量替换后，依然保持稳健。
本文的研究结论蕴含着如下政策启示：第一，环境规制政策能够协同绿色发展和创新发展，在实现节能减排、保护生态环境的同时，也有利于培育和塑造中国出口竞争新优势，加速出口贸易升级。政府应该加强当前环境规制政策的执行力度，倒逼企业通过改进技术、提高产品质量的路径应对环境规制成本的上升，淘汰落后产业，化解过剩产能，从供给侧推动经济结构转型升级。第二，“一刀切”的环境规制政策是不适宜的，政府应该针对行业类型的异质性制定差异化的、分层次的环境规制政策。具体来说，对于固定资产投资比重较大的行业，适宜采取环境标准、排放限额等“控制型”的环境规制工具[30]，充分发挥环境规制对技术创新、产品质量升级的倒逼作用，加快产品替代和产业转型；对于固定资产投资比重较小的行业，可以采取排污权交易、环境补贴等“激励型”环境规制工具[27]，积极引导企业进行清洁技术研发，激励企业在出口市场中以“质”取胜。第三，政府应通过生产补贴、金融支持、知识产权保护等政策强化环境规制的“补偿效应”，以制度为保障、以市场为导向，完善企业技术创新的补偿机制，形成环境规制与技术创新、贸易升级的良性互动。第四，在当前经济转型的关键期，政府应该加大人力资本投资，既要注重量的增加，又要重视质的提升，一方面逐渐完善职业教育体系，另一方面继续增加对培养和引进高端技术人才的投入，切实解决企业一般人力资本和专业化人力资本相互脱节的问题，保持创新型人力资本的持续供给，通过创新能力和创新绩效的提高，尽可能地降低环境规制对出口质量升级的“抵消效应”。第五，我国现在仍然在劳动要素上具有比较优势，过度提高人均资本水平，虽然有利于出口技术复杂度的提升，但可能会降低出口产品的质量水平，削弱我国的贸易比较优势，因此，我国应选择与当前要素禀赋优势相匹配的技术结构。最后，自主研发和技术引进都是制造业出口质量升级的重要因素，但也应该注意到，企业长期依靠技术引进的方式进行技术创新，容易形成路径依赖，不利于中国制造业自主创新能力和国际竞争力的提高[31]，因此，政府应该加大对企业自主研发活动的激励措施，鼓励企业掌握核心技术，形成自主知识产权，推动“中国制造”向“中国创造”跨越。
（编辑：刘呈庆）
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AbstractThe existing literature on the effects of environmental regulation on trade comparative advantage， has neglected the inherent attributes of heterogeneous industries， which leads to the difference of the conclusions. In view of this， from the perspective of factor input structure heterogeneity， this article analyzes the influence mechanism of environmental regulation on the export quality upgrading. Based on the panel data of manufacturing industries in China， We uses SYSGMM empirical method to analyze the heterogeneous effects of environmental regulation on the export quality upgrading of manufacturing industries of different factor input structures. The major findings of this paper lie below： environmental regulation exercises a combined influence of offset effect and compensation effect on the export quality upgrading of manufacturing， and the direction of the combined influence depends on the factor input structure of the industry. For the industries of fixed assets investment in a larger proportion， the current environmental regulation policy is not conducive to export quality upgrading of these industries， but there is a significant Ushaped dynamic relationship between environmental regulation and the export quality upgrading. This is to say， the increasingly stringent environmental regulation policy will play a role in promoting the upgrading of export quality， when the intensity of environmental regulation crosses the inflection point. For the industries of fixed assets investment in a small proportion， environmental regulation will have beneficial effects on the export quality upgrading， and present an increasing Jshaped characteristics of the marginal effect. The human capital investment， independent research and development， introduction of technology and foreign participation have played a positive role in export quality upgrading of manufacturing industries of different factor input structures； the increase of per capita capital and company size has no significant direct impact on export quality upgrading. The above conclusions remain robust， by use of different estimation methods and variable substitution. Therefore， we argue that the government should choose differentiated environmental regulation policy according to the difference of heterogeneous industries， and strengthen the intensity of current environmental regulation policy， so that companies will improve the technology and the quality of their products to deal with rising costs of environmental regulation， and the outdated industries and excessive capacity will be eliminated， from the supply side to promote economic restructuring and upgrading.
