FDI与中国工业绿色TFP关系的实证检验

杨 杰

(安徽财经大学 商学院,安徽 蚌埠 233041)

经济管理研究

FDI与中国工业绿色TFP关系的实证检验

杨 杰

(安徽财经大学 商学院,安徽 蚌埠 233041)

在测算工业行业二氧化碳排放量的基础上,将二氧化碳排放作为非期望产出引入生产函数,计算出工业行业绿色全要素生产率并与传统工业行业全要素生产率进行了对比分析。构建包涵工业绿色全要素生产率、外商直接投资和其它控制变量的工业行业面板数据模型,通过回归分析得出:对于传统和绿色工业绿色全要素生产率而言,FDI和所有制结构均与其显著负相关,经济结构与其显著正相关。对于传统和绿色工业绿色全要素生产率的分解变量而言,FDI均与其关联不显著。

绿色全要素生产率;全要素生产率;碳排放;清洁生产;FDI;环境规制

改革开放以来我国经济建设取得了辉煌成就,但资源短期、环境恶化与国际贸易壁垒高筑等问题均严重制约着我国经济的可持续发展。同时,伴随全球气候变暖、《联合国气候变化框架公约》的制定及国际社会“碳减排”呼声的高涨,碳排放和科学发展相关议题愈发受到人们关注。因此,全面分析资源环境约束下我国经济增长的源泉及影响因素所在至关重要。尽管国内外学者对全要素生产率进行了较为深入的探讨,但关于绿色全要素生产率的研究却为之甚少。再者,考虑国际资本流动日益加速背景下,FDI在东道国经济中重要性凸显,FDI在驱动东道国经济增长的同时,对技术进步和环境的影响也备受关注。本文将二氧化碳排放视为非期望产出引入全要素生产率分析框架,试图得出碳排放约束下我国工业绿色全要素生产率与传统全要素生产率的区别所在。进而,通过我国工业行业面板数据回归分析尝试得到外商直接投资、其它核心控制变量与绿色全要素生产率的关联情况,深入探讨两者作用关系与传统全要素生产率项下有何异同。

一、文献回顾

国内外有关绿色全要素生产率的研究起步较晚,主要涉及:Cao(2007)指出传统全要素生产率由于没有考虑环境污染等非市场化的残差,从而导致结果是有偏的。将环境破坏视为非期望产出的绿色全要素生产率能够从社会福利视角精确的解释技术进步;Ahmed(2007)检验了有机水污染生化需氧量对马来西亚制造业生产率增长的影响,通过将环境污染排放生化需氧量内部化于生产函数,计算得到全要素生产率和全要素生产率强度的增长量作为反映绿色生产率的指标;Ahmed(2012)估测了每单位劳动CO2排放增加量对东南亚地区生产率增长的影响。结果显示当CO2排放密度变量被内生于模型时,绿色全要素生产率与传统全要素生产率相比增长率明显下降;陈诗一(2010)由考虑环境污染的DDF模型测算的真实全要素生产率和技术进步率要远低于传统全要素生产率,政府推行的节能减排措施有效促进了绿色全要素生产率的改善;胡晓珍和杨龙(2011)测算了1995～2008年间绿色Malmquist指数并进行分解,认为引入污染约束后绿色Malmquist指数显著下调,同时总体上不具有绝对收敛的特征;周五七和聂鸣(2012)运用Malmquist-Luenberger指数测算了工业绿色全要素生产率,研究显示,1998～2010年工业绿色全要素生产率呈现“升降升”趋势,其增长主要源于技术进步推动,技术效率制约了工业绿色全要素生产率增长[1-8]。

关于FDI与绿色全要素生产率代表性的研究包括:王兵和吴延瑞(2010)通过方向性距离函数与卢恩伯格指数测算了1998～2007年我国各省的环境全要素生产率,指出FDI对环境效率与环境全要素生产率均产生显著正影响;李玲和陶峰(2011)在测度2004～2008年工业绿色全要素生产率与界定污染密集型产业基础上,通过回归分析得出:污染密集型产业FDI与绿色全要素生产率显著负相关,FDI每上涨1%,绿色全要素生产率将下降2.77%～3.67%;杨文举(2012)基于方向性距离函数研究得出,工业绿色全要素生产率具有年际波动和省际差异的特点,技术进步是其增长的源泉,FDI与工业绿色全要素生产率负相关[9-12]。

二、引入碳排放约束的工业全要素生产率(TFP)测算与分解

(一)数据描述与处理

投入要素。投入要素包括劳动投入、资本投入和能源投入。其中,劳动以工业规模以上企业各行业全部从业人员年均人数体现(万人);由于我国统计年鉴缺乏工业行业资本存量数据,以至于在现有研究中,资本投入多以行业固定资产净值衡量,考虑以工业行业资本存量来反映资本投入更具合理性,本文主要借鉴陈诗一(2010)的做法来确定1980年初始资本存量与选取折旧率,通过永续盘存法来估算我国工业行业资本存量(亿元;基期1990年),能源投入以工业规模以上企业各行业能源消耗替代(万千瓦时)。

