FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染的影響效應(yīng)
——基于地理距離工具變量的研究

賀 培 劉 葉

一、引言

中國(guó)繼2014年首次成為世界第一大外商直接投資(下稱FDI)吸收國(guó)之后，實(shí)際使用外資于2015年進(jìn)一步達(dá)到了1 262.7億美元的新水平，同比增長(zhǎng)6.4%。然而，隨著引資規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大以及生態(tài)環(huán)境狀況的日趨嚴(yán)峻，一個(gè)現(xiàn)實(shí)的困惑是:FDI究竟對(duì)中國(guó)的環(huán)境污染產(chǎn)生了何種影響效應(yīng)？為了解答這一問(wèn)題，中外學(xué)者從不同視角、采用多種方法展開(kāi)闡釋，相繼得出了一些差異明顯、甚至相悖的研究結(jié)論。筆者認(rèn)為，之所以形成這一情況，可能是在相關(guān)研究中，F(xiàn)DI與環(huán)境污染之間存在的反向因果關(guān)系所引起的內(nèi)生性問(wèn)題①內(nèi)生性問(wèn)題是指實(shí)證模型中存在一個(gè)或多個(gè)解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)的現(xiàn)象。如果內(nèi)生性問(wèn)題無(wú)法得到有效解決，會(huì)造成實(shí)證模型實(shí)證結(jié)果的有偏性。導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題的主要原因有反向因果關(guān)系和模型設(shè)定偏差。，導(dǎo)致研究者無(wú)法準(zhǔn)確地估計(jì)FDI對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生的影響效應(yīng)。

在貿(mào)易開(kāi)放與環(huán)境問(wèn)題的早期研究中，F(xiàn)DI只是實(shí)證分析中用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)的一個(gè)控制變量。隨著貿(mào)易開(kāi)放與環(huán)境相關(guān)性研究的拓展，F(xiàn)DI的環(huán)境效應(yīng)逐漸成為熱點(diǎn)，尤其是在利用中國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究方面?？傮w來(lái)看，現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染影響效應(yīng)的實(shí)證分析方法大致有三類:一是采用聯(lián)立方程模型；二是采用一般線性回歸方法；三是采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。第一，在運(yùn)用聯(lián)立方程模型的論證中，He(2006)[1]的研究具有一定的代表性，他發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)中國(guó)二氧化硫排放量有微弱的正向影響，即FDI的流入在一定程度上加劇了中國(guó)的環(huán)境污染狀況。較多的國(guó)內(nèi)學(xué)者，例如郭紅燕和韓立巖(2008)[2]、陳凌佳(2008)[3]、黃菁(2010)[4]、楊博瓊和陳建國(guó)(2011)[5]、史青(2013)[6]以及張宇和蔣殿春(2013)[7]等，也采用聯(lián)立方程模型分析了中國(guó)的情況，但關(guān)于FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染產(chǎn)生的影響效應(yīng)是正向還是負(fù)向的這一核心問(wèn)題，他們的研究結(jié)論存在著較大的差異。第二，在運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的一般線性回歸分析方面，楊海生等(2005)[8]、牛海霞和胡佳雨(2011)[9]以及蘇梽芳等(2011)[10]，分別采用中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染的影響效應(yīng)。其中:前兩項(xiàng)研究認(rèn)為FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染產(chǎn)生了正向的影響效應(yīng)，也即環(huán)境污染隨著FDI的增加而加劇，驗(yàn)證了中國(guó)存在“污染天堂假說(shuō)”；而后者認(rèn)為FDI的流入顯著緩解了中國(guó)的環(huán)境污染狀況，即中國(guó)并不存在“污染天堂假說(shuō)”。此外，Cole等(2011)[11]著重考察了中國(guó)內(nèi)地三種不同類型企業(yè)(內(nèi)資企業(yè)、港澳臺(tái)資企業(yè)和外商投資企業(yè))的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)對(duì)工業(yè)污染物排放量的影響，他們認(rèn)為在三類企業(yè)中，外資企業(yè)產(chǎn)生的負(fù)面影響較為顯著；Wang和Chen(2014)[12]則依據(jù)FDI來(lái)源地(主要分為OECD國(guó)家和港澳臺(tái)地區(qū))的不同，驗(yàn)證了中國(guó)存在“污染天堂假說(shuō)”。第三，也有部分學(xué)者采用構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析方法，用以解決FDI影響環(huán)境污染實(shí)證研究中存在的內(nèi)生性問(wèn)題。例如，蘇振東和周瑋慶(2010)[13]的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)中國(guó)的環(huán)境污染產(chǎn)生了負(fù)向的影響效應(yīng)，即隨著FDI的增加環(huán)境污染狀況得到了改善。

