FDI、對外貿易與環(huán)境污染的實證研究

常乃磊，李 帥

(四川大學 經(jīng)濟學院，成都 610064）

FDI、對外貿易與環(huán)境污染的實證研究

常乃磊，李 帥

(四川大學 經(jīng)濟學院，成都 610064）

文章使用1996～2009年我國工業(yè)“三廢”數(shù)據(jù)，運用改進的熵值法計算出能代表整體環(huán)境污染狀況的環(huán)境污染綜合指數(shù)，構建了VECM模型，分別采用協(xié)整理論、脈沖響應函數(shù)和Granger因果檢驗方法對FDI、對外貿易與環(huán)境污染之間的長期均衡與短期動態(tài)關系進行了實證研究，主要結論：無論長期短期，出口都加劇我國環(huán)境污染程度，F(xiàn)DI減輕與抑制環(huán)境污染；在長期，進口減輕我國環(huán)境污染，而短期增加我國環(huán)境污染；FDI、進口、出口僅為我國環(huán)境污染的單向Granger原因。

FDI；對外貿易；環(huán)境污染指數(shù) 向量誤差修正；脈沖響應函數(shù)；格蘭杰因果檢驗

1 文獻綜述

改革開放30多年來，我國經(jīng)濟取得了巨大的成就。1978～2008年，經(jīng)濟年均增長率9.88%，進出口貿易年均增長19%，外貿依存度達60%，F(xiàn)DI從1983年的9.16美元增長到2009年的940.65億美元，為發(fā)展我國家第一吸引外資大國。然而，在經(jīng)濟高速增長的同時環(huán)境污染問題日益嚴重，環(huán)境惡化已是不爭事實。關于FDI與外貿對我國的環(huán)境影響及效用，一直是國內外學者研究的重要領域，主要代表觀點如下：

張連眾等（2003）利用2000年31個省的排放量的截面數(shù)據(jù)，研究表明，貿易自由化對環(huán)境有益。楊海生等(2005)根據(jù)1990～2002年我國30個省對外貿易、外商直接投資、經(jīng)濟增長和環(huán)境相關數(shù)據(jù)，認為貿易對我國的環(huán)境污染沒有直接影響。沙文兵（2006）利用我國30個省級1999～2004年度的面板數(shù)據(jù)，對FDI的環(huán)境效應進行計量分析。結果表明，外商直接投資對我國的生態(tài)環(huán)境具有顯著的負面效應。劉渝琳、溫懷德（2007）研究表明，F(xiàn)DI促進我國經(jīng)濟增長，但也增加了我國的環(huán)境污染。朱啟榮 （2007）使用31個省市2000～2005年面板數(shù)據(jù)估計我國出口貿易規(guī)模變化時我國工業(yè)污染排放量變化的原因。鄧柏盛、宋德勇（2008）使用1995～2005面板數(shù)據(jù)，研究表明：FDI有利于我國環(huán)境質量改善，而對外貿易惡化我國環(huán)境。牛海霞、羅希晨（2009）通過對加工貿易出口與工業(yè)廢水、廢氣和固體廢物從1995～2007年的相關數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長與加工貿易是環(huán)境污染的主要原因。

以往經(jīng)驗研究，由于研究視角，選取的變量、搜集數(shù)據(jù)的時間與空間、計量方法的選擇等方面的不同，所得到的結論不盡相同。本文以上述研究成果為基礎，將FDI、進出口與環(huán)境污染納入到同一研究框架內，通過熵值法計算出環(huán)境污染綜合指數(shù)，使用VECM模型，分析三者是否存在長期均衡關系、短期動態(tài)關系以及相互影響程度；同時避免因經(jīng)濟理論不完善所帶來的對內外生變量隨意劃分，克服由變量交互影響的估計中的內生性問題所造成的聯(lián)立偏倚。

