王文治 甄 真 寧 波

(南開大學濱海學院,天津 300270)

[投資與合作 ]

外商直接投資對中國制造業(yè)環(huán)境影響的實證研究

王文治 甄 真 寧 波

(南開大學濱海學院,天津 300270)

選取 2001—2007年中國制造業(yè) 28個行業(yè)外商直接投資 (FD I)、工業(yè)產(chǎn)出和環(huán)境污染相關(guān)數(shù)據(jù),建立面板回歸模型定量分析制造業(yè)增長與外商直接投資、環(huán)境污染的關(guān)系,并檢驗外商直接投資的環(huán)境庫茲涅茨曲線 (ECK)的形狀。研究表明:FD I對促進中國制造業(yè)快速增長起積極作用,且 FD I與環(huán)境污染之間存在倒U型曲線關(guān)系,外商直接投資在促進制造業(yè)發(fā)展的同時其結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)能有效減少其所流入行業(yè)的污染排放。進一步擴大吸引外商直接投資的數(shù)量,并提高引資質(zhì)量對改善制造業(yè)環(huán)境質(zhì)量具有積極的促進作用。

外商直接投資;制造業(yè);環(huán)境污染

自 1978年改革開放至 2007年,我國規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)增加值由 1195億元增長至 93977.09億元,按可比口徑計算,年均增長約 15.4%,比全部工業(yè)增加值年均增幅高 0.27個百分點。據(jù)聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,1998年我國制造業(yè)增加值為 3555億美元,占世界制造業(yè)增加值的 6.3%,位居美國、日本和德國之后,排名世界第四位;2000年,我國制造業(yè)增加值上升到4357億美元,占世界制造業(yè)增加值的 7.0%,世界排名仍居第四。2007年中國制造業(yè)增加值占世界制造業(yè)增加值的 11.44%,排在第三位。共有 172類產(chǎn)品產(chǎn)量居世界第一位,世界 70%的玩具,50%的電話機、鞋,超過 1/3的彩電、箱包等都產(chǎn)自中國。外商直接投資是促進制造業(yè)增長的重要因素。自 1993年起,我國已成為發(fā)展中國家中外商直接投資最大的流入國。1981年我國實際利用外商直接投資金額僅有 3.8億美元,而 2008年我國實際使用外商直接投資金額達到 923.95億美元。從外商直接投資的產(chǎn)業(yè)流向來看,制造業(yè)是外商投資的主要領(lǐng)域,截至 2006年該領(lǐng)域外商投資項目數(shù)、合同利用外資金額占外商對華投資總項目數(shù)和總合同金額的比重分別為71.17%和 63.85%。大量流入的外商直接投資促進我國制造業(yè)迅速發(fā)展,在某種程度上可以說,改革開放以來我國制造業(yè)的發(fā)展模式基本上屬于 FD I驅(qū)動型發(fā)展模式。

FD I在促進制造業(yè)增長的同時,另一方面對該產(chǎn)業(yè)的環(huán)境污染也產(chǎn)生直接或間接的影響。關(guān)于外商直接投資對東道國環(huán)境的影響主要有兩種觀點,一種觀點認為,外商直接投資在刺激東道國經(jīng)濟增長的同時,導(dǎo)致更多的工業(yè)污染和環(huán)境退化。另一種觀點認為,外商直接投資為發(fā)展中國家提供了采用新技術(shù)的動機和機遇,促使其實現(xiàn)清潔或綠色生產(chǎn),進而提高全球環(huán)境質(zhì)量和地區(qū)可持續(xù)發(fā)展能力 (Frankel and Rose,2003)。