能否有效解決FDI環(huán)境效應(yīng)實(shí)證分析中的內(nèi)生性問(wèn)題，是影響相關(guān)研究結(jié)論客觀性的關(guān)鍵所在。筆者認(rèn)為:采用一般線性回歸方法無(wú)法有效解決內(nèi)生性問(wèn)題，因此其實(shí)證結(jié)果可能存在有偏性；而采用聯(lián)立方程模型雖可有效地規(guī)避內(nèi)生性問(wèn)題，但模型中普遍存在著識(shí)別不足或識(shí)別過(guò)度問(wèn)題；盡管采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型亦可解決內(nèi)生性問(wèn)題，但其實(shí)證結(jié)果缺乏穩(wěn)健性。因此，相較于上述分析方法，采用合理的工具變量能更加有效地克服內(nèi)生性問(wèn)題。由于工具變量具有與實(shí)證模型中內(nèi)生解釋變量的高度相關(guān)以及與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)嚴(yán)格外生的特征，采用工具變量既能有效地解決內(nèi)生性問(wèn)題，也具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。在貿(mào)易與環(huán)境污染的實(shí)證研究領(lǐng)域，國(guó)外學(xué)者已經(jīng)開(kāi)始運(yùn)用這一分析方法。例如:Frankel和Rose(2005)[14]采用由只含有基本控制變量的引力模型估計(jì)得出的貿(mào)易值，作為實(shí)際貿(mào)易數(shù)據(jù)的工具變量；Levison和Taylor(2008)[15]則為環(huán)境規(guī)制變量構(gòu)建了兩個(gè)工具變量，分別為加權(quán)形式的除本行業(yè)以外的其他行業(yè)的污染排放量以及加權(quán)形式的行業(yè)人均收入與工業(yè)增加值的比重。

為了更加準(zhǔn)確地估計(jì)FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染的影響效應(yīng)，筆者用地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離作為實(shí)際利用外資額的工具變量，在實(shí)證分析中有效地解決了內(nèi)生性問(wèn)題，并在研究方法上做出了一定的貢獻(xiàn)。首先，地級(jí)以上城市與其最近港口之間的地理距離具有嚴(yán)格外生的特性；其次，中國(guó)FDI的分布呈現(xiàn)自東向西遞減的趨勢(shì)，與上述地理距離存在高度的相關(guān)性，這就意味著，采用城市距其最近港口的地理距離作為FDI與環(huán)境污染因果關(guān)系分析的工具變量是有效且可靠的；最后，基于地理距離工具變量的研究分析方法，筆者發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染產(chǎn)生了顯著的減排效應(yīng)，即“污染天堂假說(shuō)”在中國(guó)并不成立。本文其余部分的內(nèi)容安排如下:第二部分對(duì)計(jì)量模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)來(lái)源、地理距離工具變量以及其他相關(guān)變量進(jìn)行說(shuō)明；第三部分通過(guò)運(yùn)用地理距離工具變量以及兩階段最小二乘法，分別從整體和三大經(jīng)濟(jì)地帶層面分析FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染的影響效應(yīng)；第四部分從控制變量的選擇和樣本類型的角度對(duì)第三部分的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分是研究結(jié)論以及基于研究結(jié)論提出的政策建議。

二、計(jì)量模型的設(shè)定和說(shuō)明

(一)計(jì)量模型的構(gòu)建

在構(gòu)建FDI與環(huán)境污染關(guān)系的計(jì)量模型時(shí)，筆者主要參照Antweiler等(2001)[16]在“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”理論的基礎(chǔ)上直接加入了貿(mào)易開(kāi)放度變量的研究方法，將FDI變量直接列入回歸方程中用以作為解釋變量，環(huán)境污染變量則作為被解釋變量。具體回歸方程如式(1)所示:

其中:i代表中國(guó)各地級(jí)以上城市，t為時(shí)間；c0為常數(shù)項(xiàng)，γ1、δ1分別為年份、省份及區(qū)域的固定效應(yīng)；lnso2i，t為工業(yè)二氧化硫排放量的對(duì)數(shù)形式；lnfci，t為實(shí)際利用外資額的對(duì)數(shù)形式；lnpgdpi，t為人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)形式；pgrp2i，t為取對(duì)數(shù)后人均地區(qū)生產(chǎn)總值的平方項(xiàng)。

