要素稟賦、污染轉(zhuǎn)移與中國制造業(yè)的貿(mào)易競爭力——對污染天堂與要素稟賦假說的檢驗

王文治 陸建明

(1.南開大學(xué)濱海學(xué)院經(jīng)濟管理系，天津300270;2.天津財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易系，天津300222)

當(dāng)前自由貿(mào)易對環(huán)境污染的影響已成為發(fā)達(dá)國家以及發(fā)展中國家所關(guān)注的問題。一些學(xué)者認(rèn)為發(fā)達(dá)國家嚴(yán)格的環(huán)境管制政策將導(dǎo)致其污染密集型行業(yè)通過自由貿(mào)易和外商直接投資轉(zhuǎn)移至環(huán)境管制較松的發(fā)展中國家，從而使這些發(fā)展中國家成為“污染天堂”(Pollution Haven)。Low 和Yeats 研究發(fā)現(xiàn)1965－1988年期間發(fā)達(dá)國家污染產(chǎn)品的出口份額從20%下降至16%，而在此期間發(fā)展中國家污染品的出口份額不斷上升[1]。Peters 和Hertwich研究表明內(nèi)含在進(jìn)口產(chǎn)品中的碳排放大約占挪威國內(nèi)碳排放量的67%，其中50% 的進(jìn)口碳排放來自發(fā)展中國家[2]。Shui 和Harriss 研究表明中國7%－14%的出口碳排放是由美國的消費所引起的，如果美國自己生產(chǎn)而不從中國進(jìn)口這類污染品，美國的碳排放將增加3%－6%[3]。與上述研究結(jié)論相反，Xu 研究表明在60年代到90年代期間，雖然大多數(shù)發(fā)達(dá)國家的環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)較高，然而污染品的出口量并沒有隨著環(huán)境管制的嚴(yán)格而下降[4]。Grossman 和Krueger 以北美自由貿(mào)易區(qū)為研究對象，認(rèn)為在自由貿(mào)易條件下墨西哥的環(huán)境質(zhì)量不僅不會下降反而會改善[5]。Dean 研究認(rèn)為通過自由貿(mào)易可以增加人均收入，隨著人均收入的上升污染排放會不斷下降，自由貿(mào)易最終有利于中國環(huán)境質(zhì)量的改善[6]。這類研究否認(rèn)了污染天堂假說的成立。經(jīng)濟學(xué)家Atweiler，Copeland 和Taylor提出要素稟賦假說(Factor Endowment Hypothesis，F(xiàn)EH)，即:一國出口產(chǎn)品的比較優(yōu)勢主要取決于該國的要素稟賦和生產(chǎn)技術(shù)，通常污染密集型的產(chǎn)品也同時具有資本密集型的特點，因此資本相對豐富的發(fā)達(dá)國家應(yīng)該出口資本密集型產(chǎn)品，污染排放增加;相反資本相對稀缺的發(fā)展中國家在污染密集型產(chǎn)品出口上不具備比較優(yōu)勢，反而會選擇進(jìn)口此類產(chǎn)品，其污染排放量會下降。他們認(rèn)為由于要素稟賦差異和環(huán)境管制差異對一國污染密集型產(chǎn)品的比較優(yōu)勢將產(chǎn)生截然不同的影響，所以在考慮自由貿(mào)易對一國環(huán)境質(zhì)量影響時，應(yīng)同時從上述兩個因素進(jìn)行分析，才能更加準(zhǔn)確地制定相應(yīng)的環(huán)境政策和貿(mào)易政策[7－8]。

基于以上學(xué)者在理論和實證方面的研究，本文通過建立出口商品碳排放含量指標(biāo)，對全球163個國家出口商品的碳排放含量進(jìn)行測算，并以中國制造業(yè)為例，具體檢驗了要素稟賦假說和污染天堂假說在全球和中國是否成立，并就中國制造業(yè)如何實現(xiàn)清潔增長提出建議。

1 出口商品碳排放含量的測算

借鑒Hausmann，Wang and Rodrik 對出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)的計算思路[9]，我們假設(shè)商品在碳排放水平高的國家的出口份額越大，那么這種出口商品的碳排放含量就越高，計算公式為:

