外商直接投資對浙江省環(huán)境污染影響的實證研究——基于1990—2013年數(shù)據(jù)

陳 修 蘭

（1.華東師范大學，上海 201100；2.紹興文理學院元培學院，浙江 紹興 312000）

引言

浙江省經(jīng)濟發(fā)展處于國內(nèi)領(lǐng)先水平，外商直接投資對此發(fā)揮了巨大的作用。2013年，浙江省實際利用外商直接投資總額達163.674億美元，約為1990年的實際利用FDI額（0.4844億美元）的292倍。①《浙江省2014年統(tǒng)計年鑒》。然而伴隨著實際利用FDI的快速增長，浙江省工業(yè)“三廢”（工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣與工業(yè)固體廢物）的排放量或生產(chǎn)量均為上升態(tài)勢，與此同時，浙江省的酸雨、霧霾和水質(zhì)下降等環(huán)境問題不斷出現(xiàn)。根據(jù)相關(guān)部門的公開數(shù)據(jù)，環(huán)境良好著稱的浙江杭州2013年、2014年霧霾天數(shù)分別為239天和154天，②浙江新聞，2015年3月2日。http：//zjnews.zjol.com.cn/05zjnews/system/2015/03/02/020529184.shtml。其他市也是霧霾天氣頻頻出現(xiàn)。在這種情況下，外商直接投資所引發(fā)的環(huán)境問題也越來越被關(guān)注。

外商直接投資與污染關(guān)系的理論方面無論是對于發(fā)達國家還是發(fā)展中國家都有不少的研究結(jié)論。目前普遍認為可分為兩類：（1）支持“污染避難所假說”的，這一假說最早由Walter和 Ugelow提出[1]。 而后，Baumol和Oates[2]做了進一步的理論論述，這一假說是針對發(fā)展中國家而言的，他們發(fā)現(xiàn)有很多發(fā)展中國家為吸引外資，對外資企業(yè)采用相對于發(fā)達國家來說更低的環(huán)境標準，但這種行為會使發(fā)展中國家變成世界污染的集中地。此后很多研究者也對這一假說進行了理論闡述和實證檢驗，認為發(fā)展中國家較低的環(huán)境標準會吸引環(huán)境標準較高的發(fā)達國家對其進行直接投資，這種行為使其成為污染者的避難所（ Jensen，1996[3]；SijeongLim，VictorMenaldo，AseemPrakash，2012[4]）；（ 2）支持“ 污染光環(huán)假說”的，即認為外商直接投資對東道國的污染減少是正向作用，原因是外商直接投資中的跨國公司會在東道國采用統(tǒng)一的環(huán)境標準及技術(shù)從而產(chǎn)生光環(huán)效應帶動該國或者地區(qū)的環(huán)境污染治理（ BirdsallandWheeler，1993[5]；Lopez，1999[6]） 。

對于提到的這幾種假說，不同研究者選取不同的國家或地區(qū)作為研究對象，所使用的研究方法也不同，所以雖然學者們找到了支持各自觀點的不同依據(jù)，但這些年對于外商直接投資與東道的環(huán)境污染關(guān)系問題的研究至今還沒有得出一個完全一致的說法。鄧柏盛、宋德勇[7]（2005）基于我國1995—2005年數(shù)據(jù)得出結(jié)論，認為外商直接投資的引入有利于改善環(huán)境質(zhì)量。蔣偉、劉牧鑫[8]（2011）根據(jù)2007年我國275個地級及以上城市的截面數(shù)據(jù)分析認為外商直接投資并不一定導致城市環(huán)境的惡化；他認為影響城市環(huán)境的更為重要的因素是城市所處的環(huán)境，城市之間環(huán)境污染問題互為影響。黃梅（2015）[9]通過實證研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境隨著經(jīng)濟的發(fā)展會表現(xiàn)出初期環(huán)境惡化、中期隨著環(huán)保技術(shù)進步而得到改善和最終環(huán)境承受力達到頂點后會繼續(xù)惡化這一現(xiàn)象，在這一過程中，環(huán)境污染與外商直接投資存在長期協(xié)整關(guān)系。聶飛、劉海云（2015）[10]研究認為城市環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間是正向相關(guān)關(guān)系，外商直接投資在促進經(jīng)濟發(fā)展，但是也加劇環(huán)境污染問題；雖然研究數(shù)據(jù)表明外商直接投資具備“污染光環(huán)假說”的特征，但是過低的環(huán)境標準使得外商直接投資在很多城市選擇進入高污染的加工制造業(yè)，這種狀況在中西部更為明顯。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，選擇浙江省這一東部發(fā)達省份作為研究對象，對外商直接投資與環(huán)境污染之間的關(guān)系進行實證檢驗，以期得到基于浙江省實際情況的結(jié)論，從而為政府制定更為有效的制定吸引外商直接投資的環(huán)境政策提供有益的借鑒。