式(1)中，主要解釋變量lnfci，t的系數(shù)β1為彈性系數(shù)，其具體含義為:當(dāng)FDI變化1%時(shí)，環(huán)境污染排放量將變化β1%。然而，由于存在某些不可觀測(cè)、但同時(shí)影響FDI與環(huán)境污染的因素，F(xiàn)DI與環(huán)境污染之間存在著反向因果關(guān)系，這會(huì)導(dǎo)致一般OLS方法的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生有偏或不一致的現(xiàn)象，也就無(wú)法準(zhǔn)確地反映FDI與環(huán)境污染狀況之間的因果關(guān)系。此外，利用固定效應(yīng)模型雖然能夠剔除不可觀測(cè)因素中那些不隨時(shí)間變化的特質(zhì)，卻無(wú)法消除反向因果關(guān)系，故該方法的估計(jì)結(jié)果也存在有偏性。為了解決由于反向因果關(guān)系引起的內(nèi)生性問(wèn)題，以準(zhǔn)確地估計(jì)FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染產(chǎn)生的影響效應(yīng)，筆者利用地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離作為FDI的工具變量，并運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行了實(shí)證分析。

在兩階段最小二乘法的第一階段回歸中，對(duì)地理距離工具變量如何影響環(huán)境污染進(jìn)行估計(jì)，具體回歸方程如式(2)所示:

式(2)中，系數(shù)α1的估計(jì)值預(yù)期為負(fù)。在一般意義上，與港口的距離越遠(yuǎn)則意味著貿(mào)易的運(yùn)輸成本越高，而貿(mào)易與FDI又存在著緊密聯(lián)系，那么FDI也會(huì)受到地級(jí)以上城市與港口距離的影響。此外，中國(guó)FDI的區(qū)位分布呈現(xiàn)出東部沿海聚集且內(nèi)陸區(qū)域自東向西有所遞減的特點(diǎn)，實(shí)際利用FDI數(shù)額隨著離港口距離的增加而遞減。

在兩階段最小二乘法的第二階段回歸中，筆者采用式(2)實(shí)際利用外資額對(duì)數(shù)值的擬合值替代式(1)中的變量lnfci，t，具體回歸方程如式(3)所示:

如果地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離是實(shí)際利用FDI額的有效工具變量，那么系數(shù)β1在第二階段回歸中的估計(jì)值即為FDI對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生的因果影響。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

筆者選用的各項(xiàng)指標(biāo)的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，該年鑒囊括了中國(guó)自1985年以來(lái)各地級(jí)以上城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的主要統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。筆者總共選取了281個(gè)地級(jí)以上城市2003年至2013年的面板數(shù)據(jù)①由于數(shù)據(jù)存在缺失問(wèn)題，全部地級(jí)以上城市中的281個(gè)地級(jí)以上城市數(shù)據(jù)在2003—2013年時(shí)間內(nèi)相對(duì)完整，可構(gòu)成平衡面板數(shù)據(jù)。需要指出的是，上述數(shù)據(jù)中不包含香港、澳門特別行政區(qū)及臺(tái)灣地區(qū)的數(shù)據(jù)。，主要包括實(shí)際利用外資額、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資完成額、年末從業(yè)人員數(shù)量、工業(yè)二氧化硫排放量、人口密度等。需要說(shuō)明的是，1999年至2003年間中國(guó)共增添了24個(gè)地級(jí)城市，此后城市新增幅度所有減小，故筆者選取了地級(jí)以上城市數(shù)量變化相對(duì)較小的2003年至2013年的時(shí)間段，以避免發(fā)生缺失值過(guò)多的情況。此外，雖然《中國(guó)環(huán)境年鑒》提供的環(huán)境污染統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)更加全面，可在一定程度上彌補(bǔ)《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》污染數(shù)據(jù)單一的缺陷，但前者的統(tǒng)計(jì)對(duì)象只包含了113個(gè)全國(guó)環(huán)境重點(diǎn)保護(hù)城市的數(shù)據(jù)，覆蓋的城市范圍與地級(jí)以上城市總數(shù)相差較多。為了保證實(shí)證檢驗(yàn)中具有充足的樣本數(shù)量與足夠的自由度，筆者主要采用了《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)。

