产能过剩局面将于2017年缓解
锦纶行业近几年在我国发展迅猛，产能和不断扩大。据统计，永荣控股、力恒、义乌华鼎三大企业已占据了全国30%的产能，具有很强的行业影响力。领先企业具备设备规模大、效率高、质量及成本优势；并且这些企业走向上游切片业务，以提高原料的供给与质量稳定性。
然而，过去5年国内尼龙纺丝产能迅速增长，在2014―2016年供给过剩最为严重。2014年国内的尼龙6纤维消费量是167万t，但是产能就达到了248万t。在2015年，尼龙6纤维消费量是179万t，产能为265万t。而2016年，这一数字变为190万t和280万t。
对于行业产能压力也不用太过焦虑，赵向东表示，阶段性的产能过剩会随着锦纶行业结构调整、技术升级和市场需求提升等多面的影响下得以化解。赵柯禹也认为，随着需求的持续增长以及产能结构性调整，锦纶产能结构性过剩的局面将在2017年之后有所缓解。
多方配合共促锦纶行业健康发展
在经济降速的背景下，淘汰落后的产能，提高产业集中度和竞争力将成为未来锦纶行业结构调整的主旋律。
赵柯禹认为，领先企业对市场有很大主导权，应形成同盟，联合淘汰落后小产能，推动产业向更有序化的方向发展。行业领先企业应与其他领先供应商共同推动区域协会概念的建立，改变原先价格恶性竞争的理念，形成更为有序的市场供给秩序。同时还应根据各区域市场的竞争态势、需求趋势以及自身在其中的地位的不同，采取不同的供给及定价策略。
作为中国锦纶行业的龙头企业，永荣控股集团副总裁陈飞在会上表示，集团将依托PA6-己内酰胺-芳烃垂直一体的产业链资源优势，以及与中石化、巴马格的战略合作伙伴关系，发挥集团的先进设备、关键技术、一流人才等综合优势，向锦纶产业链上下游的全球客户提供更具竞争力的核心产品和配套服务。
近年来，锦纶民用丝行业的赊销问题愈演愈烈，为了解决这一问题，中国化纤协会锦纶分会多次组织重点企业商讨，发出了“规范锦纶民用丝行业赊销行为的倡议书”。对于当前正在进行的锦纶赊销清理工作，陈飞表示，永荣控股与客户已经签订了还款协议，实行了账款分期分月返还，目前已经取得了非常好的效果。
1．投资模型的选择本文选用Nerlove［18］提出的存量调整模型来研究工业各行业投资增长的影响因素。该模型假定在一定技术水平下，最优资本存量取决于产出水平。存在给定产出所需的资本存量的均衡或最优额度。假定理想资本存量K*是产出Y的线性函数:K*t=β0+β1Yt+ξt(1)资本存量符合下述规律:Kt－Kt－1=γ(K*t－Kt－1)(2)其中，0＜γ≤1，称为调整系数。K*t为最优资本存量;Kt－Kt－1为实际变化，K*t－Kt－1为理想变化。(2)式可以写成如下形式:将(1)代入(3)整理可得:Kt=γβ0+γβ1Yt+(1－γ)Kt－1+γξt(4)假定两期资本存量的差额为当期投资(考虑折旧率并不影响分析)，将(4)式重新整理可得:It=α0+α1Yt+α2Kt－1+υt(5)2．工业各行业投资的影响因素分析市场经济条件下，能否抓住市场发展的机遇，使企业自身不断发展壮大是每个企业追求的核心目标，而自主经营的市场主体会对投资风险进行充分评估。企业自身的盈利水平、未来行业的规模、本企业所占有的市场份额以及未来自身的发展定位等，都是企业投资决策的主要参考依据。因此，本文研究中将反映企业经营效益的成本费用利润率引入基本模型。这样在(5)式基础上，引入各行业成本费用利润率后的最终计量模型设定为:Iit=α0i+α1iYit+α2iKit－1+α3iRit+υit(6)其中，Iit为各行业固定资产投资，Yit为各行业产品销售收入，反映市场对该行业产品的实际需求，Kit－1为上一期的资本存量，反映该行业的生产能力，Rit为各行业的成本费用利润率，反映各行业盈利情况。υit为随机扰动项。I=1，2…13④，代表重工业的13个行业。3．指标确定及数据选取本文以重工业13个行业为研究样本，选取其2003～2011年的季度投资数据、产品销售收入数据、固定资产年平均余额数据⑤。运用固定资产投资价格指数对固定资产投资数据进行价格平减处理，以获得样本期间的各行业的实际生产能力数据;为真实反映各行业投资增长水平，将各行业的固定资产投资数据、产品销售收入数据首先运用CensusX12进行季节性调整，保留季节调整后的纯趋势(TC)序列，并对趋势序列数据进行对数化处理，用处理后的最终序列反映近年来各行业投资增长及市场需求的增长情况。选择13个样本行业各季度的成本费用利润率反映行业内部的盈利状况。经典经济学理论中，用固定资产存量水平来度量生产能力被广泛认可。本文亦沿用这一标准，用各行业历年的固定资产存量来度量各行业生产能力。具体数据选择各行业历年固定资产年平均余额⑥，各行业历年固定资产投资数据⑦综合处理后获得。有关资本存量的处理方法较多，经过认真比较筛选，选择孙巍等［19］提出的规避计算折旧率的资本存量计算方法。4．实证检验及结果分析在本文前面模型设定的基础上进一步对工业各行业投资增长的影响因素展开实证分析与检验。(1)面板数据检验采用面板数据进行计量分析主要需考虑两方面问题:一是面板模型固定效应与随机效应之间的选择，依据高铁梅［20］、古扎拉蒂［21］等提出的面板模型形式确定标准，结合本文研究样本的实际情况，选择固定效应变系数面板模型。二是需进行平稳性检验以避免“伪回归”问题出现，本文分别运用LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP四种检验方法对各变量进行了面板单位根检验。其结果⑧显示，各变量水平皆为非平稳，一阶差分后变为平稳序列，即各变量皆为I(1)序列，同阶单整的非平稳序列可能存在协整关系。协整检验结果支持变量之间存在长期均衡关系。在上述计量基础上，本文采用Cross-sectionSUR方法，运用2003～2011年季度数据，对此期间工业13个行业进行了固定效应的面板模型估计，其估计结果见表2。(2)实证检验结果分析由上述检验结果可以看出，在2003～2011年，市场需求对重工业的13个行业投资增长均起到显著的拉动作用。其中，通用设备制造业、化学原料和化学制品制造业、金属制品业的投资需求弹性分别达到1．52，1．26和1．21，市场需求对投资作用较为明显的行业还有非金属矿物制品业和石油加工、炼焦和核燃料加工业，其弹性值分别为0．897和0．902，接近于1。从这5个行业来看，此期间厂商投资的目标主要是满足不断增长的市场需求。实际上自2005年起，房地产行业发展迅猛，时至今日依然火热，而房地产行业是所有行业中关联性最广、产业链延伸最长的产业，在其席卷神州大地之势发展的带动下，与其相关的上下游行业都得到了快速发展。检验中发现的这些投资需求弹性较大的行业正是对此的有力说明，面对不断增长的市场空间，厂商投资是必然选择。。这一方面受行业特征影响，钢铁行业是典型的规模经济行业，不达到一定的生产规模企业想实现利润相当困难，其次，持乐观预期的厂商总是对未来市场旺盛需求抱有信心。为避免需求到来时自己企业错失赚钱机会而促使其决定投资。而需求终归是市场决定，盈利与否也同样主要决定于市场。最后，由于各地区钢铁产业皆为地方经济发展的支柱，地方政府为实现税收、解决就业等需要对“大客户”伸出援助之手也并不鲜见，也就是说，我们这里看到的不盈利还投资，可能遗漏了某些影响企业实际收益的重要因素所致。与黑色金属冶炼与压延加工行业相类似的还有非金属矿物制品行业，也同样出现了不盈利仍然投资的“怪”现象。综上可以看出，工业各行业投资增长的原因既有相同之处亦有不同特点。需求引致投资是各行业共有特征;行业内部盈利水平对部分行业投资有显著正向影响，前期产能不足引发大多数行业投资;追求规模经济性以及市场外部干扰因素导致投资。
