龔新蜀 王曼 張洪振

摘要本文從新經(jīng)濟地理理論與市場經(jīng)濟理論出發(fā)，在運用SuperSBM模型測算中國省域生態(tài)效率水平的基礎上，應用2000—2015年省際面板數(shù)據(jù)和空間杜賓模型（SDM），深入探討了外商直接投資（Foreign Direct Investment， FDI）、市場分割對區(qū)域生態(tài)效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，中國區(qū)域生態(tài)效率在樣本期內(nèi)呈不斷惡化的趨勢，并表現(xiàn)出較強的空間依賴和空間分異，總體呈東-中-西梯度遞減的空間分布格局；第二，F(xiàn)DI對生態(tài)效率的直接效應為負，間接效應為正，表明FDI對本地區(qū)生態(tài)效率的效應為負，但對鄰近地區(qū)具有較強的正向空間溢出效應；第三，地方保護主義引致的市場分割導致資源扭曲錯配，技術進步緩慢，不利于生態(tài)效率的提升，并隨著市場分割程度的提高，限制內(nèi)資企業(yè)獲取FDI技術效應的能力與動力，抑制FDI對生態(tài)效率的正向溢出效應。拓展性分析發(fā)現(xiàn)，市場分割存在顯著的路徑依賴特征，短期FDI的流入受地方政府非市場競爭手段的影響，在一定程度上強化了市場分割程度，但長期的累積效應可有效打破市場分割。因此，為實現(xiàn)“資源-環(huán)境-經(jīng)濟”的協(xié)調(diào)發(fā)展，東部地區(qū)應主動發(fā)揮生態(tài)效率高值區(qū)的“示范作用”與“溢出效應”；地方政府應繼續(xù)加大引資力度，堅持以“以開放促改革”，充分利用外資的技術溢出效應和市場整合作用，在區(qū)域生態(tài)發(fā)展中發(fā)揮積極作用；中央政府應加快破除“諸侯割據(jù)”藩籬，鼓勵區(qū)域聯(lián)動和經(jīng)濟合作，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。

關鍵詞外商直接投資；市場分割；區(qū)域生態(tài)效率；空間杜賓模型

中圖分類號F124.6文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）08-0095-10DOI：10.12062/cpre.20180409

在市場化進程深入推進的過程中，中央政府制定多項措施以實現(xiàn)資源的跨區(qū)域流動，但地方政府對市場的管束手段呈現(xiàn)出多元化和隱蔽化的特點[1]。這種中央與地方的利益博弈對市場整合的影響較為復雜，導致的市場分割通過資源扭曲錯配、降低競爭行為，不斷抑制我國區(qū)域生態(tài)效率的提高和經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。因此，在我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的關鍵時期，削弱地方政府干預、推進區(qū)域市場融合，成為制度紅利得以釋放的重要手段，也是實現(xiàn)我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，提升區(qū)域生態(tài)效率的重要方式。

隨著開放型經(jīng)濟的深入推進，開放逐漸成為全面深化改革的強大動力，通過構建開放型經(jīng)濟新體制，以新一輪開放促進新一輪改革，全面破除地方保護對市場要素自由流動的限制，才能真正實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。外商直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）作為對外開放的重要方式，無論是對國內(nèi)的環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展，還是市場經(jīng)濟體制改革，均產(chǎn)生了不可估量的影響。隨著市場在資源配置中決定地位的確定，如何在保護環(huán)境、節(jié)約資源的同時，發(fā)揮外商直接投資的環(huán)境與經(jīng)濟效應，推動國內(nèi)市場經(jīng)濟體制改革，提升區(qū)域生態(tài)效率，成為當前新常態(tài)下“轉(zhuǎn)方式、調(diào)結構”的重要課題。

本文將對外開放、市場分割與區(qū)域生態(tài)效率納入統(tǒng)一的分析框架，在新經(jīng)濟地理理論與市場經(jīng)濟理論的基礎上，探究對外開放、市場分割與區(qū)域生態(tài)效率的邏輯關系，以期為以開放促改革、發(fā)揮FDI整合市場、提升區(qū)域生態(tài)效率提供理論依據(jù)與現(xiàn)實建議。

1文獻綜述與研究假設

1.1FDI與區(qū)域生態(tài)效率

國內(nèi)外學者從不同角度探討了FDI對東道國環(huán)境污染的影響，早期研究主要集中在FDI對環(huán)境污染絕對數(shù)量的影響[2-3]，隨著經(jīng)濟發(fā)展與資源環(huán)境的矛盾日益突出，部分學者將生態(tài)效率作為衡量環(huán)境污染的標準，綜合考量FDI的環(huán)境和經(jīng)濟效應[4-5]。

