环境规制与中国工业部门的全球价值链提升

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环境规制与中国工业部门的全球价值链提升
——基于“波特假说”的再检验
盛鹏飞 魏豪豪
(河南大学 经济学院，河南 开封 475002)
摘 要： 基于“波特假说”，本文从资源配置视角和技术创新视角论证了环境规制是影响全球价值链的关键变量。运用非参数投入产出分析方法，本文构建了全球价值链指数，并且将其分解为全球价值链技术指数和全球价值链效率指数。采用面板自回归分布滞后模型，本文建立可以同时检验环境规制影响全球价值链指数长期效应和短期效应的统计检验模型。采用中国省级工业部门在2001-2016年的经验数据，研究成果发现：第一，环境规制对全球价值链指数的影响存在着明显的时期异质性特征，在短期内不利于中国工业部门全球价值链的提升，但在长期内，加强环境规制却有利于中国工业部门的全球价值链提升，从而验证了“波特假说”的存在性。第二，环境规制对中国工业部门全球价值链技术指数和全球价值链效率指数的长期影响显著为正，说明优化资源配置和促进技术进步是中国工业企业应对环境规制的有效路径。第三，环境规制影响全球价值链技术指数和全球价值链效率指数的短期效应与长期效应显著不同，即环境规制在短期内不能通过技术路径和效率路径来提升中国工业部门的全球价值链地位。
关键词： 环境规制； 全球价值链地位； 技术进步; 波特假说
一、引言及文献综述
习近平总书记在党的十九大报告中明确指出必须坚持“创新、绿色、开放、共享”的发展理念，要加快推动工业部门的新型工业化，即推进工业部门的“知识化、信息化、全球化、生态化”。在从高速增长向高质量发展阶段转变的攻关时期，在新的发展形势下，一方面工业部门要解决好在高速增长阶段中存在的资源浪费和环境污染的问题，推动新型工业化中的生态化，加强环境规制以实现工业的绿色发展；另一方面工业部门也要处理好在高速增长阶段中存在着的劳动、资本、资源等的过度投入问题，摆脱中国工业企业在全球价值链分工中的低端锁定，提升全球价值链地位以实现工业的创新发展。因此本文通过考察中国工业部门发展的事实特征，从理论和实证等两个角度来研究环境规制对中国工业部门的全球价值链提升的影响特征。
基于“遵循成本价说”，Baumol和Oates(1988)[1]等认为环境规制使得企业的外部成本内部化，增加了企业的生产成本，缩小了企业的利润空间，使得企业的国际竞争力降低，发达国家面对较强的环境规制不再具有贸易比较优势，通过外商投资的方式转移至发展中国家，发展中国家由于较弱的环境规制具备了污染密集产品的贸易比较优势，造成环境规制较弱的发展中国家成为污染密集产品的“规避天堂”。任力和黄崇杰(2015)[2]选取中国对于37个贸易伙伴国家的出口数据，研究环境规制对出口贸易比较优势的影响，发现环境规制强度与出口贸易之间呈现显著的负相关关系，环境规制强度越强，对出口贸易抑制作用越明显。杨振兵(2015)[3]等发现环境规制对贸易比较优势呈现先增后减的倒“U”型趋势，严厉的环境规制会抑制出口贸易，只有合适的环境规制强度才会提高贸易比较优势。胡浩然(2019)[4]以中国环境保护部在2006年出台的清洁生产行业标准作为研究案例，通过研究发现，环境规制的挤出效应使得企业的运营成本上升，从而降低了企业的生产率和产品质量。
