外商投资湖南省制造行业的环境效应实证研究

尹 华，祁 娜

（中南大学 商学院，湖南 长沙 410083）＊

一、引言及文献回顾

1995～2010年，湖南省实际利用外商直接投资（FDI）的金额从8.71亿美元增加到51.8亿美元。随着湖南省FDI金额的持续攀升及长株潭城市群“两型”社会建设对环境标准要求的不断提高，FDI的环境效应问题得到各界人士越来越多的关注。FDI是否导致东道国环境污染，国内外对这一问题充满争议。主要的观点有三种：

1.FDI对东道国的环境不利。较具代表性的观点是“污染天堂假说”，即发达国家较严格的环境管制和较高的环境污染成本会使污染密集型产业迁移到环境管制较弱和环境污染成本相对较低的发展中国家，使其成为“污染避难所”。Gray指出不断增加的FDI会影响东道国的生态环境，尤其是发达国家投资于发展中国家资源密集型部门的FDI对环境的影响更为明显［1］。沙文兵和石涛利用我国30个省（市、区）1999～2004年的面板数据，分析结果显示FDI对我国生态环境具有显著的负面效应［2］。莫莎和张舒玮利用湖南省2005～2007年19个行业的面板数据，研究结果表明FDI对湖南省的生态环境具有较为显著的负面效应［3］。

2.FDI对东道国的环境有利。Letchumanan和Kodama研究发现，FDI不仅有利于东道国的技术进步，而且通过引进环境友好型的技术和产品还可以提高东道国的环境福利［4］；Eskeland和Harrison发现污染密集型产业中FDI企业的污染排放明显低于内资企业［5］。包群等学者利用2001～2006年我国36个工业行业的面板数据，发现FDI与人均污染排放存在显著负相关性［6］。

3.其它观点。杨海生等学者选取1990～2002年中国30个省市对外贸易、FDI、经济增长和环境相关数据，得出FDI对中国的污染物排放没有直接影响［7］。应瑞瑶和周力在“污染避难所”假说的基础上，利用计量经济学进行实证分析，结果显示：在时间序列上，FDI与我国工业污染呈U型的“环境污染曲线”［8］。

综上所述，国内实证研究多采用时间序列和省级面板数据进行分析，多数研究仅选取某一类污染物质作为衡量整体环境效应的指标，较少对某个区域特定行业FDI的环境效应进行深入分析。制造业是湖南省“十二五”及以后发展的重点产业；本研究选择工业二氧化硫（SO2）、工业废气（GAS）、工业废水（WAST）和工业固废（SOLID）四类污染物排放指标（数据源于2007至2010年《湖南省环境统计年鉴》），用以考察湖南省制造业FDI的环境效应。

二、变量选取与数据来源

2001～2008年，湖南省外商实际投资金额的45.34%进入了制造业；2010年，湖南省第二产业实际利用外资比重为83.5%，且外资主要投向制造行业（《湖南省利用外资情况分析》）。本研究重点分析外资进入程度、行业经济规模、行业技术水平、行业环保投入对污染排放的影响，进而考察外商投资湖南省制造行业的环境效应。

1.外资进入程度。衡量外资进入程度的量化指标可以是外商实际投资额、三资企业总产值或者外商投资的工业增加值等。由于生产相对外商投资额具有时间滞后性，故选取滞后一期的外商实际投资额（FDIt－1）和滞后二期的外商实际投资额（FDIt－2）衡量外资进入程度。

2.行业经济规模。行业经济规模是影响污染排放的重要因素。有研究表明，工业总产值与污染排放量呈正相关关系［9］，故选取工业总产值（IGP）作为衡量行业经济规模的指标，并预计行业的工业总产值越大，污染排放量也会越大。

3.行业技术水平。企业在生产活动中对科研创新的投入越高，会增加对环保技术的研发投入，购买更有利于环境清洁的设备和技术等，从而有利于抑制污染物的排放。Grossman和Krueger研究认为技术进步会对环境产生正面影响［10］。这里选取企业的研发经费总额（RD）来度量行业技术水平。

4.行业环保投入。行业环保投入包括政府和企业对环境保护和污染治理的支出。政府对各个行业的环保支出数据难以获得。通常认为企业专职环保人数越多，说明企业对环保投入的力度越大。故选取企业专职环保人员总数（PP）作为行业环保投入的替代指标。

