外商直接投资对中国制造业环境影响的实证研究

王文治 甄 真 宁 波

(南开大学滨海学院,天津 300270)

[投资与合作 ]

外商直接投资对中国制造业环境影响的实证研究

王文治 甄 真 宁 波

(南开大学滨海学院,天津 300270)

选取 2001—2007年中国制造业 28个行业外商直接投资 (FD I)、工业产出和环境污染相关数据,建立面板回归模型定量分析制造业增长与外商直接投资、环境污染的关系,并检验外商直接投资的环境库兹涅茨曲线 (ECK)的形状。研究表明:FD I对促进中国制造业快速增长起积极作用,且 FD I与环境污染之间存在倒U型曲线关系,外商直接投资在促进制造业发展的同时其结构效应和技术效应能有效减少其所流入行业的污染排放。进一步扩大吸引外商直接投资的数量,并提高引资质量对改善制造业环境质量具有积极的促进作用。

外商直接投资;制造业;环境污染

自 1978年改革开放至 2007年,我国规模以上制造业企业增加值由 1195亿元增长至 93977.09亿元,按可比口径计算,年均增长约 15.4%,比全部工业增加值年均增幅高 0.27个百分点。据联合国工业发展组织的统计数据显示,1998年我国制造业增加值为 3555亿美元,占世界制造业增加值的 6.3%,位居美国、日本和德国之后,排名世界第四位;2000年,我国制造业增加值上升到4357亿美元,占世界制造业增加值的 7.0%,世界排名仍居第四。2007年中国制造业增加值占世界制造业增加值的 11.44%,排在第三位。共有 172类产品产量居世界第一位,世界 70%的玩具,50%的电话机、鞋,超过 1/3的彩电、箱包等都产自中国。外商直接投资是促进制造业增长的重要因素。自 1993年起,我国已成为发展中国家中外商直接投资最大的流入国。1981年我国实际利用外商直接投资金额仅有 3.8亿美元,而 2008年我国实际使用外商直接投资金额达到 923.95亿美元。从外商直接投资的产业流向来看,制造业是外商投资的主要领域,截至 2006年该领域外商投资项目数、合同利用外资金额占外商对华投资总项目数和总合同金额的比重分别为71.17%和 63.85%。大量流入的外商直接投资促进我国制造业迅速发展,在某种程度上可以说,改革开放以来我国制造业的发展模式基本上属于 FD I驱动型发展模式。

FD I在促进制造业增长的同时,另一方面对该产业的环境污染也产生直接或间接的影响。关于外商直接投资对东道国环境的影响主要有两种观点,一种观点认为,外商直接投资在刺激东道国经济增长的同时,导致更多的工业污染和环境退化。另一种观点认为,外商直接投资为发展中国家提供了采用新技术的动机和机遇,促使其实现清洁或绿色生产,进而提高全球环境质量和地区可持续发展能力 (Frankel and Rose,2003)。

除上述观点以外,借鉴环境 Kuznets假说,FD I与东道国某产业环境资源之间或许也存在类似的倒 U型曲线关系。根据 Van Houtven and Runge(1993)的研究,外商直接投资对东道国环境的影响可归结为三种效应:规模效应 (scale effect)、结构效应 (composition effect)、技术效应(spillover effect)。其中只有规模效应会加剧东道国环境的恶化,而结构效应和技术效应则会使东道国环境状况改善。Siqi Zheng,Matthew E.Kahn和 Hongyu Liu(2009)通过面板数据的方法统计了中国主要 35个城市的数据,运用 OLS和 IV STRATEGY证明了 FD I确实会降低中国主要城市的污染程度,且随着 FD I的增加,技术效应对环境的积极作用超过了规模效应所带来的负面效应。

本文以外商直接投资较为集中的制造业为例,利用2001—2007年的面板数据探讨外商直接投资对我国制造业环境污染的影响。如果外商直接投资对制造业环境存在负效应,外商直接投资进入将导致污染问题加剧,进而阻碍中国制造业可持续发展;如果利用外资对制造业环境有正效应或没有影响,那么中国利用外商直接投资可降低制造业增长的平均污染成本,加速我国制造业实现“绿色制造”的进程。本文的逻辑结构如下:首先,研究外商直接投资、环境污染等因素对我国制造业发展的影响。其次,利用制造业 28个行业的面板数据,检验我国制造业 FD I的环境库茨涅兹曲线形状。最后,根据模型结果得出相应的结论。