二、国内外需求波动对投资的冲击效应
市场需求增长是各行业投资增长的共同动因，加入WTO以来，我国出口贸易量增长较快，国内市场需求也逐步得到释放。2004、2006年我国曾两度出现经济过热的势头，中央政府都采用相机抉择调控政策对市场予以适度干预。为平抑2008年金融危机各种版本量化宽松政策的时滞效应，我国政府也及时调整了宏观调控政策，这一切都在某种程度上使得市场需求波动较常规情况下更为显著。本文选择重工业各行业出货值作为国际市场需求的变量，用工业销售值扣除出货值的余额作为国内市场需求的变量，运用VAR模型的脉冲响应函数分析各行业国内外市场需求波动对各行业投资的影响。1．VAR模型和脉冲响应函数(1)VAR模型设定上式中，i=1，2…13，ΔYit=(dlogit，dlogx1t，dlogx2t)，其中it为各行业经价格平减后的实际投资额;x1t为各行业国内市场需求;x2t为各行业国际市场需求。πi为参数矩阵，εit为随机扰动向量。(2)脉冲响应函数脉冲响应函数用来刻画在扰动项上加一个一次性冲击对内生变量的当前值及未来值产生的影响，并通过VAR动态系统传递给其他内生变量。本文的脉冲响应函数为:其中，ψj为系数矩阵，εt－j为新息。本文采用不依赖变量次序的扰动项正交矩阵的广义脉冲方法。本文通过对ΔYit的3个变量分别进行协整检验，检验结果表明各变量之间存在长期均衡关系。13个行业VAR模型特征根的模都落在单位圆内，表明各行业VAR模型均为稳定系统。短期内扰动项的冲击会在一定滞后期内消失，系统恢复到初始稳态。似然比(LR)统计量，5%置信水平下的滞后阶数检验发现，13个行业中有3个行业为VAR(3)，8个行业为VAR(4)，2个行业为VAR(5)。说明样本行业在受到冲击后会在3～5个季度内恢复到均衡状态。即市场需求变化的信息通过各种传导路径逐渐扩散，并被市场主体知晓与掌握，进而会对投资决策做出调整，通过这样的修正使市场回归到均衡状态。由于本文研究的样本行业均属重工业行业，行业间传导路径相似度较高，信息扩散消化的时期也基本相近，多个行业是在一年内将新息的影响完全消化。通过脉冲响应分析我们发现:在研究的样本期内，多个行业国内需求与国际需求对投资的作用方向相反。投资对国内需求的反应速度为正，且在4个季度内呈现增长—下降—收敛特征，而投资对国际需求的反应速度较为迟缓，且由反应速度越来越滞后于国际需求变化速度，直至投资相对于国际需求严重滞后时才开始逐渐出现为满足国际需求的投资，部分行业出现了投资对国际需求由滞后反应到加速增长的过程，如图3～22所示。。国内需求对投资±σ冲击效果的分析中发现:国内需求的正向冲击会使投资增速表现出增长—峰值—持续(爬行)—收敛的特征，本文将其定义为投资增长惯性。而负向冲击反应效果则完全不同:投资对需求缩减的影响则表现出触底即刻反转效应。进一步通过脉冲响应的累积效应分析发现，同样大小的正负向需求冲击，对投资进入和退出的诱导速度差异甚大，分析结果见表3。本文将需求增长与收缩对投资影响的不同表现定义为非对称性诱导。2．市场需求非对称诱导效应在本文研究的13个行业中，有9个行业投资对国内需求增长表现出投资增长惯性，7个行业投资对国际需求表现出增长惯性，(见表3及图3～图22)。从投资进入、退出速度看，石油加工、炼焦和核燃料加工、医药制造、化学纤维制造、非金属矿物制品、黑色金属冶炼及压延加工、有色金属冶炼及压延加工、化学原料等行业投资进入与退出速度差异相当明显:投资进入速度分别是其退出速度的4，3，4～20，2．5～5，1．25～5，2～4，2．5倍;与此相对应，2003～2011期间，上述各行业市场需求分别增长了4．40，3．94，3．52，5．53，4．82，7．80，4．99倍。由此可以看出，正是近年来我国经济快速发展，快速扩张的市场需求使投资大规模迅速进入，脉冲响应的模拟可以看出，投资对需求收缩表现出反应惰性，投资的准固定成本属性决定了多数行业投资难以应对需求缩减的冲击，前期投资只能无效滞留在行业内部，上述分析很好地解释了图1与图2中重工业各行业市场规模扩张与投资的快速增长。
三、结论与政策建议
关键词：制造业价值链；地区专业化；企业规模；外贸出口；面板数据模型
中图分类号：17062.9 文献标识码：A 文章编号：1000-2154（2013）01-0058-12
一、引言
改革开放以来，以江苏、浙江、广东等省为代表的中国制造业通过廉价生产要素形成的比较优势加入国际分工，承接国际制造业各生产环节的转移，逐渐成为世界制造中心，地区专业化水平不断提高，企业规模迅速壮大，对外贸易快速增长，支撑了中国经济的高速增长。然而，长期以来，我国出口竞争力强的产业主要集中在玩具、服装、鞋类、家具、电子、机电等传统的劳动和资源密集型产品，这些产品的大量出口，为中国赢得“世界工厂”头衔的同时，并没有实现我国制造业攀升价值链高端的目标，反而面临陷入“贫困化增长”等诸多风险。因此，要在战略层面上充分重视从被“俘获”与“压榨”的全球价值链（GVC）中突围的问题，加快构建以本土市场需求为基础的国家价值链（NVC）的网络体系和治理结构，实现国家价值链与全球价值链的协调，促进制造业攀升价值链高端。
