劉雪夢

[摘要]基于2003～2015年中國省際面板數(shù)據(jù)，采用因子分析法測算環(huán)境規(guī)制強度，并運用可行性廣義最小二乘法進行實證分析我國環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)FDI影響的區(qū)域異質(zhì)性。分析表明，環(huán)境規(guī)制對中國三大區(qū)域制造業(yè)FDI的影響呈“U”型。然而，東部地區(qū)已跨過“U”型曲線拐點，中西部地區(qū)處于拐點的左邊，且西部距離拐點的距離大于中部。

[關(guān)鍵詞]FDI；環(huán)境規(guī)制；制造業(yè)；污染避難所；因子分析

[中圖分類號]F014.9 [文獻標識碼]A

隨著環(huán)保意識地提高，中國經(jīng)濟發(fā)展向低碳模式轉(zhuǎn)變，不斷提高環(huán)境規(guī)制水平。然而，環(huán)境規(guī)制是一把“雙刃劍”，日趨嚴格的環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)FDI的流入量、規(guī)模和結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了一定的影響。據(jù)統(tǒng)計，2005～2015年期間我國制造業(yè)FDI的比例下降近40%。制造業(yè)FDI比例的下降，使得環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)FDI之間的關(guān)系成為學術(shù)界關(guān)注的焦點。因此，深入考察環(huán)境規(guī)制對中國制造業(yè)FDI的影響，對中國制定科學、合理的環(huán)境規(guī)制和引資政策、促進經(jīng)濟綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻回顧

針對環(huán)境規(guī)制對FDI影響的問題，學術(shù)界主要圍繞污染避難所假說展開。支持該假說的學者認為，環(huán)境規(guī)制對FDI的影響具有抑制作用。Xing和Kolstad（2002）、Eskeland（ 2003 ）分別從產(chǎn)業(yè)和行業(yè)角度，研究環(huán)境規(guī)制對資本密集型產(chǎn)業(yè)和工業(yè)行業(yè)FDI的影響，研究結(jié)果支持污染避難所假說。John A. List基于宏觀視角，運用條件對數(shù)模型，研究結(jié)果一致。國內(nèi)學者楊濤（2003）最早驗證污染避難所假說的存在性。楊軍（2016）改變了傳統(tǒng)回歸方法，構(gòu)建門檻回歸模型，進行實證分析，結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制抑制了制造業(yè)FDI的流入但存在門檻效應。

也有學者不支持該假說，認為環(huán)境規(guī)制對FDI流入的影響不確定。Porter（1990）最早提出了“波特假說”，認為環(huán)境規(guī)制吸引FDI的流入。國內(nèi)學者周長富等（2016）基于微觀視角，通過 D-S壟斷競爭市場分析框架，并建立動態(tài)回歸計量模型，研究發(fā)現(xiàn)：各區(qū)域環(huán)境規(guī)制對FDI的影響不確定。

通過文獻回顧，發(fā)現(xiàn)學者們較少從行業(yè)層面展開研究。此外，學者們對于環(huán)境規(guī)制指標的衡量方法存在分歧，使得研究結(jié)果不一致。因此，文章從制造業(yè)角度，采用因子分析法測算環(huán)境規(guī)制強度，并運用可行性廣義最小二乘法（FGLS），深入分析環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)FDI影響的區(qū)域異質(zhì)性。

2 研究設(shè)計

2.1 指標選取和數(shù)據(jù)來源

2.1.1 環(huán)境規(guī)制指標（reg）?，F(xiàn)有研究對環(huán)境規(guī)制指標的衡量，存在無法剝離不同污染物在不同地區(qū)的不同權(quán)重以及片面反映環(huán)境保護過程，不能全面衡量各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平等不足，為全面衡量環(huán)境規(guī)制水平，在張鵬楊等（2016）方法的基礎(chǔ)上，采用因子分析法，綜合有關(guān)污染排放的4個逆向指標和污染治理的4個正向指標，測算環(huán)境規(guī)制強度。具體指標含義見表1。

