對外貿(mào)易、外商直接投資與我國綠色全要素生產(chǎn)率增長※
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

吳 蔚

（安徽財(cái)貿(mào)職業(yè)學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引言

改革開放以來，我國對外開放水平不斷提升，當(dāng)前我國已經(jīng)成為世界第一貿(mào)易大國，國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2017年我國進(jìn)出口貿(mào)易總額為278101億元，同比上升了14.26%，與此同時(shí)我國外商直接投資水平也顯著提升，2017年我國外商直接投資超過2000億美元。鑒于我國的對外貿(mào)易和外商直接投資規(guī)模，世界銀行一度把中國視為“成功利用外資的典范”。對外貿(mào)易和外商直接投資促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，但有學(xué)者認(rèn)為我國符合“污染天堂假說”，即我國的對外貿(mào)易和外商直接投資導(dǎo)致我國環(huán)境質(zhì)量惡化。許和連等（2012）利用我國2000-2009年的面板數(shù)據(jù)探究了對外貿(mào)易、外商直接投資與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)聯(lián)性，結(jié)果表明我國對外貿(mào)易外商直接投資抑制了我國綠色全要素增長率的提升，也就是說對外貿(mào)易，外商直接投資導(dǎo)致了我國污染水平上升[1]。何斌（2012）利用我國2001-2008年的面板數(shù)據(jù)探究了對外貿(mào)易、外商直接投資對我國環(huán)境質(zhì)量的影響，結(jié)果表明了對外貿(mào)易、外商直接投資與我國環(huán)境質(zhì)量之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系[2]。但是也有學(xué)者得到了不同的研究結(jié)果，張輝（2015）認(rèn)為對外貿(mào)易和外商直接投資推動(dòng)了我國環(huán)境質(zhì)量提升，她認(rèn)為外商直接投資會(huì)產(chǎn)生技術(shù)效應(yīng)，改善我國企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，同時(shí)也會(huì)產(chǎn)生結(jié)構(gòu)效應(yīng)，通過影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響我國環(huán)境質(zhì)量[3]。桑百川等（2018）認(rèn)為改革開放40年來，對外貿(mào)易和外商直接投資推動(dòng)了我國工業(yè)化進(jìn)程，同時(shí)也推動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[4]。本文對外貿(mào)易、外商直接投資與中國綠色全要素生產(chǎn)率增長關(guān)聯(lián)性分析，以期能夠?yàn)樘嵘覈G色全要素生產(chǎn)率，改善我國環(huán)境質(zhì)量提供借鑒意義。

二、中國綠色全要素生產(chǎn)率測算

索洛余值法、隨機(jī)前沿分析法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法是當(dāng)前計(jì)算綠色全要素生產(chǎn)率的主要方法，其中索洛余值法、隨機(jī)前沿分析法過于復(fù)雜，操作難度較高，使用范圍較小，而數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法使用較為簡單，得到了多數(shù)學(xué)者的認(rèn)可，并且數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法包含非參數(shù)方向性距離函數(shù)可以同時(shí)考慮好的產(chǎn)出（經(jīng)濟(jì)發(fā)展）和壞的產(chǎn)出（環(huán)境污染），體現(xiàn)了綠色發(fā)展在“保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的同時(shí)減少對自然環(huán)境的損害或者能同時(shí)改進(jìn)自然資產(chǎn)的狀況”的本質(zhì)?；诖吮疚牟捎脭?shù)據(jù)包絡(luò)分析方法來測算綠色全要素增長率，在數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法中，SBM方向性距離函數(shù)克服了“投入過度或產(chǎn)出不足”引致的估計(jì)不準(zhǔn)確的缺陷[5]。由此，本文選擇非徑向非導(dǎo)向的SBM方向性距離函數(shù)來測算中國30個(gè)省市（西藏缺失）的綠色全要素生產(chǎn)率。投入指標(biāo)分別是勞動(dòng)力投入，使用各地區(qū)年末就業(yè)人口數(shù)量表示；資本投入，使用以永續(xù)盤存法計(jì)算得到的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資表示；能源投入使用各地區(qū)年度能源消費(fèi)總量表示。產(chǎn)出指標(biāo)分為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，其中期望產(chǎn)出是各地區(qū)GDP總量，非期望產(chǎn)出分別為各地區(qū)工業(yè)廢水排放量、廢氣排放量、固體廢棄物排放量[6]。2010-2017年的以上變量數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒，為剔除通貨膨脹的影響，以貨幣計(jì)量的單位使用以2010年為基期的gap平減指數(shù)折算為不變價(jià)。