(三)相關(guān)變量的含義與統(tǒng)計(jì)性質(zhì)

1.地理距離工具變量的構(gòu)建。

筆者利用中國(guó)地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離，作為實(shí)際利用外資額的工具變量，研究實(shí)際利用外資額對(duì)中國(guó)環(huán)境污染物排放量的影響效應(yīng)。上述地理距離可以作為工具變量的原因主要有以下幾點(diǎn)。首先，城市所處地理位置是固定不變的，其距最近港口的距離是既成事實(shí)，不受任何外界因素的影響。因此，地理距離屬于嚴(yán)格外生的變量，充分滿足了工具變量為嚴(yán)格外生的基本條件。其次，城市與其最近港口間的地理距離通過(guò)多種機(jī)制與FDI存在相關(guān)性。該地理距離在貿(mào)易活動(dòng)中一般被視為“冰山成本”，會(huì)對(duì)各城市的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的影響，而貿(mào)易與FDI之間又存在著密切的相關(guān)性。此外，中國(guó)FDI在沿海地區(qū)產(chǎn)生了明顯的聚集效應(yīng)，地級(jí)以上城市距港口的地理距離在一定程度上影響了中國(guó)FDI的區(qū)位分布。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，黃玖立和李坤望(2006)[17]采用各省份與海岸線的地理距離衡量國(guó)外市場(chǎng)接近度指標(biāo)，并將其作為貿(mào)易開(kāi)放度的工具變量。各省份與海岸線的地理距離雖然在一定程度上能夠反映貿(mào)易的運(yùn)輸成本，但該地理距離與實(shí)際的運(yùn)輸距離存在著一定的偏差，而利用與最近港口之間的地理距離能夠更貼切地表示運(yùn)輸成本。因此，在中國(guó)FDI環(huán)境效應(yīng)的研究中，采用城市層級(jí)的數(shù)據(jù)不僅能夠更加細(xì)致地刻畫不同城市的地理區(qū)位，并且增加了實(shí)證檢驗(yàn)中的自由度，從而提高了實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。

雖然地級(jí)以上城市與最近港口之間的地理距離與FDI存在著高度的相關(guān)性，但對(duì)環(huán)境污染并不產(chǎn)生任何直接影響。例如:接近海岸的北京、天津以及位于河北省內(nèi)的部分城市，環(huán)境污染狀況較嚴(yán)重；而處于內(nèi)陸的青海、內(nèi)蒙古內(nèi)的大多數(shù)城市，常年空氣質(zhì)量?jī)?yōu)良。此外，空氣中的主要污染物具有飄散的特質(zhì)，在地理上不存在明顯的區(qū)域分布，就更不會(huì)受到距最近港口地理距離的影響。

2.因變量的含義與說(shuō)明。

本文實(shí)證研究中的因變量為環(huán)境污染狀況指標(biāo)，該指標(biāo)多采用大氣、廢水中主要污染物的排放量或排放強(qiáng)度等數(shù)據(jù)進(jìn)行衡量。根據(jù)歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的環(huán)境數(shù)據(jù)情況，筆者選取了各地級(jí)以上城市工業(yè)二氧化硫排放量的數(shù)據(jù)。工業(yè)二氧化硫作為工業(yè)廢氣排放中的主要污染物，是考察環(huán)境狀況的重要指標(biāo)。鑒于本文的回歸模型中已經(jīng)控制了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變量，故不選用以排放量與GDP比值形式衡量的污染物排放強(qiáng)度作為主要的因變量，以避免可能產(chǎn)生的反向因果關(guān)系。此外，由于地級(jí)以上城市工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)缺失，故也無(wú)法利用污染物排放量與工業(yè)增加值表示的排放強(qiáng)度。但在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，筆者考慮到了采用GDP比值形式衡量的污染物排放強(qiáng)度的情況。

3.自變量的含義與說(shuō)明。

外商直接投資的代理變量，是本文重點(diǎn)考察的自變量。相關(guān)實(shí)證研究主要采用以下三類數(shù)據(jù)作為代理變量:各地級(jí)以上城市實(shí)際利用外資額、外商投資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值或增加值以及外商投資企業(yè)當(dāng)期數(shù)量。在行業(yè)層面的研究中(例如，盛斌和呂越，2012[18]等)，由于行業(yè)實(shí)際利用外資額數(shù)據(jù)缺失，故基本選用外商投資企業(yè)工業(yè)增加值或總產(chǎn)值、企業(yè)數(shù)量作為衡量指標(biāo)；省際和城市面板則更多選取實(shí)際利用外資額用以衡量外商直接投資的情況。筆者也同樣選取各地級(jí)以上城市的實(shí)際利用外資額，作為衡量外商直接投資的代理變量。

