何 艷， 魯瑞蕓， 彭仁星

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖北 武漢 430068)

2020年，我國對外直接投資額為1329.4億美元，連續(xù)5年占世界對外投資總額超過10%，而2010年為688.1億美元，僅占對外投資總額的4.9%。對外直接投資規(guī)模的擴大，為中國企業(yè)跨境技術(shù)學(xué)習(xí)提供了更多機會，逆向促進母國技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。與此同時，對外投資所引致的環(huán)境不公平也受到越來越多國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注,所謂“不公平”突顯在兩個主題上：母國是否隨投資而環(huán)境改善;東道國是否因投資而污染加重。本文針對第一個主題，分析我國對外直接投資對母國環(huán)境的影響及逆向創(chuàng)新在其間所起的作用，研究將有助于理性認清我國對外直接投資的環(huán)境效應(yīng)和逆向創(chuàng)新效應(yīng)。

1 文獻綜述

對外直接投資會影響母國的環(huán)境(Kolstad et al，2002)[1]，影響的渠道主要有轉(zhuǎn)移和反饋二種。轉(zhuǎn)移渠道下，以Copelan et al(1994)提出的“污染轉(zhuǎn)移假說”“環(huán)境成本轉(zhuǎn)移說”最典型[2]。何新易(2016)認為中國為了緩解國內(nèi)資源壓力，通過將高能耗產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至國外的方式，獲得國外資源，改善母國環(huán)境[3]。但這種轉(zhuǎn)移卻會加重東道國環(huán)境污染，引發(fā)極大的環(huán)境不公平，這也是“中國投資威脅論”的論據(jù)之一。反饋渠道下，以Grossman et al.(1995)的環(huán)境“三效應(yīng)”理論為代表，即認為投資通過生產(chǎn)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)溢出影響母國環(huán)境[4]。朱東波等(2020)從這三種傳導(dǎo)機制入手，論證了生產(chǎn)技術(shù)效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)能夠促進母國環(huán)境改善[5]。Zhou(2019)和Hao et al(2020)認為我國通過對外直接投資獲取綠色逆向技術(shù)溢出等反饋機制提高了國內(nèi)環(huán)境質(zhì)量[6-7]。也有學(xué)者認為對外直接投資會給母國環(huán)境帶來負荷。劉海云等(2016)利用省級面板數(shù)據(jù)論證了對外直接投資會提高母國碳排放，并存在明顯的地區(qū)差異[8]。

關(guān)于對外直接投資的逆向創(chuàng)新效應(yīng)研究，大部分研究結(jié)論均認為該效應(yīng)是存在的。Chen等(2012)認為投資與創(chuàng)新具有正相關(guān)關(guān)系，投資規(guī)模越大，創(chuàng)新活動越密集[9]。Piperopoulos等(2018)發(fā)現(xiàn)對外直接投資對子公司的創(chuàng)新績效有積極影響[10]。冉啟英等(2019)運用GMM方法論證了對外直接投資的逆向技術(shù)溢出促進母國創(chuàng)新能力提升[11]。馮德連等(2021)認為對外直接投資的逆向技術(shù)溢出能提升區(qū)域創(chuàng)新能力[12]。也有部分學(xué)者認為對外直接投資會減緩母國自主創(chuàng)新速度。劉偉全(2010)通過研究對外投資與創(chuàng)新投入產(chǎn)出之間的內(nèi)在聯(lián)系發(fā)現(xiàn)，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動發(fā)展幅度并不突出[13]。謝鈺敏等(2014)認為對外投資在一定程度上抑制了中國的整體創(chuàng)新能力[14]。也有學(xué)者從區(qū)域異質(zhì)性角度出發(fā)，認為對外直接投資的逆向創(chuàng)新能力受制于區(qū)域的吸收能力(尹東東等，2016)[15]。

梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻后發(fā)現(xiàn)，一是對外直接投資會對環(huán)境產(chǎn)生影響，但多數(shù)研究關(guān)注投資對東道國的環(huán)境效應(yīng)；二是對外直接投資能通過各種渠道將獲取的技術(shù)資源反饋回母國，但這種影響存在區(qū)域異質(zhì)性。鑒于此，本文將研究視角從東道國轉(zhuǎn)移到母國，選用2003—2017年中國30個省、市、自治區(qū)(除西藏外)的面板數(shù)據(jù)，分析對外直接投資與母國環(huán)境之間的關(guān)系，并通過建立中介模型，探討投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)是否有助于環(huán)境改善。

