王傳榮,馮秀菊

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué),山東 濟(jì)南 250014)

一、 引言

制造業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的主體，是立國之本、興國之器、強(qiáng)國之基。鄉(xiāng)村制造業(yè)，是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的主要支撐之一，有著廣闊的發(fā)展空間，蘊(yùn)藏著推動(dòng)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)生深刻變化的巨大潛力。但是，與此同時(shí)，制造業(yè)又是一個(gè)消耗性、破壞性很強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，特別是傳統(tǒng)制造業(yè)，需要消耗大量的資源，其發(fā)展以能源消耗和對(duì)環(huán)境的破壞為代價(jià)。中國制造業(yè)占GDP的比重在30%左右，能耗卻占全社會(huì)總能耗的70%左右，無論能源資源消耗，還是污染排放，制造業(yè)貢獻(xiàn)都較大。[1]由于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的環(huán)境保護(hù)條件和能力較弱，這種情況在鄉(xiāng)村也比較普遍。2014年4月，全國首次土壤污染狀況調(diào)查公報(bào)顯示我國耕地土壤點(diǎn)位超標(biāo)率高達(dá)19.4%，其中工礦業(yè)等人為活動(dòng)是造成土壤污染或超標(biāo)的主要原因。鄉(xiāng)村工業(yè)污染是影響中國環(huán)境質(zhì)量的重要因素，既關(guān)系到中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和農(nóng)民的生活福祉，也成為影響中國城鎮(zhèn)環(huán)境質(zhì)量的重要因素。[2]

產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的行業(yè)構(gòu)成對(duì)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的資源消耗強(qiáng)度、污染物的排放規(guī)模起著決定性作用?！吨袊圃?025》指出，要“堅(jiān)持把結(jié)構(gòu)調(diào)整作為建設(shè)制造強(qiáng)國的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，加快制造業(yè)綠色改造升級(jí)”。綠水青山就是金山銀山，在鄉(xiāng)村振興背景下，制造業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)發(fā)生了怎樣的變化？對(duì)鄉(xiāng)村環(huán)境產(chǎn)生了什么影響？特別是在新冠肺炎疫情的影響下，鄉(xiāng)村制造業(yè)需要如何調(diào)整應(yīng)對(duì)才能更符合生態(tài)文明建設(shè)的要求？中國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，鄉(xiāng)村興則國家興，厘清上述問題，對(duì)于優(yōu)化鄉(xiāng)村制造業(yè)空間布局，穩(wěn)住國家基本盤，具有一定戰(zhàn)略意義。

學(xué)術(shù)界關(guān)于鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)環(huán)境效應(yīng)的研究成果豐碩，概況起來主要有以下三種觀點(diǎn)：一是有些學(xué)者認(rèn)為制造業(yè)集聚加重了環(huán)境污染，產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)引起環(huán)境外部性問題，伴隨著制造業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，污染物排放量增加，但是不同類型區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不同的階段，具有不同的特點(diǎn)；[3]二是有學(xué)者認(rèn)為通過產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚，有利于提高制造業(yè)效率，從而緩解環(huán)境污染；[4]；三是有些學(xué)者認(rèn)為制造業(yè)集聚與環(huán)境污染關(guān)系不確定，二者之間呈倒“N”型[5]或者倒“U”型[6-7]等關(guān)系。此外，基于FDI流入的產(chǎn)業(yè)集聚是否會(huì)加重環(huán)境污染的爭(zhēng)論，現(xiàn)有研究大體分為“污染避難所”和“污染光暈”兩種理論，前者認(rèn)為FDI流入是導(dǎo)致環(huán)境污染的主要原因之一[8]，特別是化學(xué)化工行業(yè)存在明顯的污染避難所效應(yīng)；后者認(rèn)為FDI的流入將為東道國帶來綠色清潔技術(shù)和有效環(huán)境管理體系，通過發(fā)揮“示范效應(yīng)”“溢出效應(yīng)”和“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”等促進(jìn)了環(huán)保技術(shù)水平，但是生態(tài)效應(yīng)具有顯著的地區(qū)差異。[9]