根據(jù)Grossman和Krueger(1995)[19]創(chuàng)建的“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”理論，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是影響環(huán)境狀況的重要因素，且二者之間存在著倒“U”型的曲線關(guān)系。故筆者在實(shí)證模型中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與其平方項(xiàng)的影響進(jìn)行了控制，分別運(yùn)用人均GDP的對(duì)數(shù)形式及其平方項(xiàng)進(jìn)行衡量。表1列出了實(shí)證研究中主要變量的含義與統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)與描述

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)回歸方程(2)和(3)，筆者運(yùn)用中國(guó)地級(jí)以上城市距最近港口的地理距離(變量lndist)作為實(shí)際利用外資額的工具變量，以及通過(guò)采用兩階段最小二乘法得到的實(shí)證結(jié)果如表2所示。表2中的實(shí)證結(jié)果是否可靠，主要取決于采用地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離作為實(shí)際利用外資額的工具變量是否有效。而工具變量是否有效，必須要滿足兩個(gè)基本條件:其一是工具變量與內(nèi)生變量間須存在高度的相關(guān)性；其二是工具變量須滿足嚴(yán)格的外生性。在兩階段最小二乘法的第一階段回歸中，計(jì)量軟件會(huì)分別執(zhí)行識(shí)別不足(under identification test)和弱工具變量(weak identification test)的檢驗(yàn)，上述兩種檢驗(yàn)都可用來(lái)證明工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性。根據(jù)表2中第一階段回歸的實(shí)證結(jié)果，識(shí)別問(wèn)題檢驗(yàn)的p統(tǒng)計(jì)值(根據(jù)Kleibergen和Paap，2006[20])為0.000 1，該統(tǒng)計(jì)值顯著地拒絕了識(shí)別不足檢驗(yàn)的原假設(shè)，說(shuō)明利用地級(jí)以上城市距其最近港口地理距離衡量的工具變量與實(shí)際利用外資額存在較強(qiáng)的相關(guān)性。此外，根據(jù)Stock和Yogo(2005)[21]的研究，在兩階段最小二乘法的第一階段回歸中，弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)值在不同概率水平上具有不同的臨界值。表2的實(shí)證結(jié)果顯示，弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)值約為17，大于其在10%統(tǒng)計(jì)水平上的臨界值16.38。并且，該F統(tǒng)計(jì)值的數(shù)值大小滿足Stock和Staiger(1997)[22]提出的大于10的工具變量條件?；谝陨蠙z驗(yàn)結(jié)果，可以證明模型(2)中不存在弱工具變量問(wèn)題。

由于模型(2)中不存在弱工具變量問(wèn)題，且地理距離工具變量具有嚴(yán)格的外生性，模型(3)中β1的估計(jì)值即為本文研究的FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染的因果影響。根據(jù)表2中的實(shí)證結(jié)果，變量lnfc系數(shù)的估計(jì)值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，且數(shù)值大小約為－1.6。即在其他條件保持不變的情況下，實(shí)際利用外資額1%的增長(zhǎng)將導(dǎo)致環(huán)境污染排放量大約削減了1.6%。換言之，F(xiàn)DI的流入對(duì)中國(guó)環(huán)境污染狀況產(chǎn)生了顯著的抑制作用，F(xiàn)DI的直接環(huán)境效應(yīng)是積極的。這主要是由于，首先，中國(guó)一直是發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資的主要目的地，承接發(fā)達(dá)國(guó)家的FDI對(duì)中國(guó)產(chǎn)生了顯著的東道國(guó)效應(yīng)，尤其體現(xiàn)在清潔生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用、先進(jìn)企業(yè)管理理念的傳播等方面。FDI通過(guò)清潔生產(chǎn)技術(shù)的推廣以及企業(yè)對(duì)國(guó)際化環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)認(rèn)知的提高都有可能減少生產(chǎn)中環(huán)境污染物的排放量，從而緩解中國(guó)不斷惡化的環(huán)境狀況。其次，F(xiàn)DI的流入對(duì)中國(guó)加工貿(mào)易的發(fā)展起到了顯著的推動(dòng)作用，而加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)多屬于勞動(dòng)密集類型，較多地使用屬于清潔要素的勞動(dòng)力。換言之，F(xiàn)DI通過(guò)促進(jìn)清潔生產(chǎn)要素的密集使用，對(duì)中國(guó)的環(huán)境污染產(chǎn)生了顯著的減排效應(yīng)。