借鑒Grossman和Krueger的分析框架[6]，本文認為FDI對生態(tài)效率的影響主要通過以下三種途徑進行傳導：一是規(guī)模效應。FDI的流入在促進經(jīng)濟增長的同時，伴隨著資源消耗與環(huán)境污染，當經(jīng)濟增長達到一定水平后，人們逐漸重視生活質(zhì)量的提高與生存環(huán)境的改善，將更多社會財富用于污染治理，生態(tài)環(huán)境得以改善[7]。二是結構效應。FDI對東道國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整具有重要影響，由于FDI投資行業(yè)的異質(zhì)性，一方面將污染較為嚴重的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境規(guī)制水平較低的發(fā)展中國家，從而造成東道國生態(tài)環(huán)境的惡化[8]；另一方面，以先進制造業(yè)、現(xiàn)代服務業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)為代表的外資企業(yè)的進入，反而會促進東道國產(chǎn)業(yè)結構升級，提升產(chǎn)出效率。三是技術效應。FDI的技術轉(zhuǎn)移和溢出效應，將在母國已經(jīng)淘汰但在東道國相對先進的技術進行轉(zhuǎn)移，提高東道國企業(yè)的技術效率；同時從事環(huán)境技術開發(fā)的跨國公司所帶來的技術轉(zhuǎn)移與擴散直接促進東道國生態(tài)效率的改善[9]。因此，F(xiàn)DI對本地生態(tài)效率的影響取決于以上三種效應對比的綜合效果?？紤]到FDI的技術溢出效應的空間特性，即FDI不僅對本地區(qū)的內(nèi)資企業(yè)形成技術溢出效應，還有可能跨區(qū)域?qū)ζ渌貐^(qū)內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生影響，促進鄰近地區(qū)生態(tài)效率的提升。至此，提出假說1：

H1：FDI對本地生態(tài)效率的影響取決于規(guī)模效應、技術效應和結構效應綜合作用的結果，但FDI對鄰近地區(qū)生態(tài)效率具有正向空間溢出效應。

1.2市場分割與區(qū)域生態(tài)效率

市場分割的實質(zhì)是地方政府為了自身利益限制資源、要素、產(chǎn)品等跨區(qū)域流動。因此，市場分割可能導致資源配置扭曲，造成要素生產(chǎn)率的損失。目前學術界尚未對市場分割與生態(tài)效率的關系進行系統(tǒng)研究，但從生態(tài)效率的本質(zhì)出發(fā)，市場分割對生態(tài)效率的影響可從經(jīng)濟與環(huán)境兩條路徑間接實現(xiàn)。

在市場分割與經(jīng)濟增長關系的研究中，尚未形成統(tǒng)一觀點。陸銘和陳釗認為市場分割與經(jīng)濟增長之間呈倒“U”型關系[10]；李文潔進一步研究發(fā)現(xiàn)市場分割對中國經(jīng)濟增長的影響在加入WTO前后存在差異。加入WTO之前，市場分割通過促進固定資本投入和減緩政府消費比重促進經(jīng)濟增長；而加入WTO之后，市場分割通過減緩經(jīng)濟的對外開放度和資產(chǎn)投入阻礙了經(jīng)濟增長[11]。但更多研究表明地方政府采取的市場分割策略對經(jīng)濟績效具有負效應[12-13]。

關于市場分割與環(huán)境污染的關系，多數(shù)學者研究認為市場分割導致環(huán)境污染問題更為嚴重，概括原因主要有以下幾點：第一，市場分割制約產(chǎn)業(yè)結構升級，導致單位GDP的污染排放居高不下[14]。源于地方保護主義的市場分割，打破了不同地區(qū)基于比較優(yōu)勢從事生產(chǎn)活動的生產(chǎn)規(guī)律，誘發(fā)企業(yè)對低端要素的結構性依賴，并長期從事粗放式的生產(chǎn)活動，產(chǎn)業(yè)結構升級緩慢。第二，市場分割通過改變企業(yè)的競爭行為影響污染排放[15]。研發(fā)投入是企業(yè)技術進步的關鍵，但在市場分割的環(huán)境中，企業(yè)在地方政府的保護傘下失去了加大研發(fā)投入的動力，導致綠色清潔的環(huán)保生產(chǎn)技術出現(xiàn)緩慢，抑制了技術進步。此外，企業(yè)將過多的資源用于尋租，以維持自身的壟斷行為，造成社會資源配置的扭曲與浪費[16]。第三，市場分割導致跨區(qū)域的環(huán)境治理合作難以實現(xiàn)，環(huán)境污染在區(qū)域之間的負外部性更加明顯[17]。

基于上述分析，不難發(fā)現(xiàn)市場分割雖短期促進當?shù)亟?jīng)濟增長，但不利于經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。市場分割不僅嚴重制約了勞動力、資本和資源能源等要素在全國市場中的有效、合理流動，源于要素扭曲的能效低下和環(huán)境污染也給區(qū)域生態(tài)效率的提升帶來了嚴重阻力。由此，提出假說2：