其中，xjk 指j國商品k 的出口額，Xj表示j國總出口，CO2j表示j國人均CO2排放量，數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。Pollutionk表示出口產(chǎn)品k 的碳排放含量，如果商品k 在人均碳排放水平高的國家的出口份額越大，那么這種產(chǎn)品出口的碳排放含量就越高。進(jìn)一步某國所有出口產(chǎn)品的碳排放含量可利用下述公式計算得出:

其中，EXPollutionj表示某國一定時期所有產(chǎn)品出口碳排放含量的加權(quán)平均值，如果某國在碳排放含量高的產(chǎn)品的出口份額越大，那么該國出口產(chǎn)品的碳排放含量就越高。

1.1 世界各國出口商品碳排放含量

根據(jù)上述公式，本文選取SITC 的4 位數(shù)商品分類水平下5－9 的工業(yè)制成品為研究樣本，共計387種產(chǎn)品①數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UN Commodity Trade Statistics Database)。。并分別計算世界163個國家1995－2007年全部商品出口的碳排放含量，將該數(shù)據(jù)與這些國家歷年人均GDP 水平②人均GDP 數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI 數(shù)據(jù)庫，該值為1990年不變價格和不變匯率下的美元值，取對數(shù)可以使圖形更加清晰直觀。進(jìn)行對比(見圖1)，可以看出二者呈現(xiàn)較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，即:一國人均GDP 水平越高，該國出口商品的碳排放含量越高。因此，從全球角度來看(1995 至2007年期間)，高收入國家總體上要比低收入國家出口商品的碳排放含量高，污染產(chǎn)業(yè)并沒有從發(fā)達(dá)國家明顯轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，究其原因在于低收入國家人均資本較低，通常生產(chǎn)并出口清潔的勞動密集型產(chǎn)品。因此，相對污染天堂假說，要素稟賦假說更容易解釋當(dāng)前全球貿(mào)易分工對污染排放分布的影響。

1.2 中國出口商品碳排放含量

圖1 1995－2007年163個國家人均GDP 對數(shù)值與出口產(chǎn)品碳排放含量散點圖Fig.1 Scatter diagram between the logarithm of GDP per capita and the embodied carbon emission in export commodities from 163 countries during 1995－2007

就中國出口商品碳排放含量變化來看，1985－2007年中國出口商品碳排放含量呈現(xiàn)逐年增加的趨勢(見圖2)。按照要素稟賦論，中國豐富的勞動力資源使勞動密集型產(chǎn)品出口具有比較優(yōu)勢，這類產(chǎn)品生產(chǎn)過程中的污染排放相對較低，因此自由貿(mào)易條件下的國際分工應(yīng)該有利于中國環(huán)境質(zhì)量的改善。但中國出口商品碳排放含量越來越高，此外2007年中國的SO2排放量是世界第一，達(dá)到2 468萬t;CO2凈排放量為26.7億t(折合約7.28億t 碳)，位居世界第二[10]。污染排放的增加不容忽視，這與要素稟賦假說產(chǎn)生矛盾。另外自1993年起，中國已成為發(fā)展中國家外商直接投資(FDI)最大的流入國，而制造業(yè)是外商直接投資的主要領(lǐng)域。因此FDI 大量流入在促進(jìn)中國制造業(yè)出口競爭力提升的同時也直接和間接的影響制造業(yè)污染排放，中國環(huán)境質(zhì)量惡化與發(fā)達(dá)國家的污染轉(zhuǎn)移之間存在一定相關(guān)性。

圖2 1985－2007年中國出口商品碳排放含量Fig.2 The embodied carbon emission in China's export commodities during 1985－2007

2 回歸模型和變量解釋

中國出口商品碳排放含量逐年遞增初步否定了要素稟賦假說在中國的成立，然而伴隨FDI 流入的污染轉(zhuǎn)移是否是造成制造業(yè)污染排放增加的原因，這需要進(jìn)一步通過建立面板數(shù)據(jù)回歸方程來進(jìn)行實證檢驗，本文采用的回歸方程如下:

其中，j表示制造業(yè)15個行業(yè)，t表示時間，從2001 至2009年。TC為貿(mào)易競爭指數(shù)、FEH為要素稟賦變量，PHH為污染天堂變量，F(xiàn)S表示制造業(yè)各行業(yè)企業(yè)規(guī)模變量，R＆D表示制造業(yè)各行業(yè)的科技投入變量，εjt為隨機擾動項。上述變量具體解釋如下:

2.1 制造業(yè)貿(mào)易競爭指數(shù)的測算

制造業(yè)各行業(yè)的貿(mào)易競爭指數(shù)(TC)計算公式如下:

其中，下標(biāo)j表示制造業(yè)各行業(yè)，Ej，Ij分別代表一國j行業(yè)的出口和進(jìn)口額。TC 在1 和－1之間變動，TC ＞0表示該行業(yè)在國際上處于競爭優(yōu)勢;反之，TC ＜0表示該行業(yè)處于競爭劣勢。

貿(mào)易競爭指數(shù)測算需要對應(yīng)行業(yè)的進(jìn)出口數(shù)據(jù)，為了將《國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類》(SITC)中的商品進(jìn)出口數(shù)據(jù)與《中國統(tǒng)計年鑒》中的制造業(yè)28個行業(yè)對應(yīng)，我們采用如下方法:首先，選取中國《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》與聯(lián)合國1989年制定的《全部經(jīng)濟活動的國際標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類》第三版(ISIC Rev.3)的行業(yè)分類對照表。①該對照表來自大連市統(tǒng)計局，下載地址:http://www.stats.dl.gov.cn/view.jsp?docid=8040。其次，基于EUROSTAT 中關(guān)于SITC Rev.3 和ISIC Rev.3 的對照表，將SITC Rev.3 商品分類與ISIC Rev.3 各行業(yè)對應(yīng)。②讀者可以從下述網(wǎng)址下載該對照表:http://ec.europa.eu/eurostat/ramon/relations/index.cfm?TargetUrl=LST_REL.Accessed Sept 9，2009。最后，以ISIC為橋梁建立SITC 與中國制造業(yè)28個行業(yè)的對照表③由于篇幅有限，全部28個行業(yè)的對照表有需要的讀者可聯(lián)系作者。，該對照表中中國制造業(yè)28個行業(yè)對應(yīng)SITC Rev.3 五位數(shù)商品分類中的2 726個產(chǎn)品，商品進(jìn)出口數(shù)據(jù)來自Uncomtrade 貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。基于對照表可進(jìn)一步計算出中國制造業(yè)各行業(yè)的進(jìn)、出口額和貿(mào)易競爭指數(shù)。

2.2 污染天堂指標(biāo)的測算

就發(fā)達(dá)國家是否向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移污染行業(yè)而言，如果發(fā)展中國家FDI 大量流入的行業(yè)污染排放較多，這表明伴隨FDI 流入產(chǎn)生了污染轉(zhuǎn)移，污染天堂假說成立。然而這僅僅考慮了FDI 流入對東道國環(huán)境污染的直接影響，忽視了間接影響。事實上，由于存在產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)，F(xiàn)DI 流入某行業(yè)同時會帶動相關(guān)行業(yè)產(chǎn)出的增加，如果相關(guān)行業(yè)是污染密集型行業(yè)，那么東道國的環(huán)境質(zhì)量就會由于FDI 流入的間接影響而惡化[11]。因此，只有從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的角度，全面衡量FDI 流入所產(chǎn)生的全部污染排放效應(yīng)才能更加準(zhǔn)確的驗證污染天堂假說是否成立，這需要利用投入產(chǎn)出法。用投入產(chǎn)出方法研究經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境關(guān)系問題最早可以追溯到Leontief 的研究[12]，根據(jù)Leontief 的基本投入產(chǎn)出框架模型:

X=AX+Y

求解X，可以得出

其中，X、Y表示國民經(jīng)濟中部門總產(chǎn)出向量和最終需求向量;A為直接消耗系數(shù)矩陣，其第i行第j列的元素aij表示第j部門生產(chǎn)單位產(chǎn)品直接消耗第i部門的產(chǎn)品數(shù)量，直接消耗系數(shù)反映了部門之間的直接經(jīng)濟技術(shù)聯(lián)系;I是A 的同階單位矩陣;(I－A)－1為完全消耗系數(shù)矩陣，其第i行第j列的元素bij表示第j部門每提供1個單位最終產(chǎn)品時，對第i部門產(chǎn)品和服務(wù)的直接和全部間接需求量之和。

從中國投入產(chǎn)出學(xué)會可得到2000年、2002年、2005年和2007年42部門的投入產(chǎn)出完全消耗系數(shù)表。選取其中15個制造業(yè)部門組成中國制造業(yè)15部門完全消耗系數(shù)矩陣，即:(I－A)－115×15。由于《中國統(tǒng)計年鑒》中所列的28個制造業(yè)行業(yè)與中國投入產(chǎn)出學(xué)會的投入產(chǎn)出表中的制造業(yè)15部門分類略有不同，本文將統(tǒng)計年鑒中的制造業(yè)部門進(jìn)行調(diào)整與合并，使其能夠與投入產(chǎn)出表中的15個部門對應(yīng)，具體15個行業(yè)分別為:食品制造及煙草加工業(yè)，紡織業(yè)，服裝、皮革、羽絨及其制品業(yè)，木材加工及家具制造業(yè)，造紙印刷及文教用品制造業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學(xué)工業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，金屬冶煉及壓延加工業(yè)，金屬制品業(yè)，通用、專用設(shè)備制造業(yè)，交通運輸設(shè)備制造業(yè)，電氣、機械及器材制造業(yè)，通信設(shè)備、計算機及其它電子設(shè)備制造業(yè)，儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)④由于篇幅有限，需要該15個行業(yè)與《中國統(tǒng)計年鑒》中的制造業(yè)行業(yè)分類對照表的讀者可聯(lián)系作者。。

《中國統(tǒng)計年鑒》中具有相對完整記錄的行業(yè)污染物排放主要有3類:工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量和工業(yè)煙塵排放量。合并相應(yīng)部門的三種污染物排放后，可以得出制造業(yè)15部門3類污染物排放強度指標(biāo)，該指標(biāo)分別用制造業(yè)各行業(yè)三種污染物排放數(shù)量除以各行業(yè)實際工業(yè)總產(chǎn)值(以1991年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)對工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行平減)。

P3×15表示制造業(yè)15部門3種污染物排放強度矩陣。在15部門完全消耗系數(shù)矩陣前乘以污染物排放強度矩陣，即就可以計算出制造業(yè)15部門三種污染物的完全排放系數(shù)矩陣，該矩陣中每一個元素表示某行業(yè)單位產(chǎn)出額(億元)所直接和間接引起的某種污染物排放量。

得到制造業(yè)15部門三種污染物的完全排放系數(shù)矩陣后，我們定義FDI行業(yè)占比指標(biāo)(FDIshare)為歷年外商直接投資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值在某行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值中所占的比重(數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》)。用FDI行業(yè)占比指標(biāo)與污染物的完全排放系數(shù)矩陣相乘后，即:FDIshare × P3×15就可測算FDI 流入某行業(yè)后所引起的全部直接和間接的三種污染物排放效應(yīng)，該指標(biāo)越大表明流入某行業(yè)的FDI所引起的全部污染排放效應(yīng)越強。

2.3 要素稟賦指標(biāo)的測定

衡量某個行業(yè)的要素稟賦通常采用人均資本指標(biāo)，即:Kjt/Ljt。其中，Kjt為行業(yè)資本投入，用各行業(yè)歷年固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示，并以1991年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減;Ljt為勞動投入，用歷年各行業(yè)全部企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)表示。