Key wordsenvironmental regulation； export quality； factor input structure； industrial heterogeneity
摘要现有文献在分析环境规制对贸易比较优势的影响时，忽略了行业固有的异质性属性，进而导致研究结论存在较大差异。鉴于此，本文从要素投入结构异质性的视角，剖析环境规制对不同行业出口质量升级的影响机理，并利用中国制造业的行业面板数据，运用系统GMM估计方法，考察环境规制对制造业出口质量的异质性影响，研究发现：①环境规制通过“抵消效应”和“补偿效应”影响制造业出口质量升级，而影响方向主要取决于该行业的要素投入结构。②对于要素投入结构中固定资产投资比重较大的行业来说，当前的环境规制政策不利于该行业的出口质量升级，但二者之间存在显著的“U”型动态关系，即随着环境规制政策的日趋严格，当规制强度跨过拐点之后，则会对出口质量升级起到促进作用；而对于固定资产投资比重较小的行业，环境规制对出口质量升级会产生有利影响，并且呈現出边际影响递增的“J”型特征。③人力资本投入、自主研发、技术引进和外资参与对不同要素投入结构行业的出口质量升级均发挥了预期的积极作用；而人均资本存量的提高和企业规模的扩大对出口质量升级并没有表现出显著的直接影响。以上结论在使用不同的计量方法和变量替换后，依然保持稳健。因此，本文认为政府应该针对行业类型的异质性制定差异化的、分层次的环境规制政策，并加强当前环境规制政策的执行力度，倒逼企业通过改进技术、提高产品质量的路径应对环境规制成本的上升，淘汰落后产业，化解过剩产能，从供给侧推动经济结构转型升级。
关键词环境规制；出口质量；要素投入结构；行业异质性
中图分类号F205文献标识码A文章编号1002-2104（2018）02-0158-10DOI：10.12062/cpre.20170904
近十多年来，中国制造业的国际地位大幅提升，中国已成为世界制造业第一大国、出口贸易第一大国。但是，与此同时，长期依赖于“高消耗、高排放”的经济增长方式也使得中国成为了全球碳排放第一大国。从近几年中国空气污染日趋严重的现象可以看出，中国经济高速增长背后的环境代价已十分沉重。另一面，虽然中国出口贸易在国际市场中长期处于顺差地位，但由于中国出口产品具有典型的“低质低价”特征，中国的贸易条件持续恶化[1]。显然，环境约束与贸易条件的恶化给中国制造业出口贸易的可持续发展带来了严峻的挑战，绿色发展和创新发展已成为一种必然选择。国家在《“十三五”生态环境保护规划》中提出，通过实施最严格的环境保护制度，总体改善生态环境质量。然而，高强度的环境规制政策在实现有效节能减排、保护生态环境目标的同时，也可能会削弱一国的出口竞争力[2-3]。因此，在目前经济结构转型和实施《中国制造2025》规划的关键时期，中国的环境规制政策是否能够协同绿色发展和创新发展，培育和塑造中国出口竞争新优势，成为亟待研究的重要课题。
在理论研究方面，关于环境规制与贸易比较优势的研究主要得出两种不同的观点。第一种观点认为环境规制会通过增加生产成本、抑制技术创新而削弱一国的贸易比较优势，即“污染避难所假说”。由于发展中国家的环境规制强度较低，导致其在污染密集型行业上具有比较优势，在全球经济一体化的作用下，发展中国家最终会成为“污染天堂”。第二种观点认为一国加强环境规制并不会降低其比较优势，反而会倒逼企业进行技术创新，长期来看有利于提升该国的比较优势，即“波特假说”。现有文献分别对以上两种观点进行了实证检验，但研究结论也不统一。Ederington et al.[2]、Mani & Wheeler[4]研究发现高标准的环境规制会削弱一国相关产业的比较优势，并对该国的贸易模式产生一定的影响；Cagatay & Mihci[3]、Feiock & Rowland[5]通过经验分析得出一国环境规制强度与其出口贸易呈显著的负相关关系；任力和黄崇杰[6]使用扩展的引力模型，研究发现中国的环境规制强度在一定程度上阻碍了出口贸易的发展。而Lanjouw & Mody[7]、Jaffe & Palmer[8]、Costantini & Mazzanti[9]、李小平等[10]、童伟伟[11]通过经验分析验证了“波特假说”。上述文献为我们理解环境规制与贸易比较优势的关系提供了有益借鉴，但是，需要指出的是，他们对于环境规制与贸易比较优势的研究主要是基于传统的比较优势指标，比如显性比较优势指数、Michaely指数、净出口指数、出口比重等，这些指标本质上反映的是一国出口贸易在“量”上的比较优势，而随着全球垂直专业化分工的逐渐深入，一国在贸易量上取得比较优势，并不意味着其国际分工地位的提高或贸易条件的改善，因此传统的比较优势指标已不能真实地反映出一国的出口竞争力水平。