長三角地區FDI經濟增長與碳排放研究

2014-09-19 05:46:34詹正華蔡世強

商業研究 2014年4期

詹正華+蔡世強

文章編號：1001-148X（2014）04-0036-07

摘要：基于分解效應模型理論，通過建立聯立方程組模型，本文從規模效應、結構效應、技術效應和環境管制效應等方面分析了長三角地區FDI、經濟增長與碳排放之間的關系。研究結果表明長三角地區的FDI在促進該地區經濟增長的同時也給環境帶來了一定的消極影響，FDI每增長1%，該地區的CO2排放量隨之增加00254%，而規模效應、結構效應和環境管制效應的影響彈性分別為00148、00518、00071，只有技術效應的影響彈性為-00483。

關鍵詞：長三角地區；FDI；經濟增長；碳排放；聯立方程組

中圖分類號：F0615 文獻標識碼：A

收稿日期：2013-09-05

作者簡介：詹正華（1963-），男，江蘇宜興人，江南大學商學院副教授，研究方向：財稅與經濟；蔡世強（1988-），男，福建莆田人，江南大學商學院研究生，研究方向：國際直接投資。

基金項目：教育部人文社會科學研究基金項目“碳排放約束下長三角經濟轉型軌跡及其區域聯動效果研究”，項目編號：12yjazh160。FDI在促進東道國經濟增長的同時，是否也給環境造成了一定的影響，目前主要形成了兩種基本觀點。一種觀點認為FDI改善了東道國環境。Porter(1995)、Kevin Grey(2002)等的研究指出，得益于跨國公司推廣全球控制（TNCs）,帶動東道國企業執行ISO14001環境管理體系，長期來看FDI改善了當地環境；Zarsky（1999）認為FDI將更先進和清潔的生產技術推廣到發展中國家，有利于東道國的環境的改善，從而形成了著名的“污染光暈假說”。Jeffrey Frankel和Andrew Rose（2003）的研究指出FDI在帶動東道國經濟發展的同時，其所帶來的技術和環保理念有助于帶動東道國企業實現清潔或綠色生產，減少CO2等氣體排放量［1］；Perkins和 Neumayer（2008）檢驗了114個國家的FDI與該國CO2和SO2排放效率間的關系，結果表明FDI明顯改善了東道國這兩種氣體的排放效率［2］。我國學者宋德勇和易艷春（2011）使用1978-2008年我國時間序列數據做回歸分析，發現FDI的技術溢出效應減少了CO2排放量［3］。李子豪和劉輝煌（2011）把各個省按東、中、西部劃分，分析得出進入東部地區的FDI降低了碳排放，中部FDI對碳排放的效應并不明顯，而西部地區的FDI則產生了負面影響［4］。另一種觀點認為FDI惡化了東道國環境，即存在“污染避難所”［5］。 Baumol和Oates（1988）認為發展中國家往往注重經濟的增長而忽視環境保護，導致發展中國家傾向于主動降低環境標準以吸引FDI，使其淪為重污染跨國企業的“避難所”［6］。Smaizynska和Wei（2001）在對24個國家的跨國企業的分析中引入東道國政府腐敗水平，證實了“污染避難所”在轉軌國家的存在［7］。通過對66個國家在1980-1996年的面板數據做回歸分析，Peter Grimes和Jeffrey Kentor(2003)得到FDI增加了東道國的碳排放量，并提出這與東道國薄弱的環境管制息息相關。Jorgenson(2007)考察了39個國家1975-2000年間FDI與碳排放的關系，提出FDI顯著提高了不發達東國家的碳排放量［7］。