運用因子分析法，以2003～2015年的數(shù)據(jù)為樣本，測算出各省市2003～2015年的環(huán)境規(guī)制水平得分。具體步驟如下：

第一步，對文章所選取的數(shù)據(jù)進行標準化處理。標準化公式為：

其中，為k省年的標準化值。為指標的原始值，和分別為主要污染物和治理物指標在所有地區(qū)的最大值和最小值。

第二步，數(shù)據(jù)檢驗。通過KMO和Bartlett球度檢驗，KMO值為0.711，Bartlett球度檢驗，近似卡方值為2288.817，因此，變量之間的相關(guān)關(guān)系較強，數(shù)據(jù)適合做因子分析。

第三步，因子提取。從表2可以看出，只有兩個成分大于1的特征值，文章提取這兩個成分作為公因子。

第四步，因子旋轉(zhuǎn)并計算因子得分。在對因子載荷矩陣進行方差最大正交旋轉(zhuǎn)后，

對我國29個省、市環(huán)境規(guī)制水平進行測算，相關(guān)結(jié)果見表3和表4。將公因子表示為各原始變量的線性組合。則各因子的表達式為：

根據(jù)各因子的綜合得分計算公式，可得，計算出各省市境規(guī)制綜合因子得分，以反映我國各地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平。計算結(jié)果見表3和表4。

從表3排名中可以看出，排名前10名的省份中，有8個省份位于東部地區(qū)，說明東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平整體高于中西部地區(qū)。

2.1.2 其他指標。制造業(yè)外商直接投資額（MFDI）：考慮到數(shù)據(jù)的可得性，利用2012～2015年各省制造業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重的平均值與各省2003～2015年實際利用外商直接額的乘積來表示，根據(jù)當年人民幣兌美元的年平均匯率，將單位換算為億元，來衡量制造業(yè)外資的進入程度。

經(jīng)濟發(fā)展水平（AVGDP）：文章采用人均GDP（單位：萬元/人）來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平；工業(yè)化水平（IND）：文章用各省工業(yè)增加值占各地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示工業(yè)化水平；制造業(yè)勞動力數(shù)量（LABOR）：文章用各省歷年制造業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)（單位：億人）來表示；制造業(yè)勞動力成本（COST）：文章用各省城鎮(zhèn)單位制造業(yè)就業(yè)人員平均工資（單位：萬元）來表示；研發(fā)投入水平（RD）：文章用各省歷年研發(fā)與試驗經(jīng)費內(nèi)部支出（單位：萬億元）來衡量研發(fā)投入水平；基礎(chǔ)設(shè)施水平（INF）：文章用城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資（單位：百億元）來衡量基礎(chǔ)設(shè)施水平。

主要數(shù)據(jù)來源《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局、各省歷年統(tǒng)計年鑒、和Wind資訊等。

2.2 模型構(gòu)建

在MATHEW C（2009）等構(gòu)建的模型基礎(chǔ)上，結(jié)合中國實際情況，構(gòu)建如下計量模型：

模型（1）中，和代表地區(qū)第期的觀測值，為地區(qū)時期制造業(yè)實際利用外商直接投資額，為我國地區(qū)時期，為控制變量的回歸系數(shù)；為隨機誤差項。

2.3 實證結(jié)果及分析

2.3.1 描述性統(tǒng)計。由表4中統(tǒng)計描述結(jié)果可以看出，各項數(shù)據(jù)之間存在著充分的變異。因而，樣本數(shù)據(jù)適合作為回歸使用。

2.3.2 FGLS估計結(jié)果及分析。在進行回歸估計前，通過修正Wald檢驗、Woodridge檢驗以及Pesaran檢驗，三種檢驗的P值均小于0.01，認為樣本間存在組間異方差、組內(nèi)同期相關(guān)和組間同期相關(guān)。因此，采用允許不同個體擾動項存在異方差、自相關(guān)和同期相關(guān)的可行性廣義最小二乘法（FGLS）進行估計。

表5給出了全國樣本和區(qū)域樣本的FGLS估計結(jié)果。由表中結(jié)果可以看出，從全國層面來看，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)FDI的影響不顯著，人均GDP（avgdp），勞動力數(shù)量（labor）以及工業(yè)化基礎(chǔ)設(shè)建設(shè)（inf）對制造業(yè)FDI（mfdi）的影響分別通過了1%，5%和1%的顯著性檢驗，且變量的估計系數(shù)顯著為正。

