外商直接投資對浙江省環境污染影響的實證研究——基于1990—2013年數據

陳 修 蘭

（1.華東師范大學，上海 201100；2.紹興文理學院元培學院，浙江 紹興 312000）

引言

浙江省經濟發展處于國內領先水平，外商直接投資對此發揮了巨大的作用。2013年，浙江省實際利用外商直接投資總額達163.674億美元，約為1990年的實際利用FDI額（0.4844億美元）的292倍。①《浙江省2014年統計年鑒》。然而伴隨著實際利用FDI的快速增長，浙江省工業“三廢”（工業廢水、工業廢氣與工業固體廢物）的排放量或生產量均為上升態勢，與此同時，浙江省的酸雨、霧霾和水質下降等環境問題不斷出現。根據相關部門的公開數據，環境良好著稱的浙江杭州2013年、2014年霧霾天數分別為239天和154天，②浙江新聞，2015年3月2日。http：//zjnews.zjol.com.cn/05zjnews/system/2015/03/02/020529184.shtml。其他市也是霧霾天氣頻頻出現。在這種情況下，外商直接投資所引發的環境問題也越來越被關注。

外商直接投資與污染關系的理論方面無論是對于發達國家還是發展中國家都有不少的研究結論。目前普遍認為可分為兩類：（1）支持“污染避難所假說”的，這一假說最早由Walter和 Ugelow提出[1]。 而后，Baumol和Oates[2]做了進一步的理論論述，這一假說是針對發展中國家而言的，他們發現有很多發展中國家為吸引外資，對外資企業采用相對于發達國家來說更低的環境標準，但這種行為會使發展中國家變成世界污染的集中地。此后很多研究者也對這一假說進行了理論闡述和實證檢驗，認為發展中國家較低的環境標準會吸引環境標準較高的發達國家對其進行直接投資，這種行為使其成為污染者的避難所（ Jensen，1996[3]；SijeongLim，VictorMenaldo，AseemPrakash，2012[4]）；（ 2）支持“ 污染光環假說”的，即認為外商直接投資對東道國的污染減少是正向作用，原因是外商直接投資中的跨國公司會在東道國采用統一的環境標準及技術從而產生光環效應帶動該國或者地區的環境污染治理（ BirdsallandWheeler，1993[5]；Lopez，1999[6]） 。

對于提到的這幾種假說，不同研究者選取不同的國家或地區作為研究對象，所使用的研究方法也不同，所以雖然學者們找到了支持各自觀點的不同依據，但這些年對于外商直接投資與東道的環境污染關系問題的研究至今還沒有得出一個完全一致的說法。鄧柏盛、宋德勇[7]（2005）基于我國1995—2005年數據得出結論，認為外商直接投資的引入有利于改善環境質量。蔣偉、劉牧鑫[8]（2011）根據2007年我國275個地級及以上城市的截面數據分析認為外商直接投資并不一定導致城市環境的惡化；他認為影響城市環境的更為重要的因素是城市所處的環境，城市之間環境污染問題互為影響。黃梅（2015）[9]通過實證研究發現環境隨著經濟的發展會表現出初期環境惡化、中期隨著環保技術進步而得到改善和最終環境承受力達到頂點后會繼續惡化這一現象，在這一過程中，環境污染與外商直接投資存在長期協整關系。聶飛、劉海云（2015）[10]研究認為城市環境污染與經濟增長之間是正向相關關系，外商直接投資在促進經濟發展，但是也加劇環境污染問題；雖然研究數據表明外商直接投資具備“污染光環假說”的特征，但是過低的環境標準使得外商直接投資在很多城市選擇進入高污染的加工制造業，這種狀況在中西部更為明顯。

本文在前人研究的基礎上，選擇浙江省這一東部發達省份作為研究對象，對外商直接投資與環境污染之間的關系進行實證檢驗，以期得到基于浙江省實際情況的結論，從而為政府制定更為有效的制定吸引外商直接投資的環境政策提供有益的借鑒。