Acharkyya（2009）將CO2排放量作為一個元素加入EKC模型，使其改良成“碳庫茲涅茨曲線”（CKC），通過分析印度1980-2003年的面板數據，得出在印度FDI產生了消極效應［8］。我國學者牛海霞和胡佳雨（2011）通過對我國28個省市1995-2007年的面板數據進行分析，得出FDI與我國CO2正相關，人均CO2排放隨著FDI增長1%而增加009%。從FDI的地區分布入手，沈坤榮、王東新（2011）認為FDI與我國的環境污染程度息息相關，FDI在東西部地區的分布差異不僅造成地區經濟增長的差異，也造成環境污染破壞的差異化,表現為FDI的引入在欠發達的中西部改善了當地環境，而在東部FDI越大污染越嚴重。從以上研究不難發現關于FDI、經濟增長和環境的關系，由于研究的東道國情況各異，環境污染的量化指標也各不相同，既有采用CO2、SO2等污染氣體，也有使用固體污染物；且目前針對我國的研究成果多集中于國家層面或僅區分東中部地區，而未能直接顧及各個省市的自身特殊性。因此，鑒于哥本哈根峰會對于碳排放的關注，本文選擇我國長三角地區為研究對象，以碳排放量作為考察環境污染的指標，試圖理清該地區FDI、經濟增長和碳排放間的關系。總第444期詹正華：長三角地區FDI、經濟增長與碳排放研究????商業研究2014/04一、 FDI、經濟增長與碳排放關系的理論分析及研究假設目前，闡述FDI、經濟增長和環境間關系最為著名的理論，當屬Grossman和Krueger的分解效應模型理論。 Grossman和Krueger認為FDI通過規模效應、結構效應和技術效應影響環境，并認為只有用這三個效應的加總才能全面概括FDI的環境效應。隨著研究的深入和發展，Panayotou(2000)和jiehe(2006)認為一國的環境政策反過來也會影響FDI的流向，產生環境規制效應。（一）規模效應規模效應是指FDI的流入通過影響東道國的經濟規模引起的環境質量的變化。在經濟發展的初期，環境污染和生態破壞較小，隨著經濟的發展，在到達拐點之前對于經濟發展的偏好強于追求優質環境，環境不斷加速惡化；當達到某個拐點時，人們對優質環境的偏好更強，清潔能源和技術開始普及，隨著經濟結構的轉變，污染性行業也逐漸消失或被替代，經濟發展和環境進入正相關階段。1993年Panayotou將環境質量和經濟增長的這種倒U型關系描述為環境庫茲涅茨曲線（EKC曲線）。EKC曲線的提出讓人們看到了FDI對環境也能夠產生正效應的可能性，但OECD（1991）的研究指出這種可能性并不必然出現，東道國需要制定協調FDI和環境保護的長期政策，才有可能促使負效應拐點的出現。Grossman、Krueger(1991)認為當一國人均GDP達到4 000-5 000美元（按1985年的價格計算）時拐點出現，環境質量將不再惡化。國家統計局的資料顯示長三角人均GDP在2010年達到4 04496美元，即經濟發展水平已經達到出現環境改善拐點的條件，但環境并未改善。因此，提出研究假設H1：在長三角地區，FDI通過經濟規模的擴張給CO2排放量造成的效應仍然為正，即同向變動。（二）結構效應 結構效應指的是FDI在不同產業間的選擇，導致經濟結構格局的改變而引起的環境質量的變化。若一國的FDI主要流向了第一產業和第三產業，結構效應往往為負，即FDI與環境污染反向變動；如果FDI主要集中于第二產業，特別是工業制造業中的污染性行業時，FDI的進入將對環境產生正的結構效應。FDI的結構效應的理論根源是污染避難所假說，也稱“產業區位重置假說”，由Walter和Ugelow1979年提出的該假說認為各國的環境政策松緊程度不同，造成跨國公司在不同國家投資的環境成本不同。