除上述觀點以外,借鑒環(huán)境 Kuznets假說,FD I與東道國某產(chǎn)業(yè)環(huán)境資源之間或許也存在類似的倒 U型曲線關(guān)系。根據(jù) Van Houtven and Runge(1993)的研究,外商直接投資對東道國環(huán)境的影響可歸結(jié)為三種效應(yīng):規(guī)模效應(yīng) (scale effect)、結(jié)構(gòu)效應(yīng) (composition effect)、技術(shù)效應(yīng)(spillover effect)。其中只有規(guī)模效應(yīng)會加劇東道國環(huán)境的惡化,而結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)則會使東道國環(huán)境狀況改善。Siqi Zheng,Matthew E.Kahn和 Hongyu Liu(2009)通過面板數(shù)據(jù)的方法統(tǒng)計了中國主要 35個城市的數(shù)據(jù),運用 OLS和 IV STRATEGY證明了 FD I確實會降低中國主要城市的污染程度,且隨著 FD I的增加,技術(shù)效應(yīng)對環(huán)境的積極作用超過了規(guī)模效應(yīng)所帶來的負面效應(yīng)。

本文以外商直接投資較為集中的制造業(yè)為例,利用2001—2007年的面板數(shù)據(jù)探討外商直接投資對我國制造業(yè)環(huán)境污染的影響。如果外商直接投資對制造業(yè)環(huán)境存在負效應(yīng),外商直接投資進入將導(dǎo)致污染問題加劇,進而阻礙中國制造業(yè)可持續(xù)發(fā)展;如果利用外資對制造業(yè)環(huán)境有正效應(yīng)或沒有影響,那么中國利用外商直接投資可降低制造業(yè)增長的平均污染成本,加速我國制造業(yè)實現(xiàn)“綠色制造”的進程。本文的邏輯結(jié)構(gòu)如下:首先,研究外商直接投資、環(huán)境污染等因素對我國制造業(yè)發(fā)展的影響。其次,利用制造業(yè) 28個行業(yè)的面板數(shù)據(jù),檢驗我國制造業(yè) FD I的環(huán)境庫茨涅茲曲線形狀。最后,根據(jù)模型結(jié)果得出相應(yīng)的結(jié)論。

一、FD I、環(huán)境污染與中國制造業(yè)增長

首先對我國制造業(yè)的增長模式進行檢驗,重在確定FD I、環(huán)境污染等因素對我國制造業(yè)增長的影響效果。本文以“柯布 -道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)”為基礎(chǔ)建立面板數(shù)據(jù)回歸模型,為克服回歸方程的異方差,采用如下對數(shù)形式:LnY=αLnK+βLnL+LnA,其中Y表示產(chǎn)出,L表示勞動、K表示資本,A表示除資本和勞動以外的其他因素,其他因素中包括環(huán)境污染變量和FD I變量。最終的回歸方程如方程(1)所示。

(一)變量及數(shù)據(jù)來源

本文采用數(shù)據(jù)來自 2002年至 2008年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》IS IC的28個二分位制造業(yè)行業(yè)。回歸方程中,Yjt表示制造業(yè)各行業(yè)的工業(yè)產(chǎn)出,用各行業(yè)全部國有及規(guī)模以上非國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值表示,并以 1991年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)對數(shù)據(jù)進行平減;Kjt為制造業(yè)各行業(yè)的資本投入,用各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示,并以 1991年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行價格調(diào)整(Zhuomin Liu and Ping Lin 2004);Ljt為制造業(yè)各行業(yè)的勞動投入,用各行業(yè)全部企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)表示,由于 2001年和 2002年沒有確定給出各行業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)而只給出全員勞動生產(chǎn)率,所以需要根據(jù)公式“全員勞動生產(chǎn)率(元/人)=全部企業(yè)工業(yè)增加值/全部從業(yè)人員年平均人數(shù)”分別計算得出。

FD Ijt為制造業(yè)各行業(yè)的外商直接投資額,本文采用三資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值在某行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值中所占的比重來衡量,公式如下:

pollutionjt分別用制造業(yè)各行業(yè)歷年工業(yè)廢水排放總量(inwaterjt)、工業(yè)二氧化硫排放量(SO2jt)和工業(yè)煙塵排放量(Sm okejt)表示,由于每年統(tǒng)計污染排放所包含的企業(yè)數(shù)不同,為便于縱向比較,上述三個污染排放指標分別取歷年各行業(yè)污染排放的平均值,即各行業(yè)污染排放值除以當年用于統(tǒng)計的企業(yè)數(shù)。