表2 兩階段最小二乘法實(shí)證結(jié)果

此外，表2中變量lnpgrp和變量pgrp2的系數(shù)分別顯著為正值和負(fù)值，這說(shuō)明中國(guó)存在“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”效應(yīng)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境污染狀況之間存在著倒“U”型的曲線關(guān)系；變量lnpgrp的回歸系數(shù)約為7.18，表示隨著中國(guó)人均GDP增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，環(huán)境污染排放量增加7.18%。通過(guò)與變量lnfc系數(shù)的絕對(duì)值進(jìn)行比較，不難發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的環(huán)境效應(yīng)顯著地大于FDI對(duì)環(huán)境產(chǎn)生的影響效應(yīng)。該結(jié)果在一定程度上可以說(shuō)明，F(xiàn)DI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染狀況存在改善作用，而這種作用未能得到充分發(fā)揮，其主要原因是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的負(fù)面環(huán)境效應(yīng)抵消了利用FDI的正面環(huán)境效應(yīng)。

(二)區(qū)域異質(zhì)性實(shí)證結(jié)果分析

依據(jù)中國(guó)三大經(jīng)濟(jì)地帶的劃分標(biāo)準(zhǔn)，筆者將樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)，用以考察FDI在這三個(gè)地區(qū)可能對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。東部地區(qū)包括北京、天津、河北等12個(gè)省份，中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古等9個(gè)省份，西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州等10個(gè)省份。其中:東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、自然環(huán)境優(yōu)越，F(xiàn)DI可能產(chǎn)生更顯著的環(huán)境影響效應(yīng)；而中部地區(qū)氣候條件、地理位置均不利于污染物擴(kuò)散，且煤炭生產(chǎn)基地集中于該區(qū)域，可能不利于FDI減排效應(yīng)的發(fā)揮。

表3 根據(jù)中國(guó)三大經(jīng)濟(jì)地帶劃分的區(qū)域異質(zhì)性的實(shí)證結(jié)果

表3中的(1)～(3)列分別為東部、中部和西部地區(qū)樣本的兩階段最小二乘法實(shí)證結(jié)果。上述結(jié)果顯示，變量lnfc系數(shù)估計(jì)值的絕對(duì)值在東部地區(qū)樣本中最大，而在中部地區(qū)樣本中最小。導(dǎo)致上述情況的原因可能如下:其一，中國(guó)東部沿海地區(qū)擁有優(yōu)越的地理區(qū)位條件，是FDI高度集聚的區(qū)域，其較強(qiáng)的吸收外資能力有益于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的充分發(fā)揮，從而推動(dòng)清潔生產(chǎn)技術(shù)中的應(yīng)用，進(jìn)而使環(huán)境污染物排放量顯著地削減。其二，西部地區(qū)雖然地理位置偏遠(yuǎn)，但隨著該地區(qū)開(kāi)放進(jìn)程的增速，F(xiàn)DI逐年增長(zhǎng)，并發(fā)揮了越來(lái)越重要的作用；同時(shí)該地區(qū)部分省份地廣人稀且工業(yè)污染少(例如青海、新疆、寧夏、西藏等)，F(xiàn)DI對(duì)環(huán)境污染物排放量的削減作用能夠得到發(fā)揮。其三，中部地區(qū)即無(wú)自然環(huán)境的先天條件，也缺乏地理區(qū)位的吸引力，并且為了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而大力發(fā)展重工業(yè)(例如山西及河南的二氧化硫排放量均在全國(guó)處于較高水平)，從而導(dǎo)致FDI環(huán)境效應(yīng)的影響效力被嚴(yán)重削弱。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證第三部分的實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性，筆者從控制變量和樣本兩個(gè)層面對(duì)該實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，針對(duì)潛在影響環(huán)境污染狀況的其他因素，筆者分別控制了變量lnkl、lnhc、lnpd，用以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。上述三個(gè)控制變量分別表示資本勞動(dòng)比、人力資本水平和人口密度(人/平方公里)。選擇上述三個(gè)控制變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的原因如下:第一，Copeland和Taylor(2003)[23]指出，在“污染天堂假說(shuō)”中要素稟賦因素影響投資的作用不可忽視，故筆者在此利用固定資產(chǎn)投資與從業(yè)人員數(shù)量之比表示資本勞動(dòng)比，作為要素稟賦控制變量；第二，Lan等(2012)[24]、李子豪和劉輝煌(2012)[25]以及楊杰和盧進(jìn)勇(2014)[26]等的研究證明，人力資本發(fā)展水平會(huì)對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生顯著的影響，因而筆者以高等教育在校生人數(shù)來(lái)衡量人力資本；第三，Antweiler等(2001)[27]發(fā)現(xiàn)，人口密度對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生了顯著的直接效應(yīng)，因此筆者認(rèn)為可將人口密度作為控制變量以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表4 加入不同控制變量的兩階段最小二乘法實(shí)證結(jié)果