2 數(shù)據(jù)與實證模型

2.1 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來源：為了分析研究以及數(shù)據(jù)的可獲得性，筆者選取工業(yè)廢氣排放量（億立方米）、工業(yè)廢水排放量（億噸）和工業(yè)固定廢棄物產生量（億噸）三個指標作為衡量環(huán)境狀況程度綜合指標的基礎數(shù)據(jù)；我國實際利用外資（FDI）、出口（E）、進口（IM）總額與人民幣對美元年平均匯率，均來自于《新我國60年統(tǒng)計資料匯編》和2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為 1983～2009年。

數(shù)據(jù)處理：FDI、進出口總額的原始數(shù)據(jù)為美元計價，以人民幣對美元的年平均匯率折算為人民幣表示，且使用1983年為100的定基CPI進行平減以消除物價因素。

對于代表環(huán)境污染程度的環(huán)境污染綜合指數(shù)（Y）做簡要說明。以往的研究文獻中，多采用單一或者多個獨立指標來反映環(huán)境污染狀況，對環(huán)境污染存在代表程度低，較難代表整體情況。本文采用楊萬平、袁曉玲（2008）使用的熵值法，以工業(yè)廢氣、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)固定廢棄物產生量為基礎數(shù)據(jù)，建立代表環(huán)境污染整體變動的綜合環(huán)境指標——環(huán)境污染綜合指數(shù)。依據(jù)熵值法計算環(huán)境污染綜合指數(shù)主要步驟如下：

（1）將原始數(shù)據(jù)矩陣標準化。設中m和n分別表示樣本個數(shù)和指標個數(shù)的原始數(shù)據(jù)矩陣A=（Xij）m×n，對其標準化后得到R=(rij)m×n，為了消除個別指標存在負值或者極端值，造成在計算過程，不能直接計算比重或取對數(shù)缺點，本文對傳統(tǒng)的熵值法進行改進，采用以下公式進行標準化：

表1 1983～2009年我國環(huán)境污染綜合指數(shù)

（1）式中，i表示年份；j表示污染指標；i=1,2,……,m;j=1,2……n;其中m=27，n=3。xij為污染指標的原始值，rij為標準化后的賦值；xmax(j)與xmin(j)為第j項污染指標的最大值和最小值。

（2）計算第j項污染指標的熵值：在m個樣本個數(shù)、n個指標個數(shù)中，第j項指標的熵值為（2）式，其中：；k=1/lnm 且 0≤hj≤1。

（3）計算第j項污染指標的熵權：

（4）計算第i年份的環(huán)境污染綜合指數(shù)值pi；在（4）式中，pi為第i年份的環(huán)境污染綜合指數(shù)；j為污染物排放類型，wj為第j種污染物排放量的權重值。綜合指數(shù)越大，說明環(huán)境惡化。計算結果見表1。

由于數(shù)據(jù)的對數(shù)變換能使其趨勢線形化，有助于消除時間序列中的異方差現(xiàn)象，且不改變原序列數(shù)據(jù)特征，所以對經(jīng)過上述處理的變量進行對數(shù)變換，分別用lny，lnFDI，lnIM和lnE表示。本文運算與檢驗結果是使用Excel2003與EViews6.0軟件所獲得。

2.2 模型設定

本文使用向量誤差修正模型（VECM），從長期均衡關系和短期動態(tài)關系兩個方面研究外商直接投資、對外貿易與經(jīng)濟增長的相互關系。高鐵梅（2006）通過推導證明出：只要變量間存在協(xié)整關系，就可以由自回歸分布滯后模型推導出誤差修正模型，VECM模型是含有約束性的VAR模型，多用于具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序的建模。

我們定義Zt=(lnYt,lnFDIt,lnEt,lnIMt)'，則可得到4個變量滯后期為k的VAR模型表示為如下

其中：at=(a1，a2，a3,a4)'，ut=(u1t,u2t,u3t,u4t)'。Zt為 4×1 階時間序列列向量，ut為4×1階常數(shù)項列向量，且均值為零的白噪音，Πj為4×4階參數(shù)矩陣。對（5）式進行差分變換可得到（6）式表達的模型：

