FDI 與環(huán)境污染研究

□文/ 張 宇

（西北工業(yè)大學(xué) 陜西·西安）

［提要］ 本文利用2004～2017年我國省際面板數(shù)據(jù)，在多元回歸模型基礎(chǔ)上，考慮到環(huán)境污染自身所具有的空間擴(kuò)散效應(yīng)的特點(diǎn)，構(gòu)建空間計量模型進(jìn)行更精準(zhǔn)的擬合。實證結(jié)果顯示：FDI 在一定程度上改善了我國的環(huán)境質(zhì)量，TO（貿(mào)易開放度）佐證了這一點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)和工業(yè)的發(fā)展、人口的增多都加重環(huán)境污染的排放。支持以往文獻(xiàn)中“污染光環(huán)”的觀點(diǎn)?；诖?，提出加大招商引資力度，更好地發(fā)揮外資技術(shù)溢出效應(yīng)等建議。

一、引言

經(jīng)濟(jì)的發(fā)展時刻影響著環(huán)境，兩者不可分割，習(xí)近平說：“綠水青山就是金山銀山。”改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，F(xiàn)DI 作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要驅(qū)動力，深刻影響著我國的環(huán)境變化。

FDI 隨著改革開放的浪潮涌入中國，隨著我國加入WTO 迅猛發(fā)展。到2019年，我國引進(jìn)外資總額已高達(dá)13，813，500 萬美元，較1983年91，600 萬美元增長了150 倍。伴隨著FDI 不斷增長的卻是環(huán)境質(zhì)量的持續(xù)下降。近年來，多地區(qū)頻發(fā)的霧霾、水體污染等無不顯示出環(huán)境污染的嚴(yán)重性?！?019年環(huán)境績效指數(shù)報告》指出，中國環(huán)境質(zhì)量堪憂，作為環(huán)境重要評價指標(biāo)的空氣質(zhì)量全球倒數(shù)，其中室內(nèi)空氣質(zhì)量為：72，全球第 116 位；NO2的均值為：15.29，全球第 176 位。

當(dāng)前，嚴(yán)峻的環(huán)境污染現(xiàn)狀和民眾環(huán)保意識的提升，讓政府和群眾開始反思犧牲環(huán)境換來的經(jīng)濟(jì)增長是否值得？作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要引擎的FDI 如何影響經(jīng)濟(jì)引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注，成了學(xué)者們熱議的話題。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有的FDI 與環(huán)境污染的研究中，主要是針對FDI 對環(huán)境造成影響的好壞進(jìn)行研究，依照研究結(jié)果大致可分為三種：負(fù)面效應(yīng)、正面效應(yīng)、綜合復(fù)雜論。

圖1 2004年lnEP Moran 散點(diǎn)圖

負(fù)面論的代表是“污染天堂”假說，即FDI 會加重環(huán)境污染，因當(dāng)今各國發(fā)展程度不一，招商引資政策不同，會造成部分欠發(fā)達(dá)國家環(huán)境準(zhǔn)入門檻過低，會吸引大量排污量大的企業(yè)入住，長此以往，污染企業(yè)就會集聚，該地區(qū)就會變成環(huán)境的避難所，污染的天堂。提出一般均衡模型的Copeland 和Taylor（1995）首先發(fā)現(xiàn)并證明污染天堂的存在，Ang（2009）、沙文兵等（2008）的研究結(jié)果也都支持了這個觀點(diǎn)?！拔廴竟猸h(huán)”假說指出先進(jìn)外資的進(jìn)駐會帶來母國的先進(jìn)生產(chǎn)和管理技術(shù)，F(xiàn)DI 存在技術(shù)外溢效應(yīng)，先進(jìn)的技術(shù)會優(yōu)化生產(chǎn)流程、減輕環(huán)境污染，是正面論。Abdul 和 Syed（2009）、鄭強(qiáng)等（2017）通過實證證實了 FDI 技術(shù)效應(yīng)的存在。綜合復(fù)雜論是指FDI 存在兩面性，即會通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)等加重環(huán)境污染，也會通過技術(shù)效應(yīng)減輕它，需要通過具體地區(qū)具體判斷。Iwata 等（2010）、于峰和齊建國（2007）的研究支持這個觀點(diǎn)。