已有研究對(duì)于理解制造業(yè)結(jié)構(gòu)的環(huán)境外部性具有重要啟示，但仍有幾個(gè)方面有待思考：首先，鄉(xiāng)村制造業(yè)有其歷史特殊性，現(xiàn)有研究多集中從宏觀層面考察工業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染的影響，對(duì)鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)以及它對(duì)環(huán)境的具體影響的研究較少；其次，多數(shù)研究聚焦于工業(yè)結(jié)構(gòu)環(huán)境效應(yīng)的線性特征，對(duì)其非線性特征有待于進(jìn)一步研究。鑒于此，本文力圖在以下方面做進(jìn)一步嘗試：第一，利用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)，考察鄉(xiāng)村制造業(yè)的演進(jìn)特征，特別是中國加入WTO以后，鄉(xiāng)村制造業(yè)的演進(jìn)規(guī)律及行業(yè)差異；第二，利用全局主成分分析法，具體考察鄉(xiāng)村制造業(yè)環(huán)境效應(yīng)的行業(yè)差異以及在對(duì)外開放水平下的門限效應(yīng)。結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分考察鄉(xiāng)村制造業(yè)演進(jìn)特征，分析1994-2017年特別是中國加入WTO以來鄉(xiāng)村制造業(yè)的演變特征，并進(jìn)行區(qū)域比較；第三部分論證鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)對(duì)環(huán)境污染的作用機(jī)理并構(gòu)建相應(yīng)的面板模型；第四部分進(jìn)行實(shí)證分析；第五部分進(jìn)行模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分得出結(jié)論。

二、鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的特征

鄉(xiāng)村工業(yè)，特別是鄉(xiāng)村制造業(yè)是中國工業(yè)的重要組成部分。[10]多年來，鄉(xiāng)村制造業(yè)主動(dòng)適應(yīng)國內(nèi)國際變化，主動(dòng)加入市場(chǎng)化經(jīng)濟(jì)大潮中，為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展做出了不可磨滅的貢獻(xiàn)。

(一)鄉(xiāng)村制造業(yè)的發(fā)展歷程

概括起來，鄉(xiāng)村制造業(yè)的發(fā)展可以分為以下幾個(gè)階段：第一，1949-1977年。這一階段國家政策主導(dǎo)優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)，這一時(shí)期鄉(xiāng)村制造業(yè)發(fā)展較為緩慢，主要還是依靠農(nóng)業(yè)的支撐。第二，1978-1991年。改革開放以后，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)開始打破，鄉(xiāng)村制造業(yè)獲得了一定的發(fā)展，帶動(dòng)了當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)，為鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展注入了活力。第三，1992-2001年。這一階段，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)開始形成，鄉(xiāng)村制造業(yè)逐步推進(jìn)產(chǎn)權(quán)改革，改制后在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的大潮中顯示了其頑強(qiáng)的生命力和韌性。第四，2002-2011年。2003以來，中央對(duì)農(nóng)村農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略做出了重大調(diào)整，制定了一系列加強(qiáng)“三農(nóng)”工作的政策方針。鄉(xiāng)村制造業(yè)立足本地特色農(nóng)業(yè)資源，大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，注重引進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新中心和研發(fā)機(jī)構(gòu)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)園區(qū)建設(shè)進(jìn)一步擴(kuò)大。第五，2012年至今。黨的十八大特別是十九大以來，中國開始了鄉(xiāng)村振興之路,在生態(tài)綠色發(fā)展理念指導(dǎo)下，鄉(xiāng)村制造業(yè)因地制宜、因村而異，結(jié)合本地優(yōu)勢(shì)資源，注重增加產(chǎn)品的科技含量和綠色含量，依托電子商務(wù)平臺(tái)，不斷探索新的型態(tài)，不僅注重企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益，更注重企業(yè)的社會(huì)價(jià)值和社會(huì)效益。

(二)鄉(xiāng)村制造業(yè)演進(jìn)的特征

根據(jù)我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)實(shí)際情況以及具體表現(xiàn)來看，鄉(xiāng)村制造業(yè)演進(jìn)主要呈現(xiàn)出以下特征：

1. 制造業(yè)結(jié)構(gòu)多樣性不足，且地區(qū)結(jié)構(gòu)趨同

不同產(chǎn)業(yè)集聚到同一區(qū)域有利于不同類型的思想、知識(shí)、技術(shù)、信息在當(dāng)?shù)禺a(chǎn)生碰撞，從而形成新的思想、知識(shí)、技術(shù)、信息。自提出區(qū)域經(jīng)濟(jì)韌性以來，眾多研究基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)韌性的考慮，傾向于支持產(chǎn)業(yè)多樣性。本文借鑒Mano Y和Otsuka K.(2000)的做法[11]，利用制造業(yè)多樣化指數(shù)來測(cè)度鄉(xiāng)村制造業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的多樣化程度，其計(jì)算公式為：

ue=1-∑(gdpij/gdpi)2

(1)