产出指标。行业产出指标主要包括期望产出和非期望产出。期望产出以行业工业增加值衡量(亿元;基期1990年);非期望产出这里以工业行业CO2排放数据反映(万吨)。

(二)绿色全要素生产率与传统全要素生产率的对比分析

为了研究我国工业绿色全要素生产率动态变化趋势、变动原因及其与传统工业全要素生产率的区别,本文对我国37个工业行业考虑碳排放约束前后的Malmquist指数、技术进步指数及技术效率指数进行对比分析,结果如表1所示。

由表1可知,在产出变量中引入二氧化碳排放约束后,2001～2011年我国工业绿色全要素生产率年均增长率由传统全要素生产率的7.80%降为0.50%,其中绿色技术进步率由传统技术进步的14.10%降至3.60%,绿色技术效率年均增速由传统技术效率的-5.50%变为-3.00%。可见,无论是传统全要素生产率还是绿色全要素生产率,技术进步均是驱动工业全要素生产率增长的源泉,而技术效率在一定程度上成为工业全要素生产率增长的桎梏。引入非期望产出约束的工业全要素生产率在考察期间均呈下降态势,这表明随着污染排放的增加,环境成本有所上升,从而致使环境效率的缺失。再者,无论是技术效率指数还是绿色技术效率指数,2007～2008年均为考察期内最低值,随后有所反弹,这一方面得益于我国“两型社会”构建与节能减排目标约束,另一方面缘于我国企业后发优势逐步丧失的情形下对自身潜力的挖掘。

缘于工业行业生产特征的不同,其全要素生产率增长亦有所差异。本文通过对2001～2011年我国工业行业绿色Malmqist指数的估算及其分解来进一步明确我国工业行业绿色全要素生产率的变动情况。样本区间内,绿色全要素生产率增长最快的工业行业为电力、热力的生产和供应业,其次是交通运输设备制造业。绿色全要素生产率增长最慢的工业行业为黑色金属矿采选业,其次为家具制造业。绿色技术进步和技术效率增长最快的行业依次为电力、热力的生产和供应业和煤炭开采和洗选业,增长最慢分别为:家具制造业和金属制品业,具体情况见表2。

表1 2001～2011年间引入碳排放约束前后中国工业全要素生产率年均值对比

图1 2001～2011年中国工业绿色TFP与传统TFP的对比

表2 2001～2011年中国工业行业绿色全要素生产率均值及分解

三、FDI与工业绿色全要素生产率关系的实证检验

(一)模型建立与变量说明

前文分析了我国工业绿色全要素生产率及其组成部分的变动趋势与行业特征,但尚未深层次探讨造成这种变动与差异的原因。为此,本文对绿色全要素生产率及其相关变量做进一步分析。尽管现有FDI与全要素生产率关系研究所得结论有所差异,但作为产业转移动因与技术传播载体的FDI无疑是影响全要素生产率的重要因素。同时,经济规模、国有企业比重、研发投入和经济结构均是影响全要素生产率的重要因素。因此,累计传统全要素生产率与其影响因素的回归模型可表示为:LTFPi,t=α+β1FDIi,t+β2SSi,t+β3SERi,t+β4R&Di,t+β5RCLi,t+εi,t.

(1)

工业行业面板数据回归模型以累计全要素生产率为被解释变量(LTFPi,t,基期2001年),以外商直接投资为主要解释变量(FDI),同时结合上文分析,在回归模型中引入控制变量如下:(1)规模结构(SSi,t,万元/人):新经济地理理论打破传统规模收益不变的假设,将不完全竞争与规模收益递增纳入分析范畴。本文采用单位企业工业增加值作为表征规模经济的指标,以国有及规模以上非国有工业企业工业增加值除以企业单位数反映,其中工业增加值以1990年为基期;(2)所有制结构(SERi,t,%):通过国有及国有控股企业工业总产值在全部工业总产值中所占比重反映;(3) 研发投入(R&Di,t,%):研发投入通常用研发人员全时当量来反映,考虑我国统计年鉴中相关数据的不连续和统计口径的变更,文中以新产品产值在工业总产值中所占份额作为其替代变量;(4)经济结构(RCLi,t,%):经济结构的调整会导致生产要素密集度和污染排放量的变化,从而引发绿色全要素生产率的变动,本文以资本-劳动比表示;(5)环境规制(ERi,t,%):本文以工业废水达标率加以衡量。