表4中的實(shí)證結(jié)果顯示，變量lnfc系數(shù)的估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上保持顯著性，系數(shù)值根據(jù)加入控制變量的不同有小幅變化。模型識(shí)別問(wèn)題檢驗(yàn)的具體結(jié)果如下:表4中第(1)～(3)列中第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)值均大于10，且顯著大于弱工具變量檢驗(yàn)在10%統(tǒng)計(jì)水平上的臨界值，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕弱工具變量的原假設(shè)，即不存在弱工具變量問(wèn)題；識(shí)別不足檢驗(yàn)的p值均為0，顯著地拒絕模型識(shí)別不足的原假設(shè)，表明工具變量與內(nèi)生解釋變量間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。綜上所述，通過(guò)加入其他控制變量的實(shí)證結(jié)果顯示，利用地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離作為工具變量的實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

其次，隨著中國(guó)環(huán)境污染的不斷加劇，環(huán)境問(wèn)題引起了政府及其相關(guān)部門的高度重視?！笆濉焙汀笆晃濉卑l(fā)展規(guī)劃均為主要污染物排放量的減排任務(wù)制定了明確的標(biāo)準(zhǔn)，并頒布了環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市(以下簡(jiǎn)稱環(huán)保重點(diǎn)城市)政策，旨在對(duì)部分城市的環(huán)境狀況進(jìn)行重點(diǎn)監(jiān)控。為了剔除上述環(huán)境規(guī)制可能對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的影響，筆者對(duì)僅含有非環(huán)保重點(diǎn)城市的樣本進(jìn)行了兩階段最小二乘法回歸。根據(jù)表5中第(1)列的實(shí)證結(jié)果，變量lnfc系數(shù)顯著性保持一致性，系數(shù)的估計(jì)值變化微小。具體而言，對(duì)于非環(huán)保重點(diǎn)城市，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極環(huán)境效應(yīng)均有所減小，這些城市由于處于比環(huán)保重點(diǎn)城市相對(duì)寬松的監(jiān)管環(huán)境，因此污染物減排任務(wù)的執(zhí)行力減弱，減排效應(yīng)也就有所減小。此外，中國(guó)實(shí)際利用FDI總額在2012年產(chǎn)生了明顯下降，為了檢驗(yàn)該下降沖擊是否會(huì)影響實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者對(duì)2012年之前的樣本進(jìn)行了單獨(dú)的回歸分析，具體結(jié)果見(jiàn)表5中的第(2)列。實(shí)證結(jié)果顯示，變量lnfc的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，系數(shù)估計(jì)值僅產(chǎn)生微小變化。剔除了環(huán)境保護(hù)重點(diǎn)城市的樣本和時(shí)間維度早于2012年的樣本的實(shí)證結(jié)果均表明，用地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離作為工具變量，并運(yùn)用兩階段最小二乘法所得的實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 采用不同樣本的兩階段最小二乘法實(shí)證結(jié)果

續(xù)前表

五、結(jié)論與政策建議

筆者以中國(guó)地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離作為實(shí)際利用外資額的工具變量，并采用地級(jí)以上城市2003—2013年的面板數(shù)據(jù)，解答了FDI是否以及如何影響中國(guó)的環(huán)境污染這一重要問(wèn)題并得出如下研究結(jié)論。