盡管有學(xué)者回答了FDI 質(zhì)量和環(huán)境的關(guān)系，并通過實證證明了FDI 對環(huán)境的各種影響，但結(jié)果往往不同。可能原因有：首先是國情不一樣，各國學(xué)者可能會從本國立場出發(fā)，提出不同看法；其次是研究者們運(yùn)用的分析方法、采用的計量模型不同，選取的數(shù)據(jù)也大相徑庭，可能也是結(jié)果不同的原因；最后是研究對象也有區(qū)別，有從國家層面的，也有地區(qū)層面的，還有分行業(yè)進(jìn)行研究的。本文擬采用我國2004～2007年全國31 個省、自治區(qū)和直轄市的數(shù)據(jù)，并注意到環(huán)境污染本身存在著自擴(kuò)散效應(yīng)，用空間計量模型加以分析。

圖2 2017年lnEP Moran 散點(diǎn)圖

三、模型、變量與回歸

（一）計量模型。借鑒參考經(jīng)典EKC 回歸方程，本文構(gòu)建基本的實證模型如下：

在模型（1） 中，lnEP 表示環(huán)境污染水平，α1是常數(shù)項，lnFDI 表示FDI 數(shù)量，lnGDP 表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，lnTO 表示貿(mào)易開放程度，lnEI 表示環(huán)境治理情況，lnIS 表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，lnP 表示人口數(shù)量，μ 是隨機(jī)誤差項，符合正態(tài)分布。

（二）模型變量解釋和數(shù)據(jù)來源

1、模型變量解釋。EP：代表環(huán)境污染水平，環(huán)境污染水平主要由污染物的排放量來衡量。由于二氧化硫在污染排放中的重要地位，本文選擇SO2排放量來表示環(huán)境污染水平。FDI：核心解釋變量，實際利用外資額，單位：萬美元。其他控制變量：GDP：為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，本文采用人均GDP 來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。TO：本文使用地區(qū)貿(mào)易進(jìn)出口總額占GDP 比重來衡量某一地區(qū)的貿(mào)易開放度。貿(mào)易進(jìn)出口總額根據(jù)各年度匯率中間價調(diào)整為人民幣計價。EI：環(huán)境污染治理投資完成額占GDP 的比重。一般情況下，環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染呈反比，環(huán)境規(guī)制水平越高，環(huán)境污染將會得到有效的管理與控制。IS：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 總值的比重表示。相比農(nóng)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)、尤其是制造業(yè)外商直接投資的占比最高，對能源、礦產(chǎn)等資源的消耗更多，產(chǎn)生的污染也更大。P：人口，用各地區(qū)年末常住人口數(shù)表示。一般而言，人口的增多會導(dǎo)致資源消耗量增加和排放廢棄物的增多，會加劇環(huán)境污染。

2、數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》及各省、自治區(qū)和直轄市統(tǒng)計年鑒。

（三）空間計量模型。本文構(gòu)建空間面板模型來研究我國環(huán)境污染的影響因素。一般而言，空間面板模型主要包括空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）三種。本文采用擬合效果更好的空間杜賓模型進(jìn)行研究。

上式中：X 為自變量；Y 為因變量；W 表示 n×n 空間權(quán)重系數(shù)矩陣；β 為自變量參數(shù)；ln 為單位向量；α 為常數(shù)項；WY 是被解釋變量之間存在的內(nèi)生交互項；WX 是解釋變量之間存在的外生交互項。

通過將基準(zhǔn)模型帶入，則可將前述式（1）中的模型進(jìn)行改進(jìn)。W 表示空間鄰接權(quán)重系數(shù)矩陣，即當(dāng)某區(qū)域i 和某區(qū)域j 相鄰時，w 取值為1；當(dāng)某區(qū)域i 和某區(qū)域j 不相鄰時，w 取值為0。

（四）相關(guān)檢測。本文為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，消除不平穩(wěn)和異方差，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理。經(jīng)檢驗，數(shù)據(jù)平穩(wěn)可用。

全局空間自相關(guān)是從區(qū)域空間的整體上刻畫區(qū)域活動空間分布的集群情況。

在實際的空間相關(guān)分析應(yīng)用研究中，Moran’s I 指數(shù)和Geary’s C的作用基本相同。

如果是區(qū)域的觀測值，則該變量的全局Moran 指數(shù)I 可用如下公式計算：

Geary 系數(shù)C 的計算公式如下：

Moran 指數(shù) I 的取值在［-1，1］之間，小于 0 表示存在負(fù)相關(guān)，等于0 表示不相關(guān)，大于 0 表示正相關(guān)。Geary 系數(shù) C 的取值一般在［0，2］之間，大于1 表示負(fù)相關(guān)，等于1 表示不相關(guān)，小于1 表示正相關(guān)。（表1）