表3 2001～2011年中国工业行业传统和绿色全要素生产率回归分析

注:1.③、②、①依次表示变量系数通过1%、5%与10%的显著性检验;2.括号内为t值。

(二)回归结果解释

由表3我们可以得出:第一,无论对于传统工业全要素生产率还是绿色工业全要素生产率,FDI均与其负相关,并且FDI对传统全要素生产率表现出更强的制约性。这一方面使我们意识到FDI通过“市场偷窃”和过度竞争会减少本土企业市场份额、利润与研发投入。同时,还会使得本土企业产生技术依赖,不利于技术创新和全要素生产率的提升。另一方面发达国家环境规制较为严格,其技术设备的节能环保性较强,而作为技术传播载体的FDI可加速节能环保技术的扩散与外溢,从而在获得固定的期望产出下减少与之相伴随的非期望产出。对于传统和绿色全要素生产率的分解变量而言,FDI均与其关联不显著。

第二,对于传统和绿色工业全要素生产率而言,所有制结构与其显著负相关,经济结构与其显著正相关。前者结论已被许多学者所证实,这是由于国有企业管理效率相对低下、资源配置不尽合理及能源浪费较为严重,致使全要素生产率下降。后者缘于资本-劳动比的提升,使得工业行业表现出由劳动密集型向资本密集型转变特征,资本密集型行业往往与高生产率和高污染相伴随,当生产率的提高足以弥补非期望产出带来的负外部性时,最终经济结构调整促进全要素生产率的提升。

第三,从全要素生产率的分解来看,传统和绿色累计技术进步指数均与经济规模正相关。这反映出企业规模扩大有利于资源整合、规模经济实现与新技术应用,从而加速技术进步与全要素生产率的提升。其次,绿色累计技术进步指数与所有制结构和环境规制正相关。再者,传统和绿色累计技术效率指数与所有制结构负相关,而与经济规模则呈现出正相关。

四、结论与启示

本文通过对2001～2011年中国工业行业二氧化碳排放量的测算、传统和绿色全要素生产率及其分解变量与其影响因素的回归分析,我们可以得出以下结论和启示:

第一,正确看待FDI与生产率的关系。一方面,我们应该明确FDI并非一剂万能药,在驱动东道国经济增长与拉动就业的同时,未必能够带来生产率的提升。不可否认,改革开放以来,FDI曾对我国的技术进步和生产率提升起过积极贡献,但从2001年以来其对全要素生产率的作用更多表现为负面性。我国工业不能盲目引进外资,而是要发挥政府导向作用,促使外资更多流入高技术与清洁生产的行业。另一方面,我国工业应该关注外资企业在节能环保技术上的优势,注重引进消化吸收与再创新的结合,进一步提升我国工业设备的能源利用效率与减排水平,促进节能降耗工作再上新台阶。

第二,扬长避短,发挥国有企业的重要性。通过上文分析可知,国有企业之所以制约工业全要素生产率增长,主要由于技术效率低下。国有企业应该提升技术设施使用效率、资源配置效率、行政管理效率、能源利用效率,从而改善技术效率水平。再者,我们应该注意到国有企业有利于绿色技术进步指数的提升,国有企业应该充分发挥其资金、规模和技术的优势,强调集成创新与原始创新相结合,进一步提升其技术水平。

第三,严格环境规制,促进经济结构调整。严格的环境规制可以有效阻止污染产业的转移,减少工业治污成本。并且切实形成“倒逼机制”,促使企业进行创新,提升仪器设备的节能环保水平。与此同时,我国工业企业应该抓住经济结构调整带来的机遇,实现由劳动密集型产业向资本密集型产业转变,在加速资本积累的同时,进一步提升资本利用效率,发挥经济结构调整对生产率提升的促进性。

[1]Cao J.Measuring Green Productivity Growth for China’s Manufacturing Sectors: 1991-2000[J]. Asian Economic Journal, 2007, (4):425-451.

[2]Ahmed E.The Impact of Biochemical Oxygen Demand Emissions on Malaysia’s Manufacturing Productivity Growth[J].Global Economic Review, 2007, (4):306-319.

[3]Ahmed E. Green TFP Intensity Impact on Sustainable East Asian Productivity Growth[J]. Economic Analysis and Policy, 2012, (1):67-78.

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[11]李玲,陶锋.污染密集型产业的绿色全要素生产率及影响因素[J].经济学家,2011,(12):32-39.

[12]杨文举,龙睿赟.中国地区工业绿色全要素生产率增长[J].上海经济研究,2012,(7):3-12.

[责任编辑:刘 炜]

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.03.009

2016-10-13

安徽省高校省级人文社科重点项目“FDI与碳排放约束下安徽工业绿色TFP关系研究”(SK2015A574)

杨杰,1977年生,男,安徽怀远人,安徽财经大学讲师,博士, 研究方向为跨国公司与外国直接投资,(电子信箱)yangjie7759@163.com。

F424；F

A

1672-5956(2017)03-0058-07