在一般情況下，發達國家環境標準較發展中國家更為嚴格，造成污染企業會傾向于向發展中國家轉移和集聚，使發展中國家成為“污染避難所”。從長三角地區的FDI的產業結構分布看， FDI在第二產業的分布比例仍然最高，第三產業次之，第一產業最低。長三角地區的FDI有70%左右集中在第二產業，并大量集中在第二產業制造業中的污染型行業，如紡織、服裝、皮革、塑料、金屬制品等。根據長三角地區各年統計年鑒核算，2011年整個長三角地區外商直接投資簽訂的合同項目總數為14 295個，第二產業占3 863個，占比2702%，第三產業有6 384個，比例為4466%，雖然項目個數第三產業占優，但是實際吸收FDI金額方面，第二產業達27944億美元依然高于第三產業的27564億美元。因此，提出研究假設H2：長三角地區的FDI與CO2排放量同向變動，即結構效應為正。（三）技術效應技術效應是指流入東道國的FDI會通過溢出效應，將某些先進環保技術和環保理念一并帶入東道國，從而起到改善東道國環境的效應。有研究認為技術效應也可能存在消極的溢出效應，這一現象一般發生在環境管制水平很低的國家或地區。對企業而言，采用最先進的技術和機器意味著承擔更大成本，出于利潤最大化考慮，企業傾向于采用過時的具有污染性的技術和機器。潘文卿（2003）指出這與東道國的技術水平和自身消化吸收能力有關，并把這種差距稱為FDI技術正效應的“經濟發展水平門檻”，只有越過門檻，技術效應才能發揮積極效果。鑒于長三角地區經濟活躍，較為長期的技術引進與消化吸收使整體的技術水平有所提高，流入該地區的FDI故意采用過時技術的概率較低。因此，提出研究假設H3：在長三角地區技術效應為負。 （四）環境管制效應FDI的環境管制效應是指由于一個國家或地區的環境管制力度不同，而引起的污染性FDI進入規模不同，從而影響東道國環境的效應。一國的環境管制越松越有可能成為“污染避難所”，當一國有完善的環境保護政策和嚴厲的懲罰機制時，一方面污染性FDI在該國投資的成本上升，就能有效減少污染性FDI的流入；另一方面，嚴厲的環境管制也能迫使污染行業的企業進行環境保護、技術革新，以彌補高昂的環境規制成本，從而間接促進了環境保護技術的發展，改善了環境質量。所以，環境管制效應的大小取決于東道國本身，具有很大的主觀性。從長三角地區頒布的各項環境保護政策和懲罰措施來看，其管制力度是比較大的，其環境政策包含環境管理政策、環境經濟政策、環境技術政策和環境產業政策等，如環境影響評價制度、“三同時”制度、環境保護目標責任制、排污許可證制度、排污收費制度等，制度幾乎涉及所有環境污染，且大部分制度借鑒了國外的經驗。長三角地區實行時間較早，規定也靈活，允許各省市根據自身情況制定排污權使用費。當然，環境管制效應具有很大的主觀性，環境管制效果除了與環境政策和制度完善程度相關外，更取決于環境政策制定者的執行意愿，如果作為環境政策制定者的政府為了發展經濟而犧牲環境，就會出現著名的“環境標準競次假說”現象。該假說認為在經濟發展的早期，充裕的環境資源會使這些國家或地區更加重視經濟的發展而忽略環境代價；同時為了避免在同類型國家或地區中在吸引外資上失去競爭優勢，政府也會傾向于主動降低環境標準，主觀上鼓勵污染型企業資本流入，加劇了環境污染。結合中國的政治制度環境，這種情況尤為值得注意。盡管長三角地區地方政府在環境保護方面有所作為，但也不可避免會放松一定的環境管制力度以吸收更多的FDI。因此，提出研究假設H4：長三角地區也存在“環境標準競次假說”，環境管制效應為正。