基于波特假说，严厉的环境规制会激发企业生产技术创新，使用更先进的设备降低由环境规制对生产成本产生的不利影响，所以这种产品成本的增加都可以通过企业的技术创新所弥补，并提升企业产品的国际竞争力。Eliste和Fredriksson(2002)[5]的研究发现环境规制会改变企业面临的税收政策和补贴政策，即政府会给企业进行税收优惠和相应的生产补贴以支持企业进行技术创新，从而降低企业的生产成本。傅京燕和赵春梅(2014)[6]等用引力模型研究发现，环境规制显著地提高了污染密集产品的贸易比较优势。申萌(2015)[7]等用微观企业的数据研究环境规制对企业出口行为的影响，结果显示环境规制对企业出口有显著的促进作用。廖涵和谢靖(2017)[8]研究环境规制对制造业贸易比较优势的影响，发现环境规制对制造业的贸易比较优势的影响呈“U”型特征。李梦洁和杜威剑(2018)[9]用中国工业企业和海关进出口企业的微观数据，研究分析了环境规制对出口贸易产品升级的影响，发现环境规制能显著地提升制造业出口质量。曾冰(2018)[10]的研究发现环境规制有利于促进中国的绿色创新活动。何砚和陆文香(2019)[11]以地方立法政策的实施作为准自然实验，研究发现环境规制不仅可以促进企业出口规模和出口概率的增加，并且能够激励企业进行研发创新。高翔和袁凯华(2020)[12]以中国2003年实施的清洁生产标准作为一次“准自然实验”，研究发现清洁生产并未显著促进企业创新，但是提高了企业的出口技术复杂度。康志勇等(2020)[13]运用中国工业企业数据和中国企业专利数据，研究发现行政命令型、市场激励型和公众自主参与型等三类环境规制措施与企业的创新之间存在非线性关系，说明“狭义波特假说”成立。
以上研究更多关注环境规制对企业出口规模、产品质量、出口技术复杂度等的影响，但较少论及环境规制对全球价值链的直接影响。随着全球价值链关注度的提高，部分学者也讨论了环境规制与全球价值链的关系，并研究环境规制对全球价值链的影响效应是否符合“波特假说”。谢波等(2018)[14]研究了45个经济合作组织成员国的发展事实，结果说明严格的环境规制对全球价值链地位产生显著的负向影响，但是这种影响效应与样本国家的经济发展水平紧密相关。王毅等(2019)[15]利用2003-2006年中国工业企业数据库与海关数据库的匹配数据，以2003年国务院要求重点城市环境限期达标作为一次准自然实验，研究发现环境规制可以显著提高企业出口的国内附加值率。王杰等(2019)[16]以中国工业企业为研究对象，结果说明环境规制有利于企业出口产品质量的提升，并且随着产品质量的提升，环境规制能够显著提升企业的全球价值链地位。
在已有研究的基础上，本文在以下三个方面开展拓展性研究。第一，基于“波特假说”，从资源配置和技术创新等视角来探讨环境规制对全球价值链的影响；由于资源配置是与经济效率紧密相关的，技术创新则是与技术进步紧密相关的，因此本文进一步区分环境规制对与全球价值链相关的技术进步和效率变动的影响。第二，基于出口增加值视角，本文运用非参数投入产出分析方法构建了全球价值链指数，然后运用Malmquist指数方法来将全球价值链指数分解为全球价值链技术指数和全球价值链效率指数。第三，基于面板自回归分布滞后模型建立环境规制影响全球价值链的动态计量检验模型，然后运用中国省级工业部门的经验数据进行统计分析，研究发现环境规制对中国工业部门的全球价值链的影响存在显著的动态异质性特征。
二、研究框架
(一)理论机制
尽管环境规制会对企业的生产经营带来“挤出效应”，不利于企业产品竞争力的提升，但是“波特假说”则认为环境规制能够促使企业开展技术创新活动，并且对应的“创新补偿效应”可以在弥补增加的生产成本之外提高企业的生产率，从而提高企业的产品竞争力和改善企业的全球价值链地位。因此环境规制对工业部门的全球价值链的影响取决于“波特假说”所引致的“创新补偿效应”的大小。