黄永明和何剑峰[12]从技术复杂度的角度分析了环境规制对中国制造业出口升级的影响，然而，行业技术复杂度的提高主要反映了行业间出口结构的优化[13]，即出口结构从低技术含量行业转移到高技术含量行业，而并不能说明行业内贸易比较优势的变化。以质量异质性为代表的新新贸易理论指出，产品质量已成为一国重要的出口竞争新优势[14-15]。彭冬冬等[16]基于出口产品质量的视角重新考察了环境规制与贸易比较优势之间的关系，研究发现环境规制会对中国出口质量升级产生“U”影响。然而，我们认为现有文献关于环境规制与贸易比较优势的研究之所以结论迥异，主要是因为均忽略了行业固有的异质性属性，行业在面临环境规制约束时，是否愿意进行技术改进以及技术改进成本的大小取决于该行业当前的要素投入结构[17]，即要素投入结构的差异是影响异质性行业选择不同环境规制应对策略的关键因素。因此，本文研究与彭冬冬等[16]不同的是，我们拟从要素投入结构异质性的视角剖析环境规制对不同行业出口质量的影响机理，并在此基础上利用中国制造业行业的动态面板数据，考察环境规制对制造业出口质量升级的异质性影响。
1环境规制影响出口质量升级的机理分析
现有研究表明，短期来看，环境规制会通过增加生产成本、抑制技术创新而削弱一国的贸易比较优势，即环境规制的“成本效应”会阻碍国际竞争力的提高。面对政府的环境规制政策，企业为使其生产活动达到环保要求，不论是通过控制污染排放还是通过提高污染治理技术水平，都必然会增加企业的生产成本，在其他条件不变的情况下，生产成本的增加会让企业重新考虑资源配置、减少或控制技术创新支出，从而对出口质量升级产生“抵消效应”[12]。从长期来看，随着政府实施更为严格的环境规制标准，企业的污染治理成本也将明显增加，环境规制会成为一种外在压力倒逼企业进行技术创新和生产工艺改进，在出口竞争力提高后，企业会获得更多的出口利润，能够部分或全部抵消污染治理成本，从而激励企业继续加大对技术创新的投入，持续提高出口产品质量，即环境规制的“补偿效应”[12，16]。环境规制对出口质量的影响方向取决于“抵消效应”和“补偿效应”之和。然而，一个行业的企业在短期和长期会选择不同的环境规制对策，或者在一个相同的环境规制强度下，不同的行业会选择不同的应对措施，这主要取决于行业（企业）的要素投入结构差异。一个行业的要素投入结构中固定资产投资的比重反映了该行业进行技术改进成本的大小和对环境规制“忍耐水平”的高低[17]。因此，行业的固定资产比重就决定了该行业在面临环境规制约束时所选择的应对策略。
对于固定资产投资比重较大的行业，由于重置成本的制约，其进行技术改进的成本较大，因此，在环境规制政策的实施初期，环境规制成本的上升会使该行业中的企业减少产出量[17]，并重新进行资源配置，进而对企业的研发投入产生“挤出效应”，不利于全要素生产率的提高，对出口产品的质量升级产生“抵消效应”。然而，随着环境规制强度的逐步提高，当环境规制的“技术效应”大于“资源配置扭曲效应”[17]时，该行业就会改变应对策略，即增加研发投入改进技术，通过提高产品质量水平进而获取更多的市场利润，以应对较高强度的环境规制政策。在这种策略选择下，环境规制通过“补偿效应”促进该行业的出口质量升级。因此，环境规制对固定资产投资比重较大行业的出口质量会产生先抑制后促进的“U”型影响，如图1（A）所示，在“U”型曲线拐点（即“最低点”）的左侧，环境规制的“抵消效应”大于“补偿效应”，进而对出口质量升级产生抑制作用；而在“U”型曲线拐点的右侧，环境规制的“补偿效应”大于“抵消效应”，环境规制则有利于出口质量升级。
固定资产投资比重较小的行业同样会受到环境规制的“抵消效应”和“补偿效应”的共同影响。与固定资产投资比重较大行业不同的是，固定资产投资比重较小行业的技术改进成本较小，因而在环境规制强度处于较低水平时，该行业中的企业就会选择增加研发投入、进行技术创新策略，通过产品质量升级提高出口价格水平，同时通过降低单位产出的污染排放以应对不断提高的环境规制成本。因此，环境规制对固定资产投资比重较小行业的出口质量升级会产生“J”型特征的影响，如图1（B）所示。对比图1（A）与图1（B）可以看出：① 环境规制的“抵消效应”在固定资产投资比重较大行业的作用区间更长，即只有当环境规制强度达到一定水平时，环境规制的“抵消效应”才会被“补偿效应”取代。② 固定资产投资比重较小行业的“J”型曲线拐点会比固定资产投资比重较大行业的“U”型曲线拐点提前到达。
2研究设计
2.1出口质量的测度