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二、長三角地區FDI、經濟增長與碳排放關系的實證檢驗（一）模型的選定和經濟含義說明本文主要試圖理清長三角地區FDI、經濟增長和碳排放量之間的關系，通過借鑒JIEHE（2006）的研究成果，并參考張學剛和鐘茂初（2010）以及代迪爾和李子豪（2011）的模型，建立起以下聯立方程組體系：lnCt=α1+α2lnYt+α3lnSt+α4lnTt+α5lnRt+ε1t（1）lnYt=α6+α7lnKt+α8lnLt+α9lnFDIt+α10lnCt+ε2t（2）lnSt=α11+α12lnKLt+α13lnFDIt+α14lnRt+ε3t（3）lnTt=α15+α16lnRDt-1+α17lnFDIt-1+ε4t（4）lnRt=α18+α19lnCt-1+α20lnYt-1+ε5t（5）lnFDIt=α21+α22lnYt-1+α23lnWt+α24lnRt-1+ε6t（6）上述各等式中t代表年份，αi和εnt分別代表常數項和隨機擾動項。方程（1）是碳排放量方程，分為規模效應（Y）、結構效應(S)、技術效應(T)以及新加入的環境管制效應（R）。方程（2）為經濟增長方程。傳統的C-D函數認為一個國家或地區的總產出取決于資本存量K和勞動力投入L，即：Y=AtKαLβ,可以將一國的資本存量細分為國內資本存量Kt和FDI存量FDIt；同時，經濟規模的擴大需要更多的能源和資源要素參與生產活動，也就意味著更大程度的污染排放。另外，環境污染需要社會投入更多的資金用于治理，最終影響整個社會的經濟活動。因此，本文把代表環境污染水平的碳排放指標加入經濟增長函數。方程（3）為行業結構方程。大部分污染產業是第二產業，往往屬于資本密集型，資本投入大，隨著經濟發展到某一階段，產業結構升級，第二產業向第三產業轉移，資本勞動比下降，因此采用資本勞動比指標反映產業結構的變動。另外，FDI的行業分布也會影響產業結構的變動，較為嚴格的環境規制可以有效減少污染性FDI的進入，因此把環境管制作為一個要素加入行業結構方程。方程（4）是環境技術進步方程。環境技術水平跟科研資金投入息息相關，普遍認為兩者呈正相關關系。FDI通過環境技術轉讓和其他溢出效應，帶動當地環境技術的共同進步，研究投入（RD）和FDI決定環境技術水平。一般說來技術研發和運用需要一定周期，確切地說技術進步取決于上一期的FDI水平和研究投入。方程（5）為環境管制方程。一國經濟發展水平越高，對于高質量環境的需求越強烈，同時上一期較高的經濟產出也能夠為治理環境提供資金，從而環境管制力度越強。另外，一國的環境規制水平也與上期的污染程度掛鉤，上期的環境污染較輕，對生產生活影響較小，環境的治理力度就小；反之，會加大環境規制力度以求降低污染。方程（6）是FDI規模方程。根據傳統的外商直接投資區位選擇理論，本文選取了滯后一期的產出水平Yt-1反映市場容量，市場容量越大越能吸引FDI的流入；采用勞動力工資水平（Wt）來反映FDI投資的成本狀況，勞動力工資水平越高越不利于吸引外資，兩者成反比關系。另外，上期環境管制R對于不同類型的FDI具有篩選功能，也能影響FDI規模。因此，將Yt-1、Wt和Rt-1作為要素來反映FDI規模。