在式(3)中，系数φi表示误差修正的调整速度，和表示对应变量的长期影响系数，和表示对应变量的短期影响系数。其中表示环境规制的长期影响系数，表示环境规制的短期影响系数，和的正负方向代表着环境规制对中国工业部门的全球价值链指数的长期影响和短期影响，如果长期系数为负，短期系数为正，则能证明本文假说
“波特假说”认为适当的环境规制会促进企业进行技术创新，使得“创新补偿”效应在抵消环境规制所增加的生产成本的同时，还可以提高企业的生产率和产品竞争力。因此，环境规制能否通过技术进步对企业的生产率产生正的影响，取决于“创新补偿”效应的大小，但“创新补偿”效应具有明显的时期特征。在短期，企业受资源约束需要把用于技术创新的部分资源转移到治污处理中，环境规制对企业的创新产生“挤出”效应，而对应的“创新补偿”效应较弱，环境规制对技术创新起到抑制作用[24-25]。从长期看，由于治污处理存在边际报酬递减特征，企业持续增加的治污处理成本迫使企业进行生产技术研发投入，环境规制的“创新补偿效应”逐渐变大，企业具有较大的动力进行技术研发，环境规制对技术进步的负向影响效应会慢慢抵消掉，环境规制诱发的“创新补偿效应”逐渐显现[26]。当企业逐渐适应了环境规制政策所带来的影响，会将治污处理和产品创新逐步融入一体，规制政策所带来的不利影响会被消除，此时环境规制的“创新补偿效应”大于“挤出效应”，环境规制的技术进步效应逐渐转为正向。技术创新作为一种可持续的动力，能够帮助企业突破全球价值链中高端环节核心技术限制，推动企业转型升级，获得生产高技术含量和高附加值产品的能力，为迈向全球价值链的中高端环节提供驱动力[27]。因此，环境规制对企业的技术创新产生的“倒逼”机制迫使企业从原有的要素驱动向创新驱动转变，使得技术创新作为一种可持续的动力，推动中国工业部门逐步摘取全球价值链“高悬的果实”[28]。
基于以上分析，本文提出以下研究假设：基于“波特假说”，环境规制对全球价值链的影响取决于对应的“创新补偿效应”，而“创新补偿效应”会受到资源配置扭曲和技术创新活动的双重影响。短期内，资源配置效应和技术进步效应都呈现出负向特征，环境规制不利于全球价值链的提升。但长期内，环境规制对技术创新的“创新补偿效应”大于“挤出效应”，并大于资源配置扭曲负效应，所以环境规制能促进工业部门的全球价值链的提升。
(二)模型设定
本文借鉴原毅军等(2014)[29]和杨仁发等(2018)[30]的分析框架来构造如下的统计检验模型
GVCit=α+βERit+γKSit+δTRit+λLIit+ρHIit+ωMIit+νi+εit
(1)
其中，i代表省份(i=1，2，……，30)，t代表时间(t=2001，2002，……，2016)。GVC为全球价值链地位；ER代表环境规制变量；KS代表工业部门资本结构；TR代表外贸依存度；LI为工业发展水平；HI代表人力资本；MI代表市场化程度；νi为省级个体固定效应，εit为误差项。
如果式(1)中的变量所对应的数据都是平稳的，那么标准的最小二乘估计可以得到有效的估计结果。然而，资本结构、人力资本、环境规制等变量常常是非平稳的，因此为了避免潜在伪回归问题需要考虑模型的动态特征。本文采用面板自回归分布滞后方法(Autoregressive Distributed Lagged, ARDL)来建立如下的动态经济方程