本文借鉴Hallak和Schott[13]的价格指数分解模型，通过回归估计测算中国制造业行业的出口质量。设定中国在s行业上与K个贸易伙伴进行进出口贸易，中国相对于K个贸易伙伴的行业非纯净价格指数、行业出口质量指数分别记为PcKs、λcKs。基于以上设定，我们把Hallak和Schott[13]的出口质量估计方程改进如下：
TcKst=β0+γslnP^cKst-γs
lnλcKst+ust
（1）
其中，TcKst=（TcKst-bsTct）/Ect-bsτcKst，TcKst代表中国对K个贸易伙伴国在t期s行业上的净贸易额总和；Tct代表中国在t期的总净贸易额；Ect代表中国在t期的总净支出；bs代表中国s行业净支出Ecst占总净支出Ect的比例；P^cKst
为PcKst的估计值，使用费雪指数（Fisher Index）来估计非纯净价格指数；τcKst代表贸易成本。
借鉴Novy[18]改进的引力模型测算贸易成本，测算公式如下：
τcKst=∑Kk=1θckstτckst=
∑Kk=1θckst[（xcstxkstxckstxkcst）12（σ-1）-1]
（2）
其中，k为代表性贸易伙伴国；θckst为权重系数，用t期s行业上中国与k国的贸易额占中国与K个贸易伙伴的总贸易额的比例计算；xcst、xkst分别表示中国和k国在t期s行业上的国内贸易额，分别从中国和k国s行业的总产出中扣减该行业出口额得到；xckst、xkcst分别表示在t期s行业上中国对k国的出口额和k国对中国的出口额；σ为常替代弹性，本文参照Novy[18]的做法，取值为8。
为解决式（1）中的内生性问题，我们采用线性时间趋势方法，把出口质量分为截距项、时间趋势项和误差项三部分，即lnλcKst=αcK0s+αcK1st+εst，將其代入式（1）得到新的估计方程：
TcKst=β0+γsln
P^cKst-ξcK0s-ξcK1st+υst
（3）
其中，ξcK0s=γsαcK0s，
ξcK1s=γsαcK1s；随机误差项
υst=ust-γsεst。需要进一步说明的是，
P^cKst
与
εst之间仍然可能存在相关性，进而与υst相关。对于这种内生性问题，现有文献的做法是选取国家层面的真实有效汇率作为P^cKst的工具变量[13]。然而，近些年研究发现使用国家层面加总的有效汇率分析行业（或企业）层面数据，往往会产生加总谬误问题[19]。鉴于此，本文选取行业层面的真实有效汇率作为行业非纯净价格指数的工具变量。我们参照徐建炜和田丰[19]的方法，计算中国制造业各行业的真实有效汇率：
REERcst=∏Kk=1（ERcktERck0×PIcstPIkst）
Xckst-1∑Kk=1Xckst-1
（4）
其中，REERcst为中国在t期s行业的真实有效汇率，ERckt为中国与k国在t期的双边名义汇率，ERck0为中国与k国在基期的双边名义汇率，PIcst和PIkst分别为中国和k国在t期s行业的价格水平，Xckst-1为中国在t-1期s行业上对k国的出口额。
对方程（4）进行回归得到固定效应和时间趋势斜率的估计值，进一步可测算出中国s行业的出口质量指数：
ln
λ^cKst=-
（ξ^cK0s+ξ^cK1st）/γ^s
（5）
2.2模型设定、指标选取与数据说明
2.2.1模型设定
根据前文分析，环境规制与出口质量之间可能存在“U”型或“J”型的非线性关系，因此，我们在模型中加入环境规制的二次项。此外，考虑到出口质量的调整通常具有惯性特征，我們引入出口质量的一阶滞后项构建如下动态面板模型：
λit=β0+β1λi，t-1+β2ENVit+β3ENV2it+ψX+δi+εit
（6）
其中，i代表制造业行业，t代表年份，λ代表出口质量水平，ENV代表环境规制强度，X代表若干控制变量，δi为行业固定效应，反映行业间的个体差异，ε为随机扰动项。本文借鉴任力和黄崇杰[6]、王树柏和李小平[20]等的做法，选取人力资本（Human）、资本密集度（K）、自主研发（RD）、技术引进（TI）、企业规模（Size）及外资参与度（FDI）等变量。我们用行业固定资产投资净额占工业总产值的比重反映行业间要素投入结构的差异，并以此把制造业分为14个固定资产投资比重较大的行业和13个固定资产投资比重较小的行业，来考察环境规制对制造业出口质量的异质性影响。
2.2.2指标选取与数据说明
（1）出口质量。出口质量（λ）用借鉴Hallak和Schott[13]模型估计的出口质量指数衡量。本文选取28个OECD国家作为测算中国制造业行业出口质量的样本国。各国贸易数据来自UN COMTRADE数据库，OECD国家的行业总产出数据来自UN NAOCD数据库，中国的GDP、行业增加值由于数据缺失，各行业2004年的增加值用相邻两年的增加值占行业总产值的平均比重乘以该行业2004年总产值来估算；各行业2008—2011年的增加值根据国家统计局公布的行业增加值的增长率推算而来。