H2：市場分割導致區(qū)域資源配置扭曲，技術進步緩慢，環(huán)境治理合作難以實現(xiàn)，不利于生態(tài)效率的提升。

龔新蜀等：FDI、市場分割與區(qū)域生態(tài)效率：直接影響與溢出效應中國人口·資源與環(huán)境2018年第8期1.3FDI、市場分割與區(qū)域生態(tài)效率

目前將FDI、市場分割納入統(tǒng)一分析框架討論其對經(jīng)濟、環(huán)境影響的研究成果較少?，F(xiàn)有文獻在探究FDI的生態(tài)經(jīng)濟效應時，常忽略制度因素對二者關系的影響。但要促進生態(tài)效率的提升，推動經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，既要關注經(jīng)濟開放等外在因素的影響，又要對體制內(nèi)的制度因素進行考量。就制度改革而言，受“晉升錦標賽”機制驅(qū)使的地方政府競爭及其衍生的地方保護行為造成的市場分割無疑是其中重要的一面。一方面，市場分割導致資源扭曲錯配，要素配置效率低下，抑制企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升，進而影響到內(nèi)資企業(yè)獲取FDI技術溢出效應的能力與動力。另一方面，市場分割阻礙國內(nèi)競爭機制的形成，使得國內(nèi)企業(yè)的競爭意識與競爭能力無法得以培育，國內(nèi)企業(yè)的相對競爭力被削弱，導致更多的跨國公司伴隨著FDI進入東道國同本地企業(yè)競爭市場份額，造成FDI的“市場竊取”效應增加，不利于生態(tài)效率的提升。此外，市場分割抑制FDI的產(chǎn)業(yè)結構升級與技術進步效應，從而導致產(chǎn)出配置結構和要素配置結構的非最優(yōu)損失，抑制FDI對區(qū)域生態(tài)效率的提升作用。由此，提出假說3：

H3：源于地方保護主義的市場分割抑制內(nèi)資企業(yè)獲取FDI技術溢出效應的能力與動力，阻礙國內(nèi)競爭機制的形成，不利于FDI發(fā)揮對區(qū)域生態(tài)效率的促進作用。

綜上所述，盡管學界關于FDI的生態(tài)經(jīng)濟效應有了較為豐富的研究，然而鮮有學者考慮FDI的外部環(huán)境，尤其是市場因素對FDI生態(tài)經(jīng)濟效應的影響。中國特定的晉升模式以及由此產(chǎn)生的政治晉升沖突，導致國內(nèi)市場呈現(xiàn)明顯的碎片化特征，這種“諸侯經(jīng)濟”是否會阻礙FDI生態(tài)經(jīng)濟效應的發(fā)揮？此外，現(xiàn)有研究認為市場分割導致資源配置扭曲，不利于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，但如何破解中國現(xiàn)有的市場分割難題，實現(xiàn)國內(nèi)統(tǒng)一大市場的形成，還尚未有學者進行深入探究。因此，本文將FDI、市場分割與區(qū)域生態(tài)效率納入統(tǒng)一的分析框架，在剖析FDI與市場分割對區(qū)域生態(tài)效率的綜合影響機制的基礎之上，進一步應用中國省際面板數(shù)據(jù)和空間杜賓模型進行實證檢驗，以期為開放型經(jīng)濟發(fā)展背景下中國區(qū)域生態(tài)效率的提升和促進國內(nèi)市場整合提供新的解決思路。

2中國區(qū)域生態(tài)效率的測算與演變趨勢

2.1測算方法與指標選取

生態(tài)效率是指一定時期內(nèi)增加的經(jīng)濟價值與增加的生態(tài)環(huán)境負荷的比值。現(xiàn)有文獻大都采用數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）方法進行測算，但傳統(tǒng)的CCR和BCC模型雖能解決投入、產(chǎn)出單位不一致的問題，但無法考慮投入產(chǎn)出松弛變量對模型可靠性的影響。Tone[17]提出的非徑向SBM模型將松弛變量加入目標函數(shù)，可以合理有效解決投入或產(chǎn)出之間存在的非零松弛問題。但在實際情況中，可能存在多個決策單元均有效，SBM模型無法對其進行進一步的比較分析。為克服此缺陷，Tone進一步提出超效率SBM模型，可對多個有效決策單元進行區(qū)分排序。因此，本文采用包含非合意產(chǎn)出的SuperSBM模型，并使用MAXDEA pro軟件測算得出中國省域生態(tài)效率值。

考慮到數(shù)據(jù)的完整性和平穩(wěn)性，選取2000—2015年中國30個省市（剔除西藏，不含港、澳、臺）作為研究對象，借鑒羅能生[18]的做法對生態(tài)效率進行測度。具體的指標選取如下：以2000年為基期的各地區(qū)實際生產(chǎn)總值（GDP）作為生態(tài)效率測算的合意產(chǎn)出指標；工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量為非合意產(chǎn)出；投入要素依次選取固定資本存量、從業(yè)人員數(shù)、建成區(qū)面積、能源消費、用水量。所有指標數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國水資源公報》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。其中固定資本存量的測算參考單豪杰的估算方法[19]，展期更新到2015年。