。在FDI的知识技术溢出效应方面，有学者对FDI与制造业技术能力提升的关系进行了研究，认为技术能力提升即通过跨国公司FDI的溢出，实现本土企业由学习和知识积累技术能力提高价值链攀升的完整过程。陶锋（2011）对中国转型期社会资本影响知识溢出和技术创新的过程和机制进行探讨后提出，隐性知识溢出对制造业价值链攀升具有更为重要的作用，而社会资本则在隐性知识溢出与技术创新的关系中发挥了正向调节效应。在生产业与制造业互动发展方面，一些学者研究认为，生产业发展主要基于其知识和技术密集化特征，从而有效地把先进的技术和人力资本要素引入制造业中，促进制造业价值链攀升。当前，全球价值链治理大体可分为“驱动”、“协调”和“标准化”三个阶段，开发和抢占本土终端市场是我国制造业升级战略的基石，而针对不同制造业的类型发展其核心生产者服务业，是促进我国制造业功能升级和链条升级从而获取市场势力的关键。邵锦华（2011）认为，服务化已成为制造业发展的趋势之一，其动因是适应产品价值链延伸、产品异质化需求变动、科技迅猛发展以及资源能源的约束。周鹏等（2010）借助我国1992-2007年投入产出表，对生产业与制造业价值链攀升间的相关性进行分析后认为，生产业有深化制造业价值链内的分工、降低制造业价值链内部的相关成本和促进制造业价值链内的创新三大支撑作用。。在构建国家价值链，防范价值链低端锁定风险方面，陈爱贞和刘志彪（2011）借助投入产出法分析我国装备制造业在全球价值链中地位的演变，认为以外资为主力的“为出口而进口”的贸易模式增大了装备制造业价值链低端锁定的风险。刘志彪（2011）指出，专业化市场和领导型企业是我国构建国家价值链（NVC），转变制造业发展方式，促进制造业价值链攀升的主要机制和方式。此外，周彩红（2009）还以长三角制造业为例，实证分析了FDI、国际贸易、技术创新、国际分工等因素对产业价值链提升的影响。
可见，目前对于制造业价值链攀升的研究主要集中于FDI的知识技术溢出效应、生产业与制造业的互动发展、国家价值链构建、FDI、国际贸易、技术创新、国际分工等因素对产业价值链提升的影响等方面，而对开放条件下的制造业地区专业化、企业规模、外贸出口对其价值链攀升的作用机理及实证分析较为欠缺。从统筹协调的观点出发，国家价值链的构建应以全球价值链为基础，从我国制造业发展的实践看，以外贸出口为特征的开放型经济对制造业地区专业化水平的提高和企业规模的壮大具有重要影响，但它们对制造业价值链攀升的影响及作用关系如何，还需要实证分析加以检验。鉴于此，本文首先对开放条件下制造业地区专业化、企业规模、外贸出口对其价值链攀升的作用关系进行梳理，进而以江苏制造业为例，利用主成分分析及面板数据模型对制造业各行业地区专业化、企业规模、外贸出口与其价值链攀升之间的作用机理进行实证分析，着力探讨开放条件下我国制造业攀升价值链高端的若干影响因素及其作用机理。
二、假设的提出
追溯改革开放以来我国制造业发展的历史不难发现，外贸出口与地区专业化、企业规模三者之间存在一个逻辑的循环。由于工业基础薄弱，改革开放之初，我国通过FDI大量吸引外资，引进先进生产技术、设备和管理经验，开始大规模生产国内急需的各类产品，以替代进口。20世纪90年代以来，当国内需求逐步饱和（或者由于购买力限制造成被动饱和）时，中国制造业过剩的生产能力开始转向海外市场（主要是欧美市场），出口导向成为这个时期的主要特征。在外贸出口的大力推动下，制造业规模（尤其纺织、服装、鞋帽、电子、玩具等低端制造业）快速扩张，促进了地区专业化水平的快速提高，并通过分工协作的内在演化推动了企业规模进一步扩张，形成了新一波出口浪潮。所以，外贸出口、地区专业化、企业规模三者之间存在一个基于市场经济内在演化机理的逻辑循环，这种循环是短期现象还是长期存在，三者的自身发展及其相互作用与制造业价值链攀升的关系如何，有待进一步研究。
假设1：地区专业化水平的提高能促进制造业价值链攀升。
市场经济的快速发展使制造业生产日益社会化，以市场为导向的同业竞争日趋激烈。在竞争中，各地区凭借其区位条件、自然资源、劳动资源、社会经济基础等资源禀赋的不同，充分发挥先发、后发优势，形成了一批各具特点的专业化生产部门，极大地提高了劳动生产率，促进了地区经济的快速发展。这些部门构成了地区经济的主体，决定着这一地区在整个国民经济中的地位和作用。
制造业价值链的存在，是以制造业内部的分工和协作为前提的。没有分工，就无法区分相应的各个价值增值环节，也就没有价值链的存在。只有通过专业化分工，才能使价值链上的各部门充分发挥出各自所长，以达到让最终用户享受更具有价值的产品及服务的目标。专业化分工可以大大提高研发设计、生产运作和品牌营销等各环节效率，扩大价值增值流量，促进制造业价值链攀升。。
众多学者的研究认为，20世纪80年代以来，中国各地区专业化水平是不断提高的。Naughton（1999）借助中国投入产出表数据分析各省份的地区专业化及其变化趋势发现，中国各地区专业化水平呈上升态势。白重恩等（2004）借助hoover地方系数测定发现，从1985-1997年，中国地区专业化程度在不断加深。梁绮（2004）对中国工业24个行业基尼系数值的计算也表明，中国产业集聚和地区专业化呈上升趋势。这种地区专业化水平的不断提高，应该是对制造业价值链攀升的推动和呼应。
假设2：企业规模的壮大有助于制造业价值链攀升。
现代市场经济促进规模经济的形成有着一定的限定和约束条件，规模过小会导致单位产品的生产成本过高而缺乏规模经济，但规模过大也会由于内部组织和管理等成本的过高而导致“肥胖病”，制约了规模经济的实现。因此，一定限度内的企业规模的壮大对规模经济的获取是较为有利的，这种限度依制造业行业的不同而不同。如汽车行业一般需要较大的生产规模，以降低由于设备、知识技术、管理等生产要素投入形成的较高单位成本；但玩具行业，由于生产成本相对较低，可能就不需要汽车行业那样的生产规模。
企业规模扩大形成的规模经济优势，可以从四个方面促进其价值链攀升：一是优化人力资源配置。；二是增强企业的研发能力。科研技术高端研发形成的创新能力对企业的跨越式发展意义重大，拥有更大规模的企业可以把更多的资金投入到新产品的研发设计中，推动企业产品的不断创新，并借助其规模优势降低新产品的实际生产成本；三是通过创新性营销塑造品牌。相对于小企业而言，大规模制造业企业更容易获取市场信息，通过采取有针对性和吸引力的广告、创新性的销售模式和优质的售后服务，在消费者心目中塑造自己的品牌形象，提高消费者忠诚度，实现企业价值链的不断攀升；四是促进市场规模与企业规模的共同扩张。在改革开放的强力推动下，中国的市场规模不仅在国际上不断扩张，由于内需政策的刺激，国内市场更是在进入新世纪以来得到蓬勃发展，这种国际国内市场规模的扩大无疑推动了企业规模的发展壮大，为企业价值链攀升奠定了良好的基础。
假设3：制造业价值链攀升与地区专业化、企业规模三者之间存在长期的均衡关系。
经济活动空间分布形成的地区专业化是现实世界的一个典型特征。。显然，传统贸易理论解释现实问题有一定的局限性。20世纪80年代产生的新贸易理论基于规模报酬递增、差异产品和不完全竞争的假定认为，规模收益递增的厂商将会倾向于向更具市场规模效应的地区集中生产，以发挥厂商规模递增的优势，从而提高地区专业化水平。
范剑勇（2004）、Gao（2004）、文玫（2004）等的研究认为，改革开放以来，中国的地区专业化程度和产业集聚程度都在增强，制造业逐渐向沿海地区集聚，这使制造业地区专业化与企业规模向着长期均衡的方向波浪式演进。这种长期均衡对区域经济发展有着巨大的意义：一方面，地区专业化水平的不断提高有利于形成企业之间良好的分工协作关系，分工和协作的深化可以促进企业组织的调整和规模的扩大，从而降低生产成本，提高生产效率，增强竞争优势；另一方面，企业规模的扩大有助于企业在价值链优势环节上集中生产，促进主导产业和相关配套产业的地区集聚，从而通过规模效应、示范效应和关联带动效应提升地区专业化水平。