一、FD I、环境污染与中国制造业增长

首先对我国制造业的增长模式进行检验,重在确定FD I、环境污染等因素对我国制造业增长的影响效果。本文以“柯布 -道格拉斯生产函数”为基础建立面板数据回归模型,为克服回归方程的异方差,采用如下对数形式:LnY=αLnK+βLnL+LnA,其中Y表示产出,L表示劳动、K表示资本,A表示除资本和劳动以外的其他因素,其他因素中包括环境污染变量和FD I变量。最终的回归方程如方程(1)所示。

(一)变量及数据来源

本文采用数据来自 2002年至 2008年《中国统计年鉴》和《中国工业统计年鉴》IS IC的28个二分位制造业行业。回归方程中,Yjt表示制造业各行业的工业产出,用各行业全部国有及规模以上非国有企业工业总产值表示,并以 1991年为基期的工业品出厂价格指数对数据进行平减;Kjt为制造业各行业的资本投入,用各行业固定资产净值年平均余额表示,并以 1991年为基期的固定资产投资价格指数进行价格调整(Zhuomin Liu and Ping Lin 2004);Ljt为制造业各行业的劳动投入,用各行业全部企业从业人员年平均人数表示,由于 2001年和 2002年没有确定给出各行业从业人员年平均人数而只给出全员劳动生产率,所以需要根据公式“全员劳动生产率(元/人)=全部企业工业增加值/全部从业人员年平均人数”分别计算得出。

FD Ijt为制造业各行业的外商直接投资额,本文采用三资企业工业总产值在某行业工业总产值中所占的比重来衡量,公式如下:

pollutionjt分别用制造业各行业历年工业废水排放总量(inwaterjt)、工业二氧化硫排放量(SO2jt)和工业烟尘排放量(Sm okejt)表示,由于每年统计污染排放所包含的企业数不同,为便于纵向比较,上述三个污染排放指标分别取历年各行业污染排放的平均值,即各行业污染排放值除以当年用于统计的企业数。

为克服变量的异方差,对所有变量取其对数值。

(二)面板数据回归结果

由于面板数据既包括时间序列又包括横截面数据,可能产生异方差和序列相关性问题,从而使普通最小二乘法失效,而面板数据常采用的似然不相关回归又要求时序数大于截面数,本文的数据无法满足这一要求,经权衡本文采用截面取权数方法对模型进行广义最小二乘法估计,以消除异方差的影响,提高模型的有效性。关于面板数据的回归方式包括截面固定效应和截面随机效应,使用何种方法首先需要通过 Hausman检验进行决定。根据随机效应的 Hausman检验结果,拒绝原假设(H0:建立随机效应模型),应建立固定效应模型,因此采用固定效应,截面取权数广义最小二乘法的面板数据回归结果如表 1所示:

根据表 1所示,经过计算回归式(1)、(2)和(3)分别显示不同污染指标(分别为工业废水排放总量、工业二氧化硫排放量和工业烟尘排放量)条件下,制造业工业总产出的柯布-道格拉斯生产函数回归方程。三个回归式中的R-squared都在 0.98以上,说明解释变量对被解释变量的解释度较高,DW值位于 1.50<1.533682、1.600442、1.678166<2区间,回归方程无序列相关性。

表 1 生产函数面板回归方程结果

根据回归式(1)、(2)、(3),资本变量在 1%的显著性水平下对制造业产出增加产生促进作用,劳动变量的回归系数为负,且具有 1%的显著性水平,说明当前我国制造业存在劳动力剩余的现象,相对丰富的劳动力资源,使得劳动力要素对制造业产出增加的弹性为负。

根据回归式(1)、(2)、(3),工业废水排放总量、工业二氧化硫排放量和工业烟尘排放量分别与制造业工业总产出之间存在正相关关系,显著性水平分别为 1%、1%和5%。二者之间的正相关关系表明我国当前制造业的快速增长,仍然以环境污染为代价。产出增加的同时,环境污染物的排放量也上升。

