外商直接投資對中國制造業環境影響的實證研究

王文治 甄 真 寧 波

(南開大學濱海學院,天津 300270)

[投資與合作 ]

外商直接投資對中國制造業環境影響的實證研究

王文治 甄 真 寧 波

(南開大學濱海學院,天津 300270)

選取 2001—2007年中國制造業 28個行業外商直接投資 (FD I)、工業產出和環境污染相關數據,建立面板回歸模型定量分析制造業增長與外商直接投資、環境污染的關系,并檢驗外商直接投資的環境庫茲涅茨曲線 (ECK)的形狀。研究表明:FD I對促進中國制造業快速增長起積極作用,且 FD I與環境污染之間存在倒U型曲線關系,外商直接投資在促進制造業發展的同時其結構效應和技術效應能有效減少其所流入行業的污染排放。進一步擴大吸引外商直接投資的數量,并提高引資質量對改善制造業環境質量具有積極的促進作用。

外商直接投資;制造業;環境污染

自 1978年改革開放至 2007年,我國規模以上制造業企業增加值由 1195億元增長至 93977.09億元,按可比口徑計算,年均增長約 15.4%,比全部工業增加值年均增幅高 0.27個百分點。據聯合國工業發展組織的統計數據顯示,1998年我國制造業增加值為 3555億美元,占世界制造業增加值的 6.3%,位居美國、日本和德國之后,排名世界第四位;2000年,我國制造業增加值上升到4357億美元,占世界制造業增加值的 7.0%,世界排名仍居第四。2007年中國制造業增加值占世界制造業增加值的 11.44%,排在第三位。共有 172類產品產量居世界第一位,世界 70%的玩具,50%的電話機、鞋,超過 1/3的彩電、箱包等都產自中國。外商直接投資是促進制造業增長的重要因素。自 1993年起,我國已成為發展中國家中外商直接投資最大的流入國。1981年我國實際利用外商直接投資金額僅有 3.8億美元,而 2008年我國實際使用外商直接投資金額達到 923.95億美元。從外商直接投資的產業流向來看,制造業是外商投資的主要領域,截至 2006年該領域外商投資項目數、合同利用外資金額占外商對華投資總項目數和總合同金額的比重分別為71.17%和 63.85%。大量流入的外商直接投資促進我國制造業迅速發展,在某種程度上可以說,改革開放以來我國制造業的發展模式基本上屬于 FD I驅動型發展模式。

FD I在促進制造業增長的同時,另一方面對該產業的環境污染也產生直接或間接的影響。關于外商直接投資對東道國環境的影響主要有兩種觀點,一種觀點認為,外商直接投資在刺激東道國經濟增長的同時,導致更多的工業污染和環境退化。另一種觀點認為,外商直接投資為發展中國家提供了采用新技術的動機和機遇,促使其實現清潔或綠色生產,進而提高全球環境質量和地區可持續發展能力 (Frankel and Rose,2003)。

除上述觀點以外,借鑒環境 Kuznets假說,FD I與東道國某產業環境資源之間或許也存在類似的倒 U型曲線關系。根據 Van Houtven and Runge(1993)的研究,外商直接投資對東道國環境的影響可歸結為三種效應:規模效應 (scale effect)、結構效應 (composition effect)、技術效應(spillover effect)。其中只有規模效應會加劇東道國環境的惡化,而結構效應和技術效應則會使東道國環境狀況改善。Siqi Zheng,Matthew E.Kahn和 Hongyu Liu(2009)通過面板數據的方法統計了中國主要 35個城市的數據,運用 OLS和 IV STRATEGY證明了 FD I確實會降低中國主要城市的污染程度,且隨著 FD I的增加,技術效應對環境的積極作用超過了規模效應所帶來的負面效應。