制造业价值链攀升与地区专业化、企业规模相互作用、均衡发展的作用机理，尤其体现在通过地区专业化、企业规模二者的协同耦合，形成规模效应、示范效应、学习效应等循环累积效应的不断叠加，促进制造业价值链的不断攀升，从而获取更大利润和更高经济效益，而高利润和高效益的经济回报又促使企业把更多的资金和相关生产要素投入到扩大再生产中，推动企业规模的不断壮大和地区专业化水平的不断提高，最终实现价值链攀升与地区专业化、企业规模三者之间的长期均衡发展。
假设4：长期看，外贸出口对制造业价值链攀升没有明显的促进作用。
经济全球化极大地改变了企业经营活动的空间范围和行为方式。从国际贸易来看，世界各国之间的经济交往日益频繁，贸易壁垒不断减少，极大地推动了贸易一体化。生产、销售和消费在时空上的急剧分散，促使以国际贸易为背景的产品价值链向全球各个角落延伸，形成所谓的“全球价值链（GVC）”。通过生产者驱动、购买者驱动或者两者混合驱动机制，发展中国家和地区的制造业企业容易凭借其低级生产要素，形成自身的比较优势，切入全球价值链分工体系中，提高自身的发展能力，从而在一定程度上实现向价值链攀升。典型的如我国长三角、珠三角、环渤海等地区的制造业企业通过垂直分工的方式从附加值较低的产业、产品或工序迅速融入到国际分工体系中，并在纺织、服装、玩具、电子、机械等劳动密集型产业和部分资金技术密集型产业环节上形成了较强的国际竞争力。但是，由于发展中国家和地区在全球价值链的“微笑曲线”中从事的只是一般零部件加工及整件组装等生产装配环节的任务，所获得的利润非常有限。因此，尽管企业可以通过“干中学”实现从组装代工向OEM甚至ODM的爬升，但是，从OEM和ODM向OBM的转变往往会面临价值链高端在位者的强力遏制。这种不断强化的适应低端国际分工体系的能力最终会导致企业被锁定在价值链低端。因此，从长期看，以出口为导向的外贸发展对我国制造业价值链攀升可能没有明显的促进作用。其深刻内涵是，通过融入全球价值链（GVC），长三角、珠三角、环渤海等地积累了制造业转型发展所需的资金、技术、管理、创新等专业化生产的综合实力，在全球金融危机不断深化和国家加快转变经济发展方式的时代背景下，长三角、珠三角、环渤海等地的外向型企业应加快推进由全球价值链向国家价值链（NVC）的转变，促进制造业向价值链高端加速攀升。
理论假设的正确与否，可以从实证分析中得到检验。为此，本文首先对江苏省制造业各行业价值链攀升状况进行测度，然后运用计量模型对上述4个假设进行检验。
三、价值链攀升状况的测度
众所周知，价值链“微笑曲线”的两端如研发、设计及品牌、营销等才是价值链高端环节，而中间的生产制造处于价值链的低端环节，如何科学客观地反映制造业价值链攀升状况，既涉及到对价值链概念的理解，也涉及到相关指标数据的可获得性。从概念出发，如果能够搜集到反映制造业行业的研发、设计、品牌、营销及利润、经济效益、竞争优势等第一手数据，可能最能反映出制造业行业的价值链位置及其攀升状况。但是，由于种种原因，我国各类统计年鉴缺乏对这一类数据的详细统计，因此，从数据的可获得性考虑，本文拟构建一个指标体系来测度制造业各行业价值链攀升状况。
（一）测度指标体系
波特的价值链概念主要体现的是制造业企业的经济效益及利润水平，因此，制造业价值链攀升主要是体现基于研发、设计及品牌、营销等方面形成的创造经济效益及提高利润水平的综合能力。为此，根据数据的可获得性，本文拟构建一个包含工业增加值率、利润率、全员劳动生产率、产值利税率、销售利税率、成本费用利润率、流动资产周转次数等七大指标的综合测度指标体系，如表1所示。
各指标值的确定，选取2000-2010年共11年的统计分析指标来对江苏省制造业二位数行业价值链攀升状况进行测度，由于2003年以前没有单独统计工艺品及其他制造业、废弃资源和废旧材料回收加工业两个行业，为统一起见，本文剔除了这两个行业，从而确定了28个制造业行业作为分析对象。。对统计年鉴中没有直接列出的相关评价指标数据，则根据相关统计指标计算得出。
（三）测算模型
由多指标进行价值链攀升状况的综合测度时，要以各项评价指标的各变差说明样本在多维空间的相对地位。；（2）各指标的数量级或者说指标的大小差异很大；（3）指标间存在一定相关关系，存在信息重复现象。应该在变差信息损失较少的前提下，减少工作量，用较少的新变量代替较多的原变量。
主成分分析法能够克服指标难以选取和权重难以确定的困难，采用主成分分析法进行综合实力评估正好可以帮助我们完成去量纲、去相关、定权数、降维四项基本工作。值得指出的是，主成分用于综合实力评估，权数是在变换中产生，不是人为确定，是从信息角度确定的。考虑到主成分分析法的上述优点，这里选择主成分分析法进行综合测算。
根据主成分分析法得到的工业行业综合实力测算模型为：
其中Z代表综合实力的综合评价值，Zk为第k个主成分的得分，wk为第k个主成分的权数。权数可以由每一个主成分的方差贡献率来表示。根据计算结果，以综合评价值作为制造业价值链攀升状况的测度相对指标。
（四）测度结果
利用SPSS软件首先对表1中各指标数据进行主成分分析，并对关键结果进行解释。指标数据因子分析适宜性检验结果如表2所示。
当KMO值越大，表示变量间的共同因素愈多，初始变量适合进行因素分析，一般情况KMO值不能小于0.5。从表2可以看出，无论从KMO还是Bartlett球形检验卡方值为3765，384（自由度为21），达到充分显著性水平，代表初始指标间有共同因子存在。
表3的因子载荷矩阵表明，因子1在工业增加值率、利润率、产值利税率、销售利税率、成本费用利润率这五个指标上具有较高的载荷量，将因子1命名为营销创利因子。因子2在流动资产周转次数、全员劳动生产率两大指标上具有较高载荷量，将因子2命名为营运创新因子。
从累计方差贡献率（表4）可知，上述因子累计贡献率已达87.257%，超过85%，说明这两个因子包括了这七个指标的绝大多数信息，用这两个因子来测度江苏省制造业二位数行业的信息支持是充分的。
用回归法计算江苏省制造业各行业各公共因子得分，以累计方差贡献率为权重计算各行业由两个主成分因子得到的综合得分，以此综合得分作为评价江苏省制造业各行业价值链攀升状况的测度结果，来分析制造业价值链攀升与地区专业化、企业规模、外贸出口之间的相互关系。
下面，本文利用江苏省制造业二位数行业数据，以各行业价值链攀升状况为被解释变量，以行业地区专业化水平、企业规模和外贸出口为解释变量，通过构建面板数据模型，对前文的4个假设进行计量检验。
四、计量模型和实证分析结果
（一）指标变量的确定及模型的选择