2.4 其它控制變量

企業(yè)規(guī)模變量(FSjt)，用制造業(yè)各行業(yè)實際工業(yè)總產(chǎn)值除以各行業(yè)企業(yè)總數(shù)表示;科技投入變量(R＆Djt)為制造業(yè)各行業(yè)科技活動內(nèi)部支出金額占各行業(yè)固定資產(chǎn)年平均余額的比重，該指標(biāo)越大表明該行業(yè)單位資本的科技投入越高。

2.5 制造業(yè)各行業(yè)貿(mào)易競爭指數(shù)測算結(jié)果

按照上文貿(mào)易競爭指數(shù)的計算方法，可計算得出2001－2009年制造業(yè)15個行業(yè)的貿(mào)易競爭指數(shù)，并繪制其變化的箱型圖(見圖3)。根據(jù)圖3所示，首先，多數(shù)制造業(yè)行業(yè)的貿(mào)易競爭指數(shù)大于0(圖中虛線表示貿(mào)易競爭指數(shù)等于0，柱體中的粗橫線其值表示行業(yè)歷年貿(mào)易競爭指數(shù)均值)，具有出口競爭優(yōu)勢，且這些行業(yè)多為勞動密集型行業(yè)。其次，貿(mào)易競爭指數(shù)變化較大的行業(yè)包括石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，金屬冶煉及壓延加工業(yè)，通信設(shè)備、計算機及其它電子設(shè)備制造業(yè)。其中石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、金屬冶煉及壓延加工業(yè)上下引線較長，柱體部分較短(柱體部分表示2001 至2009年之間貿(mào)易競爭指數(shù)位于最高最低點的上下1/4 處的數(shù)值分布)，表明該行業(yè)的貿(mào)易競爭指數(shù)波動幅度較大，我們認(rèn)為受國際原油和礦產(chǎn)品市場價格波動的影響，導(dǎo)致這兩個行業(yè)的貿(mào)易競爭指數(shù)波動較大，相反計算機及其它電子設(shè)備制造業(yè)上下引線較短，柱體部分變化較大表明該行業(yè)的貿(mào)易競爭指數(shù)增長較為穩(wěn)定，由TC 負(fù)值逐漸轉(zhuǎn)為并保持TC 正值(從2001年的－0.04 穩(wěn)步增加為2009年的0.39)，類似的行業(yè)還有電氣、機械及器材制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、通用、專用設(shè)備制造業(yè)，這些行業(yè)都屬于技術(shù)含量較高的裝配加工業(yè)。最后，中國制造業(yè)中的化學(xué)工業(yè)長期處于出口競爭劣勢，其上引線的最高值都小于0。綜上，中國制造業(yè)出口競爭力最強的行業(yè)依然集中在傳統(tǒng)的勞動密集型行業(yè)和一些高技術(shù)含量的裝配加工業(yè)。

圖3 2001－2009年制造業(yè)15行業(yè)貿(mào)易競爭指數(shù)箱型圖Fig.3 The box plot of TC index from 15 manufacturing sectors during 2001－2009

3 回歸結(jié)果分析

本文采用截面取權(quán)數(shù)方法(Cross Section Weights)對模型進(jìn)行廣義最小二乘法(GLS)估計，以消除異方差的影響，提高模型的有效性。關(guān)于面板數(shù)據(jù)的回歸方法包括截面固定效應(yīng)和截面隨機效應(yīng)，使用何種方法應(yīng)通過豪斯曼檢驗決定，檢驗結(jié)果見表1。