2.2中國區(qū)域生態(tài)效率的演變趨勢

由圖1的核密度曲線可知中國區(qū)域生態(tài)效率的動態(tài)演變特征：一是隨著年份的增加，核密度曲線的波峰逐漸左移，說明整體而言中國區(qū)域生態(tài)效率存在惡化趨勢；二是核密度分布由“單峰”逐步向“雙峰”轉(zhuǎn)變。2015年第一個波峰的效率值為0.3左右，第二個波峰的效率值達到1.05左右，但對應的核密度要遠遠低于第一個波峰，說明這一時期區(qū)域間的生態(tài)效率差距不斷拉大，盡管部分地區(qū)生態(tài)效率水平有所改善，但大多數(shù)地區(qū)的生態(tài)效率水平持續(xù)降低，整體呈不斷惡化的趨勢。通過圖2進一步可以看出，中國省域生態(tài)效率不斷下降，并呈現(xiàn)出顯著的空間異質(zhì)性。其中，東部地區(qū)的生態(tài)效率水平明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，總體上呈現(xiàn)東—中—西梯度遞減的分布模式。這主要源于東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，技術先進，治污資金充裕，環(huán)保意識較強，尤其是近幾年，產(chǎn)業(yè)結構升級的深化促進了經(jīng)濟與環(huán)境的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展；而中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構偏重，低碳環(huán)保技術落后，經(jīng)濟發(fā)展付出了沉重的環(huán)境代價，導致生態(tài)效率水平偏低且持續(xù)下降。

3模型設定、指標選取與數(shù)據(jù)說明

3.1空間自相關檢驗

為識別中國區(qū)域生態(tài)效率的空間自相關性，運用全局自相關指標（Morans I指數(shù)）對2000—2015年中國省域生態(tài)效率進行檢驗。計算公式如下：

Morans I=∑ni=1∑mj=1Wij（Yi-Y）（Yj-Y）S2∑ni=1∑mj=1Wij（1）

其中，S2=1n∑ni=1（Yi-Y）；Y=1n∑ni=1Yi；Yi和Yj表示各

地區(qū)的生態(tài)效率觀測值；n為省份總數(shù)；Wij表示空間權重矩陣，選擇被普遍采用的二進制鄰接權重矩陣：若兩地區(qū)在地理空間分布上相鄰Wij取值為1，否則為0。Moran s I指數(shù)的取值范圍為[-1，1]，大于零表示呈現(xiàn)正自相關，小于零表示呈現(xiàn)負自相關。

檢驗結果顯示，中國省域生態(tài)效率的Moran s I指數(shù)在樣本期內(nèi)均顯著為正，表明中國區(qū)域生態(tài)效率存在較強的正空間自相關性。如圖3所示，2000年和2015年中國省域生態(tài)效率Moran s I指數(shù)分別為0.132和0.272，進一步說明中國各地區(qū)的生態(tài)效率分布具有一定的空間集聚與依賴特征。因此，對生態(tài)效率進行計量分析時不可忽視區(qū)域間可能存在的空間依賴性。

3.2空間計量模型設定

檢驗結果顯示區(qū)域生態(tài)效率具有顯著的空間外溢性，因此本文從廣義嵌套空間模型（general nesting spatial model，GNS）出發(fā)，對多種常用的空間計量模型的不同形式及其關系進行梳理。GNS一般表述形式如下：

Y=ρWY+αIN+Xβ+WXθ+μ，μ=λWμ+ε（1）

其中，WY表示因變量的空間滯后項，WX表示自變量的空間滯后項，Wμ為擾動項的空間滯后項；IN為N×1且元素都為1的列向量，μ為N×1的擾動項列向量；ρ、α、β、θ、λ為對應的回歸系數(shù)。

在式（1）中，當λ=0，模型退化為空間杜賓模型SDM。在SDM中，當θ=0時，則為空間自回歸模型SAR；當θ=-ρβ時，則為空間誤差自相關模型SEM；當ρ=0時，則為空間滯后模型SLX。在空間關聯(lián)作用下，任何一個地區(qū)的自變量變動不僅會對本區(qū)域因變量產(chǎn)生影響，而且會影響到其他相關區(qū)域的因變量，前者被稱為直接效應，后者被稱作間接效應。而SDM在捕獲直接效應與間接效應時比SEM、SLX甚至SAR更具優(yōu)勢[20]。鑒于此，本文選擇空間杜賓模型，重點考察SDM回歸結果中FDI、市場分割與區(qū)域生態(tài)效率之間的邏輯關系，并將相關模型設定為如下形式：

ecoit=ρWecoit+αIN+Xitβ+WXtθ+μi+λt+εit（2）

其中，ecoit為N×1的被解釋變量向量，矩陣X為包括FDI、市場分割的解釋變量和相應控制變量在內(nèi)的解釋變量矩陣，同時為了考察FDI與市場分割對區(qū)域生態(tài)效率的交互效應，將FDI與市場分割的交互項也納入矩陣X中；W為空間權重矩陣，同樣選用二進制鄰接權重矩陣；IN為單位向量，μi、λt和εit分別為空間效應、時間效應和擾動項向量。