(2)
式(2)对应的面板误差修正形式如下

(3)
为了测算中国省级单元工业部门全球价值链，研究过程需要将工业部门分解为国内子部门和出口子部门。然而，现行的统计口径并不能提供省级单元出口子部门的生产经营数据。因此本文基于工业部门的生产特征，将中国省级单元工业部门的生产过程分解为生产过程和交换过程等两个相联系的网络，所以假设工业部门的生产单元首先利用资本(K)和劳动(L)来生产包括在国内销售的产品和在国外销售的产品，即国内交货值(Dov)和出口交货值(Fov)，然后生产单元通过市场交换活动获得最终产值，即工业增加值(Y)。工业部门的生产过程可以被表述如下

(4)
式(2)和(3)可以用MG(Mean Group)方法[31]、PMG(Pooled Mean Grooup)方法(Pesaran等[32-33])和DFE方法[34]等三种方法来获得估计结果。其中MG方法首先通过对个体进行建模，然后利用均值分析技术来获得估计参数，因此可以允许截距项、长期影响系数和短期影响系数存在截面异质性；DFE方法利用混合数据集来估计参数，因此除了截距项之外的长期影响系数和短期影响系数都被假定为同质的；PMG方法介于DFE方法和MG方法之间，其允许模型的短期影响系数存在截面异质性，但是假定长期影响系数是同质的。对于以上三种方法的估计结果，可以采用Hausman方法来检验三种估计结果是否存在显著差异。
三、变量与数据
(一)全球价值链指数
本文运用非参数投入产出分析方法来构建生产过程，利用参比评价的方法来求解在增加值约束下实际出口额和最优出口额之间的距离，根据相对距离来建立全球价值链指数，并使用Malmquist指数方法把全球价值链指数分解为全球价值链技术指数和全球价值链效率指数。
首先，环境规制改变了生产要素的相对价格[17]，从而促使企业对自身的生产经营进行调整，即改变生产要素的投入结构以优化经济产出[18]。由于市场化进程滞后的缘故，中国的生产要素价格明显被低估，从而企业在应对环境规制带来的生产要素投入结构的调整也会进一步加剧资源配置扭曲[19]。环境规制引起的资源配置扭曲效应降低了企业的全要素生产率和利润率，不利于企业产品参与市场竞争，从而对企业的创新投入产生负向影响[20-21]。受资源配置扭曲的影响，劳动、资本、资源等成本优势得以凸显并转化成企业的出口优势，从而增加了低技术、低附加值产品的市场竞争力，使得出口企业没有进行产品升级和产业结构调整的动力，进而抑制了企业的技术创新[22-23]。因此，从资源配置角度出发，环境规制不利于工业部门的全球价值链提升。
P(X)={P(X1)→P(X2)}
(5)
P(X1)={(K,L) can produce(Dov, Fov)}
(6)
P(X1)={(Dov, Fov) can produce (Y)}
(7)
其中P(X)表明工业部门生产单元的生产过程，P(X1)为生产单元的生产过程，P(X2)为生产单元的交换过程。基于生产理论，以上生产模型需要满足以下条件：(1)有界性，即在技术和投入约束下，期望产出的增加是有限的；(2)强可处理性，即生产单元可以选择在生产前沿面下的投入产出集合点；(3)凸性，即所有的投入要素都服从边际产出递减规律。
从全球价值链嵌入程度视角出发，在设定生产单元国内生产子部门不变，即国内交货值为非意愿投入(生产过程)和非意愿产出(交换过程)的前提下，生产单元的全球价值链指数可以被定义如下

(8)
在式(8)中，GVCit为第i生产单元在t时期的全球价值链嵌入程度，Yit为第i生产单元在t时期与由所有生产单元组成的生产集合进行参比评价中的最优产出，为第i生产单元在t时期与由所有生产单元组成的生产集合进行参比评价中的最优出口交货值，本文采用基于投入导向的两阶段网络DEA模型来求解和
由于GVCit为是在参考t期的生产集合下的全球价值链指数，所以GVCit并不能实现跨期对比分析。因此本文运用Malmquist指数来构建可以实现动态对比分析的全球价值链变动指数，即

(9)
在式(9)中，和为在t期和t+1期的第i生产单元与t时期所有生产单元组成的生产集合进行参比评价中的全球价值链嵌入程度；和为在t期和t+1期的第i生产单元与t+1时期所有生产单元组成的生产集合进行参比评价中的全球价值链嵌入程度。
基于生产理论，全球价值链变动指数可以进一步分解如下

(10)
在式(10)中，全球价值链变动指数可以被分解为全球价值链技术变动指数和全球价值链效率变动指数其中全球价值链技术变动指数测度工业部门中出口子部门的生产前沿从t期到t+1期的变动，用来衡量出口子部门生产技术的变动；全球价值链效率变动指数测度工业部门中出口子部门的实际生产集合与生产前沿的相对距离的变动，用来衡量出口子部门生产效率的变动。
运用全球价值链技术变动指数和全球价值链效率变动指数，可以构建如下的全球价值链技术指数(GCVTit)和全球价值链效率指数(GCVEit)