三、對外貿(mào)易、外商直接投資與中國綠色全要素生產(chǎn)率增長關(guān)聯(lián)性分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的研究主題是對外貿(mào)易、外商直接投資與中國綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)聯(lián)性，因此本文將綠色全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，將對外貿(mào)易和外商直接投資作為核心解釋變量，使用lv表示。使用2010-2017年的進(jìn)出口貿(mào)易總額表示對外貿(mào)易狀況，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局，為剔除通貨膨脹影響，以2010年為基期使用gdp平減指數(shù)進(jìn)行了貼現(xiàn)處理，使用open表示；外商直接投資數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒，同理進(jìn)行了貼現(xiàn)處理，使用fdi表示。參考已有研究文獻(xiàn)，綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、人口素質(zhì)等因素的影響[7]，本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、人口素質(zhì)作為控制變量，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)使用第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的比重衡量，使用ds表示；環(huán)境規(guī)制是指政府對環(huán)境污染的控制，本文使用政府環(huán)保支出占財(cái)政支出的比重衡量，使用gc表示；人口素質(zhì)使用實(shí)際人均人力資本總額表示，使用pp表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公開數(shù)據(jù)計(jì)算所得，實(shí)際人均人力資本數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）模型構(gòu)建

本文研究對象是30個(gè)省市2010-2017年的面板數(shù)據(jù)，屬于短面板數(shù)據(jù)，因此不必關(guān)注變量的平穩(wěn)性，而應(yīng)該關(guān)注變量的異方差性和多重共線性，為避免可能存在的異方差性，本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對數(shù)處理，隨后進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示：

表1 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

如表1所示：對外貿(mào)易（lnopen）和綠色全要素生產(chǎn)率之間的相關(guān)系數(shù)為0.453且在1%的水平上顯著，說明二者之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，同理外商直接投資（lnfdi）與綠色全要素生產(chǎn)率（lnlv）之間的相關(guān)系數(shù)為0.517且在1%的水平上顯著，說明二者同樣存在顯著的相關(guān)關(guān)系。而對外貿(mào)易（lnopen）和外商直接投資（lnfdi）之間的相關(guān)系數(shù)為0.673且在1%的水平上顯著，說明二者存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但是lnopen和lnfdi均為本文的核心解釋變量，二者存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，會(huì)引起多重共線性問題，導(dǎo)致模型估計(jì)失真，為避免多重共線性問題，本文分別設(shè)置模型1和模型2探究對外貿(mào)易、外商直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，模型1和2如下所示：

如模型（1）和模型（2）所示，lnlv為綠色全要素生產(chǎn)率的對數(shù)形式，lnopen為對外貿(mào)易的對數(shù)形式，lnds為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的對數(shù)形式，lngc為環(huán)境規(guī)制的對數(shù)形式，lnpp為人口素質(zhì)的對數(shù)形式，c為常數(shù)項(xiàng)，β、α為回歸系數(shù)，ε、θ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

按照模型（1）和模型（2）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下所示：

表2 模型（1）回歸結(jié)果

表3 模型（2）回歸結(jié)果

如表2所示：模型1的全國和東中西部地區(qū)的F檢驗(yàn)值分別為 10.743，19.851，18.832，12.187 至少在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即適用固定效應(yīng)模型，隨后進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)顯示，豪斯曼值為26.282、44.773、18.772、33.797均在1%的顯著性水平上拒絕使用隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，即模型適用固定效應(yīng)，因此模型1的全國和東中西部地區(qū)均采用固定效應(yīng)模型。同理，如表3所示，在對模型2進(jìn)行回歸之前也進(jìn)行了F檢驗(yàn)與豪斯曼檢驗(yàn)，結(jié)果顯示全國和東、西部地區(qū)適用固定效應(yīng)模型，而中部地區(qū)適用隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先是對外貿(mào)易（lnopen）的回歸結(jié)果。如表2所示，全國和東中西部地區(qū)的lnopen與lnlv之間的相關(guān)系數(shù)均為正，全國和中部地區(qū)在5%的水平上顯著，而東部地區(qū)在1%的水平上顯著，西部地區(qū)不顯著，說明對外貿(mào)易與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，對外貿(mào)易水平的提升能夠促進(jìn)我國綠色全要素生產(chǎn)率提升。對比東中西部地區(qū)的回歸系數(shù)可知，對外貿(mào)易對東部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率影響最大，對中部地區(qū)影響次之，對西部地區(qū)沒有形成顯著影響，西部地區(qū)之所以不顯著是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)地處內(nèi)陸，對外貿(mào)易水平較低，沒有形成規(guī)模效應(yīng)，對綠色全要素生產(chǎn)率沒有形成明顯影響。