外商实际投资额数据来源于各年的《中国工业经济统计年鉴》；考虑到制造业数据的可获得性，本研究选择农副食品加工业（C13）、食品制造业（C14）、饮料制造业（C15）、纺织业（C17）、纺织服装、鞋、帽制造业（C18）、造纸及纸制品业（C22）、石油加工、炼焦及核燃料加工业（C25）、化学原料及化学制品制造业（C26）、医药制造业（C27）、化学纤维制造业（C28）、非金属矿物制品业（C31）、黑色金属冶炼及压延加工业（C32）、有色金属冶炼及压延加工业（C33）、金属制品业（C34）、通用设备制造业（C35）、专用设备制造业（C36）、交通运输设备制造业（C37）、电气机械及器材制造业（C39）、通信设备、计算机及其他电子设备制造业（C40）、仪器仪表及文化、办公用机械制造业（C41）共20个制造行业为研究对象。IGP、RD、PP数据来源于各年的《湖南省统计年鉴》。

三、计量模型的设定

可以将面板数据模型分为三种，即混合估计模型、固定效应模型和随机效应模型［11］。首先，用F检验来判别是建立混合估计模型还是固定效应模型。借助Eviews 6.0可直接实现F检验，输入样本数据，固定效应模型窗口选Fix/Random Effects Testing，Redundant Fixed Effects－Likelihood Ratio，得到Prob.SO2＝0.00，Prob.GAS＝0.0083，Prob.WAST ＝0.00，Prob.SOLID＝0.0149，均小于0.05，因此，在显著性水平为5%的前提下拒绝原假设（混合估计模型），认为建立固定效应模型更合理［11］。然后，用常用的Hausman检验来判定是选择固定效应模型还是随机效应模型。借助Eviews 6.0，输入样本数据，在随机效应模型窗口选Fix/Random Effects Testing，Correlated Random Effects－Hausman Test，输出的结果见表1。

表1 Correlated Random Effects－Hausman Test

如表1所示，Hausman统计量对应的Prob.值均小于0.05，所以在显著性水平为5%的前提下拒绝原假设（随机效应模型），即应该建立固定效应模型。根据两个检验结果，最终确定建立个体固定效应模型，具体形式如下：

对变量取对数，以降低异方差。lnEi，t是湖南省四类污染物排放量的自然对数；i＝1，2，…，20，代表20个制造行业；t＝1，2，3，4，代表2006～2009年。

四、制造业总体的实证分析

由于数据的横截面个数（20）大于时序个数（4），因此，选择截面加权回归方式进行回归。借助Eviews 6.0，回归结果显示，对应四类污染物排放指标，lnPP的所有Prob.值均大于0.1，说明企业专职环保人员总数（PP）对环境效应的影响并不显著。这可能是因为我国各企业的PP是政府强制性的硬性指标，并不能真实反映各企业对环保的重视程度，导致该指标与污染排放量的相关性并不显著。除PP变量以外，其他变量均通过检验。剔除PP变量，将其余变量数据输入模型，新的回归结果如表2所示，由此可得如下结论：

1.外资进入程度。除工业废水外，本研究选取的其他三类污染指标与滞后一期FDI的关系均呈现显著负相关，即滞后一期FDI每增加1%，将依次使得工业SO2下降0.07%、工业废气下降0.23%、工业固废下降2.58%。滞后二期的FDI与工业废气、工业废水排放量均呈显著负相关。这表明2006～2009年间，湖南省20个制造行业的FDI总体上对环境产生了正面影响。

2.行业经济规模。工业总产值与四类污染物排放量均呈正向关系；并且工业SO2、工业废水和工业固废的系数均通过显著性检验。说明2006～2009年间，湖南省20个制造行业的工业总产值越大，四类污染物排放量越大，符合理论预期。

表2 制造业总体FDI对环境影响面板数据模型估计结果

3.行业技术水平。企业的研发经费总额与四类污染物排放量均呈反向关系；其中工业废气的系数通过显著性检验。说明2006～2009年间，湖南省20个制造行业的研发经费支出越高，该行业的污染排放量越少，符合理论预期。

五、按污染密集强度分类进行实证分析

湖南省引进FDI有较大的行业差异，不同行业的FDI对湖南省的环境影响也可能有所不同。借鉴党玉婷和万能测算污染密集强度的方法［12］，运用2009年湖南省各行业工业三废排放量分别除以各行业工业总产值，计算出各行业的三废排放污染密集强度，然后将其加总得出各行业的总污染密集度，最后将C22、C28、C26、C32、C17归入重度污染密集产业，C25、C31归入中度污染密集产业，这7个制造行业统称重、中度污染密集产业，其余13个制造行业归入轻度污染密集产业。

通过对重、中度污染密集产业和轻度污染密集产业的面板数据进行F值检验和Hausman检验，得出这两类产业都适用固定效应模型。将这两类产业的数据分别输入Eviews 6.0，得到表3和表4。