和行业总产出数据来自《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》，中国和OECD国家的双边名义汇率来自OECD NATIONAL ACCOUNTS数据库，中国的行业价格指数用该行业的生产者价格指数衡量，数据来自《中国城市（镇）生活与价格年鉴》，OECD国家的行业价格指数用该行业的增加值平减指数衡量，数据来自OECD STAN数据库。
（2）环境规制。环境规则（ENV）是本文的核心解释变量。借鉴张成等[21]、李珊珊[22]等的做法，我们分别采用工业废水、工业废气治理设施的运行费用占工业增加值的比重衡量环境规制。各行业的工业废水、废气治理设施运行费用来自《中国环境统计年鉴》，工业增加值来自《中国工业经济统计年鉴》，主营业务成本来自《中国工业经济统计年鉴》由于《中国环境统计年鉴》在2001年前后的统计口径不一致，我们假定食品加工和制造业、饮料制造业和烟草制造业在2000年的环境规制相同；服装及其他纤维制品制造业、木材加工及竹藤棕草制品业、家具制造业、文教体育用品制造业在2000年的环境规制与2001年相同；普通机械制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、电子及通信设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业在2000年的环境规制相同。。
（3）其他控制变量。人力资本（Human）可以提升劳动工人的技能和提高对外资“技术溢出”的吸收能力，进而促进出口质量升级[23]。目前，人力资本的衡量指标较多且不统一，比如工资水平[24]、受教育程度[25]、受教育年限[26]、科技人员比重[10]等。结合本文的研究，我们参考第四种做法，用行业科技活动人员数与行业职工人数的比值衡量人力资本。资本密集度（K）采用行业固定资产净值年平均余额与行业职工人数的比值（万元/人）衡量。自主研发（RD）用科技活动经费内部支出占该行业工业总产值的比重衡量。技术引进（TI）用引进技术经费支出占该行业工业总产值的比重衡量。自主研发和技术引进均有利于提高企业的全要素生产率，促进产品质量升级。企业规模（Size）扩大可以带来规模经济、范围经济[27]，有利于提高生产率水平、促进产品质量升级。本文使用行业不变价工业总产值与该行业内的企业个数的比值（亿元/企业）衡量企业规模。外资可以通过溢出效应促进企业技术进步，改进生产工艺，提高产品质量，我们用“三资企业”的工业总产值占该行业工业总产值的比重衡量外资参与度（FDI）。所有控制变量的数据主要来自《中国科技统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。
自1979年国家颁布《中华人民共和国环保法（试行）》以来，我国环保事业逐步全面展开，特别是2000年以来，国家先后出台了《中华人民共和国水污染防治实施细则》、《中华人民共和国大气污染防治法》、《中华人民共和国固体废物污染环境防治法》等法律法规，标志着我国环境规制政策的实施逐步进入到深化阶段；此外，考虑到测算出口质量所需数据的可获得性，本文以2000—2011年期间中国制造业行业的面板数据作为研究样本，考察环境规制对中国制造业出口质量的影响。鉴于国内外的行业分类标准和数据统计口径并不统一，UN NAOCD数据库和OECD STAN数据库主要是以ISIC标准进行分类，而本文从UN COMTRADE数据库获取的贸易数据是SITC标准，国内行业数据则是按《国民经济行业分类》标准分类，因此，我们将数据作如下调整：首先，根据联合国统计署提供的ISIC（Rev.3）和SITC（Rev.3）的转换标准进行数据转换；其次，参考盛斌[28]的方法把SITC（Rev.3）标准的数据和《国民经济行业分类》（2002）标准的数据进行归并处理，并最终选取27个制造业行业作为本文的研究对象。同时，对受价格因素影响的变量均以2000年为基期进行平减处理。为使数据更为平稳，我们取所有变量的自然对数。此外，采用winsorize方法对样本数据进行上下1%的缩尾处理。各主要变量的描述性统计情况列于表1。
3环境规制影响制造业出口质量的实证检验
3.1回归结果分析
由于在计量模型中引入了被解释变量的滞后项，导致解释变量与随机误差项相关，因此，本文运用系统GMM估计方法来处理模型中可能存在的内生性问题，分别对以上两类制造业行业进行动态面板回归，以检验环境规制对不同要素投入结构行业出口质量的影响。此外，模型中环境规制的一次项和二次项可能会引起较为严重的多重共线性问题，为此，我们采用逐步回归的方法对式（6）进行分步估计，以克服多重共线性的影响。估计结果列于表2。表2中的模型1～4是对固定资产投资比重较大的制造业行业进行的回归，模型5～8是对固定资产投资比重较小的制造业行业进行的回归。