2 理論機制與研究假設(shè)

假設(shè)1：中國的對外直接投資會改善母國環(huán)境。

我國對外直接投資主要布局在租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)等，2019年只有14.8%投向了制造業(yè)，而且98%的投資流向亞歐環(huán)境標準較高國家和地區(qū)，缺乏“污染天堂假說”的區(qū)位條件。在生產(chǎn)規(guī)模上，雖然投資帶來的生產(chǎn)規(guī)模增加會引致資源消耗并在一定程度上加劇環(huán)境污染，但規(guī)模經(jīng)濟和投資收益也會為我國購買國外清潔型生產(chǎn)設(shè)備、學(xué)習(xí)國外綠色生產(chǎn)管理模式等提供經(jīng)濟支持，且經(jīng)濟增長驅(qū)動居民對環(huán)境保護的需求不斷提升。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上，投資將使國內(nèi)和國外市場上的資源配置更趨優(yōu)化，進一步推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造升級和新興產(chǎn)業(yè)的培育壯大，增強我國在產(chǎn)業(yè)鏈和供應(yīng)鏈上的自主可控。在技術(shù)溢出上，對外投資讓我國接觸更加先進的綠色生產(chǎn)技術(shù)，并通過購買、并購等方式獲取國外先進技術(shù)，將這些技術(shù)外溢至本國，提升母國綠色技術(shù)水平。

假設(shè)2：中國對外直接投資能通過逆向創(chuàng)新渠道顯著提高環(huán)境質(zhì)量。

對外直接投資通過跨國公司、綠地投資等方式，規(guī)避貿(mào)易壁壘，獲取發(fā)展所需的技術(shù)資源，再通過前后關(guān)聯(lián)的有機整體，將技術(shù)資源反饋回母國，從而產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)(陳巖，2011；韓先鋒等，2018)。這種逆向技術(shù)溢出將推動國內(nèi)創(chuàng)新能力的提升(Piperopoulos et al.，2018)。對外直接投資的逆向創(chuàng)新效應(yīng)有利于中國綠色技術(shù)的使用、綠色生產(chǎn)的推廣，從而降低生產(chǎn)能耗和污染排放。

假設(shè)3：對外直接投資的環(huán)境效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性。

各區(qū)域?qū)ρ邪l(fā)經(jīng)費和人力資本投入不同，會導(dǎo)致其對技術(shù)吸收能力出現(xiàn)差距。經(jīng)濟發(fā)展薄弱地區(qū)，其自主創(chuàng)新能力相對較低，在吸收逆向技術(shù)溢出的過程中，其轉(zhuǎn)化運用能力較弱，由此導(dǎo)致對外直接投資的環(huán)境效應(yīng)存在地區(qū)差異。

3 模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

3.1 計量模型構(gòu)建

本文首先探討假設(shè)1中對外直接投資對環(huán)境污染的影響?？紤]到環(huán)境污染具有動態(tài)性和連續(xù)性特征，納入滯后一期的被解釋變量，構(gòu)建動態(tài)模型：

ln HJWRi,t=C1+δ1lnHJWRi,t-1+δ2ln OFDIi,t+δ0Vi,t+εi,t

(1)

其中，ln HJWR表示環(huán)境污染程度，i和t分別表示省(市)和年份；ln OFDI表示各省(市)對外直接投資。V為控制變量，參考朱東波等(2019)[5]的分析，選擇環(huán)境規(guī)制、貿(mào)易開放度、人力資本和技術(shù)引進等指標。εi,t表示隨機擾動項。

為進一步分析對外直接投資通過逆向創(chuàng)新溢出渠道對中國環(huán)境的影響，本文構(gòu)建以對外直接投資(ln OFDI)作為解釋變量、環(huán)境污染(ln HJWR)作為被解釋變量、創(chuàng)新水平(ln INN)為中介變量的中介效應(yīng)模型：

ln HJWRi,t=C0+C1ln HJWRi,t-1+C2lnOFDIi,t+C3Vi,t+εi,t

(2)

ln INNi,t=a0+a1ln INNi,t-1+a2ln OFDIi,t+a3Vi,t+φi,tln INNi,t=a0+a1ln INNi,t-1+a2ln OFDIi,t+a3Vi,t+i,t

(3)

(4)

模型(2)、模型(3)、模型(4)分別表示對外直接投資對母國環(huán)境的直接影響、中間影響和綜合影響。其中，C1表示對外直接投資的總效應(yīng)，a2表示對外直接投資影響母國環(huán)境的中介效應(yīng)，C'2表示對外直接投資對母國環(huán)境的直接效應(yīng)。