表1 隨機效應(yīng)豪斯曼檢驗Tab.1 Random effects -Hausman Test

根據(jù)隨機效應(yīng)的豪斯曼檢驗結(jié)果，拒絕原假設(shè)(H0:建立截面隨機效應(yīng)模型)，應(yīng)建立截面固定效應(yīng)模型，模型回歸結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2所示，三個回歸式中的R2都在0.99 以上，說明解釋變量對被解釋變量的解釋度很高，DW值位于1.61 ＜1.873、1.831、1.901 ＜2 區(qū)間，說明回歸方程無序列相關(guān)性?；貧w式(1)、(2)、(3)都表明人均資本變量與貿(mào)易競爭指數(shù)呈明顯的負(fù)相關(guān)(顯著性水平為1%)，這說明中國制造業(yè)出口競爭力強的行業(yè)為勞動密集型行業(yè)。根據(jù)要素稟賦假說，這種貿(mào)易分工不應(yīng)導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量的惡化?；貧w式(1)、(2)均顯示外商直接投資引發(fā)的全部工業(yè)廢水排放和工業(yè)SO2排放變量與貿(mào)易競爭指數(shù)正相關(guān)，且存在統(tǒng)計上的顯著性(顯著性水平為1%)，這說明FDI大量流入的行業(yè)，其出口競爭力相對較強，同時FDI所引發(fā)的全部污染排放也相對較大。因此，考慮FDI 的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)后，污染天堂假說在中國是成立的。

表2 回歸結(jié)果Tab.2 Regression results

此外，科技投入變量與貿(mào)易競爭指數(shù)之間相關(guān)性不顯著，這說明中國制造業(yè)的科技投入數(shù)量還不足以決定制造業(yè)的出口競爭力，也反映了中國制造業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)含量較低的現(xiàn)狀。相反企業(yè)規(guī)模變量與貿(mào)易競爭指數(shù)存在顯著的正相關(guān)，說明規(guī)模經(jīng)營有利于提升制造業(yè)產(chǎn)品的出口競爭力。

4 結(jié)論與建議

綜合本文的研究，可得出下述結(jié)論:首先，基于全球163個國家出口商品碳排放含量的測算結(jié)果，發(fā)達(dá)國家在高碳排放含量的產(chǎn)品出口上占據(jù)主導(dǎo)地位，相反低收入國家在低碳排放含量商品出口上占有絕對優(yōu)勢，全球范圍內(nèi)沒有出現(xiàn)污染天堂現(xiàn)象，國際貿(mào)易分工仍然是基于各國要素稟賦的差異。其次，中國豐富的勞動力資源使中國在勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口上具備比較優(yōu)勢，按照要素稟賦假說，這種貿(mào)易分工不會惡化中國的環(huán)境質(zhì)量。然而自1985年起中國出口商品碳排放含量逐年增加，使得要素稟賦假說在中國無法得到證實。再次，雖然外商直接投資主要流入中國相對清潔的制造業(yè)行業(yè)，但是當(dāng)從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的角度分析時，F(xiàn)DI 不僅增加流入行業(yè)的產(chǎn)出和污染排放，同時也擴大對其它行業(yè)產(chǎn)品的需求，如果這些行業(yè)是高污染排放行業(yè)，那么FDI 流入的間接關(guān)聯(lián)效應(yīng)就會導(dǎo)致中國制造業(yè)污染排放的整體增加，當(dāng)我們從投入產(chǎn)出的角度全面考慮FDI 流入造成的全部直接和間接污染排放效應(yīng)時，實證研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI 全部污染排放效應(yīng)與行業(yè)出口競爭力正相關(guān)，即:考慮產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)因素后，污染天堂假說在中國是成立的，只不過這種污染轉(zhuǎn)移不是直接轉(zhuǎn)移，而是通過FDI 的關(guān)聯(lián)效應(yīng)引起的，具有一定的隱蔽性。最后，加大科技投入和實施規(guī)模經(jīng)營是提升中國制造業(yè)貿(mào)易競爭力的有效途徑。

綜上結(jié)論，基于要素稟賦假說中國制造業(yè)貿(mào)易競爭力強的行業(yè)長期以來都是勞動密集型行業(yè)，這種國際分工不會造成中國制造業(yè)污染排放的增加。減少制造業(yè)污染排放，實現(xiàn)其清潔增長，需要對FDI 流入所產(chǎn)生的間接污染排放效應(yīng)引起關(guān)注，盡可能減少或限制清潔行業(yè)的外資企業(yè)對中國污染密集行業(yè)的產(chǎn)品的本土化需求，將FDI 可能帶來的間接污染排放效應(yīng)降到最低，并鼓勵外資企業(yè)向其上游污染密集行業(yè)的本土供應(yīng)商提供先進(jìn)的減排技術(shù)，降低這類污染密集型行業(yè)的排污量。

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