从表2的回归结果可以看出：① 被解释变量的一阶滞后项在所有模型中均高度显著为正，说明本文设定的动态面板模型是合理的；② AR（1）和AR（2）检验结果显示，在10%的显著性水平上，所有估计模型随机误差项的差分至多存在一阶自相关，但均不存在二阶自相关，说明本文使用的系统GMM方法是可靠的；③ Sargan检验结果显示，所有估计模型都无法拒绝“过度识别约束是有效的”原假设，表明选择的工具变量是有效的。
在表2中，模型1和模型5是不含任何控制变量的基准模型。模型1的回归结果显示，对于固定资产投资比重较大的行业，环境规制的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，说明当前的环境规制政策对该类型行业的出口质量升级会产生不利影响，但二者之间存在显著的“U”型动态关系，即随着环境规制政策的日趋严格，当规制强度跨过拐点之后，反而会对出口质量升级起到促进作用。这一结果与本文的预期相符，反映出固定资产投资比重较大的行业会根据环境规制成本的动态变化而调整其应当策略，环境规制政策实施初期的“抵消效应”将逐渐会被技术创新的“补偿效应”所覆盖，进而对出口质量产生先抑制再促进的动态影响。与固定资产投资比重较大行业有所不同的是，在模型5的估计结果中环境规制的一次项系数和二次项系数均显著为正，表明环境规制会对固定资产投资比重较小行业的出口质量升级产生有利影响，并且呈现出边际影响递增的“J”型特征。这主要和该行业的要素投入结构有关，因为该行业的固定资产投资相对较少，其进行技术改进的成本较低，力度较弱的环境规制政策就能发挥出较大的“补偿效应”，从而有效激励技术创新，促进产品质量升級；当政策力度提高时，环境规制的“补偿效应”呈现非线性的增长，加速促进该行业出口质量升级。
在表2模型1和模型5的基础上，我们逐步引入其他控制变量，分别得到模型2～模型4和模型6～模型8的估计结果。我们看到，在逐步引入控制变量的过程中，与基准模型的估计结果相比，核心解释变量环境规制的一次项系数和二次项系数的方向与显著性均无明显变化，说明本文估计结果具有较好的稳定性。此外，从控制变量的估
计结果看，人力资本对固定资产投资比重较大行业和固定资产投资比重较小行业的出口质量升级均表现出正向影响，与预期相符，表明提高科技活动人员在职工人数中的比重能够显著提升两类行业的质量竞争力。资本密集度的估计系数在所有模型中均为负号且不显著，表明人均资本存量的提高对两类行业的出口质量升级并没有表现出预期的积极作用。这一结果与适宜技术论[29]相符，中国目前的要素禀赋结构仍然属于劳动充裕型，因此，行业资本密集度越高，就越偏离最适宜的技术结构，反而不利于行业出口竞争力的提高。自主研发和技术引进的估计系
数均显著为正，说明这两种不同的技术创新方式都能对制造业出口质量升级产生积极影响，符合我们的预期。企业规模在两类行业样本中的估计系数均方向为负，但不显著，这与王树柏和李小平[20]的研究结论相一致，表明行业内的企业规模扩大并不能直接促进出口质量升级，而是需要和该行业的核心竞争力相结合才能发挥积极作用。外资参与度的估计系数均显著为正，说明引进外资在一定程度上能够推动中国制造业出口质量升级。
3.2稳健性检验
为保证本文估计结果的可靠性，我们进行以下两种稳健性检验：首先，改变计量估计方法，运用差分GMM方法对式（6）进行回归；其次，替换核心解释变量的衡量指标，以工业废水、废气治理设施运行费用占行业主营业务成本的比重衡量的环境规制重新进行系统GMM估计。稳健性检验结果列于表3。在表3中，模型1～模型2和模型5～模型6分别是对两类行业进行的差分GMM估计，模型3～模型4和模型7～模型8是基于主营业务成本计算的环境规制对两类行业进行的系统GMM估计。从表3两类行业的估计结果可以看出，核心变量环境规制的一次项系数和二次项系数的符号和显著性均未发生实质性改变，其他控制变量的估计结果也都与前文结果基本保持一致，验证了本文研究结论的稳健性。
4主要结论与政策启示