3.2 變量設(shè)計和數(shù)據(jù)說明

1)創(chuàng)新能力(ln INN)：專利數(shù)據(jù)能有效反映創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果的效率指標，從而反映地區(qū)的創(chuàng)新力和綜合科技實力。本文運用專利申請數(shù)據(jù)來衡量。

2)對外直接投資(ln OFDI)：鑒于對外直接投資流量數(shù)據(jù)短期波動大，上期殘值會影響當期數(shù)據(jù)，故選取對外直接投資的存量數(shù)據(jù)。

3)環(huán)境綜合污染指數(shù)(ln HJWR)：利用各省份的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量，用熵值法計算出污染排放比重，得到各地區(qū)的綜合排放得分。具體步驟如下：首先，將工業(yè)“三廢”數(shù)據(jù)進行標準化處理；其次，根據(jù)標準化的結(jié)果計算各地區(qū)所占比重；最后，將得出的各指標權(quán)重與對應(yīng)指標數(shù)值相乘，即可得到各地區(qū)的綜合污染排放得分。

4)控制變量說明。①人力資本(lnHC)用平均受教育年限來表示，計算公式為HC=∑YiWi。i=1，2，3，4，代表小學(xué)、初中、高中、大專(本科)及以上4個階段。Yi為各階段的受教育年限，分別記為6、9、12和16年。Wi為各階段受教育人口占全部6歲以上人口的比值。②貿(mào)易開放度(TRA)用各省歷年進出口總額在地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。③技術(shù)引進(YJ)用各省歷年的國外技術(shù)引進合同金額與GDP比重反映。④環(huán)境規(guī)制(HJGZ)采用各省工業(yè)污染治理投資金額與工業(yè)增加值之比表示。⑤人口數(shù)量(ln POP)用各省歷年人口總量來表示。

鑒于環(huán)境污染數(shù)據(jù)的可得性，本文選取的樣本區(qū)間為2003-2017年，剔除西藏、港澳臺等地區(qū)后，最終納入模型的省份為30個。數(shù)據(jù)來源為歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，所涉貨幣數(shù)據(jù)均為當年平均匯率換算后的人民幣且作了GDP平減處理，以剔除物價影響。數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述見表1。

表1 面板數(shù)據(jù)的描述性分析

4 對外直接投資環(huán)境效應(yīng)的實證分析

4.1 基準回歸

為了避免面板數(shù)據(jù)出現(xiàn)“偽回歸”和內(nèi)生性問題，本文在回歸前用LLC檢驗、IPS檢驗和HT檢驗三種方式對各變量進行檢驗，結(jié)果顯示所有變量皆具備同階平穩(wěn)性。按照之前計量模型的設(shè)定，先采用OLS方法對模型(1)進行回歸，表2的第(1)列和第(2)列分別是不納入控制變量和納入控制變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果，其中l(wèi)n OFDI的系數(shù)為負且顯著，說明對外直接投資能有效抑制我國環(huán)境污染。用系統(tǒng)廣義矩估計方法(SYS-GMM)進行估計，結(jié)果列入第(3)列,Sargan檢驗的概率值為1.0000，表明選取滯后一期的被解釋變量為工具變量有效。模型中l(wèi)nOFDI的系數(shù)仍顯著為負，進一步驗證了假設(shè)1的結(jié)論，即我國對外直接投資有利于改善母

表2 中國對外直接投資的母國環(huán)境效應(yīng)實證結(jié)果

國環(huán)境。但表2的結(jié)果并不能明確這種改善是源于轉(zhuǎn)移渠道還是源于反饋渠道。

4.2 分組回歸

為進一步探究對外直接投資的環(huán)境效應(yīng)是否存在區(qū)域異質(zhì)性，本文將30個省(市)進行了分組回歸。一是按中位數(shù)分組，即將各省生產(chǎn)總值取對數(shù)之后選取其中位數(shù)進行分組回歸；二是按東中西三個區(qū)域進行了分組。表3列出了具體的檢驗結(jié)果。

