曾志陽+姚洪心

【摘 要】 本文基于2004-2013年我國的省級面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板向量自回歸模型，研究對外直接投資、區(qū)域異質(zhì)性以及環(huán)境質(zhì)量三者之間的相互影響關(guān)系。研究結(jié)果表明：對外直接投資力度加大，并未使得我國的環(huán)境污染情況得到改善，且從另一個(gè)角度證明了“污染避難所”假說在我國并不成立。此外，模型估計(jì)結(jié)果表明技術(shù)研發(fā)以及環(huán)境污染治理的投資也不能有效改善環(huán)境的質(zhì)量。面板VAR模型估計(jì)結(jié)果表明收入水平是影響環(huán)境質(zhì)量的主要原因。因此，在如今“走出去”的發(fā)展戰(zhàn)略下，積極開拓國外市場，進(jìn)一步提高生產(chǎn)技術(shù)水平，進(jìn)而提高生產(chǎn)效率，對于我國生態(tài)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。

【關(guān)鍵詞】 對外直接投資 區(qū)域異質(zhì)性 環(huán)境質(zhì)量 面板VAR模型

中圖分類號：F752.8 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

改革開放三十多年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，中國更進(jìn)一步的融入到全球化的進(jìn)程中。據(jù)國家商務(wù)部對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)顯示，2003年我國的對外直接投資僅為28.5億美元，到2013年已經(jīng)增至1078.4億美元，對外直接投資在十年間實(shí)現(xiàn)了快速的增長。在“走出去”的戰(zhàn)略下，中國的經(jīng)濟(jì)在不斷的增長，與此同時(shí)，環(huán)境的污染也在不斷地增加，環(huán)境質(zhì)量越來越受到社會(huì)的廣泛關(guān)注。

隨著“污染避難所”假說[1]的提出，有關(guān)對外直接投資所引致的環(huán)境污染問題引起了發(fā)展中國家的高度重視。根據(jù)假說，發(fā)達(dá)國家傾向于把本國高污染、高耗能的企業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，雖然中國是發(fā)展中國家，但是近年來對外直接投資的快速增長是否也轉(zhuǎn)移了部分我國現(xiàn)有的高污染高耗能企業(yè)是本文研究的重點(diǎn)。本文在區(qū)域存在的差異性條件下從母國的角度出發(fā)，選取我國2004年-2013年27個(gè)省級層面的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板向量自回歸模型，分析我國的對外直接投資、區(qū)域異質(zhì)性與本國環(huán)境質(zhì)量之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。同時(shí)，本文還通過建立正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解效應(yīng)模型來驗(yàn)證對外直接投資、區(qū)域異質(zhì)性以及環(huán)境污染三者之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

關(guān)于對外直接投資（OFDI）與環(huán)境污染效應(yīng)之間的研究最早能追溯到“污染避難所”假說的提出。而目前，學(xué)界關(guān)于對外直接投資與環(huán)境效應(yīng)的研究主要集中在對東道國的效應(yīng)研究上，并且主要產(chǎn)生了三種不同的觀點(diǎn)。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，引進(jìn)外資，能夠促進(jìn)東道國的技術(shù)進(jìn)步從而改善環(huán)境質(zhì)量[2]。Frankel（2002）認(rèn)為，隨著外商直接投資的增加，發(fā)展中國家能夠引進(jìn)發(fā)達(dá)國家新的先進(jìn)技術(shù)，從而促使他們在生產(chǎn)與創(chuàng)造上實(shí)現(xiàn)清潔、綠色與可持續(xù)發(fā)展，進(jìn)一步促進(jìn)環(huán)境質(zhì)量的提高[3]。楊博瓊、陳建國（2011）基于我國省級面板數(shù)據(jù)的研究得出，如果不考慮國內(nèi)引致投資，F(xiàn)DI降低了我國污染物的排放。但是如果考慮到國內(nèi)資本的帶動(dòng)作用，F(xiàn)DI的進(jìn)入增加了我國污染的排放[4]。朱婕，任榮明（2015）基于我國2003-2012年省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)得出，對外直接投資與環(huán)境污染之間存在著非對稱關(guān)系，環(huán)境污染程度的上升能夠引致對外直接投資額的提高，而對外直接投資的提高反過來能夠抑制環(huán)境污染的惡化[5]。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，外商直接投資的進(jìn)入，加重了東道國環(huán)境的污染程度。Khalil等（2006）選用巴基斯坦1972-2002年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，研究了外商直接投資與CO2排放量的關(guān)系，文章通過協(xié)整檢驗(yàn)分析得出，外商直接投資與CO2的排放量之間存在的關(guān)系成正相關(guān)[6]。針對上述兩者之間的關(guān)系，我國學(xué)者熊立等（2012）采用1985-2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，外資的進(jìn)入增加了我國的碳排放量，原因在于其認(rèn)為80%以上的外資進(jìn)入了我國高耗能的第二產(chǎn)業(yè)，而外資帶來的技術(shù)效應(yīng)低于這種效應(yīng)[7]。許可、王瑛（2015）基于我國省際面板數(shù)據(jù)研究得出，我國加大對外直接投資，會(huì)增加CO2的排放量[8]。