3.3指標選取與數(shù)據(jù)說明

（1）生態(tài)效率（eco）：被解釋變量。中國省域生態(tài)效率水平由包含非合意產(chǎn)出的SuperSBM模型計算所得。

（2）外商直接投資水平（fdi）：核心解釋變量。采用實際利用FDI與地區(qū)GDP之比來表示，并按照每年人民幣對美元的中間價進行折算。

（3）市場分割程度（segm）：既是核心解釋變量也是調(diào)節(jié)變量。借鑒桂琦寒等[21]的做法，選擇使用較為廣泛的“價格法”測量各省的市場分割強度。具體做法：①利用2000—2015年中國30個省市12類商品（食品、飲料煙酒類、服裝鞋帽類、紡織品類、家用電器及音像器材類、文化辦公用品類、日用品類、化妝品類、金銀珠寶類、中西藥品及醫(yī)療保健用品類、書報雜志及電子出版物類、燃料類）的商品零售價格指數(shù)，構建一個涵蓋時間（t）、地區(qū)（i）和商品（k）的三維（16×30×12）面板數(shù)據(jù)。②計算相鄰地區(qū)i圖32000年和2015年中國區(qū)域生態(tài)效率Moran

與地區(qū)j，在年份t，商品k的相對價格絕對值|ΔQkijt|，其中，ΔQkijt=Qkijt-Qkijt-1=ln（Pkit/Pkjt）-ln（Pkit-1/Pkjt-1）。根據(jù)12類商品66對相鄰省市16年的樣本數(shù)據(jù)可得到12 672個差分形式的相對價格指標|ΔQkijt|。③采用去均值的方法剔除與商品異質(zhì)性相關的固定效應導致的系統(tǒng)偏誤ak。假定|ΔQkijt|=ak+εijt，其中ak僅與商品種類k有關，εijt與i、j兩地區(qū)特殊的市場環(huán)境相關，在特定年份t，對商品k的66對省市組合的相對價格絕對值求均值得|Qkijt|，令qkijt=|ΔQkijt|-|ΔQkijt|=（ak-ak）+（εijk-εijk），保留只與地區(qū)間的市場分割因素和一些隨機因素有關的信息qtijk。④計算qtijk的方差var（qkijt），并將16×30×12對地區(qū)組合的相對價格方差按照省市合并，從而計算出各省市與其他相鄰省市的市場分割指數(shù)segmit=（∑i≠jvar（qkijt））/N，其中N表示相鄰省市的個數(shù)。為使市場分割在后續(xù)的估計中系數(shù)不至于過小，將測算得到的原始市場分割指數(shù)擴大1 000倍。

（4）控制變量。參考已有相關文獻，選取以下指標作為控制變量：①技術水平（lntec）：專利申請授權數(shù)可以較為客觀地反映一個地區(qū)或區(qū)域的科技創(chuàng)新能力，因此選擇各省市專利申請授權數(shù)的對數(shù)來衡量各地區(qū)的技術水平；②產(chǎn)業(yè)結構（is）：選用工業(yè)增加值與地區(qū)GDP之比來刻畫工業(yè)發(fā)展對生態(tài)效率的影響；③貿(mào)易開放度（trade）：選取進出口貿(mào)易總額占地區(qū)GDP的比重來反映；④人力資本水平（hum）：用各省市大專及以上學歷人員占六歲及以上人口的比重來衡量；⑤城鎮(zhèn)化水平（ul）：采用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?；⑥?jīng)濟發(fā)展水平：用各地區(qū)的人均GDP的對數(shù)值（lnpergdp）及其平方項（lnpergdp2）來衡量，檢驗“環(huán)境庫茲涅茨曲線”在我國是否存在。

以上相關數(shù)據(jù)均來源于2001—2016年中國各地區(qū)（因數(shù)據(jù)可得性原因，不含西藏、港、澳、臺地區(qū)）統(tǒng)計年鑒、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口統(tǒng)計年鑒》，缺失數(shù)據(jù)采用插值法進行補充。

4實證結果與分析

4.1FDI、市場分割與生態(tài)效率的空間效應

為避免FDI、市場分割與二者交互項出現(xiàn)多重共線性，本節(jié)運用中心化處理方法對交互項進行處理。表1給出了在鄰接權重矩陣下，模型（2）的估計結果，（1）、（2）和（3）、（4）列分別表示不包括FDI與市場分割的交互項和含有交互項的固定效應與隨機效應估計結果。為了使模型估計結果更具穩(wěn)健性，采用LR檢驗最優(yōu)計量模型SDM是否應該退化為SAR或者SEM，同時采用Hausman檢驗判斷模型（2）選擇固定效應抑或隨機效應。檢驗結果表明，SDM模型選擇恰當，固定效應模型優(yōu)于隨機效應，下文主要針對固定效應進行分析。