一、變量選擇與數據選取

本文以浙江省工業“三廢”的排放量或生產量表示該省環境污染的情況，以浙江省實際利用FDI表示該省外商直接投資。浙江省實際利用FDI與環境污染的數據來源于1995—2014年的《浙江統計年鑒》，樣本時間為1990—2013年。①在確定各變量數據時，由于有些年份數據在不同年份的《浙江省統計年鑒》上有差別，此時數據以最近期年鑒為準。因為最近期的數據是在以前數據的基礎上修訂的，更接近真實數據。變量 fdi、water、gas、waste分別表示外商直接投資額、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業固體廢物生產量。由于FDI和工業“三廢”排放量或產生量的單位不同，并且兩者之間的絕對值比較大，考慮到消除異方差的影響和對時間序列數據取對數并不改變時間序列的性質和關系，因此對這些變量取對數。本文數據處理軟件為Eviews6.0和spss20.0（相關系數檢驗部分使用spss20.0完成）。

二、實證分析

（一）變量相關性分析

為判斷FDI、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業固體廢物產生量是否存在顯著相關性，就要分別對這些變量取對數后進行相關性檢驗，結果（見表1）。表1顯示，FDI與工業廢氣排放量、工業固體廢物產生量、工業廢水排放量相關系數在0.7以上，為中度或高度正線性相關關系，且通過了檢驗。且由于工業“三廢”排放量或產生量的三個變量之間相關系數有的達到了0.9以上。這表明工業“三廢”排放量或產生量之間存在多重共線性的可能。為了避免多重共線性的影響，本文將這三個變量與FDI的關系分別進行研究（見圖1）。

圖1 各變量相關關系散點圖

表1 各變量相關系數及檢驗結果

（二）時間序列的單位根檢驗

為避免由于非平穩時間序列①時間序列的平穩性是指時間序列的均值和方差與時間t無關，而且協方差只與時期間隔有關，與時間t無關；否則，時間序列是非平穩的。帶來的偽回歸問題，本文對各個時間序列進行平穩性檢驗方法是采用ADF檢驗（AugmentDickey-Fullertest）。單位根檢驗結果（見表2）。

表2 各變量原序列和一階、二階差分序列的單位根檢驗結果

②對于檢驗類型是否添加截距項與趨勢項，參考張曉峒《計量經濟學基礎（第3版）》（南開大學出版社）第324-325頁中方法選擇。滯后項的選取依據AIC、SIC最小原則，同時考慮樣本數目不多，過多滯后項會減少信息，綜合這兩方面選擇滯后次數。本文其他表格中同理。

由表2可以看出，四個時間序列都是非平穩的，但是取一階差分后在5%的顯著性水平下都變成平穩的，所以它們都是一階單整時間序列I（1），因此可以對它們進行協整檢驗。

（三）協整檢驗

不同時間序列是同階單整，并且它們的線性組合是平穩的，則時間序列存在協整關系。本文對FDI與“三廢”排放量或產生量的相關關系進行研究，因此需要對“三廢”排放量或產生量分別與FDI進行協整檢驗，結果（見表3）。

表3 各變量之間的協整檢驗結果

在表 3中，UT、UC、UD分別代表 LNFDI與 LNWATER、LNFDI與LNGAS、LNFDI與LNWASTE的殘差。在5%的顯著性水平拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，說明外商直接投資（ FDI）和廢水（ WATER）、廢氣（ GAS）、固體廢物（WASTE）之間存在協整關系，即存在長期的穩定關系。

（四）誤差修正模型

由上述分析知非平穩變量 lnFDI與 lnWATER、lnGAS、lnWASTE存在協整關系，其均衡誤差是平穩的。根據Granger定理，如果若干個非平穩變量存在協整關系，則這些變量必有誤差修正模型。lnFDI與lnWATER、lnGAS、lnWASTE之間的誤差修正模型如下：

1.外商直接投資與工業廢水排放量之間的誤差修正模型：

模型中，lnwatert與lnFDIt的長期關系是：lnwatert=10.25410+0.130411lnFDIt，說明外商直接投資每增加1%，工業廢水排放量增加0.130411%。而外商直接投資的變化（DlnFDIt）以0.013574的比例影響著工業廢水排放量的變化（Dlnwatert），非均衡誤差則以0.248790的比例影響著工業廢水排放量的變化。