从回归式(1)、(2)和(3)可以看出,FD I变量的t值大于临界值,说明在 1%的显著性水平下,外商直接投资对我国制造业工业产出增长产生明显的促进作用,其平方项系数为正,且存在统计上的显著性,说明外商直接投资对我国制造业的增长存在门槛效应。

二、制造业 FD I环境库茨涅兹曲线检验

根据上文回归结果,FD I是促进我国制造业产出增长的重要因素,而这种增长是以环境污染为代价。但这并不意味着FD I与环境污染之间存在线性正相关关系,即FD I导致东道国环境恶化。因此,下文通过面板回归模型检验FD I与三种污染排放物之间的关系。选用的面板回归方程如下:

上述模型中的系数β1、β2决定了外商直接投资与环境污染之间的关系。如果污染物排放量与制造业各行业外商直接投资流入之间服从倒“U”型关系,这意味着模型中的二次项系数β2应该为负;如果污染物排放量与制造业各行业外商直接投资流入之间服从“U”型关系,这意味着模型中的二次项系数β2应该是正的;如果β2没有显著性,β1存在显著性,则制造业外商直接投资与环境污染之间为线性关系,当β1<0,外商直接投资能够持续减少污染排放量,当β1>0,外商直接投资进入增加污染排放量。

回归模型中变量的数据来源及回归方法与上文一致,回归结果如表 2所示。

根据表 2,回归式 (4)、(5)和 (6)分别表示 FD I与不同污染排放物 (工业废水排放量、工业二氧化硫排放量和工业烟尘排放量)之间的关系。三个回归式中的 R-squared都在 0.88以上,说明解释变量对被解释变量的解释度较高。在实际估计中根据估计结果的DW统计值可以判断回归残差是否存在序列自相关问题,并相应在估计方程中加入 AR项,以消除序列自相关现象。最终结果显示三个回归方程的 DW值位于 1.50<1.855328、1.541559、1.737216<2区间,回归方程的残差已无序列相关性。

根据回归式 (4)、(5)和 (6),FD I一次项系数为正,二次项系数为负,且参数均具有 1%、1%和 10%的显著性水平。这表明 FD I与三种污染排放物之间存在倒U型曲线关系,即随着制造业 FD I流入的增加,其规模效应逐渐低于结构效应和技术效应,在越过临界点后,FD I的继续流入将减少制造业的环境污染。进一步根据公式(-β1/2β2),分别计算三个回归方程的临界值 (0.83409、0.63132和 0.39925)。临界值表示当制造业各行业 FD I占比超过临界值后,FD I继续流入有利于制造业产出增加,并改善该行业的环境质量。

表 3显示了 2007年制造业 28个行业 FD I占比,将2007年各行业 FD I占比数值与三个回归式的临界值进行比较,用以判断某行业在 FD I环境库兹涅茨曲线中所处的位置。

表 2 FD I与环境污染物排放量回归方程结果

表 3 制造业各行业利用外商直接投资比重

部门 金属制品业 通用设备制造业专用设备制造业交通运输设备制造业电气机械及器材制造业通信设备、计算机及其他电子设备制造业仪器仪表及文化、办公用机械制造业2007 0.34834036 0.275190 0.26864571 0.45546792 0.37303442 0.84047785 0.62836729

(一)制造业水污染与外商直接投资

根据表 2的回归结果,工业废水排放量indwaterjt与制造业各行业外商直接投资比重之间存在显著的库兹涅茨倒U型曲线关系,根据 Hausman Test检验结果,固定效应模型回归结果为:

根据公式(-β1/2β2)计算工业废水排放 —外商直接投资倒U型曲线的转折点位于外商直接投资比重0.83409的临界值处。这一估计结果表明:只有当某行业外商直接投资比重超过 0.83409的临界水平,随着外商直接投资比重上升工业废水排放量将减少。然而对于外商直接投资比重低于 0.83409临界水平的行业而言,随着外商直接投资的增加,工业废水排放量将同时增加。根据表 3可以得出,除通信设备、计算机及其他电子设备制造业外,制造业其他行业环境 —外商直接投资关系都位于倒U型曲线的左半段,即随着外商直接投资比重的上升,制造业各行业工业废水排放量也将相应地增加。