式中，gdpij為i地區(qū)鄉(xiāng)村j類制造業(yè)總產(chǎn)值；gdpi為i地區(qū)所有鄉(xiāng)村制造業(yè)的總產(chǎn)值之和，多樣化指數(shù)越小表明制造業(yè)多樣化水平越好，數(shù)值越大表明結(jié)構(gòu)越趨于單一化。圖1呈現(xiàn)了1994-2015年鄉(xiāng)村制造業(yè)多樣化指數(shù)的趨勢(shì)，2001年以前多樣化指數(shù)總體呈增長(zhǎng)趨勢(shì)(1997年達(dá)到0.9024)，2001年中國加入WTO給鄉(xiāng)村制造業(yè)提供了一定的發(fā)展空間，自2002年以后鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)多樣化指數(shù)開始呈下降趨勢(shì)，但是平均值都在0.85以上，制造業(yè)結(jié)構(gòu)偏單一狀況未能從根本上得到改善。

產(chǎn)業(yè)同構(gòu)化也稱產(chǎn)業(yè)趨同，是造成資源浪費(fèi)、過度競(jìng)爭(zhēng)和地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)難以發(fā)揮的重要原因，同時(shí)也是阻礙制造業(yè)實(shí)現(xiàn)由大到強(qiáng)轉(zhuǎn)變的重要因素。[12]本文利用制造業(yè)結(jié)構(gòu)相似指數(shù)對(duì)兩地鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行比較，其計(jì)算公式為：

(2)

式中，k為鄉(xiāng)村制造業(yè)部門，xik和xjk分別為區(qū)域i和區(qū)域j鄉(xiāng)村制造業(yè)所占比重，數(shù)值越大，制造業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度越高。

圖1 1994-2015年中國鄉(xiāng)村制造業(yè)多樣化指數(shù)

表1 1994年中國鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)

表2 2015年中國鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)

表1和表2顯示了1994和2015年鄉(xiāng)村各地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)相似指數(shù)計(jì)算結(jié)果(受篇幅限制，本文給出部分省份數(shù)據(jù))?？梢钥吹?，與1994年相比，總體上sij呈下降趨勢(shì)。其次，sij值受地域影響明顯，地理距離越鄰近，sij越大，制造業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度越高。如1994年北京市、天津市相似系數(shù)高達(dá)0.8071，而浙江省、黑龍江省對(duì)應(yīng)的相似系數(shù)則為0.3348，2015年對(duì)應(yīng)的sij值分別為0.5532、0.1214，表明隨著信息化、技術(shù)化以及現(xiàn)代交通物流的愈加便利，鄉(xiāng)村制造業(yè)趨同程度有所降低，但地域依賴性仍然存在。

表3 因子載荷與得分

2.沿海地區(qū)制造業(yè)集聚特征明顯

按照2017年6月發(fā)布的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)(GB/T 4754—2017)，制造業(yè)包括農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)等31個(gè)行業(yè)。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒，得到了1994-2017年中國鄉(xiāng)村30個(gè)省市29個(gè)行業(yè)的份額數(shù)據(jù)(考慮到廢棄資源綜合利用業(yè)以及煙草行業(yè)的特殊性，暫不列入考察范圍)，據(jù)此采用全局主成分分析 (GPCA)方法進(jìn)行分析，將立體時(shí)序數(shù)據(jù)表各時(shí)刻的子表分別賦予時(shí)間權(quán)重后縱向展開，并施以經(jīng)典主成分分析。利用stata軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)有效性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，KMO檢驗(yàn)值為0.9552，指標(biāo)之間偏相關(guān)系數(shù)較大；SMC檢驗(yàn)結(jié)果表明變量均在0.79以上，適用于全局主成分分析方法。按特征根>1的原則提取出第一至第四主成分(f1、 f2、f3、 f4)，4個(gè)主成分的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為 91%，可以解釋原數(shù)據(jù)的大部分信息。

表3顯示了各主成分的因子載荷與得分情況，以各制造業(yè)的主成分得分來表示其產(chǎn)業(yè)狀況，得分為正說明其集聚程度高于平均水平，制造業(yè)正在向該類型演進(jìn)，反之亦然。表3中第一主成分以黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)等行業(yè)得分較高，將其命名為技術(shù)密集型制造業(yè)；第二主成分以農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)、家具制造業(yè)、造紙和紙制品業(yè)等行業(yè)得分較高，將其命名為農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)；第三主成分以文教、工美、體育和娛樂用品制造業(yè)以及皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業(yè)得分較高，將其命名為日用消費(fèi)品制造業(yè)；第四主成分主要以化學(xué)工業(yè)為主，將其命名為化工制造業(yè)。