(11)
(二)核心解释变量和控制变量构建
环境规制变量。由于中国的环境规制政策在较长的时期内发生了较大的变化，因此较难从政策实施角度来测度环境规制。已有研究大多从污染物的排放、去除率、污染治理投资等角度来构建环境规制指标，但是这些指标在衡量长期的环境规制水平时会受到经济发展水平、产业结构、资产折旧、数据缺失等因素的影响。在工业生产过程中，气态污染物主要源于化石能源的燃烧，如二氧化硫排放量、烟尘排放量、粉尘排放量、氮氧化物排放量等。结合数据来源，本文采用工业二氧化硫排放量与工业能源消费量的比值来衡量具体地区的环境规制强度。
控制变量包括：资本结构(KS)，用工业企业固定资产净值(以2001年为基期)与从业劳动人数的比值来描述；市场化(MI)，用规模以上工业企业非国有资产控股工业销售产值与规模以上工业企业销售产值的比值计算可得，比值越高代表市场化程度越高；外贸依存度(TR)，用规模以上工业出口交货值与规模以上工业企业销售产值比值表示；人力资本(HI)，用规模以上工业管理费用与规模以上工业从业劳动人数比值表示，这是因为管理费用主要包括科研人员和非科研人员的工资和奖金津贴及科技部门的咨询、技术开发费、技术转让费，用管理费用能较好地表示企业的科技研发投入程度及为了获得和开发人力资本所进行的投入；工业发展水平(LI)，用工业增加值比上工业劳动人数比值表示。
(三)描述性统计
本文采用中国省级单元工业部门在2000-2016年的面板数据进行统计分析。相关数据来源于《中国工业经济统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国环境年鉴》。鉴于本文所用的数据大多用当年价格计算得出，故对所用数据以2001年为基期进行平减折算，计算出以2001年为基期的实际值，变量描述性统计见于表1。
四、实证分析
(一)面板数据单位根检验和协整检验
首先采用LLC[35]、Breitung[36]、IPS[37]和ADF-F等[38]方法对解释变量和被解释变量进行平稳性检验。表(2)报告了变量平稳性检验结果，从中可以发现除了全球价值链技术指数之外的变量都接受存在单位根过程的原假设，但是所有变量在一阶差分之后都呈现出平稳特征。因此，需要对模型进行必要的面板协整检验，并运用自回归分布滞后方法来对模型的面板误差修正形式进行检验。运用Pedroni 1999[39]提出的基于回归结果的统计量来检验模型的协整关系(表3)，结果显示被解释变量GVC、GVCT、GVCE与解释变量的组合均在1%显著水平下拒绝不存在协整关系的原假设，说明被解释变量和解释变量存在长期协整关系。
表1 变量描述性统计