(二)制造业二氧化硫污染与外商直接投资

根据表 2的回归结果,工业二氧化硫排放量与外商直接投资比重之间存在显著的库兹涅茨倒U型曲线关系,根据Hausm an Test检验结果,固定效应模型回归结果为:

计算工业二氧化硫排放 —外商直接投资倒U型曲线的转折点位于外商直接投资比重 0.63132的临界值处。结果表明:只有当某行业外商直接投资比重超过0.63132的临界水平,随着外商直接投资比重上升工业二氧化硫排放量将减少。根据表 3列出的 2007年外商直接投资比重可看到,除通信设备、计算机及其他电子设备制造业外,制造业其他行业环境 —外商直接投资关系都位于倒U型曲线的左半段,即随着外商直接投资比重的上升,制造业各行业工业二氧化硫排放量也将相应地增加。此外,仪器仪表及文化、办公用机械制造业(0.62836729)和文教体育用品制造业(0.6123718)实际外商直接投资的比重接近临界值,即将越过倒U型曲线的顶点,进入良性循环阶段。

(三)制造业工业烟尘污染与外商直接投资

根据表 2的回归结果,工业烟尘排放量indsm okejt与外商直接投资比重之间仍存在显著的库兹涅茨倒U型曲线关系,根据 Hausman Test检验结果,固定效应模型回归结果为:

计算工业烟尘排放的临界值为 0.39925。根据表 3可看到,通信设备、计算机及其他电子设备制造业;仪器仪表及文化、办公用机械制造业;文教体育用品制造业;皮革、毛皮、羽毛 (绒)及其制品业;家具制造业;交通运输设备制造业;纺织服装、鞋、帽制造业的行业环境—外商直接投资关系都位于倒 U型曲线的右半段,即随着外商直接投资比重的上升,制造业各行业工业烟尘排放量也将相应地减少。此外,塑料制品业、食品制造业、电气机械及器材制造业实际外商直接投资的比重接近临界值,即将越过倒U型曲线的顶点,进入良性循环阶段。

三、结论

综上,模型估计结果显示外商直接投资与三种污染物排放之间存在着显著的倒 U型关系,外商直接投资对我国制造业发展起了很大的促进作用,但制造业迅速发展的同时,污染物的排放量也不断上升。跨国公司直接投资带来了先进的治理环境污染技术、环境管理思想和方法,并在我国环境保护方面起了示范作用,其结构效应和技术效应逐步大于其规模效应,对中国制造业的可持续发展做出了一定贡献。如在已通过 ISO14001认证的企业中,2/3以上是外商投资企业,在获得中国环境标志认证的企业和产品中,一半以上是外商投资企业。本文实证结果也没有证实“污染天堂”假说,即外商直接投资与我国制造业环境污染的关系为倒 U型曲线。随着各行业外商直接投资比重的增加,越过临界点后,其带来的技术效应和结构效应更加明显,有利于改善我国制造业的环境污染。然而,对比各行业实际利用外商直接投资比重和临界值后,可以看出多数制造业行业仍位于环境—外商直接投资倒 U型曲线的左端,因此,从降低制造业环境污染的角度来讲,进一步扩大吸引外商直接投资的数量,并提高引资质量对改善制造业环境质量具有积极的促进作用。

[1]杨海生,贾佳.贸易、外商直接投资、经济增长与环境污染[J].中国人口、资源与环境,2005(3):99-103.

[2]中国商务年鉴编委会.中国商务年鉴[M].北京:中国商务出版社,2007.

[3]郭克莎,贺俊.走向世界的中国制造业 [M].北京:经济管理出版社,2005:303.

[4]Selden T,Song D.Environmental Quality and Development:Is There a Kuznets Curve forAir Pollution Emissions[J].Journal of Environmental Economics and Management,1994(27):147-162.

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1002-2880(2010)08-0021-04

(责任编辑:张彤彤)