表4顯示了2001年中國加入WTO前后鄉(xiāng)村制造業(yè)年平均主成分得分的區(qū)域差異，可以看到鄉(xiāng)村制造業(yè)與2001年以前相比，各個(gè)行業(yè)都獲得較快發(fā)展，特別是技術(shù)密集型和農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)。從地區(qū)特征看：①與內(nèi)陸地區(qū)相比，制造業(yè)主要在沿海地區(qū)更為集聚，其中各個(gè)行業(yè)得分都以東部沿海地區(qū)較高，北部沿海主要側(cè)重于農(nóng)業(yè)資源型，而南部沿海發(fā)展較為均衡；②長(zhǎng)江中游地區(qū)和黃河中游地區(qū)均以農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)得分較高，且前者較后者發(fā)展更為迅速，日用消費(fèi)型和化工型制造業(yè)鮮見地在黃河中游地區(qū)呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)；③東北鄉(xiāng)村地區(qū)的“大糧倉”地位使得其農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)發(fā)展最快，其他類制造業(yè)受東北地區(qū)老工業(yè)基地衰落的影響，發(fā)展較為緩慢；④西部地區(qū)主成分得分較小，且有些地區(qū)為負(fù)分，制造業(yè)在這些地區(qū)的發(fā)展滯后于全國平均水平。

表4 1994-2017年鄉(xiāng)村制造業(yè)演進(jìn)的區(qū)域差異

三、模型設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型的建立

門檻回歸模型主要是捕捉經(jīng)濟(jì)中發(fā)生跳躍的臨界點(diǎn)，是將回歸模型按照門檻值分為多個(gè)區(qū)間，針對(duì)不同區(qū)間存在不同的表達(dá)方程。在門檻回歸模型中，解釋變量達(dá)到臨界值時(shí)，模型的斜率系數(shù)會(huì)發(fā)生折拗。[13]本文以Hansen[14]關(guān)于面板門檻模型的研究，在前述分析加入WTO對(duì)鄉(xiāng)村制造業(yè)影響的基礎(chǔ)上，考慮2020年新冠疫情可能帶來的影響，在面板門限模型的基礎(chǔ)上，選擇對(duì)外開放水平作為門限變量，來考察鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)對(duì)環(huán)境污染的影響，建立模型如下：

envit=μit+β1fitI(lnopenit≤γ)+β2(lnopenit>γ)+δzit+εit

(3)

式中，envit為環(huán)境污染綜合指數(shù)，fit為鄉(xiāng)村制造業(yè)的主成分得分，lnopenit為地區(qū)對(duì)外開放水平；γit表示門檻值；it為固定效應(yīng)；εit為殘差項(xiàng)，并且服從(0，σ2)分布；I(·)為指標(biāo)函數(shù)，其值取決于門限變量(lnopenit)和門限值(fit)：當(dāng)括號(hào)內(nèi)的表達(dá)式成立時(shí)，I(·)=0；z1it為控制變量，包括鄉(xiāng)村人均收入(income)，治理效率(gve)等，z2it為內(nèi)生的控制變量，包括第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。

(二)指標(biāo)選取

1.被解釋變量：環(huán)境效應(yīng)。鄉(xiāng)村工業(yè)發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)主要表現(xiàn)在“廢水”“廢氣”以及“固體廢棄物”對(duì)鄉(xiāng)村環(huán)境造成的損害。大量工業(yè)廢水未經(jīng)處理直接排入地下，降低耕地質(zhì)量，危及鄉(xiāng)村飲用水的安全；空氣污染導(dǎo)致農(nóng)民呼吸道疾病及患癌幾率增加；工業(yè)固體廢棄物不僅影響村容風(fēng)貌，而且對(duì)空氣、水和土壤都會(huì)造成污染，危害人的身體健康。

由于受數(shù)據(jù)所限，沒有鄉(xiāng)村工業(yè)污染物的單獨(dú)歷史數(shù)據(jù)，根據(jù)《中國環(huán)境年鑒》編制說明，從1998年開始，環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)依據(jù)行業(yè)排污系數(shù)對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)污染進(jìn)行了測(cè)算，考慮到數(shù)據(jù)的連貫性，采用熵值法，依據(jù)各省份“三廢”排放量構(gòu)建環(huán)境污染綜合指數(shù)作為環(huán)境效應(yīng)的替代變量。具體步驟如下：

(1)將指標(biāo)無量綱化處理。對(duì)第t年工業(yè)廢水、廢氣及固體廢物排放量進(jìn)行歸一化處理，將不同量綱的指標(biāo)無量綱化，處理公式為：

(4)

式中，i為年份；j為環(huán)境污染指標(biāo)；xij為環(huán)境污染物的原始數(shù)值；max{x1j,…,xnj}為第j項(xiàng)污染指標(biāo)的最大值；min{x1j,…,xnj}為第j項(xiàng)污染指標(biāo)的最小值。