如果在（5）式中Zt都是一階單整，則在（6）式中作為 Zt和 Zt-j一階差分的 ΔZt、ΔZt-j都是平穩(wěn)的，且如果（5）式中 Zt所表示的三個變量中存在一個協(xié)整關系，則（6）可以用誤差修正模型（7）式來表示：

其中VECM由lny，lnFDI，lnIM和lnE長期均衡關系來確定。β絕對值的大小反映了序列受短期影響沖擊后向長期均衡值調整的速度，其值越大，則調整的速度越快。

3 FDI、對外貿易與環(huán)境污染的實證分析

3.1 單位根檢驗

為了避免變量由于本身的不平穩(wěn)產生偽回歸，有必要對變量進行平穩(wěn)性檢驗。因此，需要采用單位根檢驗來判定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文通過采用ADF檢驗進行了單位根檢驗，滯后階數(shù)由AIC和SC原則確定，對lnY，lnFDI，lnE和lnIM進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果由表2所示：

表2 ADF單位根檢驗結果

通過檢驗，在5%的顯著水平下，lnY，lnFDI，lnE和lnIM在水平值的ADF絕對值都小于5%臨界值的絕對值，表明變量的水平值都存在單位根，均為非平穩(wěn)時間序列。而各變量的一階差分都平穩(wěn)，說明各變量都是一階單整的I(1)過程，它們之間可能存在某種穩(wěn)定的關系。

3.2 長期均衡分析：協(xié)整檢驗

為了檢驗lnY，lnFDI，lnE和lnIM是否存在長期均衡關系，需要進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗主要有Engle和 Granger(1987)提出的兩步法 （簡稱 E-G法），Johansen（1988）和Johansen和Juselius（1990）年提出的跡統(tǒng)計量檢驗方法（簡稱JJ法）。E-G兩步法僅適用于檢驗兩個變量之間的協(xié)整關系，JJ法適用于多個變量模型，本文分析采用JJ法。協(xié)整檢驗對變量滯后階數(shù)十分敏感，不當?shù)臏箅A數(shù)可能導致虛假協(xié)整。為此，我們綜合采用最大對數(shù)似然性值（LogL值）、修正的似然比檢測統(tǒng)計值 （LR）、最終預測誤差（FPE）、Akaike (AIC)Schwarz(SC)以及Hannan-Quinn統(tǒng)計量（HQ）判斷準則來確定滯后階數(shù)?？紤]到樣本空間限制，我們從最大滯后階數(shù)為2開始檢驗，得到表3的判斷值。表3表明VAR（2）模型最為合理。由于協(xié)整檢驗是對無約束VAR模型的一階差分變量的滯后期進行約束檢驗，故協(xié)整檢驗滯后階數(shù)為1。

表3 無約束VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗

在確定最后滯后階數(shù)后，還需要進一步確定協(xié)整方程的形式，在時間序列的協(xié)整檢驗主要有5種形式。通過對數(shù)據(jù)的聯(lián)合檢驗，確定選擇僅常數(shù)項且序列有確定線形趨勢的協(xié)整檢驗。檢驗結果如表4所示。

表4 JJ協(xié)整檢驗結果

依據(jù)表4報告的是采用特征根跡統(tǒng)計量評判的JJ協(xié)整檢驗結果：在沒有協(xié)整關系的原假設的跡統(tǒng)計量的值74.5148為大于1%的顯著水平下的臨界值54.6815，拒絕原假設，說明至少有一個協(xié)整方程。而對于“至多一個協(xié)整關系”的原假設，其跡統(tǒng)計量的值33.481小于1%的臨界值35.458，接受原假設，說明四個變量之間有且僅有一個協(xié)整方程。也就是在99%的概率下，有理由相信環(huán)境污染綜合指數(shù)、FDI與對外貿易之間存在長期均衡關系，協(xié)整方程為：