第三種觀點(diǎn)認(rèn)為，對外開放與外商投資對環(huán)境污染影響不大，甚至不相關(guān)。彭艷君、張志輝（2005）研究分析發(fā)現(xiàn)，從總體的角度上看，外商直接投資和國際貿(mào)易對于我國的環(huán)境污染影響效應(yīng)不大，并且具有逐漸減緩的趨勢。

綜合上述的文獻(xiàn)研究，本文從母國的視角出發(fā)，基于我國2004-2013年省級面板數(shù)據(jù)，同時(shí)考慮不同區(qū)域的收入水平，技術(shù)水平以及污染治理投資等不同因素，重點(diǎn)研究了對外直接投資與環(huán)境質(zhì)量之間的相互關(guān)系。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型

本文選擇建立面板的向量自回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，面板VAR模型同時(shí)具有截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列的特點(diǎn)，不僅能夠有效的控制住時(shí)間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，同時(shí)能夠相對準(zhǔn)確的衡量每個(gè)經(jīng)濟(jì)變量對沖擊做出的反應(yīng)。此外，面板VAR將所有變量都視為內(nèi)生變量，因此在文中我們可以通過建立面板VAR模型來研究分析環(huán)境污染與區(qū)域異質(zhì)性以及我國對外直接投資相互之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

在本文的實(shí)證分析過程中，我們根據(jù)BIC準(zhǔn)則、AIC準(zhǔn)則以及HQIC準(zhǔn)則，最終選取了滯后二期的模型：

其中Yi，t =（EQi，t，ofdii，t，Marketi，t，Invi，t，Techi，t），是5個(gè)內(nèi)生變量環(huán)境質(zhì)量、對外直接投資、收入水平、污染治理投資以及技術(shù)研發(fā)組成的5*1維的面板向量，i代表的是第i個(gè)省級單位，t代表年份，A、B都是5*5維的系數(shù)矩陣， αi 和 βt 也均為5*1維的向量，其中αi代表省份的個(gè)體效應(yīng)，βt代表時(shí)間效應(yīng)，εi，t為模型的誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源及其處理

在本文的研究中，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，我們選取我國27個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）（不包括港、澳、臺以及西藏、海南、貴州）為研究對象。其中環(huán)境質(zhì)量的衡量指標(biāo)來源于歷年《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中工業(yè)三廢總量（工業(yè)廢氣排放總量、工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量）；對外直接投資數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》 ；衡量區(qū)域異質(zhì)性的指標(biāo)，本文采用收入水平、污染治理投資以及技術(shù)研發(fā)三個(gè)指標(biāo)，其中收入水平采用各省份的GDP水平來衡量，污染治理投資采用各省份環(huán)境污染治理投資總額衡量，各省份的技術(shù)市場成交額代替技術(shù)研發(fā)，以上三個(gè)數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。endprint