(2)計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)下第i個(gè)省份占該指標(biāo)的比重：

(5)

(3)計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的熵值：

k=1/ln(n)>0

(6)

(4)計(jì)算信息熵冗余度：

dj=1-ej

(7)

(5)計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重：

(8)

(6)計(jì)算各地區(qū)環(huán)境污染指數(shù)綜合得分

(9)

式中：envi為第i年的環(huán)境污染綜合評(píng)價(jià)指數(shù)；j為環(huán)境污染指標(biāo)；wj為第j種污染物排放量的權(quán)重值。環(huán)境污染綜合評(píng)價(jià)指數(shù)越大，表示環(huán)境污染越嚴(yán)重。

2.核心解釋變量：鄉(xiāng)村技術(shù)密集型制造業(yè)結(jié)構(gòu)(fj)，以上述第一主成分得分表示；鄉(xiāng)村資源型制造業(yè)結(jié)構(gòu)(fz)，以第二主成分得分表示；鄉(xiāng)村日用品消費(fèi)型制造業(yè)結(jié)構(gòu)(fr)，以第三主成分得分表示；鄉(xiāng)村化學(xué)制造業(yè)結(jié)構(gòu)(fh)，以第四主成分得分表示。

3.控制變量：基于數(shù)據(jù)的可獲得性，并參照相關(guān)研究，選取如下變量作為影響環(huán)境污染指數(shù)的重要因素：

鄉(xiāng)村人均收入。指各地區(qū)鄉(xiāng)村人均收入，數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》(1994-2018)。

鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。以鄉(xiāng)村第二產(chǎn)業(yè)占三大產(chǎn)業(yè)的比重表示，數(shù)據(jù)來源于《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》(1995-2006)、《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》(2007-2012)、《中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》(2014-2018)。

地區(qū)開放程度。采用各地區(qū)外資企業(yè)登記數(shù)量表示，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1995-2018)。

治理效率。地方政府對(duì)污染環(huán)境的治理程度對(duì)污染物排放存在顯著影響，以工業(yè)“三廢”治理效率表示，數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境年鑒》(1995-2018)。

(三)數(shù)據(jù)說明

對(duì)于缺失的1997年以前重慶的少數(shù)樣本數(shù)據(jù)，對(duì)其賦值為1，以便于取對(duì)數(shù)后不改變數(shù)據(jù)原有屬性?？紤]到數(shù)據(jù)資料的完整性，部分缺失數(shù)據(jù)采用移動(dòng)平均方法進(jìn)行了補(bǔ)充，西藏、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺(tái)灣省由于鄉(xiāng)村地區(qū)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失，不在本研究范圍，最終納入分析的省份單元為30個(gè)。區(qū)域劃分方面，依據(jù)《地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略和政策》劃分為北部沿海、東部沿海、南部沿海、東北、黃河中游、長(zhǎng)江中游、大西南和大西北八個(gè)綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。為了更直觀地體現(xiàn)各個(gè)變量的數(shù)據(jù)信息，數(shù)據(jù)的樣本量、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值等信息如表5所示。

表5 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析與討論

(一)動(dòng)態(tài)面板回歸分析

首先運(yùn)用混合OLS和面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行了初步檢驗(yàn)。在環(huán)境污染回歸方程中引入制造業(yè)結(jié)構(gòu)與對(duì)外開放程度的交互項(xiàng)，來考察對(duì)外開放程度是否通過制造業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)來影響環(huán)境污染。計(jì)量模型如下：

envit=μit+envi，t-1+β1fit+β2fit×lnopenit+β3controlit+εit

(10)