一、變量選擇與數(shù)據(jù)選取

本文以浙江省工業(yè)“三廢”的排放量或生產(chǎn)量表示該省環(huán)境污染的情況，以浙江省實際利用FDI表示該省外商直接投資。浙江省實際利用FDI與環(huán)境污染的數(shù)據(jù)來源于1995—2014年的《浙江統(tǒng)計年鑒》，樣本時間為1990—2013年。①在確定各變量數(shù)據(jù)時，由于有些年份數(shù)據(jù)在不同年份的《浙江省統(tǒng)計年鑒》上有差別，此時數(shù)據(jù)以最近期年鑒為準。因為最近期的數(shù)據(jù)是在以前數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上修訂的，更接近真實數(shù)據(jù)。變量 fdi、water、gas、waste分別表示外商直接投資額、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物生產(chǎn)量。由于FDI和工業(yè)“三廢”排放量或產(chǎn)生量的單位不同，并且兩者之間的絕對值比較大，考慮到消除異方差的影響和對時間序列數(shù)據(jù)取對數(shù)并不改變時間序列的性質(zhì)和關(guān)系，因此對這些變量取對數(shù)。本文數(shù)據(jù)處理軟件為Eviews6.0和spss20.0（相關(guān)系數(shù)檢驗部分使用spss20.0完成）。

二、實證分析

（一）變量相關(guān)性分析

為判斷FDI、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量是否存在顯著相關(guān)性，就要分別對這些變量取對數(shù)后進行相關(guān)性檢驗，結(jié)果（見表1）。表1顯示，F(xiàn)DI與工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)廢水排放量相關(guān)系數(shù)在0.7以上，為中度或高度正線性相關(guān)關(guān)系，且通過了檢驗。且由于工業(yè)“三廢”排放量或產(chǎn)生量的三個變量之間相關(guān)系數(shù)有的達到了0.9以上。這表明工業(yè)“三廢”排放量或產(chǎn)生量之間存在多重共線性的可能。為了避免多重共線性的影響，本文將這三個變量與FDI的關(guān)系分別進行研究（見圖1）。

圖1 各變量相關(guān)關(guān)系散點圖

表1 各變量相關(guān)系數(shù)及檢驗結(jié)果

（二）時間序列的單位根檢驗

為避免由于非平穩(wěn)時間序列①時間序列的平穩(wěn)性是指時間序列的均值和方差與時間t無關(guān)，而且協(xié)方差只與時期間隔有關(guān)，與時間t無關(guān)；否則，時間序列是非平穩(wěn)的。帶來的偽回歸問題，本文對各個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗方法是采用ADF檢驗（AugmentDickey-Fullertest）。單位根檢驗結(jié)果（見表2）。

表2 各變量原序列和一階、二階差分序列的單位根檢驗結(jié)果

②對于檢驗類型是否添加截距項與趨勢項，參考張曉峒《計量經(jīng)濟學基礎(chǔ)（第3版）》（南開大學出版社）第324-325頁中方法選擇。滯后項的選取依據(jù)AIC、SIC最小原則，同時考慮樣本數(shù)目不多，過多滯后項會減少信息，綜合這兩方面選擇滯后次數(shù)。本文其他表格中同理。

由表2可以看出，四個時間序列都是非平穩(wěn)的，但是取一階差分后在5%的顯著性水平下都變成平穩(wěn)的，所以它們都是一階單整時間序列I（1），因此可以對它們進行協(xié)整檢驗。

（三）協(xié)整檢驗

不同時間序列是同階單整，并且它們的線性組合是平穩(wěn)的，則時間序列存在協(xié)整關(guān)系。本文對FDI與“三廢”排放量或產(chǎn)生量的相關(guān)關(guān)系進行研究，因此需要對“三廢”排放量或產(chǎn)生量分別與FDI進行協(xié)整檢驗，結(jié)果（見表3）。

表3 各變量之間的協(xié)整檢驗結(jié)果

在表 3中，UT、UC、UD分別代表 LNFDI與 LNWATER、LNFDI與LNGAS、LNFDI與LNWASTE的殘差。在5%的顯著性水平拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明外商直接投資（ FDI）和廢水（ WATER）、廢氣（ GAS）、固體廢物（WASTE）之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。