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

通常在建立面板向量自回歸模型之前，為防止模型出現(xiàn)偽回歸，需要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。在本文的單位根檢驗(yàn)中我們采用LLC和IPS兩種方法分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。LLC和IPS單位根檢驗(yàn)的原假設(shè)都是H0：存在單位根。參照表1 給出的檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出，面板數(shù)據(jù)的個(gè)別變量不平穩(wěn)，存在單位根。對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)的一階差分存在一階單整，即面板數(shù)據(jù)的一階差分是平穩(wěn)的，可以建立面板向量自回歸模型。

（二）PVAR模型估計(jì)結(jié)果

建立多元的PVAR模型，選擇系統(tǒng)內(nèi)解釋變量的最優(yōu)滯后期的長度至關(guān)重要。本文采用AIC、BIC和HQIC準(zhǔn)則來選取模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。由表2可以看出AIC準(zhǔn)則與HQIC準(zhǔn)則同時(shí)選擇滯后2期的模型，故我們下文將建立滯后2期的PVAR模型。

確定最優(yōu)滯后期之后，接下來本文運(yùn)用stata13.0軟件，建立5個(gè)變量的PVAR模型，結(jié)果見表3。

從表3第二列的估計(jì)結(jié)果可看出，我國對外直接投資的增加并不能夠有效地抑制環(huán)境質(zhì)量的惡化，我國并未通過對外直接投資而將高耗能、高污染的企業(yè)轉(zhuǎn)移到國外去，在一定程度上證明了“污染避難所”假說在我國并不適用，即我國并沒有通過增加對外直接投資來轉(zhuǎn)移污染。針對收入水平的影響，可以看出滯后一期的收入水平與滯后二期的收入水平對環(huán)境質(zhì)量具有積極的影響作用，能夠有效地降低環(huán)境的污染。

五、結(jié)論

本文選用我國27個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用PVAR模型分析研究環(huán)境質(zhì)量、區(qū)域異質(zhì)性以及對外直接投資三者之間的相互關(guān)系。本文經(jīng)過實(shí)證研究結(jié)果得出，第一，近年來我國對外直接投資規(guī)模的快速增長，并沒有轉(zhuǎn)移我國的污染，證明“污染避難所”假說不符合我國當(dāng)前的環(huán)境。第二，技術(shù)研發(fā)投入的增多雖然促進(jìn)了技術(shù)的進(jìn)步，但是對于減排、減污并未取到關(guān)鍵作用，相反卻加重了環(huán)境的污染，大生產(chǎn)所產(chǎn)生的污染高于技術(shù)進(jìn)步所帶來的環(huán)境效應(yīng)。第三，環(huán)境污染治理投資的增加，相反卻加重了環(huán)境的污染，雖然這種關(guān)系并不顯著。第四，從模型的估計(jì)結(jié)果以及方差分解結(jié)果可以得出，收入水平對于環(huán)境質(zhì)量的改善具有積極的影響作用。綜合分析，改善環(huán)境質(zhì)量，還是應(yīng)當(dāng)從改進(jìn)生產(chǎn)方式上抓起，同時(shí)加強(qiáng)居民的環(huán)保意識也至關(guān)重要；我國政府應(yīng)該全力支持環(huán)保產(chǎn)業(yè)，生態(tài)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。清潔能源的挖掘和開發(fā)、提高能源利用率的技術(shù)水平，以及改進(jìn)廢氣、廢水、固體廢物等的處理工藝，實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排是當(dāng)下我國政府應(yīng)該著重考慮的問題。這不僅僅符合我國人民的利益，也是在全世界范圍內(nèi)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的要求。

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作者簡介：曾志陽（1992- ），男，福建漳州人，東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：國際貿(mào)易理論與政策；姚洪心（1969- ），男，四川成都人，東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院教授，管理學(xué)博士，研究方向：博弈論、國際經(jīng)濟(jì)學(xué)。endprint