在加入交互項(xiàng)后，fit的系數(shù)由β1+β2lnopenit決定，回歸結(jié)果如表6。

表6 鄉(xiāng)村制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)環(huán)境效應(yīng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表6第1-2列匯報(bào)了1994-2017年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行混合OLS估計(jì)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第3-4列匯報(bào)了固定效應(yīng)模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果?；旌螼LS估計(jì)和固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示鄉(xiāng)村制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)總體對(duì)環(huán)境污染指數(shù)具有負(fù)向效應(yīng)，但不同行業(yè)以及顯著性水平有所差異，模型(1)(2)中的系數(shù)受到控制的地區(qū)因素干擾，盡管系數(shù)符號(hào)沒有太大變化，但即使在10%的顯著性水平下依然不顯著，表明地區(qū)因素是影響回歸結(jié)果的重要因素。模型(3)(4)在考慮了自相關(guān)、截面相關(guān)以及異方差等因素的基礎(chǔ)上，系數(shù)的顯著性明顯提高，第1、3列未加入交互項(xiàng)，技術(shù)密集型和農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)的環(huán)境效應(yīng)為負(fù)，日用品消費(fèi)型和化工制造業(yè)的環(huán)境效應(yīng)為正。第2、4列加入交互項(xiàng)后發(fā)現(xiàn)，對(duì)外開放水平通過對(duì)制造業(yè)內(nèi)部不同行業(yè)的影響從而產(chǎn)生了不同的環(huán)境效應(yīng)。以第4列為例，技術(shù)密集型制造業(yè)的環(huán)境效應(yīng)由(13.58-1.287lnopen)決定，交互項(xiàng)系數(shù)為-1.287，并且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。這說明制造業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染的影響會(huì)隨著對(duì)外開放水平的增加而降低。當(dāng)lnopen>10.55(13.58/1.287)時(shí)，技術(shù)密集型制造業(yè)的環(huán)境效應(yīng)為負(fù)，當(dāng)lnopen<10.55時(shí)，技術(shù)密集產(chǎn)業(yè)的環(huán)境效應(yīng)為正。

從控制變量看，地區(qū)對(duì)外開放水平系數(shù)為負(fù)，且至少在10%水平上顯著，在一定程度上對(duì)環(huán)境污染水平發(fā)揮了抑制作用；第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著為正，instr每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，環(huán)境污染綜合指數(shù)變動(dòng)約14%；人均收入一次項(xiàng)、二次項(xiàng)分別為正、負(fù)，且基本顯著，說明人均收入與環(huán)境污染物排放呈環(huán)境庫茨涅茨曲線倒“U”型特征；環(huán)境治理效率在10%水平上顯著為負(fù)，對(duì)污染的排放起到了較強(qiáng)的抑制作用。

此外，從區(qū)域回歸結(jié)果看，鄉(xiāng)村制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)集聚速度與其環(huán)境效應(yīng)呈反比，即演進(jìn)速度越快，環(huán)境效應(yīng)絕對(duì)值越小，演進(jìn)速度越慢，環(huán)境效應(yīng)絕對(duì)值越大。在表7中，沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)(包括北部、東部以及南部沿海)四類制造業(yè)產(chǎn)業(yè)均有較大幅度增長(zhǎng)，但與其他地區(qū)相比，其對(duì)環(huán)境的影響較小。如表7所示，沿海地區(qū)技術(shù)密集型制造業(yè)系數(shù)為-0.418，且在1%水平上顯著，日用品消費(fèi)型產(chǎn)業(yè)的系數(shù)為0.837，均處于較低水平。鄉(xiāng)村制造業(yè)演進(jìn)速度較慢的西北西南地區(qū)，總體上對(duì)環(huán)境的效應(yīng)為正，雖然不太顯著，但是也從一定程度上說明，產(chǎn)業(yè)發(fā)展較慢，創(chuàng)新效率就慢，傳統(tǒng)技術(shù)無法實(shí)現(xiàn)更替，導(dǎo)致對(duì)環(huán)境的污染程度就大，類似的還有東北的化工制造業(yè)、長(zhǎng)江中游的化工制造業(yè)等。

表7 鄉(xiāng)村制造業(yè)環(huán)境效應(yīng)的區(qū)域回歸結(jié)果

(二)考慮WTO沖擊的動(dòng)態(tài)面板回歸結(jié)果

從圖1可以看出，2001年中國加入WTO后鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大變化，考慮到內(nèi)生性問題及其他影響機(jī)制的存在，因此將中國加入WTO這一事件納入分析。本文引入反映WTO的虛擬變量(wto) 以及WTO虛擬變量和制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交叉項(xiàng)(wto*fit)，研究加入WTO對(duì)環(huán)境污染的影響。將2001年及2001年以前視為加入WTO前，WTO虛擬變量為0，將2001年以后視為加入WTO后，WTO 虛擬變量為1?；貧w模型如下:

envit=μit+envi,t-1+β1fit+β2wto+β3fit×wto+β4controlit+εit

(11)