指标变量的确定中，制造业价值链攀升用前文主成分分析所得的江苏省制造业二位数细分行业的因子综合得分来反映，地区专业化水平用制造业各行业区位商来表示，企业规模用制造业各行业企业平均规模（行业总产值/企业单位数）来表示，外贸出口用各行业出口率（出货值/总产值）表示。其中，区位商是区分地域分工格局的基本指标，旨在说明区域某种产业或产品生产的专业化水平，因而也是现代经济学中常用的分析区域产业布局和优势产业的指标。其计算公式为：
Qij=（aij/aj）/（bi/b），
式中Qij即j地区i产业的区位商，aij、aj分别为j地区i产业的产值和，地区工业总产值，bi、b分别为全国i产业产值和全国工业总产值。一般而言，区位商大于1的产业为地区专业化部门。
为分析方便，分别用符号jzl、qws、dtgm、ckl代表制造业行业价值链攀升状况、行业地区专业化水平、企业规模、外贸出口4个指标变量。
采用面板数据模型进行研究，需要确认是固定效应模型还是随机效应模型。由于本文选取的时点数低于截面数，且研究的目的是仅以样本自身效应为条件进行推论，而非推断更广范围的总体效应，所以采用固定效应的面板模型。。为减少误差，实证分析之前，对所有数据均作取自然对数处理。
（二）单位根检验
为防止出现伪回归，必须检验时间序列的平稳性。近年来许多文献认为，由于面板数据相对于截面和时间序列数据有着更多的优势，因而基于面板数据的单位根检验结果更为可靠。与一般时间序列单位根检验方法不同，面板数据单位根检验的常用方法有6种，即LLC、Breitung、Hadri、IPS、Fisher-ADF和Fish-er-PP检验法。6种方法中，LLC、Breitung和Hadri检验法均假设面板数据中各截面序列具有相同的单位根过程，与实际情况相去较远；IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP检验法则允许面板数据中各截面序列具有不同的单位根过程，比较符合现实，为此，本文选择IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP这3种检验法对各个变量同时检验，结果如表5。由表5可见，在1%的显著性水平下，价值链攀升、地区专业化、企业规模、外贸出口这4个变量都是非平稳的一阶单整序列。
（三）协整检验
由于价值链攀升、地区专业化、企业规模、外贸出口这4个变量都是一阶单整，可以进行协整检验，本文重点进行2个协整检验，一是价值链攀升、地区专业化、企业规模三者之间是否存在协整关系；二是价值链攀升与外贸出口之间是否存在协整关系。从表6、表7可以看出，在1%的显著性水平下，价值链攀升、地区专业化、企业规模三者之间存在协整关系，但价值链攀升与外贸出口之间不存在协整关系。
（四）模型检验
确定面板数据模型类型，常用的检验方法是协变分析检验或协方差分析检验。对固定效应模型，检验建设为：
倘若接受原假设H2，则表明样本数据属于混合回归模型，无须作进一步检验。如果拒绝假设H2，则须检验假设H1；若接受假设H1，则表明面板数据属于变截距模型。反之，则认为面板数据属于固定效应的变系数模型。
在假设H2下，检验统计量F2服从相应自由度下的F分布，即
若计算得到的F2统计量值大于给定置信度下的相应临界值，则拒绝原假设H2，继续检验原假设H1；反之，则表明应建立混合回归模型。
在假设H1下，检验统计量F1服从相应自由度下的F分布，即
其中，Ⅳ为制造业行业数，k为解释变量个数，T为时期数，S1、S2和S3分别为固定效应变系数模型、变截距模型和混合模型的残差平方和。
分别计算固定效应三个模型的残差平方和S1、S2和S3的值，可以得到S1=12.9965，S2=20.0304，S3=87.4815。因为F2=10.0391>F0.95（108.196）-1.33，所以拒绝假设H2，继续检验假设H1。同理计算F1=1.2979
（五）固定效应分析
根据前文分析，以江苏制造业价值链攀升为被解释变量，可以建立变截距固定效应面板数据模型，但现有理论只是定性说明何时应该建立静态模型，何时应该建立动态模型，并没有一个明确的可操作规范，考虑到本文数据时间长达11年，且制造业价值链攀升也依赖于该行业过去的水平，静态面板估计方法本身容易忽视解释变量“内生性问题”，加上经济变量随机生成过程中固有的动态性和惯性特征，本文分别建立静态和动态面板模型，并加以比较。
静态和动态面板数据模型分别为：
其中，α1为截距，β1、β2、β3为各解释变量的系数，εβit为随机干扰项。为消除异方差，采用广义最小二乘法（GLS）进行估价，结果见表8-表10。
。但从方法上看，动态检验的可信度更高。（2）企业规模与价值链正相关，而地区专业化、外贸出口与价值链负相关，表明企业规模对制造业价值链攀升具有模型的促进作用，地区专业化、外贸出口对制造业行业价值链没有表现出明显的促进作用。（3）在动态面板模型估计中，价值链滞后项系数较大，说明制造业价值链攀升是一个持续的过程，具有一定的惯性特征。
从表10显示的制造业各行业对总体截距的偏离结果看，静态偏离系数与动态偏离系数的结果基本一致，且动态系数小于静态系数。其中，正向偏离较大的行业主要有印刷业记录媒介的复制、医药制造业、木材加工及竹藤棕草制品业、服装及纤维制品制造业、通用设备制造业、专用设备制造业、金属制品业、橡胶制品业、文教体育用品制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业等产业，以劳动和资本密集型产业为主，说明这些行业对其价值链攀升具有程度不同的推动作用；负向偏离较大的行业主要有石油加工及炼焦业、黑色金属冶炼及压延加工业、电子及通信设备制造业、有色金属冶炼及压延加工业、食品加工业、化学纤维制造、家具制造业、食品制造业、交通运输设备制造业等产业，以资本和知识技术密集型产业为主，说明这些行业不仅没有表现出对其价值链攀升应有的推动作用，甚至可能在价值链低端环节徘徊不前。
五、研究结论与展望
（一）主要结论
第一，协整检验的结果表明，假设3成立，即制造业价值链攀升与地区专业化、企业规模三者之间存在长期的均衡关系；静态、动态面板模型固定效应估计结果表明，假设2也得到验证，说明企业规模的壮大有助于制造业价值链攀升；而协整检验和面板固定效应估计的结果均表明，假设4也是成立的，即长期看，外贸出口对制造业价值链攀升没有明显的促进作用。综上，假设2、假设3、假设4均得到验证，但假设1未得到实证检验，原因可能有两个方面：一是本文用行业区位商来反映其地区专业化水平，区位商反映江苏制造业某种产业或产品生产的专业化水平，可能该产业产值总体规模较大，在全省也处于相对较高水平，但由于该行业中的中小企业众多，导致企业规模普遍偏小而难以获取规模经济效应，从而制约了该行业的价值链攀升；二是制造业行业地区专业化水平较高，但这种专业化可能是基于“微笑曲线”底部的加工制造环节形成的大规模产值而得，我国相当一部分服装、鞋帽、玩具等加工制造业就处于这种现状，致使行业长期徘徊于价值链低端，乃至形成低端锁定，严重制约了制造业攀升价值链高端。