為克服變量的異方差,對所有變量取其對數(shù)值。

(二)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

由于面板數(shù)據(jù)既包括時間序列又包括橫截面數(shù)據(jù),可能產(chǎn)生異方差和序列相關(guān)性問題,從而使普通最小二乘法失效,而面板數(shù)據(jù)常采用的似然不相關(guān)回歸又要求時序數(shù)大于截面數(shù),本文的數(shù)據(jù)無法滿足這一要求,經(jīng)權(quán)衡本文采用截面取權(quán)數(shù)方法對模型進行廣義最小二乘法估計,以消除異方差的影響,提高模型的有效性。關(guān)于面板數(shù)據(jù)的回歸方式包括截面固定效應(yīng)和截面隨機效應(yīng),使用何種方法首先需要通過 Hausman檢驗進行決定。根據(jù)隨機效應(yīng)的 Hausman檢驗結(jié)果,拒絕原假設(shè)(H0:建立隨機效應(yīng)模型),應(yīng)建立固定效應(yīng)模型,因此采用固定效應(yīng),截面取權(quán)數(shù)廣義最小二乘法的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果如表 1所示:

根據(jù)表 1所示,經(jīng)過計算回歸式(1)、(2)和(3)分別顯示不同污染指標(分別為工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙塵排放量)條件下,制造業(yè)工業(yè)總產(chǎn)出的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)回歸方程。三個回歸式中的R-squared都在 0.98以上,說明解釋變量對被解釋變量的解釋度較高,DW值位于 1.50<1.533682、1.600442、1.678166<2區(qū)間,回歸方程無序列相關(guān)性。

表 1 生產(chǎn)函數(shù)面板回歸方程結(jié)果

根據(jù)回歸式(1)、(2)、(3),資本變量在 1%的顯著性水平下對制造業(yè)產(chǎn)出增加產(chǎn)生促進作用,勞動變量的回歸系數(shù)為負,且具有 1%的顯著性水平,說明當前我國制造業(yè)存在勞動力剩余的現(xiàn)象,相對豐富的勞動力資源,使得勞動力要素對制造業(yè)產(chǎn)出增加的彈性為負。

根據(jù)回歸式(1)、(2)、(3),工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙塵排放量分別與制造業(yè)工業(yè)總產(chǎn)出之間存在正相關(guān)關(guān)系,顯著性水平分別為 1%、1%和5%。二者之間的正相關(guān)關(guān)系表明我國當前制造業(yè)的快速增長,仍然以環(huán)境污染為代價。產(chǎn)出增加的同時,環(huán)境污染物的排放量也上升。

從回歸式(1)、(2)和(3)可以看出,FD I變量的t值大于臨界值,說明在 1%的顯著性水平下,外商直接投資對我國制造業(yè)工業(yè)產(chǎn)出增長產(chǎn)生明顯的促進作用,其平方項系數(shù)為正,且存在統(tǒng)計上的顯著性,說明外商直接投資對我國制造業(yè)的增長存在門檻效應(yīng)。

二、制造業(yè) FD I環(huán)境庫茨涅茲曲線檢驗

根據(jù)上文回歸結(jié)果,FD I是促進我國制造業(yè)產(chǎn)出增長的重要因素,而這種增長是以環(huán)境污染為代價。但這并不意味著FD I與環(huán)境污染之間存在線性正相關(guān)關(guān)系,即FD I導(dǎo)致東道國環(huán)境惡化。因此,下文通過面板回歸模型檢驗FD I與三種污染排放物之間的關(guān)系。選用的面板回歸方程如下:

上述模型中的系數(shù)β1、β2決定了外商直接投資與環(huán)境污染之間的關(guān)系。如果污染物排放量與制造業(yè)各行業(yè)外商直接投資流入之間服從倒“U”型關(guān)系,這意味著模型中的二次項系數(shù)β2應(yīng)該為負;如果污染物排放量與制造業(yè)各行業(yè)外商直接投資流入之間服從“U”型關(guān)系,這意味著模型中的二次項系數(shù)β2應(yīng)該是正的;如果β2沒有顯著性,β1存在顯著性,則制造業(yè)外商直接投資與環(huán)境污染之間為線性關(guān)系,當β1<0,外商直接投資能夠持續(xù)減少污染排放量,當β1>0,外商直接投資進入增加污染排放量。