考慮到加入WTO與對(duì)外開放水平可能存在一定的相關(guān)性，在綜合考慮相關(guān)性、截面相關(guān)以及異方差等因素的條件下，運(yùn)用stata命令進(jìn)行修正估計(jì)，結(jié)果如表8所示。 第1-2分別是未考慮與考慮控制變量回歸結(jié)果，第3列綜合考慮了加入WTO以及WTO與對(duì)外開放水平的交互項(xiàng)(wto*lnopen)的影響?？梢钥闯?，WTO及其交互項(xiàng)(wto*lnopen)環(huán)境效應(yīng)為負(fù)，且均通過1%水平顯著性檢驗(yàn)，對(duì)環(huán)境污染排放起到了一定的抑制作用，其原因可能是中國加入WTO后，鄉(xiāng)村外部市場(chǎng)也隨之環(huán)境改善，市場(chǎng)環(huán)境更加適合技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新，鄉(xiāng)村制造業(yè)在對(duì)外開放中可以更快更多地通過技術(shù)溢出、知識(shí)溢出等多種途徑實(shí)現(xiàn)自身的技術(shù)更替，從而減少污染排放。第三列中各類制造業(yè)的系數(shù)為(10.43-10.45WTO)、(-2.193-1.298WTO)、(-2.432+3.625WTO)、(-1.419+1.381WTO)，系數(shù)正負(fù)符號(hào)基本與第1-2列相同，但是就系數(shù)變化大小來說，由于受行業(yè)自身的特殊性影響，各個(gè)行業(yè)也存在一定差異，農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)變化較大、技術(shù)密集型制造業(yè)變化較小。這其中可能的原因是隨著中國加入WTO，農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)更多以規(guī)模效應(yīng)的方式減少了污染物排放，而技術(shù)密集型制造業(yè)本身對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、對(duì)外交流的需求就較其他行業(yè)高，所以對(duì)加入WTO的反應(yīng)弧度沒有其他行業(yè)那么劇烈?？傮w來看，當(dāng)模型考慮加入 WTO 這一外生時(shí)間變量時(shí)，在一定程度上可以避免可能的內(nèi)生性問題，結(jié)果仍然符合預(yù)期。

(三)面板門限效應(yīng)模型回歸分析

表7和8的估計(jì)結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染的影響具有雙向性，即正向和負(fù)向，而且在一定程度上受地區(qū)對(duì)外開放水平大小的影響。伴隨著對(duì)外開放水平的變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境的影響不一定僅僅是由負(fù)向正或由正向負(fù)的轉(zhuǎn)變，也可能存在三個(gè)以上的作用區(qū)間。本文將采用面板門限回歸模型來有效處理上述問題。檢驗(yàn)結(jié)果如表9。

表8 考慮WTO沖擊的動(dòng)態(tài)面板回歸結(jié)果

表9 動(dòng)態(tài)面板門限值估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 門檻值估計(jì)圖

表9中顯示了以地區(qū)對(duì)外開放水平作為門檻變量時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染之間在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)出以地區(qū)對(duì)外開放水平為雙重門檻的線性非線性關(guān)系。具體來看，地區(qū)對(duì)外開放水平的門檻值分別為6.8178和7.3232，如圖2所示。

表10為運(yùn)用面板門限效應(yīng)模型方法進(jìn)行門限檢驗(yàn)的結(jié)果，根據(jù)全樣本門檻模型回歸發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)貐^(qū)對(duì)外開放水平處于區(qū)間[6.8178，7.3232]時(shí)，制造業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染的影響最大，不管是正效應(yīng)還是負(fù)效應(yīng)，固定效應(yīng)模型也驗(yàn)證了這點(diǎn)，當(dāng)某一地區(qū)對(duì)外開放水平處于較低水平時(shí)，制造業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境的影響是有限的；隨著地區(qū)對(duì)外開放水平的擴(kuò)大，制造業(yè)受到相應(yīng)的規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)溢出或者知識(shí)溢出等效應(yīng)的影響，環(huán)境效應(yīng)絕對(duì)值增大；當(dāng)對(duì)外開放水平到達(dá)一定門檻值后，制造業(yè)結(jié)構(gòu)彈性減少，環(huán)境效應(yīng)相應(yīng)絕對(duì)值減弱。根據(jù)地區(qū)對(duì)外開放水平的兩個(gè)門檻值，本文認(rèn)為：①lnopen>7.3232地區(qū)，主要包括沿海等經(jīng)濟(jì)區(qū)，對(duì)外開放水平已經(jīng)越過了第二個(gè)門檻值，鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境的影響已經(jīng)處于遞減階；②6.8178lnopen7.3232地區(qū)，主要包括黃河中游、長(zhǎng)江中游等內(nèi)陸地區(qū)，鄉(xiāng)村制造業(yè)對(duì)地區(qū)開放水平較敏感，要具體行業(yè)具體對(duì)待，對(duì)于對(duì)環(huán)境污染正效應(yīng)較大的行業(yè)，應(yīng)該加大環(huán)境規(guī)制力度，督促其從內(nèi)部實(shí)現(xiàn)技術(shù)管理的更新；③lnopen<6.8178地區(qū)，主要包括大西北西南經(jīng)濟(jì)區(qū)，由于其受資源稟賦影響等原因，制造業(yè)發(fā)展處于較低水平，這類地區(qū)要支持有資源優(yōu)勢(shì)的鄉(xiāng)村首先發(fā)展，通過政府支持、引進(jìn)外資等方式優(yōu)化制造業(yè)結(jié)構(gòu)體系。