首先，本文研究證明，利用地級(jí)以上城市距其最近港口的地理距離作為實(shí)際利用外資額的工具變量，能夠解決由于FDI與環(huán)境污染之間的反向因果關(guān)系引起的內(nèi)生性問(wèn)題，有助于更加準(zhǔn)確地估計(jì)FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染的影響效應(yīng)。其次，筆者發(fā)現(xiàn)，中國(guó)實(shí)際利用外資水平的提高對(duì)環(huán)境污染物產(chǎn)生了明顯的減排效應(yīng)，即FDI對(duì)中國(guó)環(huán)境污染產(chǎn)生了負(fù)向的影響效應(yīng)，“污染天堂假說(shuō)”在中國(guó)并不成立。并且，在中國(guó)東部地區(qū)，F(xiàn)DI對(duì)環(huán)境狀況的影響效應(yīng)顯著地大于中西部地區(qū)。再次，筆者還發(fā)現(xiàn)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染的關(guān)系與“環(huán)境庫(kù)茲涅茨”曲線的預(yù)期相符，即呈倒“U”型的曲線特征。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致的環(huán)境效應(yīng)顯著地大于FDI對(duì)環(huán)境污染產(chǎn)生的影響效應(yīng)，該結(jié)果在一定程度上可以解釋，雖然FDI產(chǎn)生了積極的環(huán)境效應(yīng)，而中國(guó)整體環(huán)境污染狀況依然在加劇的現(xiàn)象。

基于以上研究結(jié)論，筆者提出如下政策建議。

第一，繼續(xù)鼓勵(lì)有效利用FDI，尤應(yīng)提倡清潔生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用以及符合國(guó)際化環(huán)境保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)的管理體系的推廣。這是由于:首先，F(xiàn)DI主要通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)推動(dòng)清潔生產(chǎn)技術(shù)的提高以及應(yīng)用范圍的擴(kuò)大，從而降低工業(yè)污染物的排放水平；其次，隨FDI引入的國(guó)際化環(huán)境保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)能夠促使企業(yè)管理者環(huán)境管理能力的提升以及員工環(huán)保意識(shí)的提高，從而有助于削減企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中產(chǎn)生的污染物排放。

第二，重點(diǎn)關(guān)注非FDI集聚的中西部地區(qū)的環(huán)境治理問(wèn)題，促進(jìn)中西部地區(qū)加工貿(mào)易的發(fā)展和清潔要素的使用。本文的研究結(jié)果顯示，中西部地區(qū)FDI的環(huán)境效應(yīng)顯著地弱于東部沿海地區(qū)。中西部地區(qū)由于區(qū)位的劣勢(shì)而缺乏外資吸引力，并且其自然環(huán)境基礎(chǔ)的脆弱性也不利于污染物的消散，該地區(qū)更加需要政策關(guān)注與支持。由于加工貿(mào)易較密集地使用屬于清潔要素的勞動(dòng)力，推動(dòng)加工貿(mào)易的科學(xué)發(fā)展是緩解中西部環(huán)境污染狀況的有效途徑。

第三，外商投資企業(yè)在“本土化”的進(jìn)程中，雖然需要與東道國(guó)的市場(chǎng)環(huán)境相互融合，但是其清潔生產(chǎn)技術(shù)不應(yīng)因此而“縮水”。外商投資企業(yè)進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)后，外方通常并不直接參與企業(yè)的環(huán)境保護(hù)管理，這在一定程度上會(huì)導(dǎo)致實(shí)際生產(chǎn)過(guò)程中清潔技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)被人為地降低，從而阻礙FDI對(duì)環(huán)境污染減排效應(yīng)的發(fā)揮。因此，外商投資企業(yè)的中外雙方不僅要保持商業(yè)上的合作關(guān)系，也應(yīng)加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)方面的合作。

第四，在充分發(fā)揮FDI的正面環(huán)境效應(yīng)之時(shí)，應(yīng)控制由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的負(fù)面環(huán)境效應(yīng)，保持FDI的有效利用與社會(huì)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，推動(dòng)中國(guó)生態(tài)環(huán)境總體狀況的逐步改善。

第五，中國(guó)的環(huán)境污染成因復(fù)雜，要素稟賦、人力資本水平以及人口密集度等均是影響環(huán)境污染的重要因素。因此，車輛限行、緊急關(guān)停廠商等舉措僅能暫時(shí)緩解環(huán)境污染，經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的節(jié)能減排與可持續(xù)性才是解決環(huán)境問(wèn)題的根本之道。

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