這說明，就全國而言，人均GDP（avgdp）越高，經(jīng)濟活動越活躍，越吸引制造業(yè)FDI；工業(yè)化水平（ind）越高，工業(yè)企業(yè)集群現(xiàn)象越明顯，企業(yè)間的交易成本越少，越吸引制造業(yè)FDI；基礎(chǔ)設(shè)施（ind）越完善，越吸引制造業(yè)FDI。

從區(qū)域?qū)用鎭砜矗形鞑凯h(huán)境規(guī)制變量（reg）的一次項系數(shù)為負值，在1%的水平下顯著，東部不顯著，表明中部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度每增加一單位，制造業(yè)FDI減少0.234個單位。西部地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度每增加一單位，制造業(yè)FDI減少0.299個單位。進一步比較發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)的系數(shù)值大于中部地區(qū)，說明西部地區(qū)的制造業(yè)FDI對環(huán)境規(guī)制的反應較為敏感；東、中西部環(huán)境規(guī)制的二次項（reg2）系數(shù)為正值，都在1%的顯著性水平下顯著，表明環(huán)境規(guī)制對三大區(qū)域制造業(yè)FDI的影響呈 “U”型。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和區(qū)環(huán)境的改善，最終會吸引高技術(shù)和高質(zhì)量的制造業(yè)FDI。

通過進一步計算其拐點值發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)的拐點分別是：0.1463、0.09485和0.1167。目前，三大區(qū)域的實際環(huán)境規(guī)制平均水平分別為：0.159281、0.08719和0.062879。通過計算結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平已經(jīng)跨過拐點，說明東部地區(qū)環(huán)境規(guī)制的倒逼機制已經(jīng)產(chǎn)生作用。而中西部地區(qū)目前還處于“U”型曲線的左邊，且距離拐點的距離是：西部>中部，即西部地區(qū)距離“U”型曲線的拐點還有一段距離，中部地區(qū)已靠近“U”型曲線拐點，趨勢較緩。說明中西部地區(qū)發(fā)展較慢，現(xiàn)階段主要吸收的是污染密集型制造業(yè)FDI，成本效應大于創(chuàng)新效應，環(huán)境規(guī)制水平提高，制造業(yè)FDI流入會下降，西部地區(qū)則更為明顯。

3 結(jié)論及啟示

通過前面的分析，可以得出以下結(jié)論：第一，環(huán)境規(guī)制對中國三大區(qū)域制造業(yè)FDI的影響呈“U”型，說明中長期內(nèi)，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)FDI企業(yè)會形成倒逼機制，促使企業(yè)創(chuàng)新，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，改善外部生產(chǎn)環(huán)境，良好的外部環(huán)境最終會吸引高技術(shù)、高附加值和清潔型制造業(yè)FDI的進入。此結(jié)論與前文所提的假設(shè)一致。第二，環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)FDI的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，東部地區(qū)已越過拐點，中西部地區(qū)位于“U”型曲線的左邊，且西部地區(qū)距離拐點的距離大于中部地區(qū)。這說明，東部地區(qū)已轉(zhuǎn)向吸收技術(shù)創(chuàng)新型制造業(yè)FDI，而與此同時，東部地區(qū)的污染密集型和資源密集型產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的趨勢逐漸加強。第三，和中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的工業(yè)化基礎(chǔ)設(shè)施和高素質(zhì)勞動力是影響制造業(yè)FDI進入的主要因素。

通過上述結(jié)論，可以看出，我國環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)FDI的影響具有區(qū)域異質(zhì)性，因此東部地區(qū)應加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高勞動者素質(zhì)和技能，注重培養(yǎng)研發(fā)創(chuàng)新型人才；中部地區(qū)應調(diào)整制造業(yè)FDI的行業(yè)分布，制定合理的戰(zhàn)略規(guī)劃；西部地區(qū)應該提高公眾的環(huán)保意識，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加強企業(yè)創(chuàng)新。

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