本文基于要素投入结构异质性的视角分析了环境规制对出口质量升级的影响机理，并利用中国制造业的行业面板数据，运用系统GMM估计方法，考察了环境规制对不同要素投入结构行业出口质量的异质性影响，研究发现：①环境规制通过“抵消效应”和“补偿效应”影响制造业出口质量升级，而影响方向主要取决于该行业的要素投入结构。②对于在要素投入结构中固定资产投资比重较大的行业来说，当前的环境规制政策不利于该行业的出口质量升级，但二者之间存在显著的“U”型动态关系，即随着环境规制政策的日趋严格，当规制强度跨过拐点之后，则会对出口质量升级起到促进作用；而对于固定资产投资比重较小的行业，环境规制对出口质量升级会产生有利影响，并且呈现出边际影响递增的“J”型特征。③人力资本投入、自主研发、技术引进和外资参与对不同要素投入结构行业的出口质量升级均发挥了预期的积极作用；而人均资本存量的提高和企业规模的扩大对出口质量升级并没有表现出显著的直接影响。以上结论在使用不同的计量方法和进行变量替换后，依然保持稳健。
本文的研究结论蕴含着如下政策启示：第一，环境规制政策能够协同绿色发展和创新发展，在实现节能减排、保护生态环境的同时，也有利于培育和塑造中国出口竞争新优势，加速出口贸易升级。政府应该加强当前环境规制政策的执行力度，倒逼企业通过改进技术、提高产品质量的路径应对环境规制成本的上升，淘汰落后产业，化解过剩产能，从供给侧推动经济结构转型升级。第二，“一刀切”的环境规制政策是不适宜的，政府应该针对行业类型的异质性制定差异化的、分层次的环境规制政策。具体来说，对于固定资产投资比重较大的行业，适宜采取环境标准、排放限额等“控制型”的环境规制工具[30]，充分发挥环境规制对技术创新、产品质量升级的倒逼作用，加快产品替代和产业转型；对于固定资产投资比重较小的行业，可以采取排污权交易、环境补贴等“激励型”环境规制工具[27]，积极引导企业进行清洁技术研发，激励企业在出口市场中以“质”取胜。第三，政府应通过生产补贴、金融支持、知识产权保护等政策强化环境规制的“补偿效应”，以制度为保障、以市场为导向，完善企业技术创新的补偿机制，形成环境规制与技术创新、贸易升级的良性互动。第四，在当前经济转型的关键期，政府应该加大人力资本投资，既要注重量的增加，又要重视质的提升，一方面逐渐完善职业教育体系，另一方面继续增加对培养和引进高端技术人才的投入，切实解决企业一般人力资本和专业化人力资本相互脱节的问题，保持创新型人力资本的持续供给，通过创新能力和创新绩效的提高，尽可能地降低环境规制对出口质量升级的“抵消效应”。第五，我国现在仍然在劳动要素上具有比较优势，过度提高人均资本水平，虽然有利于出口技术复杂度的提升，但可能会降低出口产品的质量水平，削弱我国的贸易比较优势，因此，我国应选择与当前要素禀赋优势相匹配的技术结构。最后，自主研发和技术引进都是制造业出口质量升级的重要因素，但也应该注意到，企业长期依靠技术引进的方式进行技术创新，容易形成路径依赖，不利于中国制造业自主创新能力和国际竞争力的提高[31]，因此，政府应该加大对企业自主研发活动的激励措施，鼓励企业掌握核心技术，形成自主知识产权，推动“中国制造”向“中国创造”跨越。
（编辑：刘呈庆）
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AbstractThe existing literature on the effects of environmental regulation on trade comparative advantage， has neglected the inherent attributes of heterogeneous industries， which leads to the difference of the conclusions. In view of this， from the perspective of factor input structure heterogeneity， this article analyzes the influence mechanism of environmental regulation on the export quality upgrading. Based on the panel data of manufacturing industries in China， We uses SYSGMM empirical method to analyze the heterogeneous effects of environmental regulation on the export quality upgrading of manufacturing industries of different factor input structures. The major findings of this paper lie below： environmental regulation exercises a combined influence of offset