第二，个体固定效应显示的制造业各行业对总体截距的偏离具有劳动、资本和知识技术倒置的现象，即本该积极攀升价值链高端的电子及通信设备制造业、化学纤维制造、交通运输设备制造等知识、技术密集型产业并没有实现价值链的顺利攀升，反而是印刷业记录媒介的复制、医药制造业、木材加工及竹藤棕草制品业、服装及纤维制品制造业等部分劳动和资本密集型产业表现出价值链攀升的迹象，反映出知识、技术密集型产业中自主创新和品牌、营销等环节的薄弱。当然，这并不表明传统的劳动和资本密集型产业就可以长期在低端徘徊，不同的产业应该根据产业自身特点和国际国内的发展趋势，制定具有针对性的价值链攀升对策。
（二）政策建议
1 壮大企业规模。由于计划经济体制分散的历史影响、地方保护主义、地方利益驱动等原因，政府一旦确定某种产业为主导产业，各地便竞相投资上马，缺乏优胜劣汰机制，往往导致地方产业“小而全”、“大而散”。反映在江苏省，就是很多制造业企业属全能性的多，但专业化组织程度低，规模效益差。统计表明，江苏制造业单体产值规模仅处于全国中等水平，难以获取更大的规模效益，也与江苏在全国经济总量中的地位不相适应。要改变这种现状，必须进一步改革投资体制政策，消除生产要素流动障碍，深化专业化分工合作，促进生产要素和市场份额向优势企业集中。同时充分依托国际国内两个市场和两种资源，通过兼并、收购、参股、控股、托管等多种形式，实现制造业的聚合裂变扩张，使总量扩张与规模经济相结合，培育和发展一批集投资、融资、结构调整和技术创新为一体，规模效益显著、技术创新能力强的具有国际竞争力的大企业和企业集团，推动制造业向价值链高端攀升。
2 加大技术创新力度。制造业技术创新包括以自主创新为代表的原始创新、集成创新和引进消化吸收再创新，关键是推进知识技术的自主创新。一方面，改革开放带来的FDI和国际贸易有助于江苏及全国制造业学习世界先进技术、品牌塑造、市场营销、先进管理等技术、方法和理念，推动制造业企业从OAM（委托组装）、OEM（委托制造）向ODM（委托设计制造）和OBM（自主品牌加工制造）不断攀升。另一方面，核心关键技术只能依靠自主创新、自力更生。从江苏乃至全国看，当前的自主创新一方面是R&D投入问题，但更重要的还是R&D投入体制机制及管理方式方法问题。好钢尚需用在刀刃上，要不断创新R&D投人体制机制及管理模式，推动企业真正成为技术创新的主体。通过自主创新、集成创新和引进消化吸收再创新的有机结合，逐步形成具有自主知识产权的核心技术，建成全国乃至全世界的制造业创新高地。通过创新增加利润，再把利润用于创新，形成制造业向价值链高端攀升的良性循环。
3 推进传统制造业的技术改造。在一定时期内，不同技术密集程度的产业都有其赖以生存的条件。发展高新技术产业所需要的资金、技术、人才等方面的要求往往较高，因此，即使是在高新技术产业发达的欧美等国，中低技术产业对经济增长的贡献率也要远远高于高新技术产业。应该看到，发展高新技术制造业与传统制造业的技术改造并不矛盾，关键是要选择在国内外属于领先的知识技术，改造传统产业，实现产品的跳跃式更新换代和产业的跨越式发展。要使高新技术成果向传统制造业如纺织、服装、食品、钢铁、石化、机械等行业渗透，提高加工水平和劳动生产率，扩大高附加值产品的比重，从而提高整个工业制造业的技术水平和生产率水平。要通过高新技术的渗透、融合和改造，把先进的高技术、新设备、新工艺以及先进的管理技术等应用于现实传统制造业中，推动传统制造业的工艺升级、流程升级、产品升级和产业链升级，促进其价值链的渐进攀升。
4 提升外贸层次。。目前，江苏省加工贸易的加工环节大都处在劳动密集型且技术含量不高的水平上，仅有的部分高技术、深加工产品的出口也存在加工过程短暂、附加值不高等问题，真正体现技术水平和要素含量的高新技术设备和中间投入品等生产要素很多要从国外进口。面对全球化的不断深化和外贸摩擦的不断升级，江苏作为我国东部沿海主要的经济大省和改革开放的重要窗口，不能长期停留在产品组装和简单加工的价值链低端环节。。
（三）未来展望
关键词：FDI；环境绩效；环境效应；门槛效应；环境规制；行业工资水平；制造业；清洁生产型行业；污染密集型行业；技术溢出效应
中图分类号：F426；F224.0 文献标志码：A 文章编号：16748131（2014）01008609
一、引言
改革开放三十多年来，外商直接投资对我国经济发展作出了巨大贡献，并通过技术溢出效应影响着工业经济的发展，但伴随而生的环境效应也影响着我国的环境质量。关于FDI对环境的影响，学术界主要持有两种观点：一种观点是“污染避难所”假说，认为追求利润最大化的发达国家为规避本国严格的环境标准，将污染工业转移到低环境标准的发展中国家；另一种观点是“污染光环”假说，该观点认为外商直接投资可以通过技术溢出等形式提高引入地区的环境质量和可持续发展能力。就环境绩效而言，我国较多学者的研究支持“污染光环”假说。袁鹏等（2011）采用各城市外资企业工业总产值份额表征外资经济发展水平，并检验环境效率与经济增长之间的关系，认为在全国和三大地区外资对环境效率产生显著的正作用。李静（2009）使用Tobit模型研究了中国区域环境效率的影响因素，得出相近的结论。王兵等（2010）运用SBM方向性距离函数测度考虑环境因素下的环境效率，对影响环境效率的因素进行实证研究，认为FDI对环境效率具有显著的正向作用。然而曾贤刚（2011）分析认为FDI对环境效率的影响并不显著， FDI只能反映地区吸纳外资的程度，而与环境效率没有确定的关系。由此可见关于FDI对环境绩效的影响仍存在争论和分歧。
胡剑锋，朱 明，黄海蓉：FDI对行业环境绩效的影响及门槛效应研究
上述研究均是基于FDI与环境绩效之间的线性关系进行相关研究，近年来部分学者对FDI与不同投资地环境之间的关系进行了分类检验，结果表明，FDI与环境污染排放之间有可能存在非线性关系（包群，2010）；如果存在非线性特征，那么线性模型估计将产生偏倚（贺胜兵 等，2008）。越来越多的学者认为，环境与FDI之间有可能并不是简单的线性关系，因此，FDI的门槛效应就成为一个重要的研究方向和热点问题，比如李子豪等（2012）通过门槛面板回归方法检验了FDI对环境影响的门槛效应。目前就FDI的门槛效应研究主要集中在经济发展水平（何洁，2000）、人力资本（刘厚俊 等，2006）、技术水平（牛泽东 等，2011）、社会和经济信用环境（王亚星 等，2011）等方面。但是关于FDI对环境绩效的门槛效应研究较少。FDI对于制造业行业环境绩效的影响如何？对于行业环境绩效的影响是否存在门槛效应？如果存在门槛效应，其主要机制如何产生？在不同门槛区间，FDI对环境绩效的影响存在怎样的差异？都是需要进一步研究的问题。