由表 1 可知，14年間，lnEP 的 Moran 指數(shù)均大于 0，Geary 系數(shù) C均小于1，說明存在正向的全局空間自相關(guān)性。

接下來進(jìn)行局部空間自相關(guān)測算。與單純局部Moran 指數(shù)相比，Moran 散點(diǎn)圖的優(yōu)點(diǎn)在于：能夠具體區(qū)分區(qū)域單元和其臨近單元之間屬于高值和高值、低值和低值、高值和低值、低值和高值之中的哪種空間聯(lián)系方式。

限于篇幅，本文繪制2004年和2017年環(huán)境污染指標(biāo)（lnEP）的Moran 散點(diǎn)圖，如圖 1、圖 2。（圖 1、圖 2）

進(jìn)而，利用Moran’s I 散點(diǎn)圖可將省域環(huán)境污染集群的空間關(guān)聯(lián)模式劃分為4 個象限，在第一、第三象限的Moran’s I 散點(diǎn)意味著正的空間自相關(guān)性，在第二、第四象限的Moran’s I 散點(diǎn)意味著負(fù)的空間自相關(guān)性。第一象限（HH）表示高污染省域被同是高污染的其他省域所包圍，這些省份有：山西、遼寧、河北、山東等；第二象限（LH）表示低污染省域被其他高污染省域所包圍，如安徽；第三象限（LL）表示低污染省域被同是低污染的其他省域所包圍，如青海等；第四象限（HL）表示高污染省域被低污染的其他省域所包圍，如四川。

表1 環(huán)境污染（EP）的全局自相關(guān)性檢驗一覽表

表2 環(huán)境污染影響因素的空間計量檢驗結(jié)果一覽表

（五）空間計量回歸。進(jìn)行固定效應(yīng)或者隨機(jī)效應(yīng)判斷。Hausman檢測P 值小于0.05，拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。

針對SDM 模型，分別進(jìn)行地區(qū)、時間及雙固定效應(yīng)回歸，發(fā)現(xiàn)滯后一階的時間固定效應(yīng)擬合最好，結(jié)果如表2 所示。（表2）

FDI 的估計系數(shù)主要為負(fù)，實證說明FDI 減少污染物的排放、提升我國的環(huán)境質(zhì)量，支持“污染光環(huán)”假說。TO（貿(mào)易開放度）從回歸分析上看改善了環(huán)境，說明對外開放確實對我國環(huán)境有益，佐證了FDI 的正向效應(yīng)。

GDP、IS（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)）和P（人口規(guī)模）的估計系數(shù)主要為正，說明經(jīng)濟(jì)、工業(yè)發(fā)展和人口增多都增加污染物排放，加重了環(huán)境負(fù)擔(dān)，影響了環(huán)境質(zhì)量。

EI（環(huán)境規(guī)制）從回歸分析上看惡化了環(huán)境污染，這與現(xiàn)實情況不符，可能是環(huán)境污染的改善需要時間才能見效，并且污染的空間擴(kuò)散使得治理更加困難，見效更慢。

四、結(jié)果與討論

關(guān)于FDI 與環(huán)境污染的關(guān)系，本文收集了我國31 個省、自治區(qū)和直轄市2004～2017年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型對我國FDI 對環(huán)境的影響實證分析。

實證研究表明：FDI 在一定程度上改善了我國的環(huán)境質(zhì)量，TO（貿(mào)易開放度）佐證了這一點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)和工業(yè)的發(fā)展、人口的增多都加重了環(huán)境污染的排放。

基于結(jié)論提出建議如下：（1）FDI 不但是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動力，還能一定程度的改善環(huán)境，應(yīng)繼續(xù)加大外資引進(jìn)力度，更好地做好招商引資工作；（2）資本引入后要發(fā)揮外資的技術(shù)溢出作用，推廣其帶來的先進(jìn)管理經(jīng)驗和技術(shù)，在加強(qiáng)本土企業(yè)對先進(jìn)技術(shù)經(jīng)驗的吸收消化能力的同時，增強(qiáng)自主學(xué)習(xí)能力、注重自我創(chuàng)新，以健全技術(shù)交流平臺，促進(jìn)新型高環(huán)保技術(shù)的傳播、發(fā)展。