表2 变量单位根检验

注：***、**和*分别表示在 1%、5%和 10%显著性水平下显著。下同。
表3 整体协整检验

(二)环境规制对中国工业部门的全球价值链指数的影响
表4报告了环境规制影响中国工业部门的全球价值链指数的估计结果。首先，基于最小二乘法的回归结果显示环境规制对全球价值链指数有显著的正向影响，但是单位根检验结果表明残差是非平稳的，因此运用最小二乘方法不能获得有效的估计结果。然后，本文采用PMG、MG、DFE等方法对模型进行统计检验，检验结果表明PMG和DFE方法的误差修正项均在1%的显著性水平上拒绝原假设，并且估计系数显著为负，从而说明全球价值链指数与环境规制、资本结构等解释变量之间存在长期均衡关系。运用Baum等(2003)[40]提出的Hausman方法进行统计检验发现PMG估计结果优于DFE和MG的估计结果，说明模型的长期影响系数不存在截面异质性，而短期影响系数则随着截面变化而变化。
由PMG方法的估计结果可知，环境规制对于全球价值链指数的长期系数为负，并且在1%水平下显著，但短期系数却显著为正，说明加强环境规制在短期内会显著的降低中国工业部门的全球价值链指数，相反在长期能够推动中国工业部门的全球价值链指数的提升。这证明环境规制的“创新补偿效应”具有明显的滞后性，进而验证了“波特假说”的存在性。在短期，环境规制抑制工业部门的全球价值链提升的主要原因包括两个方面：首先，工业企业对环境规制政策存在适应期，较难改变已有生产经营方式，只能将环境规制视为内部成本，从而迫使企业在全球价值链分工中往下寻找生存空间，不利于其全球价值链的提升；其次，受环境污染的影响，污染型重化工企业因为环境成本的大幅上升被市场大量淘汰，对地方财政、就业、投资等带来了不利的冲击，从而导致宏观经济环境恶化，不利于其全球价值链的提升。从长期来看，环境规制的“创新补偿效应”逐渐显现出来，企业能够调整现有的经营方式，运用新的生产方式或引进新的设备，进行技术研发投入，提高企业的生产率和产品竞争力，从而提升工业企业的全球价值链地位。这也与中国工业发展现状相符，中国工业经济经过几十年的高速发展，资源环境约束给工业部门发展提出新的要求，工业发展急需由过去粗放型发展模式向更多地依靠科技进步、劳动者素质提高、管理创新的精益发展模式转变，逐步形成“低投入、低消耗、低排放、高效率”的高质量发展模式。
表4 环境规制对全球价值链指数的影响

注：***、**和*分别表示在 1%、5%和10%显著性水平下显著；括号内为标准误差。下同。
(三)环境规制对中国工业部门的全球价值链技术指数的影响
表5报告了环境规制影响中国工业部门的全球价值链技术指数的估计结果：基于PMG和DFE方法的估计结果显示误差修正项的系数显著为负，表明全球价值链技术指数与环境规制、资本结构等解释变量组之间存在长期均衡关系；基于Hausman统计量的检验结果表明PMG估计结果显著优于MG估计结果和DFE估计结果，这说明模型的长期影响系数不存在截面异质性，而短期影响系数存在截面异质性。
表5 环境规制对全球价值链技术指数影响的回归结果

由表(5)中PMG方法的估计结果可知，环境规制对中国工业部门的全球价值链技术指数的长期系数为负，并且在1%水平下显著，但短期影响系数却在10%水平下显著为正，这说明加强环境规制在短期内会导致中国工业部门的全球价值链技术指数下降，相反在长期能够产生显著的正向促进效应。在短期内，企业受到环境规制的影响，原有的用于研发投入的部分资源被用于治污处理中，企业的科研投入被挤占出来，使得企业不能通过技术创新来提高全球价值链地位。但长期内，工业企业会增加企业的研发投入，进行生产技术创新，当企业能完全适应环境规制所带来的影响时，技术创新所带来的生产率提高能减弱环境规制所带来的不利影响，从而达到提升其全球价值链地位的效用。结合具体的经济发展事实，中国工业部门过去的发展更多依赖于要素的高投入，只能生产增加值和科技含量较低的产品，处于全球价值链的中低端地位。环境规制所带来的“波特效应”能推动企业转变自己原有的生产结构，转向科技含量较高的高新技术产业，但这需要企业的生产理念转变和长时间的科研投入。长期内，企业进行技术创新的技术成果弥补环境规制所带来的企业生产成本增加，增加企业产品的国际竞争力，帮助中国工业部门攀升全球价值链高位。因此，本部分的实证结果表明环境规制可以通过技术创新间接推动工业企业的全球价值链地位提升，从而验证了“波特假说”传导机制的存在。
(四)环境规制对中国工业部门的全球价值链效率指数的影响
表(6)报告了环境规制影响中国工业部门的全球价值链效率指数的估计结果。结果表明：基于Hausman统计量的检验结果表明PMG估计结果显著优于MG估计结果和DFE估计结果，这而说明模型的长期影响系数不存在截面异质性，而短期影响系数存在截面异质性；基于PMG方法的估计结果显示误差修正项的系数显著为负，说明全球价值链效率指数与环境规制、资本结构等解释变量组之间存在长期均衡关系。
表6 环境规制对全球价值链效率指数影响的回归结果