FE or RE47.2738.09[0.000][0.000]注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著，（ ）內(nèi)為參數(shù)估計的t統(tǒng)計量，[ ]內(nèi)給出了參數(shù)估計的P值。

表1中固定效應估計結果顯示：①生態(tài)效率的空間自相關系數(shù)在鄰接地理權重矩陣下顯著為正，說明中國省域生態(tài)效率在相鄰地區(qū)存在較強的空間依賴性，與空間自相關檢驗結果一致。②和市場分割的回歸系數(shù)均顯著為負，二者交互項的系數(shù)在10%的顯著性水平下為正值。表明FDI和市場分割均不利于本地區(qū)生態(tài)效率的提升，但市場分割強度的提升可抑制FDI對本地區(qū)生態(tài)效率的負效應。③從解釋變量的空間滯后項的回歸系數(shù)來看，W′fdi 和W′segm的回歸系數(shù)顯著為正，二者交互項W′fdi_segm空間滯后項回歸系數(shù)顯著為負。表明市場分割限制了勞動、資源、技術等要素的跨區(qū)域流動，抑制了FDI對鄰近地區(qū)生態(tài)效率的提升作用。在空間計量模型中，解釋變量的回歸系數(shù)不僅包含解釋變量對被解釋變量的直接影響，還包括反饋效應。因此，表1中的回歸系數(shù)并不嚴謹，需進一步將解釋變量對被解釋變量的影響分解為直接效應和間接效應。

4.2FDI、市場分割與生態(tài)效率的空間效應分解

通過表2-Ⅰ中固定效應模型下FDI、市場分割與生態(tài)效率的空間效應分解結果可知：①在不考慮fdi與市場分割交互效應的情況下，fdi的回歸系數(shù)在直接效應中顯著為正，在間接效應中顯著為負，表明對本地區(qū)而言，F(xiàn)DI的規(guī)模效應和結構效應大于技術溢出效應，F(xiàn)DI的流入不利于本地區(qū)生態(tài)效率的提升。但FDI對鄰近地區(qū)的生態(tài)效率具有較強的正向空間溢出效應，在市場競爭的條件下，鄰近地區(qū)企業(yè)主動吸收和模仿FDI帶來的相對先進的技術和綠色生產(chǎn)流程，提高自身技術和生產(chǎn)力水平，促進了生態(tài)效率的提升，驗證了假說1。②市場分割（segm）在直接效應中的系數(shù)顯著為負，間接效應中不顯著，表明市場分割阻礙產(chǎn)業(yè)結構升級和技術進步，不利于生態(tài)效率的提升，從而驗證了假說2。③從fdi與市場分割的交互項估計結果中可以看出，直接效應中fdi與市場分割的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下為正值，二者交互項的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下為負，表明市場分割強度的提升，有利于削弱fdi對本地區(qū)生態(tài)效率的不利影響，原因可能在于市場分割出于對本地區(qū)企業(yè)的保護，會有選擇性的甄別與篩選對環(huán)境污染強度較小的外資企業(yè)進入，引導FDI合理流動，防止本地區(qū)成為“污染天堂”。在間接效應中，fdi與市場分割的系數(shù)均顯著為正，而交互項的系數(shù)顯著為負，表明市場分割強度的提升，限制了內(nèi)資企業(yè)獲取FDI技術轉(zhuǎn)移和溢出效應的能力與動力，不利于fdi發(fā)揮對鄰近地區(qū)的技術溢出效應，由此驗證了假說3。

從控制變量的直接效應來看，科技水平（lntec）和產(chǎn)業(yè)結構（is）的估計系數(shù)分別在1%與10%的顯著性水平下顯著為正，表明科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化均有利于提升本地區(qū)的生態(tài)效率；而城鎮(zhèn)化水平在1%的顯著性水平下為負值，說明目前城鎮(zhèn)化的發(fā)展模式依然較為粗放，效率低下，積極推進集約、智能、綠色、低碳的新型城鎮(zhèn)化建設是解決目前現(xiàn)狀的主要方式之一。經(jīng)濟發(fā)展水平的一次系數(shù)顯著為正，而二次項系數(shù)顯著為負，表明經(jīng)濟發(fā)展水平與生態(tài)效率之間呈倒“U”型關系，說明我國經(jīng)濟增長并不存在環(huán)境庫茲涅茨曲線，經(jīng)濟增長仍然存在以犧牲環(huán)境為代價的粗放式增長，堅持綠色發(fā)展是破解增長方式轉(zhuǎn)變難題，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型升級的重要途徑。從控制變量的間接效應來看，產(chǎn)業(yè)結構（is）和城鎮(zhèn)化水平（ur）的估計系數(shù)均顯著為負值，說明現(xiàn)階段工業(yè)發(fā)展存在向鄰近地區(qū)污染轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象；此外，城鎮(zhèn)化的發(fā)展存在相互爭奪資源，惡性競爭的現(xiàn)象，不利于生態(tài)效率的提升。貿(mào)易開放水平（trade）和人力資本水平（hum）的估計系數(shù)分別在1%和5%水平下顯著為正，說明貿(mào)易開放水平和人力資本水平的提升對生態(tài)效率都具有較強的正向空間溢出效應。