effect and compensation effect on the export quality upgrading of manufacturing， and the direction of the combined influence depends on the factor input structure of the industry. For the industries of fixed assets investment in a larger proportion， the current environmental regulation policy is not conducive to export quality upgrading of these industries， but there is a significant Ushaped dynamic relationship between environmental regulation and the export quality upgrading. This is to say， the increasingly stringent environmental regulation policy will play a role in promoting the upgrading of export quality， when the intensity of environmental regulation crosses the inflection point. For the industries of fixed assets investment in a small proportion， environmental regulation will have beneficial effects on the export quality upgrading， and present an increasing Jshaped characteristics of the marginal effect. The human capital investment， independent research and development， introduction of technology and foreign participation have played a positive role in export quality upgrading of manufacturing industries of different factor input structures； the increase of per capita capital and company size has no significant direct impact on export quality upgrading. The above conclusions remain robust， by use of different estimation methods and variable substitution. Therefore， we argue that the government should choose differentiated environmental regulation policy according to the difference of heterogeneous industries， and strengthen the intensity of current environmental regulation policy， so that companies will improve the technology and the quality of their products to deal with rising costs of environmental regulation， and the outdated industries and excessive capacity will be eliminated， from the supply side to promote economic restructuring and upgrading.
Key wordsenvironmental regulation； export quality； factor input structure； industrial heterogeneity