在（8）式中，圓括號內為漸進標準誤差；*表示在1%的顯著水平下顯著。該協(xié)整方程表明：從長期來看FDI與進口的增加有利于減輕我國環(huán)境壓力，而出口的增加將惡化我國環(huán)境，“污染避難所”的假說得到驗證。上式中FDI、出口和進口對應的彈性分別為-0.211、1.352、-1.234，且在1%的顯著水平下顯著，這表明FDI與進口每增加1%，會引起0.211%和1.234%的環(huán)境改善,進口對環(huán)境改善的作用要大于FDI的作用；出口每增加1，則會帶來1.352% 的環(huán)境惡化。

3.3 短期動態(tài)分析：向量誤差修正模型（VECM）

協(xié)整關系只能說明各個變量之間的長期關系與趨勢，要分析變量之間的短期動態(tài)關系，可以通過引入誤差修正模型來將變量的短期波動與長期均衡有機結合起來，實現(xiàn)短期內變量間非均衡向均衡調整的過程。

由于VECM的滯后階數(shù)是無約束VAR模型一階差分變量的滯后階數(shù)，因此VECM的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。在估計VECM結果前，需要對VECM設定的合理性進行檢驗。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)VECM模型的所有根均落在單位圓上(3個)或圓內（5個），表明VECM是穩(wěn)定的，可以做脈沖響應與方差分析。LM自相關檢驗顯示，LM1=15.54，P=0.33，LM2=11.2，P=0.17，故不存在自相關。White異方差檢驗顯示，χ2=114，P=0.16，故不存在異方差。綜合上述分析，VECM穩(wěn)定且不存在設定偏差，依據(jù)VECM得到的結論是穩(wěn)定和可靠的。

表5 誤差修正模型（VECM）估計結果

表5中ECM=lnYt-1+0.211lnFDIt-1-1.352lnEt-1+1.234lnIMt-1+3.07。 （9）至（11）式分別為 lnY，lnFDI，lnE 和 lnIM 的誤差修正模型（VECM）。在誤差修正模型中，△表示一階差分，表示變量的短期變動；ECM為誤差修正項，其系數(shù)表明長期均衡關系對短期波動的調整力度。（9）式中的誤差修正項系數(shù)的t統(tǒng)計量在10%的顯著性水平下通過檢驗，說明環(huán)境污染綜合指數(shù)短期波動受長期均衡關系的影響顯著，其誤差修正項系數(shù)為-0.136，說明環(huán)境污染綜合指數(shù)受到干擾偏離均衡時，將受到一個0.136速度相反調整力度，使其能在短期內恢復到均衡水平。同樣可知，（10）和（11）式中誤差修正項的t統(tǒng)計量在1%顯著水平下顯著，說明當它們偏離均衡時，將以各自誤差修正項前的系數(shù)恢復到長期均衡；而進口受均衡影響不顯著，說明當進口偏離均衡時，不能在短期恢復到長期均衡。

3.4 動態(tài)影響分析：脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)可以可以將向量自回歸模型所包含的經(jīng)濟意義較為完整而細膩地表達變量之間的動態(tài)關系。脈沖響應函數(shù)（IRF）描述系統(tǒng)內一個變量對其他變量的一個單位沖擊所產生的影響，可以提供沖擊所產生相應的正負方向，調整滯后期限與穩(wěn)定過程等信息。圖1至圖3就是在VECM基礎上，通過Monte Carlo模擬得到的廣義脈沖響應函數(shù)曲線圖，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表變量之間的相互沖擊響應程度，圖中曲線部分為計算值。

依據(jù)圖1可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染綜合指數(shù)對FDI一個單位沖擊是負的響應，在前5期增長迅速，達到-0.01，并在較長時間內穩(wěn)定在-0.012。表明在短期，隨著FDI的增加，環(huán)境污染強度在不斷的降低，F(xiàn)DI對我國環(huán)境污染具有抑制與改善作用。圖2，環(huán)境污染綜合指數(shù)對出口的沖擊反映曲線可以發(fā)現(xiàn)，污染指數(shù)在來自出口的沖擊呈波動狀況，在第2期達到最大值0.0028，第3期達到最小值-0.009，而后在5期繼續(xù)為正的響應。這表明出口增加，在開始是急速增加環(huán)境污染，隨后降低環(huán)境污染，但是在后期又會增加環(huán)境污染，總體上是增加環(huán)境污染。圖3，環(huán)境污染綜合指數(shù)對進口的沖擊表現(xiàn)，前5期增加迅速，以后穩(wěn)定在0.03水平，表明進口在短期增加了環(huán)境污染。