表3中：第(1)、(2)列分別為高于地區(qū)生產(chǎn)總值中位數(shù)和低于中位數(shù)省份的固定效應(yīng)回歸結(jié)果；第(3)、(4)、(5)列分別為東、中、西部地區(qū)的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。第(1)列中l(wèi)n OFDI的系數(shù)為-0.1412，且在1%水平上顯著，說明生產(chǎn)總值高于中位數(shù)的地區(qū)對外直接投資能減緩母國環(huán)境污染速度。相反，第(2)列中l(wèi)n OFDI的系數(shù)為0.0541，且在5%水平上顯著，說明生產(chǎn)總值低于中位數(shù)的地區(qū)對外直接投資反而導(dǎo)致母國環(huán)境質(zhì)量惡化。由此可見，在經(jīng)濟發(fā)達的省份和經(jīng)濟欠發(fā)達的省份，對外直接投資的環(huán)境效應(yīng)并不一樣。在第(3)、(4)列中，對外直接投資和環(huán)境污染的關(guān)系表現(xiàn)為負向且在1%水平下顯著，ln OFDI的系數(shù)分別為-0.0503和-0.1011。說明在東部地區(qū)和中部地區(qū)的對外直接投資均能有效提高當?shù)丨h(huán)境質(zhì)量。在第(5)列中，ln OFDI的系數(shù)為0.0028，說明西部地區(qū)的對外直接投資會促進環(huán)境污染，但是并不顯著。

上述分組回歸的結(jié)果顯示，對外直接投資的環(huán)境效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性，這也驗證了假設(shè)3的正確性。但是，表3的結(jié)果同樣不能解釋地區(qū)環(huán)境改善是對外直接投資的轉(zhuǎn)移渠道還是反饋渠道發(fā)揮了作用。

表3 中國對外直接投資環(huán)境效應(yīng)的分組回歸結(jié)果

5 逆向創(chuàng)新在對外直接投資環(huán)境效應(yīng)中的作用

表4為中介效應(yīng)回歸結(jié)果。第(1)、(2)、(3)列是中介變量回歸的直接影響、中間影響和綜合影響結(jié)果。在第(1)列中，ln OFDI的系數(shù)為負，說明對外投資對環(huán)境污染的直接影響顯著為負，即隨著投資規(guī)模的增大，母國的污染會不斷減少。在第(2)列的中間影響中，ln OFDI的系數(shù)為0.3641，且在1%的顯著性水平下顯著，說明對外直接投資能夠促進專利申請數(shù)的提高。在第(3)列的綜合影響中，ln INN的系數(shù)為-0.0595，且在1%的顯著性水平下顯著，說明創(chuàng)新能降低母國環(huán)境污染。進一步地，根據(jù)Baron&Kenny(1986)所提出的逐步回歸法，中介效應(yīng)是第(2)列l(wèi)n OFDI的系數(shù)與第(3)列l(wèi)n INN的系數(shù)之積，故本文的中間效應(yīng)為-0.0217[0.3641*(-0.0595)]。負的中介效應(yīng)表明對外直接投資能通過逆向創(chuàng)新減少母國的污染，從而改善母國環(huán)境。根據(jù)綜合效應(yīng)等于直接效應(yīng)與中介效應(yīng)之和，可計算出對外直接投資的綜合環(huán)境效應(yīng)為-0.0386，仍然為負，說明對外直接投資確實改善了環(huán)境，且逆向創(chuàng)新這一中介渠道在其中起到了很大作用。

表4 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

本文采用Sobel法和Bootstrap法對中介效應(yīng)進行檢驗。結(jié)果顯示：Sobel的Z統(tǒng)計量為-2.582，對應(yīng)的p值小于0.05，說明中介效應(yīng)具有顯著性；在進行5000次Bootstrap重復(fù)抽樣以后，代表中介效應(yīng)的bs1的置信區(qū)間[-0.0377,-0.0056]不包含0，代表直接效應(yīng)的bs2的置信區(qū)間[-0.0464,0.0126]包含0，說明逆向創(chuàng)新渠道在對外直接投資與母國環(huán)境之間起完全中介作用。

6 結(jié)論

本文研究了中國對外直接投資對母國環(huán)境的影響。研究結(jié)果顯示，對外直接投資能顯著改善我國的環(huán)境，但這種環(huán)境效應(yīng)的產(chǎn)生得益于投資的反饋渠道，而非受益于將污染產(chǎn)業(yè)從中國轉(zhuǎn)移到國外的轉(zhuǎn)移渠道。運用30個省(市)在2003-2017年數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果也證實對外直接投資存在環(huán)境改善效應(yīng)，且反饋渠道下的逆向創(chuàng)新在其中起到了很大作用，即我國對外直接投資給母國帶來了逆向創(chuàng)新，從而降低了污染，改善了環(huán)境。