本文以外商直接投資較為集中的制造業為例,利用2001—2007年的面板數據探討外商直接投資對我國制造業環境污染的影響。如果外商直接投資對制造業環境存在負效應,外商直接投資進入將導致污染問題加劇,進而阻礙中國制造業可持續發展;如果利用外資對制造業環境有正效應或沒有影響,那么中國利用外商直接投資可降低制造業增長的平均污染成本,加速我國制造業實現“綠色制造”的進程。本文的邏輯結構如下:首先,研究外商直接投資、環境污染等因素對我國制造業發展的影響。其次,利用制造業 28個行業的面板數據,檢驗我國制造業 FD I的環境庫茨涅茲曲線形狀。最后,根據模型結果得出相應的結論。

一、FD I、環境污染與中國制造業增長

首先對我國制造業的增長模式進行檢驗,重在確定FD I、環境污染等因素對我國制造業增長的影響效果。本文以“柯布 -道格拉斯生產函數”為基礎建立面板數據回歸模型,為克服回歸方程的異方差,采用如下對數形式:LnY=αLnK+βLnL+LnA,其中Y表示產出,L表示勞動、K表示資本,A表示除資本和勞動以外的其他因素,其他因素中包括環境污染變量和FD I變量。最終的回歸方程如方程(1)所示。

(一)變量及數據來源

本文采用數據來自 2002年至 2008年《中國統計年鑒》和《中國工業統計年鑒》IS IC的28個二分位制造業行業。回歸方程中,Yjt表示制造業各行業的工業產出,用各行業全部國有及規模以上非國有企業工業總產值表示,并以 1991年為基期的工業品出廠價格指數對數據進行平減;Kjt為制造業各行業的資本投入,用各行業固定資產凈值年平均余額表示,并以 1991年為基期的固定資產投資價格指數進行價格調整(Zhuomin Liu and Ping Lin 2004);Ljt為制造業各行業的勞動投入,用各行業全部企業從業人員年平均人數表示,由于 2001年和 2002年沒有確定給出各行業從業人員年平均人數而只給出全員勞動生產率,所以需要根據公式“全員勞動生產率(元/人)=全部企業工業增加值/全部從業人員年平均人數”分別計算得出。

FD Ijt為制造業各行業的外商直接投資額,本文采用三資企業工業總產值在某行業工業總產值中所占的比重來衡量,公式如下:

pollutionjt分別用制造業各行業歷年工業廢水排放總量(inwaterjt)、工業二氧化硫排放量(SO2jt)和工業煙塵排放量(Sm okejt)表示,由于每年統計污染排放所包含的企業數不同,為便于縱向比較,上述三個污染排放指標分別取歷年各行業污染排放的平均值,即各行業污染排放值除以當年用于統計的企業數。

為克服變量的異方差,對所有變量取其對數值。

(二)面板數據回歸結果

由于面板數據既包括時間序列又包括橫截面數據,可能產生異方差和序列相關性問題,從而使普通最小二乘法失效,而面板數據常采用的似然不相關回歸又要求時序數大于截面數,本文的數據無法滿足這一要求,經權衡本文采用截面取權數方法對模型進行廣義最小二乘法估計,以消除異方差的影響,提高模型的有效性。關于面板數據的回歸方式包括截面固定效應和截面隨機效應,使用何種方法首先需要通過 Hausman檢驗進行決定。根據隨機效應的 Hausman檢驗結果,拒絕原假設(H0:建立隨機效應模型),應建立固定效應模型,因此采用固定效應,截面取權數廣義最小二乘法的面板數據回歸結果如表 1所示:

根據表 1所示,經過計算回歸式(1)、(2)和(3)分別顯示不同污染指標(分別為工業廢水排放總量、工業二氧化硫排放量和工業煙塵排放量)條件下,制造業工業總產出的柯布-道格拉斯生產函數回歸方程。三個回歸式中的R-squared都在 0.98以上,說明解釋變量對被解釋變量的解釋度較高,DW值位于 1.50<1.533682、1.600442、1.678166<2區間,回歸方程無序列相關性。

表 1 生產函數面板回歸方程結果

根據回歸式(1)、(2)、(3),資本變量在 1%的顯著性水平下對制造業產出增加產生促進作用,勞動變量的回歸系數為負,且具有 1%的顯著性水平,說明當前我國制造業存在勞動力剩余的現象,相對豐富的勞動力資源,使得勞動力要素對制造業產出增加的彈性為負。