綜上所述，在短期，F(xiàn)DI有利于抑制和改善我國的環(huán)境污染；而進口和出口都加劇了我國環(huán)境污染程度，且進口對環(huán)境污染程度的沖擊力度更大。

3.5 FDI、對外貿易與環(huán)境污染的因果關系

通過Granger因果檢驗，F(xiàn)DI、對外貿易與環(huán)境污染的因果關系。Granger因果檢驗的基本原理是：X是否引起Y的問題，主要是看現(xiàn)在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，加入X的滯后值是否使解釋程度提高。如果X在Y的預測中有幫助，或者X與Y的相關系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，就可以說“Y是由X Granger引起的”（高鐵梅，2009）。本文采用滯后2到4期的VAR模型檢驗變量之間的因果關系，檢驗結果見表6。

表6 格蘭杰因果關系檢驗結果

依據(jù)表6，滯后4期下，F(xiàn)DI在1%的顯著水平下是引起環(huán)境污染綜合指數(shù)變動的Granger原因；在滯后2期下，出口與環(huán)境污染綜合指數(shù)在1%的顯著水平下，為單向Granger關系；在滯后3下，進口在5%的顯著水平下，是環(huán)境污染綜合指數(shù)變動的Granger原因。因此，F(xiàn)DI、出口和進口僅為環(huán)境污染的單向Granger原因。

4 主要結論

本文采用熵值法，以 1983～2009年我國工業(yè)“三廢”排放量為基礎數(shù)據(jù)，獲得我國該時間段的環(huán)境污染綜合指數(shù)，同時使用FDI與進出口總額年度數(shù)據(jù)為研究對象，構建了VECM模型，分別采用協(xié)整理論、脈沖響應函數(shù)和Granger因果檢驗方法對FDI、進出口與環(huán)境污染之間的關系進行了實證研究，依據(jù)前文分析結果，得到以下結論與啟示。

①環(huán)境污染綜合指數(shù)、FDI與進出口總額時間序列盡管為非平穩(wěn)的變量，但它們一階差分都是平穩(wěn)的，為一階單整的I(1)過程。②從長期關系來看，環(huán)境污染綜合指數(shù)、FDI與進出口之間存在長期均衡，F(xiàn)DI與進口都減輕了我國環(huán)境污染程度，而出口加劇了我國環(huán)境污染，“污染避難所”的假說得到驗證。③在短期偏離長期均衡時，環(huán)境污染指數(shù)、出口都可以迅速恢復到長期均衡狀態(tài)。④由脈沖響應函數(shù)可知：在短期，進口與出口都增加環(huán)境污染，F(xiàn)DI利于減少和抑制環(huán)境污染。⑤FDI、進口、出口僅為環(huán)境污染的單向Granger原因。

[1]鄧柏盛，宋德勇.我國對外貿易、FDI與環(huán)境污染之間的關系研究[J].國際貿易問題研究，2008,（4）.

[2]劉渝琳，溫懷德.經(jīng)濟增長下的FDI、環(huán)境污染損失與人力資本[J].世界經(jīng)濟研究，2007（11）.

[3]walter enders著，杜江譯.應用計量經(jīng)濟學圖書[M].北京：高等教育出版社，2006.

[4]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社,2009.

[5]楊萬平.袁曉玲.對外貿易、FDI對環(huán)境污染的影響分析[J].世界經(jīng)濟研究，2008，（12）.

[6]沙文兵，石濤.外商直接投資的環(huán)境效應—基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].世界經(jīng)濟研究，2006,（6）.

F224.9

A

1002-6487（2011）10-0130-04

四川省哲學社會科學規(guī)劃項目“對川外國直接投資的模式和決定因素研究”(SC08W01)

常乃磊（1983-），男，四川成都人，博士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟。

（責任編輯/浩 天）