表1各類能源消耗量折合標準煤系數表類別[]煤[]焦炭[]原油[]汽油[]煤油[]柴油[]燃料油[]天然氣折合標準煤系數[]0.7143[]0.9714[]1.4286[]1.4714[]1.4714[]1.4571[]1.4286[]13.3其中，前7類能源折合標準煤系數單位為：噸標準煤/噸，天然氣單位：噸標準煤/萬立方米。

（二）數據來源和變量說明鑒于數據的可獲得性以及統計口徑的一致性，本文選取1997-2011年的數據，原始數據來源包括以下資料：1998-2012年的兩省一市統計年鑒，部分數據來源于對應年份的《長三角統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》和《中國能源統計年鑒》。Ct表示對應長三角地區第t年的CO2排放量，根據《2006 年IPCC 國家溫室氣體清單指南目錄》，采用以下公式計算能源消費碳排放量：C=∑Ci=∑[DD(]10[]i=1[DD)]EiFi其中C為碳排放總量，而Ci、Ei和Fi分別表示第i種能源的碳排放量、第i種能源消費量和碳排放系數。由于化石燃料消耗排放的CO2占總排放量的95%以上，根據我國能源消耗的具體情況,選取煤、焦炭、原油、燃料油、汽油、煤油、柴油和天然氣等作為排放CO2的主要來源進行測算。Yt表示長三角地區第t年的產出水平，本文選取對應年份的浙江、江蘇和上海市GDP加總來表示。產出方程中的Kt表示長三角地區t年的資本存量，資本存量數據采用1951年Goldsmith創立的永續盤存法計算，其基本公式為：

Kt= (1-η) Kt-1+It上式中的Kt表示第t年的資本存量，η表示折舊率，It表示第t年的實際資本投資額。其中I參考張軍（2004）選用固定資產形成總額來衡量，投資品價格指數采用1991年之后的歷年《中國統計年鑒》公布的固定資產投資價格指數，折舊率采用96%，而基期的資本存量基期的固定資本形成除以10%作為初始資本存量。Lt表示勞動力投入，以各省市統計年鑒中年末的就業人數來表示。FDIt表示外商直接投資存量，計算方法與上述資本存量的計算一致，根據歷年美元與人民幣的匯率進行轉化，并以1978年為基期折算。在結構方程中，St反映產業結構的變化。由于二氧化碳的排放主要來自第二產業，采用第二產業產值占GDP的比重來衡量。KLt是資本勞動比，用資本存量除以就業人數得出。在技術進步方程中，Tt是技術進步指標，采用碳排放強度即碳排放量占各省GDP的比值來表示，其中的研發投入RDt以各省市的科技研發經費支出來衡量。在環境規制方程中，一個國家或地區的環境規制水平Rt目前并沒有一個統一指標準確界定，學術界主要有環境保護投資額、環境污染治理投資總額等來表示，鑒于本文的研究對象為碳排放量指標主要來源于工業，參考張學剛（2010）的方法，采用各省市的工業污染治理完成投資額來表示。另外，Wt在FDI規模方程中表示該省市的平均工資水平，以1978年價格折算。（三）計量結果分析 對于聯立方程組模型的估計有很多，如二階段最小二乘法（2TSLS）、三階段最小二乘法估計（3SLS）、完全信息極大似然法(FIML)以及廣義據估計法（GMM）等，其中的GMM法是將準則函數定義為工具變量與擾動項的相關函數，時期最小化得到的參數為估計值。由于其對于隨機擾動項的異方差和自相關問題處理更合理，李子奈（2000）認為GMM估計所得到的參數估計值相對來說更穩健。GMM估計現在被廣泛應用于聯立方程組模型的計量處理中，本文同樣采用GMM估計法，運用計量軟件Eviews72對數據進行處理，計量結果如表2所示。從計量經濟學的角度來看，對該聯立方程組的估計還是較好的，Adj-R2穩定在61%以上，說明各個方程的擬合度都較高。另外，大多數的參數估計值都在1%、5%或是10%的水平下顯著，說明方程的構建和各變量的選擇都比較適合。從方程的經濟含義上分析，通過表2可以得到長三角地區外商直接投資對該地區CO2排放的分解效應和總效應，如表3所示?？梢?，進入長三角地區的FDI整體上還是加劇該地區CO2的排放量。雖然FDI產生的技術效應一定程度上有利于降低CO2的排放，但是仍不及規模效應、結構效應和管制效應帶來的正效應，FDI還是對該地區的環境產生了負面影響，流入該地區的FDI每增加1%，就能引起CO2排放量增長00254%。1．規模效應。規模效應方程顯示FDI對長三角地區的經濟增長起促進作用，FDI每增加1%將引起經濟規模擴張00245%；而經濟規模擴張導致了CO2排放量的增加，其影響系數為06058。綜合來看，該地區FDI對CO2排放量的規模效應達到00148，意味著FDI通過經濟規模擴大途徑增加了該地區的CO2排放量，這與前文的理論分析相一致，也與很多其他研究結論相似。如李子豪（2011）指出流入中國工業行業FDI的規模效應為0286；張學剛（2010）采用1988-2007年的數據，提出FDI每增加1%會引起我國CO2排放量增加0185%。盡管長三角地區FDI的規模效應普遍低于全國的水平，這一方面不排除指標選擇的差異造成結論的差別，但另一方面也可以證明進入我國的FDI惡化了我國環境的結論，就算經濟發達的長三角地區也不能“幸免”。目前，整個長三角地區還是處于EKC曲線左側，通過規模擴張途徑的FDI與CO2排放量同向變動，規模效應為正，研究假設H1成立。2．結構效應。從FDI的結構效應角度來看，長三角地區經濟結構的轉變對外資的彈性系數為+00723，而經濟結構的變化對CO2的影響系數為+07171。因此，FDI通過轉變該地區的經濟結構，給CO2排放量造成的總效應依然為+00518；FDI加劇了該地區的環境問題，這也驗證了研究假設 H2。從外商直接投資的行業結構看，20世紀80年代以來，FDI投向污染集中的工業制造業的比例常年保持在70%以上，雖然長三角地區的這一比例有逐漸降低的趨勢，但還是在50%左右徘徊。特別是江蘇省和浙江省，雖然人們期望能通過FDI 的引入，促使我國經濟結構轉型的加快，從而達到減少環境污染和實現經濟增長的目的。但就目前來看，在很長一段時間內，FDI對CO2排放量的結構效應依然為正。表2聯立方程組計量結果方程式變量[]方程（1）