由表3可知，就重、中度污染密集型产业而言，大部分变量通过了显著性检验，模型的拟合度较好。除工业SO2外，工业废气、废水和固废排放量与滞后一期的FDI呈现显著的正向关系；滞后二期的FDI与工业SO2、废气和废水排放量也呈显著正向关系；说明2006～2009年间，湖南省重、中度污染密集型制造行业的FDI总体上对环境产生了负面影响。四类污染物排放量与工业总产值存在正相关性，与企业的研发经费总额均呈反向关系。

表3 重、中度污染密集型产业FDI对环境影响的估计结果

表4 轻度污染密集型产业FDI对环境影响的估计结果

由表4可知，就轻度污染密集型产业而言，大部分变量也通过了显著性检验，模型的拟合度较好。四类污染物排放量与滞后一期及滞后二期的FDI均呈现了反向的关系；说明2006～2009年间，湖南省轻度污染密集型制造行业的FDI总体上对环境产生了正面影响，与重、中度污染密集型产业相反。四类污染物排放量与工业总产值存在正相关性，与企业的研发经费总额均呈反向关系。

六、结论与启示

以上实证分析表明：（1）工业SO2、废气、废水和固废与各行业经济规模（工业总产值）呈正向关系。行业经济规模是影响污染排放的重要因素。（2）FDI（滞后一期和滞后二期的外商实际投资额）在重、中度污染密集型行业中对湖南省的生态环境确实产生了显著的负面影响，但是在轻度污染密集型行业产生的是正面影响；总体而言，外资进入湖南省制造行业产生了正面的环境效应。（3）四类污染物排放量与行业技术水平（企业的研发经费总额）呈反向关系。

外商在湖南省重、中度污染密集型行业的实际投资额只占外商在湖南省全部制造业的投资额的26.16%（2006～2009年平均值，依据《中国工业经济年鉴》计算得出），说明污染密集型行业并不是湖南省引进FDI的重点投资领域。湖南省政府在“十一五”期间采取了清洁招商引资政策，在一定程度上对改善湖南省的环境污染问题起到了积极的作用。湖南省的环境污染也表现出一定的规模效应和技术效应，伴随着经济规模的增加，污染程度增加，但随着技术的改进，污染程度有所下降。湖南省政府应当继续严格贯彻实施我国新版《外商投资产业指导目录》，限制或禁止FDI进入高能耗与高排放行业，鼓励FDI进入循环经济、清洁生产、可再生能源等领域；从而不断优化湖南省的产业结构和环境状况，推进湖南省“两型”社会建设。

政府可以针对企业内部环保研发支出给予适当的补贴或税收减免，以鼓励企业进一步加大对环保技术的研发力度。对于使用清洁能源、清洁生产技术的环保型企业，以及应用高科技对高污染产业进行技术改造的企业，政府可以在财税政策方面给予一定的倾斜，以推动产业升级，提高湖南省各制造行业的国际竞争力。

［1］Gray KR.Foreign direct investment and environmental impacts—is the debate over？［J］.Reciel，2002，11（3）：306－313.

［2］沙文兵，石涛.外商直接投资的环境效应——基于中国省级面板数据的实证分析［J］.世界经济研究，2006，（6）：76－81.

［3］莫莎，张舒玮.外商直接投资环境效应的实证研究——基于湖南省19个行业的面板数据分析［J］.经济地理，2010，（6）：1021－1026.

［4］Letchumanan R and Kodama F.Reconciling the conflict between the“pollution－Haven”hypothesis and an emerging trajectory international technology transfer［J］.Research Policy，2000，29（1）：59－79.

［5］Eskeland GS and Harrison AE.Moving to greener pasture？Multinationals and the Pollution haven Hypothesis［J］.Journal of Development Economics，2003，70（1）：1－23.

［6］包群，吕越，陈媛媛.外商投资与我国环境污染—— 基于工业行业面板数据的经验研究［J］.南开学报（哲学社会科学版），2010，（3）：93－103.

［7］杨海生，贾佳，周永章，王树功.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，2005，15（3）：99－103.

［8］应瑞瑶，周力.外商直接投资、工业污染与环境规制—— 基于中国数据的计量经济学分析［J］.财贸经济，2006，（1）：76－81.

［9］周曙东，张家峰，葛继红，王传星.经济增长与大气污染排放关系研究 基于江苏省行业面板数据［J］.江苏发展研究，2010，（4）：227－232.

［10］Grossman and Krueger.Economic growth and the environment［J］.Quarterly Journal of Economics，1995，11（2）：353－377.

［11］张晓峒.Eviews使用指南与案例［M］.北京：机械工业出版社，2007.

［12］党玉婷，万能.贸易对环境影响的实证分析——以中国制造业为例［J］.世界经济研究，2007，（4）：52－57.