（四）誤差修正模型

由上述分析知非平穩(wěn)變量 lnFDI與 lnWATER、lnGAS、lnWASTE存在協(xié)整關(guān)系，其均衡誤差是平穩(wěn)的。根據(jù)Granger定理，如果若干個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量必有誤差修正模型。lnFDI與lnWATER、lnGAS、lnWASTE之間的誤差修正模型如下：

1.外商直接投資與工業(yè)廢水排放量之間的誤差修正模型：

模型中，lnwatert與lnFDIt的長期關(guān)系是：lnwatert=10.25410+0.130411lnFDIt，說明外商直接投資每增加1%，工業(yè)廢水排放量增加0.130411%。而外商直接投資的變化（DlnFDIt）以0.013574的比例影響著工業(yè)廢水排放量的變化（Dlnwatert），非均衡誤差則以0.248790的比例影響著工業(yè)廢水排放量的變化。

2.外商直接投資與工業(yè)廢氣排放量之間的誤差修正模型：

模型中，lngast與lnFDIt的長期關(guān)系是：lngast=3.520533+0.441591lnFDIt，說明外商直接投資每增加1%，工業(yè)廢氣排放量增加0.441591%。而外商直接投資的變化（DlnFDIt）以0.072194的比例影響著工業(yè)廢氣排放量的變化（Dlngast），非均衡誤差則以0.131565的比例影響著工業(yè)廢氣排放量的變化。

3.外商直接投資與工業(yè)固體廢物生產(chǎn)量之間的誤差修正模型：

模型中，lnwastet與lnFDIt的長期關(guān)系是：lnwastet=3.153612+0.353439lnFDIt，說明外商直接投資每增加1%，工業(yè)固體廢物生產(chǎn)量增加0.353439%。而外商直接投資的變化（DlnFDIt）以0.107635的比例影響著工業(yè)固體廢物生產(chǎn)量的變化（Dlnwastet），非均衡誤差則以0.139140的比例影響著工業(yè)工業(yè)固體廢物生產(chǎn)量的變化。

以上誤差修正模型使用的都是一階差分后的平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)，因此不存在虛假回歸的問題。且可以看出，在長期中，F(xiàn)DI對工業(yè)廢氣排放量影響最大，固體廢物次之，對工業(yè)廢水影響最小。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗

由于工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)廢水排放量分別與FDI之間存在協(xié)整關(guān)系，因而可以分別對它們進行Granger因果關(guān)系檢驗。結(jié)果（見表4）。

表4 各變量之間的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表4的結(jié)論為：

1.對于假設：FDI不是工業(yè)廢水排放量的Granger原因，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值大于0.05，在5%顯著性水平下應該接受該假設。從而可以得出，F(xiàn)DI不是工業(yè)廢氣廢水的Granger原因。同理得出，工業(yè)廢水排放量是FDI的Granger原因。

2.對于假設：FDI不是工業(yè)廢氣排放量的Granger原因，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值小于0.05，在5%顯著性水平下應該拒絕原假設，從而可以得出，F(xiàn)DI是工業(yè)廢氣排放量的Granger原因；同理得出，工業(yè)氣體排放量是FDI的Granger原因。因此，可以認為FDI的增長導致了工業(yè)廢氣排放量的增加，而工業(yè)廢氣排放量也影響著FDI的引入。

3.對于假設：FDI不是工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的Granger原因，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值大于0.05，在5%顯著性水平下應該接受該假設，從而可以得出，F(xiàn)DI不是工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的Granger原因；同理得出，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量是FDI的Granger原因。

結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

要分析上述實證分析得出的結(jié)論，需要借助于浙江省FDI的行業(yè)分布情況來看。總體上來說，改革開放以來，浙江省FDI的行業(yè)分布的格局變化不大，并且主要分布在電氣機械及器材制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、家具制造業(yè)、紡織業(yè)、金屬制品業(yè)（含日用金屬制品業(yè)）。

1.FDI對“三廢”的長期和短期影響。在長期中，F(xiàn)DI對工業(yè)廢氣排放量影響（彈性系數(shù)0.441591）最大，固體廢物（彈性系數(shù)0.353439）次之，對工業(yè)廢水（彈性系數(shù)0.130411）影響最小；在短期，F(xiàn)DI的變化對工業(yè)固體廢物排放量的變化影響（彈性系數(shù)0.107635）最大，廢氣（彈性系數(shù)0.072194）次之，對工業(yè)廢水（彈性系數(shù)0.013574）影響最小。