加强环境规制强度对于FDI会产生何种作用与影响？目前相关研究对此莫衷一是。张中元等（2008）认为环境规制对FDI水平技术溢出存在替代效应，对垂直技术溢出存在互补效应，环境规制强度的提高有利于促进工业行业的技术进步。王丽等（2012）认为 FDI对我国的制造业存在技术溢出效应，但是FDI的技术溢出效应受行业属性影响并存在门槛效应。沈能（2012）研究表明工业环境规制与环境效率之间符合倒“U”型关系，具有三重非线性门槛特征。熊鹰等（2007）认为我国宽松的环境管制并不是吸引FDI的主要原因，但是宽松的环境管制可能会导致外资结构趋于污染加重。
内生增长理论强调高工资的重要性，高工资是诱致创新的一种机制，但这只是说明了二者之间的线性关系。Seguino模型的研究表明工资和劳动生产率之间不是简单的线性关系，工资上涨与劳动生产率之间存在门槛效应（李平 等，2011）。马丹等（2006）认为相对单位成本上升是导致中国制造业国际竞争力下降的主要原因。程承坪等（2012）通过研究表明适当提高劳动者工资水平，有利于提高中国制造业的国际竞争力、提高人力资本水平和促进产业结构升级。张庆昌等（2011）提出了创新工资门槛假说：工资上涨促进生产率的提高，但存在门槛效应。我国制造业年平均工资的不断攀高导致劳动力成本优势的逐渐消失是外商在华投资撤离的因素之一（丁永健，2009）。冯伟等（2011）认为劳动力成本对FDI的吸引存在门槛效应，在一定范围内，劳动力成本的提升会对FDI产生正向的激励作用，因为工资水平的提高会激发员工的工作积极性从而创造更多利润；但越过拐点值之后，由于成本效应的存在便会产生阻滞作用。因此，就行业层面来说，由于行业的异质性，不同行业对外资的质量要求、引导方向和吸收能力的不同会导致外商直接投资对工业环境的不同影响。
基于上述文献的研究，本文认为FDI在劳动力成本和环境规制方面对环境绩效也存在门槛效应，并采用2004―2010年江苏省江苏省制造业凭借良好的投资环境（巨大的本土市场、劳动力供给和低成本等比较优势）成功吸引了来自全球几十个国家和地区的外商直接投资，成为我国外商直接投资引入的重要地区，2001―2010年合同利用外资年均增长率为30.36%，实际利用外资增长率为40.39%。因此，深入研究FDI与江苏省制造业环境绩效之间的关系，对江苏省乃至全国其他地区产业转型升级、经济结构调整具有一定的必要性和指导意义。 制造业29个行业的相关数据予以验证：首先，从生态效率角度运用DEA模型测度了环境绩效水平；然后，基于行业异质性并运用GMM分析FDI对行业环境绩效的影响；最后，鉴于行业间环境规制强度和工资水平的差异性，通过门槛回归模型考察不同环境规制强度和工资水平下FDI与不同类型行业环境绩效间的非线性关系，并根据分析结果对提高行业环境绩效的政策调整提出建议。
二、环境绩效的测度
1.测度环境绩效的DEA模型测度环境绩效目前应用最为广泛的是数据包络法（DEA）。运用DEA衡量环境绩效水平有两个角度：一是环境效率，如王兵（2010）；二是生态效率，如彭昱（2011）。两者都是以经济活动中是否有效利用环境技术为衡量标准，由于生态效率具有不需要考虑与经济活动相关的各种投入数据的优点，本文采用从生态效率角度测度环境绩效的DEA模型。
假定有N个生产活动的环境绩效需要测评，第k个生产单元的经济活动将产生增加值Vk和环境压力Zk，根据生态效率是增加值与环境破坏值之比的定义，第k个生产单元的相对生态效率可表示为：
综合数据的可得性和指标选取的合理性，本文
选取行业废水排放总量、行业SO2排放总量和行业固体废弃物产生总量作为度量行业生产活动对环境造成的压力的指标。根据生态效率的定义，除环境压力指标之外，还有经济活动增加值，要求增加值对于每个决策单元都是清晰计算。由于江苏省工业增加值数据的缺失，本文选择工业生产总值替代，并通过行业工业品出厂价格指数以2003年为基期进行平减。
根据2002年行业分类标准关于制造业的划分以及数据可得性，本文选取江苏省29个行业（由于我国的烟草行业处于国家垄断，FDI不会对其存在影响，故本文不予研究）2004―2010年的数据作为分析样本，所需数据均来自于《江苏省统计年鉴》。此外，本文还将29个行业分为污染密集型和清洁生产型，关于这方面的界定标准并不统一，本文参考沈能（2012）按照行业排放强度进行划分污染密集型行业包括：化学纤维制造业，化学原料及化学制品制造业，非金属矿物制品业，石油加工、炼焦和核燃料加工业，有色金属冶炼和压延加工业，黑色金属冶炼和压延加工业，造纸及纸制品业，医药制造业，橡胶制品业，塑料制品业，金属制品业。清洁生产型行业包括：食品制造业，饮料制造业，纺织业，纺织服装、鞋、帽制造业，电气机械及器材制造业，文教体育用品制造业，通信设备、计算机及其他电子设备制造业，专用设备制造业，通用设备制造业，工艺品及其他制造业，交通运输设备制造业，废弃资源和废旧材料回收加工业，木材加工和木、竹、藤、棕、草制品业，印刷和记录媒介复制业，家具制造业，仪器仪表及文化、办公用机械制造业，农副食品加工业，皮革、毛皮、羽毛（绒）及其制品业。 。
3.测度结果
根据2004―2010年江苏省29个制造业行业的行业生产总值、行业废水排放总量、行业SO2排放总量和行业固体废弃物产生总量，运用Lingo11.0对式（2）进行求解，具体结果见表1。从总体上看，江苏省制造业环境绩效处于较低水平，2004―2010年平均环境绩效值为0.300 4，目前环境绩效值为0.410 4，仍然有0.589 6的改善空间。但是环境绩效的增长趋势较为明显，除了在2007年环境绩效稍有下降，年均增长达到11.33%。从行业差异来看，污染密集型行业平均环境绩效水平仅为0.117 2，清洁生产型行业平均环境绩效水平为0.402 1，这说明清洁生产型行业在环境绩效方面要明显优于污染密集型行业；但污染密集型行业与清洁生产型行业之间的环境绩效水平差距在缩小，由2004年的 5.81 倍减小至2010年的2.85倍。
三、FDI对环境绩效的影响
众多文献研究表明FDI对于环境绩效的影响存在不确定性，本文将通过行业分组（清洁生产型和污染密集型）分析FDI对江苏省制造业环境绩效的影响，这样有助于我们更好地理解不同类型行业环境绩效与FDI之间的关系与作用机理，从而寻求实现引进FDI中兼顾促进经济增长和保持环境质量的可持续发展有效途径。
1.计量模型与数据处理
为了消除异方差性，对行业环境绩效、行业规模、资本劳动比及人均工资等变量取对数；
其中，EP代表行业环境绩效；ERI代表行业环境规制，同时纳入滞后一期变量用以反映环境规制的时间效应，本文用工业废水排放达标率来衡量环境规制水平（杨文举，2011）；FDI代表外商直接投资，用各行业外商直接投资占工业产值的比例来表示；ICPM和LnPCW代表行业效益，用工业行业成本费用利用率和平均工资水平来衡量；RD代表技术进步，用新产品比例来衡量；LnSCAL代表行业规模，由于部分年份固定资产净值缺失，选用城镇各行业基本建设投资作为替代变量；OS代表所有制，用各行业国有企业利税额占规模以上企业利税总额的比例来衡量；LnCONS代表禀赋结构，用各行业城镇基本建设投资与从业人数的比来表示。