由表(6)中PMG方法的估计结果可知，环境规制对于全球价值链效率指数的长期系数在1%水平下显著为负，短期系数为负但不显著，这说明加强环境规制虽然会提升中国工业部门的全球价值链效率指数，但只在长期内才会对中国工业部门的全球价值链效率指数产生显著的正效应，表明环境规制能通过技术效率改进的路径影响中国工业部门的全球价值链提升。这也与中国的具体事实相符，中国的环境规制措施包括行政处罚、污染物总量控制、污染性项目审批等，这些环境规制措施在短期内可以淘汰高污染型企业，但是并不能纠正环境规制带来的资源配置扭曲和效率损失，从而不利于全球价值链效率层面的改善。在长期，随着高污染型企业的淘汰和转型，环境规制能够削弱环境污染带来的外部性，从而优化生产要素的配置，促使企业生产效率的改善和全球价值链指数的提高。
(五)稳健性检验
本文主要研究环境规制影响全球价值链提升的长短期效应，由以上回归结果可知，环境规制对全球价值链指数的影响是动态的，而加入时间趋势项能很好地解释影响效应是否是稳健的。因此，为了考察估计结果的稳健性，在式(3)中加入时间趋势项进行稳健性检验。根据表(7)报告的计量结果可知：Hausman统计量的检验结果表明PMG估计结果显著优于DFE和MG估计结果；所有模型的误差修正系数为负，并且通过了1%水平下的显著性检验，这说明加入时间趋势项后，环境规制与全球价值链指数、全球价值链技术指数、全球价值链效率指数等之间仍存在显著的长期均衡关系。主要回归结果未发生明显的变化，解释变量系数的正负方向和显著性仍保持不变，说明本文的估计结果是稳健的。
表7 稳健性检验

五、结论与对策建议
本文研究发现：环境规制对全球价值链的影响效应取决于“波特假说”所引致的“创新补偿效应”；实证结果表明环境规制对中国工业部门的全球价值链指数的长期影响显著为正，从而验证了“波特假说”的存在性；然而环境规制在短期内却不利于全球价值链的提升，这说明“波特假说”下的“创新补偿效应”存在显著的时滞特征；从技术进步视角来看，环境规制在长期能够推动全球价值链技术指数的增加，但是在短期内却呈现出显著的抑制效应，这说明环境规制并不能在短期内促使企业有效开展研发活动；从效率变动视角来看，环境规制对全球价值链效率指数的短期影响并不显著，但是在长期能够推动全球价值链效率指数的提升，从而说明环境规制能够在长期促使企业做出改变要素投入结构并增加研发支出的决策，从而有利于实现全球价值链攀升；最后，工业部门的全球价值链地位在长期内的改善得益于技术水平和效率水平的改善，环境规制引致的技术创新激励推动了企业的转型升级，为迈向全球价值链中高端地位提供动力。
通过以上研究结论提出以下对策建议。第一，政府实行的环境规制应该是长期的。这是因为短期内环境规制引致的“创新补偿效应”较小，难以弥补环境规制所增加的成本，但是长期的环境规制能激发企业技术创新的动力，提升企业的生产率和国际竞争力，推动中国工业部门的全球价值链的提升。第二，政府部门应该建立支持企业创新的长效机制。政府部门对企业创新活动的支持更多以研发补贴和重点项目研发为手段，并不能形成支持企业创新的长效机制，但是环境规制引致的“创新补偿效应”存在明显的时滞效应，并且技术创新是高风险的经济活动，因此短期的创新支持措施并不能促使企业为应对环境规制来开展技术创新活动。第三，政府应该优化环境规制的实施形式。中国现行的环境规制措施大多属于行政指令型，不能有效地激励企业进行技术创新。如果政府部门能够因地制宜地利用环境税、排放权交易和排污费等多种环境规制形式，给予企业一些灵活度，能使得企业以最优的效率实现环境保护的目标。
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