2.FDI的增長不是導致工業(yè)廢水排放量增加的Granger原因。相對而言，紡織業(yè)的FDI占制造業(yè)的FDI比例較低，而且呈下降態(tài)勢；電氣機械及器材制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、家具制造業(yè)、金屬制品業(yè)（含日用金屬制品業(yè)）的FDI占制造業(yè)的FDI比例較高，而且呈上升態(tài)勢。因而，即使紡織業(yè)在生產(chǎn)過程中產(chǎn)生較多工業(yè)廢水，但由于電氣機械及器材制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、家具制造業(yè)、金屬制品業(yè)（含日用金屬制品業(yè)）在生產(chǎn)過程中基本不產(chǎn)生工業(yè)廢水，所以，F(xiàn)DI的增長并不能導致工業(yè)廢水排放量增加。已有證據(jù)表明，浙江省本地的鋼鐵、有色金屬、水泥、化工、紡織等行業(yè)的企業(yè)是工業(yè)廢水的排放源。

3.FDI的增長是導致工業(yè)廢氣排放量增加的Granger原因。紡織業(yè)在生產(chǎn)過程中排放較大量工業(yè)廢氣，家具制造業(yè)在生產(chǎn)過程中排放噴漆廢氣。電氣機械及器材制造業(yè)和電子及通信設備制造業(yè)均為高耗能行業(yè)，為滿足這兩個行業(yè)的需要，浙江省建立了多個以煤炭或柴油（主要以煤炭）為原料的電廠，這些電廠在生產(chǎn)過程均會排放工業(yè)廢氣。所以，浙江省FDI的增長導致了工業(yè)廢氣排放量的增加，造成了環(huán)境污染。

4.FDI的增長不是導致工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量增加的Granger原因。電氣機械及器材制造業(yè)與電子及通信設備制造業(yè)在生產(chǎn)過程中均產(chǎn)生一定量工業(yè)固體廢物，但這兩個高耗能行業(yè)服務的本地企業(yè)電廠產(chǎn)生的固體廢物更多。同樣浙江省本地的鋼鐵、有色金屬、水泥、化工等行業(yè)的企業(yè)是是更大的固體廢物排放源，而且由于近些年浙江省對固體廢物的回收利用量及技術(shù)不斷增加，所以在數(shù)據(jù)上顯示浙江省FDI的增長不是工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量的格蘭杰原因。

（二）政策建議

綜上所述，從本文選取的1990—2013年數(shù)據(jù)來看，在利用FDI過程中，污染確實變得更為嚴重。因此，對于政府部門，為切實減少浙江省由FDI引入帶來環(huán)境污染，有以下幾點建議：

1.做好新增FDI項目的環(huán)境影響評估和審批，在FDI引入之初切斷源頭。

2.制定措施激勵FDI企業(yè)使用環(huán)境污染減少的相關(guān)技術(shù)。

3.引導FDI進入資源節(jié)約型的企業(yè)，限制進入高消耗、高污染行業(yè)。

4.促進已有的污染嚴重的FDI企業(yè)轉(zhuǎn)型，加快該類技術(shù)革新，并對減少污染的技術(shù)革新給予激勵。

[1]WalterI.and J.Ugelow Environmental Policies in Developing Countries[J].1979，(8).

[2]BaumolW.J.andW.E.Oates.The Theory of Environ mental Policy[M]，New York：Cambridge University Press，1988.V.Jensen.The pollution haven hypothesis and the industrial flight hypothesis：some perspectives on theory and empirics，Working Paper，Centre for Development and the Environment，University of Oslo，1996，(5)

[4]]Sijeong Lim ，Victor Menaldo，Aseem Prakash.Foreign Aid，Economic Globalization，and Pollution[J].Policy Sciences，F(xiàn)orthcoming，2012，(12).

[5]BirdsallN.andD.wheeler.Trade policy and industrial pollution in Latin American：where are the pollution Havens?[J].Journal of Environ ment and Development，1993，(1)：137-149.

[6]LopezR.The environment asa Factor of production：The Effects of Economic Growth and Tradeliberation[J].Journal of Environ mental Economics and management，1994，(2)，163-184.

[7]鄧柏盛，宋德勇.我國對外貿(mào)易、FDI與環(huán)境污染之間關(guān)系的研究：1995—2005[J].國際貿(mào)易問題，2008，(4).

[8]蔣偉，劉牧鑫.外商直接投資與環(huán)境庫茲涅茨曲線——基于中國城市數(shù)據(jù)的空間計量分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2011，(4).

[9]黃梅.經(jīng)濟增長、外商直接投資與環(huán)境污染關(guān)系研究[J].資源與產(chǎn)業(yè)，2015，(1).

[10]聶飛，劉海云.FDI、環(huán)境污染與經(jīng)濟增長的相關(guān)性研究[J].國際貿(mào)易問題，2015，(2).