4.3穩(wěn)健性檢驗

市場分割作為核心解釋變量，其指標的選取對理論假設驗證至關重要，以上利用相對價格法衡量了市場分割程度?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，行政性分權把部分國有企業(yè)劃歸地方政府管理，成為地方政府財政的重要來源，國有經(jīng)濟比重在一定程度上反映了市場分割程度的高低[22]。因此，采用國有經(jīng)濟比重（soe）作為市場分割的代理變量，對FDI、市場分割與區(qū)域生態(tài)效率進行穩(wěn)健性檢驗。

為節(jié)約篇幅，表2-Ⅱ中的穩(wěn)健性檢驗僅報道了空間效應分解結果。結果顯示，F(xiàn)DI的直接效應為負，間接效應為正，表明FDI對本地區(qū)生態(tài)效率的綜合效應為負，但其技術溢出效應可有效提升鄰近區(qū)域的生態(tài)效率。國有經(jīng)濟比重的直接效應為負，間接效應不顯著，說明國有經(jīng)濟發(fā)展惡化了區(qū)域生態(tài)效率，并且從交互項的回歸結果中可以看出，國有經(jīng)濟比重的提高，抑制FDI對生態(tài)效率的溢出效應。其他控制變量的系數(shù)符號與表2-Ⅰ基本一致，進一步說明核心解釋變量的測度變化并未改變上文的基本結論，研究結果較為穩(wěn)健。

5拓展性分析

上述實證結果顯示，市場分割抑制生態(tài)效率的提升，并弱化了fdi對區(qū)域生態(tài)效率的正向空間溢出效應。因此，打破現(xiàn)有的市場分割制度，促進國內(nèi)市場整合是促進生態(tài)效率提升的重要手段。而對外開放作為推動中國經(jīng)濟非國有化和政府放松管制的重要力量，對削弱市場分割，促進國內(nèi)市場一體化可能產(chǎn)生一定影響。一方面，當對外開放水平提高時，外資的準入門檻降低，企業(yè)形式逐漸多樣化，大量非國有企業(yè)在市場活動中的作用日益增強，削弱了政府非市場行為的有效性。另一方面，外資的進入形成了大量跨區(qū)域、合營企業(yè)集團，促使地方政府加強區(qū)域經(jīng)濟合作，降低了市場分割程度。因此，本文在梳理國內(nèi)外文獻的基礎上，構建如下計量模型，深入剖析FDI與市場分割的復雜關聯(lián)。

segmit=β0+β1segmit-1+β2fdiit+β3tradeit+β4govit+β5soeit+β6lnpergdpit+β7roadit+λi+εit（4）

為全面深入刻畫fdi與市場分割的關系，分別使用FDI流量和存量對FDI水平進行衡量，其中流量指標采用實際FDI額占地區(qū)GDP的比重來表示，存量指標采用實際利用FDI存量占地區(qū)GDP的比重來測度，λi為不可觀察的省份效應，εit為殘差項，其他為控制變量?？紤]到市場分割可能存在慣性特征，因此在式（4）中引入被解釋變量的滯后項，構建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來捕捉市場分割的路徑依賴特征?？刂谱兞康倪x擇，參考國內(nèi)外文獻的做法，主要選取地方經(jīng)濟國有化程度（soe）、政府干預程度（gov）、對外開放度（trade）、經(jīng)濟發(fā)展水平（lnpergdp）和交通基礎設施水平（road）來衡量。其中，政府干預程度（gov）采用地方財政支出占地區(qū)GDP的比重來衡量；地方經(jīng)濟國有化程度（soe）以國有單位職工人數(shù)占全國城鎮(zhèn)職工人數(shù)的比例來表示；對外開放度（trade）以各省市進出口貿(mào)易總額占地區(qū)GDP的比重表示；經(jīng)濟發(fā)展水平（lnpergdp）用各省市的人均GDP的對數(shù)來衡量；交通基礎設施水平（road）用各省市的公路里程與轄區(qū)面積之比來表示。

為消除上述模型存在的省份效應，采用動態(tài)面板廣義矩估計（GMM）方法進行估計，并使用解釋變量和控制變量的一階滯后作為工具變量，解決可能存在的內(nèi)生性問題。同時為了確?；貧w結果的穩(wěn)健性，表3分別報告了靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的固定效應與隨機效應估計結果。