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lnCt[]方程（2）

lnYt[]方程（3）

lnSt[]方程（4）

lnTt[]方程（5）

lnRt[]方程（6）

lnFDIt常數項[]-12.2063***

（-3.7217）[]-4.9913**

（-2.2718）[]3.5855***

（26.7983）[]2.0908***

（3.1279）[]25.1969***

（2.9067）[]37.7423***

(3.3120)lnCt[] []0.1599***

（3.3609）[] [] [] [] lnYt[]0.6058***

（9.1513）[] [] [] [] [] lnSt[]0.7171**

（2.1998）[] [] [] [] [] lnTt[]-0.3387*

（-1.9682）[] [] [] [] [] lnRt[]0.1096*

（1.9319）[] []0.0402***

（4.0120）[] [] [] lnFDIt[] []0.0245

（1.1892）[]0.0723*

（3.6100）[] [] [] lnKt[] []0.6610***

（10.9498）[] [] [] [] lnLt[] []0.8260***

（2.8278）[] [] [] [] lnKLt[] [] []0.0715***

（3.2674）[] [] [] lnRDt-1[] [] [] []0.0384

（0.3389）[] [] lnFDIt-1[] [] [] []0.1426**

（2.3014）[] [] lnCt-1[] [] [] [] []4.1129***

（3.1431）[] lnYt-1[] [] [] [] []2.6679**

（2.5576）[]0.6850

(0.6831)lnWt[] [] [] [] [] []4.6888***

(3.4505)lnRt-1[] [] [] [] [] []0.0739

(0.6046)R2[]0.9949[]0.9997[]0.8516[]0.6873[]0.6940[]0.9686Adj-R2[]0.9919[]0.9996[]0.7960[]0.6178[]0.6260[]0.9568注：表中*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。括號中的數值表示各系數的t統計值。