回歸模型中變量的數(shù)據(jù)來源及回歸方法與上文一致,回歸結(jié)果如表 2所示。

根據(jù)表 2,回歸式 (4)、(5)和 (6)分別表示 FD I與不同污染排放物 (工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙塵排放量)之間的關(guān)系。三個回歸式中的 R-squared都在 0.88以上,說明解釋變量對被解釋變量的解釋度較高。在實際估計中根據(jù)估計結(jié)果的DW統(tǒng)計值可以判斷回歸殘差是否存在序列自相關(guān)問題,并相應(yīng)在估計方程中加入 AR項,以消除序列自相關(guān)現(xiàn)象。最終結(jié)果顯示三個回歸方程的 DW值位于 1.50<1.855328、1.541559、1.737216<2區(qū)間,回歸方程的殘差已無序列相關(guān)性。

根據(jù)回歸式 (4)、(5)和 (6),FD I一次項系數(shù)為正,二次項系數(shù)為負,且參數(shù)均具有 1%、1%和 10%的顯著性水平。這表明 FD I與三種污染排放物之間存在倒U型曲線關(guān)系,即隨著制造業(yè) FD I流入的增加,其規(guī)模效應(yīng)逐漸低于結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng),在越過臨界點后,FD I的繼續(xù)流入將減少制造業(yè)的環(huán)境污染。進一步根據(jù)公式(-β1/2β2),分別計算三個回歸方程的臨界值 (0.83409、0.63132和 0.39925)。臨界值表示當制造業(yè)各行業(yè) FD I占比超過臨界值后,FD I繼續(xù)流入有利于制造業(yè)產(chǎn)出增加,并改善該行業(yè)的環(huán)境質(zhì)量。

表 3顯示了 2007年制造業(yè) 28個行業(yè) FD I占比,將2007年各行業(yè) FD I占比數(shù)值與三個回歸式的臨界值進行比較,用以判斷某行業(yè)在 FD I環(huán)境庫茲涅茨曲線中所處的位置。

表 2 FD I與環(huán)境污染物排放量回歸方程結(jié)果

表 3 制造業(yè)各行業(yè)利用外商直接投資比重

部門 金屬制品業(yè) 通用設(shè)備制造業(yè)專用設(shè)備制造業(yè)交通運輸設(shè)備制造業(yè)電氣機械及器材制造業(yè)通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)2007 0.34834036 0.275190 0.26864571 0.45546792 0.37303442 0.84047785 0.62836729

(一)制造業(yè)水污染與外商直接投資

根據(jù)表 2的回歸結(jié)果,工業(yè)廢水排放量indwaterjt與制造業(yè)各行業(yè)外商直接投資比重之間存在顯著的庫茲涅茨倒U型曲線關(guān)系,根據(jù) Hausman Test檢驗結(jié)果,固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果為:

根據(jù)公式(-β1/2β2)計算工業(yè)廢水排放 —外商直接投資倒U型曲線的轉(zhuǎn)折點位于外商直接投資比重0.83409的臨界值處。這一估計結(jié)果表明:只有當某行業(yè)外商直接投資比重超過 0.83409的臨界水平,隨著外商直接投資比重上升工業(yè)廢水排放量將減少。然而對于外商直接投資比重低于 0.83409臨界水平的行業(yè)而言,隨著外商直接投資的增加,工業(yè)廢水排放量將同時增加。根據(jù)表 3可以得出,除通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)外,制造業(yè)其他行業(yè)環(huán)境 —外商直接投資關(guān)系都位于倒U型曲線的左半段,即隨著外商直接投資比重的上升,制造業(yè)各行業(yè)工業(yè)廢水排放量也將相應(yīng)地增加。