表10 面板門限回歸估計(jì)結(jié)果

五、穩(wěn)健性分析

上述研究結(jié)論中被解釋變量環(huán)境綜合污染指數(shù)是依據(jù)工業(yè)“三廢”數(shù)據(jù)的熵值進(jìn)行估算，在不同的環(huán)境污染物衡量指標(biāo)選取方式下，制造業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)環(huán)境污染的影響程度也可能會(huì)產(chǎn)生差異，因此采用工業(yè)二氧化硫排放物(SO2)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以進(jìn)一步對(duì)上述分析結(jié)果進(jìn)行論證。

同樣采用門檻回歸與線性回歸方式突出表現(xiàn)其非線性關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果顯示替換變量后全樣本以及分組的回歸結(jié)果系數(shù)和顯著性水平并未發(fā)生較大差異。以全樣本層面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)為例，如表11所示，檢驗(yàn)結(jié)果顯示制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與二氧化硫排放物之間依然呈現(xiàn)出以地區(qū)開放水平為單一檻的非線性關(guān)系，門檻值為6.1377?；谌珮颖緦用嬉约胺纸M的穩(wěn)健性回歸分析結(jié)果如表11 所示。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，以工業(yè)二氧化硫排放物(SO2)替換環(huán)境污染綜合指數(shù)后，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)環(huán)境污染仍然具有門檻效應(yīng)，不管是全樣本還是分組回歸，除少數(shù)變量的系數(shù)和顯著性發(fā)生了變化之外，模型中各類產(chǎn)業(yè)的系數(shù)回歸系數(shù)和顯著性水平均未發(fā)生較大差異，加強(qiáng)了對(duì)本文假設(shè)的論證，同時(shí)說明了結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策建議

在系統(tǒng)梳理1994-2017年鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)趨勢(shì)的基礎(chǔ)上，通過面板門限模型驗(yàn)證了鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與環(huán)境污染綜合指數(shù)之間存在顯著的門檻效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn): 第一，鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)的環(huán)境效應(yīng)存在顯著的行業(yè)差異，技術(shù)密集型和農(nóng)業(yè)資源型制造業(yè)的結(jié)構(gòu)演進(jìn)總體上對(duì)環(huán)境污染有抑制作用，而日用消費(fèi)型和化工型則相反，第二，制造業(yè)結(jié)構(gòu)的集聚速度與其環(huán)境效應(yīng)呈反比，即演進(jìn)速度越快，環(huán)境效應(yīng)絕對(duì)值越小，演進(jìn)速度越慢，環(huán)境效應(yīng)絕對(duì)值越大。第三，鄉(xiāng)村制造業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染綜合指數(shù)之間存在雙重門檻效應(yīng)，當(dāng)對(duì)外開放水平處于[6.8178,7.3232]之間時(shí)，制造業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境污染影響的絕對(duì)值最大，低于或者高于這兩個(gè)門檻值時(shí)，制造業(yè)結(jié)構(gòu)的環(huán)境效應(yīng)較弱；進(jìn)一步基于時(shí)間維度的拓展分析發(fā)現(xiàn)，入世對(duì)環(huán)境污染綜合指數(shù)的改善起到了較為顯著的促進(jìn)作用，但是并沒有從本質(zhì)上改變制造業(yè)結(jié)構(gòu)的環(huán)境效應(yīng)。

表11 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

上述結(jié)論為在后疫情時(shí)代鄉(xiāng)村制造業(yè)如何轉(zhuǎn)型升級(jí)進(jìn)而踐行十九大報(bào)告提出的“綠色鄉(xiāng)村”的生態(tài)發(fā)展理念提供了有益的政策啟示。疫情是挑戰(zhàn)也是機(jī)遇，正如溫鐵軍教授所說，當(dāng)前鄉(xiāng)村還是以粗放的數(shù)量型增長(zhǎng)、加工貿(mào)易型的三來一補(bǔ)的外向型經(jīng)濟(jì)為主，今后要在加快推進(jìn)信息化、數(shù)字化的基礎(chǔ)上，推動(dòng)鄉(xiāng)村制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，加速由原來過度依賴加工貿(mào)易型的外向型經(jīng)濟(jì)，及時(shí)轉(zhuǎn)向國家已經(jīng)確立的生態(tài)文明導(dǎo)向的國內(nèi)空間資源開發(fā)，朝著貫徹“兩山”理念提高生態(tài)產(chǎn)業(yè)化和產(chǎn)業(yè)生態(tài)化方向努力。