根據回歸式(1)、(2)、(3),工業廢水排放總量、工業二氧化硫排放量和工業煙塵排放量分別與制造業工業總產出之間存在正相關關系,顯著性水平分別為 1%、1%和5%。二者之間的正相關關系表明我國當前制造業的快速增長,仍然以環境污染為代價。產出增加的同時,環境污染物的排放量也上升。

從回歸式(1)、(2)和(3)可以看出,FD I變量的t值大于臨界值,說明在 1%的顯著性水平下,外商直接投資對我國制造業工業產出增長產生明顯的促進作用,其平方項系數為正,且存在統計上的顯著性,說明外商直接投資對我國制造業的增長存在門檻效應。

二、制造業 FD I環境庫茨涅茲曲線檢驗

根據上文回歸結果,FD I是促進我國制造業產出增長的重要因素,而這種增長是以環境污染為代價。但這并不意味著FD I與環境污染之間存在線性正相關關系,即FD I導致東道國環境惡化。因此,下文通過面板回歸模型檢驗FD I與三種污染排放物之間的關系。選用的面板回歸方程如下:

上述模型中的系數β1、β2決定了外商直接投資與環境污染之間的關系。如果污染物排放量與制造業各行業外商直接投資流入之間服從倒“U”型關系,這意味著模型中的二次項系數β2應該為負;如果污染物排放量與制造業各行業外商直接投資流入之間服從“U”型關系,這意味著模型中的二次項系數β2應該是正的;如果β2沒有顯著性,β1存在顯著性,則制造業外商直接投資與環境污染之間為線性關系,當β1<0,外商直接投資能夠持續減少污染排放量,當β1>0,外商直接投資進入增加污染排放量。

回歸模型中變量的數據來源及回歸方法與上文一致,回歸結果如表 2所示。

根據表 2,回歸式 (4)、(5)和 (6)分別表示 FD I與不同污染排放物 (工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量和工業煙塵排放量)之間的關系。三個回歸式中的 R-squared都在 0.88以上,說明解釋變量對被解釋變量的解釋度較高。在實際估計中根據估計結果的DW統計值可以判斷回歸殘差是否存在序列自相關問題,并相應在估計方程中加入 AR項,以消除序列自相關現象。最終結果顯示三個回歸方程的 DW值位于 1.50<1.855328、1.541559、1.737216<2區間,回歸方程的殘差已無序列相關性。

根據回歸式 (4)、(5)和 (6),FD I一次項系數為正,二次項系數為負,且參數均具有 1%、1%和 10%的顯著性水平。這表明 FD I與三種污染排放物之間存在倒U型曲線關系,即隨著制造業 FD I流入的增加,其規模效應逐漸低于結構效應和技術效應,在越過臨界點后,FD I的繼續流入將減少制造業的環境污染。進一步根據公式(-β1/2β2),分別計算三個回歸方程的臨界值 (0.83409、0.63132和 0.39925)。臨界值表示當制造業各行業 FD I占比超過臨界值后,FD I繼續流入有利于制造業產出增加,并改善該行業的環境質量。

表 3顯示了 2007年制造業 28個行業 FD I占比,將2007年各行業 FD I占比數值與三個回歸式的臨界值進行比較,用以判斷某行業在 FD I環境庫茲涅茨曲線中所處的位置。

表 2 FD I與環境污染物排放量回歸方程結果

表 3 制造業各行業利用外商直接投資比重

部門 金屬制品業 通用設備制造業專用設備制造業交通運輸設備制造業電氣機械及器材制造業通信設備、計算機及其他電子設備制造業儀器儀表及文化、辦公用機械制造業2007 0.34834036 0.275190 0.26864571 0.45546792 0.37303442 0.84047785 0.62836729

(一)制造業水污染與外商直接投資

根據表 2的回歸結果,工業廢水排放量indwaterjt與制造業各行業外商直接投資比重之間存在顯著的庫茲涅茨倒U型曲線關系,根據 Hausman Test檢驗結果,固定效應模型回歸結果為:

根據公式(-β1/2β2)計算工業廢水排放 —外商直接投資倒U型曲線的轉折點位于外商直接投資比重0.83409的臨界值處。這一估計結果表明:只有當某行業外商直接投資比重超過 0.83409的臨界水平,隨著外商直接投資比重上升工業廢水排放量將減少。然而對于外商直接投資比重低于 0.83409臨界水平的行業而言,隨著外商直接投資的增加,工業廢水排放量將同時增加。根據表 3可以得出,除通信設備、計算機及其他電子設備制造業外,制造業其他行業環境 —外商直接投資關系都位于倒U型曲線的左半段,即隨著外商直接投資比重的上升,制造業各行業工業廢水排放量也將相應地增加。

(二)制造業二氧化硫污染與外商直接投資

根據表 2的回歸結果,工業二氧化硫排放量與外商直接投資比重之間存在顯著的庫茲涅茨倒U型曲線關系,根據Hausm an Test檢驗結果,固定效應模型回歸結果為:

計算工業二氧化硫排放 —外商直接投資倒U型曲線的轉折點位于外商直接投資比重 0.63132的臨界值處。結果表明:只有當某行業外商直接投資比重超過0.63132的臨界水平,隨著外商直接投資比重上升工業二氧化硫排放量將減少。根據表 3列出的 2007年外商直接投資比重可看到,除通信設備、計算機及其他電子設備制造業外,制造業其他行業環境 —外商直接投資關系都位于倒U型曲線的左半段,即隨著外商直接投資比重的上升,制造業各行業工業二氧化硫排放量也將相應地增加。此外,儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(0.62836729)和文教體育用品制造業(0.6123718)實際外商直接投資的比重接近臨界值,即將越過倒U型曲線的頂點,進入良性循環階段。

(三)制造業工業煙塵污染與外商直接投資

根據表 2的回歸結果,工業煙塵排放量indsm okejt與外商直接投資比重之間仍存在顯著的庫茲涅茨倒U型曲線關系,根據 Hausman Test檢驗結果,固定效應模型回歸結果為:

計算工業煙塵排放的臨界值為 0.39925。根據表 3可看到,通信設備、計算機及其他電子設備制造業;儀器儀表及文化、辦公用機械制造業;文教體育用品制造業;皮革、毛皮、羽毛 (絨)及其制品業;家具制造業;交通運輸設備制造業;紡織服裝、鞋、帽制造業的行業環境—外商直接投資關系都位于倒 U型曲線的右半段,即隨著外商直接投資比重的上升,制造業各行業工業煙塵排放量也將相應地減少。此外,塑料制品業、食品制造業、電氣機械及器材制造業實際外商直接投資的比重接近臨界值,即將越過倒U型曲線的頂點,進入良性循環階段。

三、結論

綜上,模型估計結果顯示外商直接投資與三種污染物排放之間存在著顯著的倒 U型關系,外商直接投資對我國制造業發展起了很大的促進作用,但制造業迅速發展的同時,污染物的排放量也不斷上升。跨國公司直接投資帶來了先進的治理環境污染技術、環境管理思想和方法,并在我國環境保護方面起了示范作用,其結構效應和技術效應逐步大于其規模效應,對中國制造業的可持續發展做出了一定貢獻。如在已通過 ISO14001認證的企業中,2/3以上是外商投資企業,在獲得中國環境標志認證的企業和產品中,一半以上是外商投資企業。本文實證結果也沒有證實“污染天堂”假說,即外商直接投資與我國制造業環境污染的關系為倒 U型曲線。隨著各行業外商直接投資比重的增加,越過臨界點后,其帶來的技術效應和結構效應更加明顯,有利于改善我國制造業的環境污染。然而,對比各行業實際利用外商直接投資比重和臨界值后,可以看出多數制造業行業仍位于環境—外商直接投資倒 U型曲線的左端,因此,從降低制造業環境污染的角度來講,進一步擴大吸引外商直接投資的數量,并提高引資質量對改善制造業環境質量具有積極的促進作用。

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F830.59

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1002-2880(2010)08-0021-04

(責任編輯:張彤彤)