從表3可以看出，靜態(tài)面板與動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計結果中控制變量的回歸系數(shù)符號基本一致，說明估計結果較為穩(wěn)健。其中，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計結果顯示，無論是以FDI流量還是以FDI存量為關鍵解釋變量的模型中，市場分割一階滯后項的系數(shù)均顯著為正，表明上一年度的市場分割程度對本年度市場分割產(chǎn)生正向影響，市場分割程度的調(diào)整存在顯著的路徑依賴特征。差別較大的是，在以FDI流量為解釋變量的模型中，F(xiàn)DI水平的系數(shù)在1%水平下為正，而在以FDI存量為解釋變量的模型中，F(xiàn)DI水平的系數(shù)顯著為負，這意味著通過FDI打破現(xiàn)有的市場分割程度并不是一朝一夕可以完成的。短期來看，在晉升激勵視角下，地方政府往往會通過各種非市場競爭手段，吸引外商資本，當期的FDI往往被這種“特惠條件”所吸引，這在一定程度上減弱了市場競爭，加深了地區(qū)間的市場分割。但從長期來看，F(xiàn)DI可有效發(fā)揮技術溢出效應，改善區(qū)域資源配置扭曲，削弱市場分割強度。

控制變量中，地方經(jīng)濟國有化程度和地方財政支出的估計系數(shù)顯著為正，表明政府干預存在較強的地方保護色彩，加強了市場分割程度；貿(mào)易開放度與經(jīng)濟發(fā)展水平的估計系數(shù)顯著為負，說明貿(mào)易開放與經(jīng)濟發(fā)展水平的提高有利于促進國內(nèi)市場趨于整合；公路網(wǎng)密度的估計系數(shù)為正，與預期結果相悖，可能存在的解釋是區(qū)域內(nèi)部基礎設施建設對市場分割的影響并不顯著，應注重跨區(qū)域基礎設施建設，削弱地理界限對市場的不利影響。

6結論及政策建議

本文在新經(jīng)濟地理理論和市場經(jīng)濟理論的基礎上，梳理了FDI、市場分割影響區(qū)域生態(tài)效率的內(nèi)在機理，并應用2000—2015年的中國省域數(shù)據(jù)和空間杜賓模型（SDM）探討了FDI、市場分割對區(qū)域生態(tài)效率的現(xiàn)實影響。研究發(fā)現(xiàn)：①中國區(qū)域生態(tài)效率在樣本期內(nèi)呈不斷惡化趨勢，并表現(xiàn)出較強的空間依賴和空間分異，總體呈東-中-西梯度遞減的空間分布格局。②FDI對本地區(qū)生態(tài)效率的綜合效應為負，但對鄰近地區(qū)生態(tài)效率具有顯著的正向空間溢出效應。③地方保護主義引致的市場分割導致資源扭曲錯配，技術進步緩慢，不利于生態(tài)效率的提升，并隨著市場分割程度的提高，限制內(nèi)資企業(yè)獲取FDI技術效應的能力與動力，抑制FDI對生態(tài)效率的正向溢出效應。④拓展性分析發(fā)現(xiàn)，市場分割具有較強的路徑依賴特征，短期內(nèi)外資的流入在一定程度上強化了市場分割強度，但長期的累積效應可有效削弱市場分割強度。

本文的研究結論具有明顯的政策啟示。①東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)應充分發(fā)揮生態(tài)效率高值區(qū)的“示范作用”與“溢出效應”，加強對中西部地區(qū)的清潔技術幫扶，推動生

態(tài)文明建設；中西部地區(qū)應主動挖掘資源集約利用、生態(tài)環(huán)境管理創(chuàng)新方面的潛力，加大資金與政策扶持力度，積極引進先進技術與設備，構建資源節(jié)約、環(huán)境友好的生產(chǎn)體系。②“污染天堂”假說在中國并不成立。一方面，我國應繼續(xù)加大引資力度，但各級政府部門在引資過程中應有針對性地引入高質(zhì)量、高效益的外資，積極引進和學習國外的先進工藝和綠色生產(chǎn)流程，引導FDI向高端設計和高附加值的領域拓展。另一方面，要充分利用FDI的溢出效應和市場整合作用，堅持“以開放促改革”，深化對外開放體制機制，引致其在區(qū)域生態(tài)發(fā)展中發(fā)揮積極作用。③應加快破除“諸侯割據(jù)”藩籬，鼓勵區(qū)域聯(lián)動和經(jīng)濟合作，通過區(qū)域要素市場一體化促進各類要素自由流動，建立統(tǒng)一的國內(nèi)大市場，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。④優(yōu)化地方政府政績考核體系，適當提高環(huán)境保護、生態(tài)開發(fā)等環(huán)保指標比重，建立完善的環(huán)境保護評價體系，形成以生態(tài)效益為核心的約束機制，注重經(jīng)濟績效與環(huán)境績效的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。

（編輯：劉照勝）

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