其次是外商直接投資（lnfdi）的回歸結(jié)果。如表3所示：全國和東部地區(qū)的lnfdi與lnlv之間的相關(guān)系數(shù)均為正，全國在5%的水平上顯著，而東部地區(qū)在1%的水平上顯著，中西部地區(qū)不顯著，說明外商直接投資與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，外商直接投資水平的提升能夠促進(jìn)我國綠色全要素生產(chǎn)率提升。對比東中西部地區(qū)的回歸系數(shù)可知，外商直接投資對東部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率影響最大，對中西部地區(qū)沒有形成顯著影響，中西部地區(qū)之所以不顯著是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)外商直接投資水平較低，沒有形成規(guī)模效應(yīng)，對綠色全要素生產(chǎn)率沒有形成明顯影響。

最后是控制變量的回歸結(jié)果。如表2和表3所示：全國和東中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnds）與lnlv之間的回歸系數(shù)均為正且至少在5%的水平上顯著，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，隨著我國第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重提升，我國綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)逐步提升；全國和東中西部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制（lngc）與lnlv之間的回歸系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境規(guī)制水平與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，隨著我國政府環(huán)境規(guī)制水平提升，我國綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)逐步提升；全國和東中西部地區(qū)的人口素質(zhì)（lnpp）與lnlv之間的回歸系數(shù)均為正，但只有東部地區(qū)回歸結(jié)果顯著，說明東部地區(qū)的人口素質(zhì)水平提升對綠色全要素生產(chǎn)率形成了顯著影響。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

基于上述實(shí)證分析，本文得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）對外貿(mào)易與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，對外貿(mào)易水平的提升能夠促進(jìn)我國綠色全要素生產(chǎn)率提升，但對東中西部地區(qū)的影響存在一定的差異，對東部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率影響最大，對中部地區(qū)影響次之，對西部地區(qū)沒有形成顯著影響。（2）外商直接投資與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，外商直接投資水平的提升能夠促進(jìn)我國綠色全要素生產(chǎn)率提升。外商直接投資對東中西部地區(qū)的影響存在一定差異，對東部地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率影響最大，對中西部地區(qū)沒有形成顯著影響。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，隨著我國第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重提升，我國綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)逐步提升；環(huán)境規(guī)制水平與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，隨著我國政府環(huán)境規(guī)制水平提升，我國綠色全要素生產(chǎn)率會(huì)逐步提升；東部地區(qū)的人口素質(zhì)水平提升對綠色全要素生產(chǎn)率形成了顯著影響。

（二）建議

由此，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：首先，深化對外開放，提升對外貿(mào)易水平。本文實(shí)證分析表明對外貿(mào)易水平提升能夠明顯的促進(jìn)我國綠色全要素生產(chǎn)率提升，為此我國政府應(yīng)該深化改革開放，提升我國的進(jìn)出口貿(mào)易水平。對于出口可以通過提升出口退稅比例的方式鼓勵(lì)國內(nèi)企業(yè)擴(kuò)大出口比例，積極參與國際競爭；對于進(jìn)口可以通過專項(xiàng)技術(shù)引進(jìn)補(bǔ)貼，擴(kuò)大我國企業(yè)引進(jìn)外部高新技術(shù)，從而推動(dòng)我國綠色全要素生產(chǎn)率提升[8]。其次，打造良好的營商環(huán)境，吸引外商投資。本文實(shí)證分析表明外商直接投資與我國綠色全要素生產(chǎn)率之間為正相關(guān)關(guān)系，說明提升外商直接投資水平能夠促進(jìn)我國綠色全要素生產(chǎn)率提升。為此，我國政府應(yīng)該加強(qiáng)管理，積極改善國內(nèi)營商環(huán)境，通過土地、稅收等手段吸引外部優(yōu)質(zhì)投資。最后，注重教育，提升人口素質(zhì)。本文實(shí)證分析表明人口素質(zhì)與綠色全要素生產(chǎn)率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，但只有東部地區(qū)的人口素質(zhì)對綠色全要素生產(chǎn)率形成了明顯影響，中西部地區(qū)并沒有產(chǎn)生顯著影響[9]。為此，我國政府應(yīng)該加強(qiáng)在中西部地區(qū)的教育投資，提升中西部地區(qū)教育水平，從而逐步提升其人口素質(zhì)水平，最終提升我國綠色全要素生產(chǎn)率。