(二)制造業(yè)二氧化硫污染與外商直接投資

根據(jù)表 2的回歸結(jié)果,工業(yè)二氧化硫排放量與外商直接投資比重之間存在顯著的庫茲涅茨倒U型曲線關(guān)系,根據(jù)Hausm an Test檢驗結(jié)果,固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果為:

計算工業(yè)二氧化硫排放 —外商直接投資倒U型曲線的轉(zhuǎn)折點位于外商直接投資比重 0.63132的臨界值處。結(jié)果表明:只有當某行業(yè)外商直接投資比重超過0.63132的臨界水平,隨著外商直接投資比重上升工業(yè)二氧化硫排放量將減少。根據(jù)表 3列出的 2007年外商直接投資比重可看到,除通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)外,制造業(yè)其他行業(yè)環(huán)境 —外商直接投資關(guān)系都位于倒U型曲線的左半段,即隨著外商直接投資比重的上升,制造業(yè)各行業(yè)工業(yè)二氧化硫排放量也將相應(yīng)地增加。此外,儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)(0.62836729)和文教體育用品制造業(yè)(0.6123718)實際外商直接投資的比重接近臨界值,即將越過倒U型曲線的頂點,進入良性循環(huán)階段。

(三)制造業(yè)工業(yè)煙塵污染與外商直接投資

根據(jù)表 2的回歸結(jié)果,工業(yè)煙塵排放量indsm okejt與外商直接投資比重之間仍存在顯著的庫茲涅茨倒U型曲線關(guān)系,根據(jù) Hausman Test檢驗結(jié)果,固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果為:

計算工業(yè)煙塵排放的臨界值為 0.39925。根據(jù)表 3可看到,通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè);儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè);文教體育用品制造業(yè);皮革、毛皮、羽毛 (絨)及其制品業(yè);家具制造業(yè);交通運輸設(shè)備制造業(yè);紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)的行業(yè)環(huán)境—外商直接投資關(guān)系都位于倒 U型曲線的右半段,即隨著外商直接投資比重的上升,制造業(yè)各行業(yè)工業(yè)煙塵排放量也將相應(yīng)地減少。此外,塑料制品業(yè)、食品制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)實際外商直接投資的比重接近臨界值,即將越過倒U型曲線的頂點,進入良性循環(huán)階段。

三、結(jié)論

綜上,模型估計結(jié)果顯示外商直接投資與三種污染物排放之間存在著顯著的倒 U型關(guān)系,外商直接投資對我國制造業(yè)發(fā)展起了很大的促進作用,但制造業(yè)迅速發(fā)展的同時,污染物的排放量也不斷上升。跨國公司直接投資帶來了先進的治理環(huán)境污染技術(shù)、環(huán)境管理思想和方法,并在我國環(huán)境保護方面起了示范作用,其結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)逐步大于其規(guī)模效應(yīng),對中國制造業(yè)的可持續(xù)發(fā)展做出了一定貢獻。如在已通過 ISO14001認證的企業(yè)中,2/3以上是外商投資企業(yè),在獲得中國環(huán)境標志認證的企業(yè)和產(chǎn)品中,一半以上是外商投資企業(yè)。本文實證結(jié)果也沒有證實“污染天堂”假說,即外商直接投資與我國制造業(yè)環(huán)境污染的關(guān)系為倒 U型曲線。隨著各行業(yè)外商直接投資比重的增加,越過臨界點后,其帶來的技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)更加明顯,有利于改善我國制造業(yè)的環(huán)境污染。然而,對比各行業(yè)實際利用外商直接投資比重和臨界值后,可以看出多數(shù)制造業(yè)行業(yè)仍位于環(huán)境—外商直接投資倒 U型曲線的左端,因此,從降低制造業(yè)環(huán)境污染的角度來講,進一步擴大吸引外商直接投資的數(shù)量,并提高引資質(zhì)量對改善制造業(yè)環(huán)境質(zhì)量具有積極的促進作用。

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F830.59

B

1002-2880(2010)08-0021-04

(責任編輯:張彤彤)