表3長三角地區FDI的碳排放分解效應和總效應效應類型[]影響路徑[]效應大小規模效應[]EFDI,Y*EY,C[]0.0245*0.6058=0.0148結構效應[]EFDI,S*ES,C[]0.0723*0.7171=0.0518技術效應[]EFDI,t*Et,C[]0.1426*(-0.3387)=-0.0483管制效應[]EFDI,Y*EY,r*Er,C[]0.0245*2.6679*0.1096=0.0071總效應[][]0.02543．技術效應。從數據上看，FDI對該地區環保技術的進步起到了促進作用，影響系數為01426,而環保技術的進步將有效降低CO2的排放量，這個影響系數為-03387。因此，FDI 對CO2排放的技術效應總和為-00483，FDI每增加1%，通過技術效應途徑能降低00483%的CO2排放量。這驗證了研究假設H3的成立，這個結論也與目前絕大多數學者在國家層面的研究結果一致。如李子奈（2003）、張學剛（2011）、于峰和齊建國（2007）、鐘茂初（2010）等，這些學者都是利用全國的數據進行分析，并提出進入我國的外資都愿意采用較為先進的技術和環保理念來進行生產和管理。相對于全國，進入長三角地區的FDI更加不易出現消極的溢出效應。究其原因，一是更高的經濟水平和更快的發展速度帶來了更加激烈的市場競爭，這迫使外資必須采用先進的技術和先進的環保理念來應對競爭對手的壓力；二是長三角地區高校林立，教育資源豐富，人才集中，對于外來新技術和理念的消化吸收更強，這也為FDI產生積極的技術溢出效應奠定一定基礎。4．環境管制效應。從實證結果看，FDI的環境管制效應為+00071，說明環境管制沒有起到應有作用。按照EKC理論的觀點，經濟的發展（人均收入提高）將使人們對于高質量環境的追求越來越強烈，人們也愿意付出更大的代價換取環境的改善，從而環境管制力度會不斷加強?？紤]到中國的特殊國情，雖然長三角地區的環境制度和懲罰措施從紙面上看較為完善，但由于中國式的政治分權模式和政績考核制度，使地方政府沒有動力執行，從而造成正的環境管制效應。

三、結論及政策建議從以上分析可以得出以下結論：FDI在促進長三角地區經濟增長的同時，確實給環境帶來了一定的負面影響，FDI每增長1%，該地區的CO2排放量隨之增加00254%。從分解效應看，由規模擴張產生的規模效應、通過轉變經濟結構產生的結構效應和政府的環境管制效應都為正，影響彈性分別為00148、00518、00071，只有技術溢出效應為-00483，一定程度上降低了CO2的排放，這與人們對FDI合理利用的期待存在較大差距。為在引進FDI發展經濟的同時，也能進一步有效促進FDI對環境質量的改善，本文就此提出以下政策建議：一是不遺余力繼續擴大FDI的引入，但在保證數量的同時應保證質量，堅決抵制污染性外資的進入，堅持有區別有選擇地引進外資政策；二是要進一步加強對FDI投資行業的引導，通過政策的制定和實施，提高FDI進入污染性行業的門檻，通過優惠政策引導FDI投入第三產業；三是建立起完善的基礎設施和良好的市場競爭機制，制定優惠政策，鼓勵和吸引外資企業在中國采用先進技術和環保理念，加強外資企業和本土企業的交流合作，提高技術溢出正效應；四是地方環境監管部門要改變觀念，眼光放遠，逐步完善環境管制制度，真正貫徹落實環境政策。

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A Study on the Relationship among FDI, Economic Growth and CO2 Emission

in the Yangtze River Delta RegionZHAN Zheng- hua, CAI Shi-qiang

（School of Business, University of Jiangnan, Wuxi 214022,China）

Abstract：Based on the Decomposition Effect Model Theory and by use of the simultaneous equations model, this paper analyzes the relationship among the FDI, economic growth and CO2 emission in the Yangtze River Delta regionfrom four aspects: scale effect, structure effect, technical effect and regulation effect. The result shows while the FDI in this area has promoted its economic growth, it was also harmful to the local environment. Every 1% growth in FDI would lead to 00254% growth in CO2 emission, and the scale effect, structure effect and regulation effect is 00148%, 00518% and 00071% respectively, only the technical effect is -00483.

Key words：the Yangtze River Delta Region; FDI; economic growth; CO2 emission; simultaneous equations

（責任編輯：關立新）