考虑到价格波动的影响，本文以2003年为基期对涉及价格变动的解释变量进行价格平减，工业生产总值根据各行业工业品出厂价格指数平减，城镇基本建设投资根据固定资产投资价格指数平减，平均工资根据各行业工资指数平减。实证分析所用数据均来自《江苏省统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。
2.实证结果与分析
GMM计量结果如表2所示。差分方程的残差序列都存在系数为负的一阶自相关，而不存在二阶相关，表明该模型均通过相关性检验，sargan检验结果也证明所选的工具变量是有效的。
就全部行业样本分析结果来看，江苏省制造业FDI的引入对环境绩效产生副作用，FDI每增加1%，环境绩效水平下降0.086%，这与曾贤刚（2011）的结论相一致。但从行业类型来看，污染密集型行业FDI的增加会恶化环境，这支持了“污染避难所假说”；然而清洁生产型行业引入FDI会提升环境绩效，FDI每增加1%，环境绩效则会增加0.041%，这支持了“污染天堂假说”。因此，江苏省制造业整体上FDI与环境绩效呈负相关，主要是由污染密集型行业所造成。
环境规制方面，对于污染密集型行业，当期环境规制可以提高环境绩效，滞后期并不显著；而对于清洁生产型行业，当期不显著，滞后期对环境绩效产生正面作用，环境规制每提高1%，环境绩效水平可提升0.465%。这说明两个问题：第一，对污染密集型行业应及时进行环境规制，而不要走“先污染后治理”的道路；第二，环境规制具有滞后性，对于环境绩效的改善具有持续性。
行业效益方面，成本费用利用率、行业平均工资水平的提高可以提升环境绩效水平，这说明良好的行业经营状况有利于改善行业环境绩效。此外，污染密集型行业平均工资的提高对于改善环境绩效的正面影响要大于清洁生产型行业，平均工资提高1%，污染密集型行业提升环境绩效要比清洁生产型行业高0.017 2%，这可能是因为平均工资的提高有利于吸引高技术人才进入，从而减少行业生产过程中的环境污染。
此外，技术进步方面，新产品比例的提高能够改善环境绩效，但是没有通过1%检验；而所有制和禀赋结构都对环境绩效产生负面作用，这与袁鹏等（2011）和王兵等（2010）的研究结果一致，本文不再赘述。
四、FDI对环境绩效的门槛效应
基于线性模型的假设研究FDI与环境绩效的关系，忽略了“门槛效应”所导致的非线性关系问题，而行业之间在行业属性、技术条件等方面的异质性可能使FDI与环境绩效之间存在非线性关系。因此，本文将运用门槛面板模型重点研究FDI在劳动力成本和环境规制方面与环境绩效之间的“门槛效应”问题。
1.门槛面板模型的设定
2.门槛效应分析结果
表3列出了FDI的劳动力成本和环境规制的显著性检验和门槛估计值。根据门槛效应分别进行单一、双重和三重门槛检验，结果表明，所有模型均通过不同水平下的显著性检验，也就是说，所有模型都存在三重门槛。
如表4所示，对于清洁生产型行业，较低和较高的环境规制阶段FDI对环境绩效产生负面影响，而在中环境规制阶段FDI能够促进环境绩效的提升。这说明环境规制与环境绩效呈现倒“N”型曲线关系，拐点分别为0.962、0.977和0.986。工资水平对环境绩效的影响关系与环境规制一致，其拐点分别为15 328元、17 632元、和22 060元这里将LnPCW转变成PCW，单位为元，下同。 。清洁生产型行业由于自身行业特点，如果过多增加工资水平，则会抑制FDI的流入，从而也就难以形成由此产生的技术溢出等正外部性。
而对于污染密集型行业，环境规制对环境绩效的影响表现为先提高后降低，即环境规制和环境绩效之间符合倒“U”型关系，并且环境规制由低强度提高到中强度时，正向作用系数在提高，其拐点分别为0.975、0.983和0.991。而从工资水平来看，污染密集型行业工资水平与环境绩效表现为正“U”型关系。在一重门槛（17 621元）迈向双重门槛（20 742元）时，工资水平对环境绩效的负向作用系数在减小，当工资水平超过27 434元后，工资水平对环境绩效开始起到正向影响。
不同类型的行业、不同水平的劳动力成本和环境规制强度对环境绩效产生的影响并非是完全一致的，因此，本文进一步分析了门槛行业分布，详见表5。结合表4和5，可明确各行业的工资水平和环境规制强度是否需要调整以及怎样调整。工资水平和环境规制强度均处于最优区间的行业只有家具制造业和电气机械及器材制造业；只有一个处于最优区间的行业则需进行相应调整：饮料制造业、纺织业、服装制造业、塑料制品业、金属制品业、有色金属冶炼和压延加工业、非金属矿物制品业等行业需要提高行业平均工资水平，石油加工及炼焦和核燃料加工业、专用设备制造业、通用设备制造业、造纸及纸制品业、化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业等行业应增强环境规制强度，仪器仪表制造业、印刷和记录媒介复制业等则要减弱环境规制强度；如果二者均未处于最优区间，就需要组合政策加以调整：农副食品加工业、食品制造业、木材加工和木（竹、藤、棕、草）制品业、文教体育用品制造业、工艺品及其他制造业、皮革（毛皮、羽毛/绒）及其制品业、橡胶制品业等行业需要在提高工资水平的同时增强环境规制，废弃资源和废旧材料回收加工业、交通运输设备制造业、通信设备和计算机及其他电子设备制造业等行业则需要在降低工资水平的同时增强环境规制，而医药制造业则需要在提高工资水平的同时减弱环境规制。
五、结论和政策建议
本文从生态效率角度测算出2004―2010年江苏省29个制造业行业环境绩效水平，并基于行业异质性运用一步检验了FDI与江苏省制造业环境绩效的关系；同时，从工资水平门槛和环境规制门槛两个角度检验了FDI对环境绩效影响的门槛效应。分析结果表明：FDI与清洁生产型行业的环境绩效正相关，与污染密集型行业负相关；清洁生产型行业的环境绩效与FDI的环境规制和工资水平均呈现倒“N”型曲线关系，污染密集型行业的环境绩效与FDI的环境规制和工资水平分别呈现倒“U”和正“U”型曲线关系。此外，对行业工资水平门槛和环境规制门槛的分析表明，江苏省制造业绝大部分行业没有同时处在工资水平门槛和环境规制门槛的最优区间，总体上看，引进FDI时存在工资水平较低、环境规制强度较弱的情况。
。第二，FDI对行业环境绩效存在环境规制门槛和工资水平门槛效应，因此政府制定相关政策时，切忌盲目地、一刀切地提高或者降低环境规制强度和行业工资水平，应该结合行业基本属性和动态发展的异质性，依据门槛最优区间对不同行业的环境规制强度和工资水平加以相应调整，从而确保在不损害行业环境绩效的前提下，尽可能地吸收FDI技术溢出，提高行业竞争力。
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