2.外商直接投資與工業廢氣排放量之間的誤差修正模型：

模型中，lngast與lnFDIt的長期關系是：lngast=3.520533+0.441591lnFDIt，說明外商直接投資每增加1%，工業廢氣排放量增加0.441591%。而外商直接投資的變化（DlnFDIt）以0.072194的比例影響著工業廢氣排放量的變化（Dlngast），非均衡誤差則以0.131565的比例影響著工業廢氣排放量的變化。

3.外商直接投資與工業固體廢物生產量之間的誤差修正模型：

模型中，lnwastet與lnFDIt的長期關系是：lnwastet=3.153612+0.353439lnFDIt，說明外商直接投資每增加1%，工業固體廢物生產量增加0.353439%。而外商直接投資的變化（DlnFDIt）以0.107635的比例影響著工業固體廢物生產量的變化（Dlnwastet），非均衡誤差則以0.139140的比例影響著工業工業固體廢物生產量的變化。

以上誤差修正模型使用的都是一階差分后的平穩時間序列數據，因此不存在虛假回歸的問題。且可以看出，在長期中，FDI對工業廢氣排放量影響最大，固體廢物次之，對工業廢水影響最小。

（五）Granger因果關系檢驗

由于工業廢氣排放量、工業固體廢物產生量、工業廢水排放量分別與FDI之間存在協整關系，因而可以分別對它們進行Granger因果關系檢驗。結果（見表4）。

表4 各變量之間的Granger因果關系檢驗結果

表4的結論為：

1.對于假設：FDI不是工業廢水排放量的Granger原因，F統計量的P值大于0.05，在5%顯著性水平下應該接受該假設。從而可以得出，FDI不是工業廢氣廢水的Granger原因。同理得出，工業廢水排放量是FDI的Granger原因。

2.對于假設：FDI不是工業廢氣排放量的Granger原因，F統計量的P值小于0.05，在5%顯著性水平下應該拒絕原假設，從而可以得出，FDI是工業廢氣排放量的Granger原因；同理得出，工業氣體排放量是FDI的Granger原因。因此，可以認為FDI的增長導致了工業廢氣排放量的增加，而工業廢氣排放量也影響著FDI的引入。

3.對于假設：FDI不是工業固體廢物產生量的Granger原因，F統計量的P值大于0.05，在5%顯著性水平下應該接受該假設，從而可以得出，FDI不是工業固體廢物產生量的Granger原因；同理得出，工業固體廢物產生量是FDI的Granger原因。

結論及建議

（一）結論

要分析上述實證分析得出的結論，需要借助于浙江省FDI的行業分布情況來看。總體上來說，改革開放以來，浙江省FDI的行業分布的格局變化不大，并且主要分布在電氣機械及器材制造業、電子及通信設備制造業、家具制造業、紡織業、金屬制品業（含日用金屬制品業）。

1.FDI對“三廢”的長期和短期影響。在長期中，FDI對工業廢氣排放量影響（彈性系數0.441591）最大，固體廢物（彈性系數0.353439）次之，對工業廢水（彈性系數0.130411）影響最小；在短期，FDI的變化對工業固體廢物排放量的變化影響（彈性系數0.107635）最大，廢氣（彈性系數0.072194）次之，對工業廢水（彈性系數0.013574）影響最小。

2.FDI的增長不是導致工業廢水排放量增加的Granger原因。相對而言，紡織業的FDI占制造業的FDI比例較低，而且呈下降態勢；電氣機械及器材制造業、電子及通信設備制造業、家具制造業、金屬制品業（含日用金屬制品業）的FDI占制造業的FDI比例較高，而且呈上升態勢。因而，即使紡織業在生產過程中產生較多工業廢水，但由于電氣機械及器材制造業、電子及通信設備制造業、家具制造業、金屬制品業（含日用金屬制品業）在生產過程中基本不產生工業廢水，所以，FDI的增長并不能導致工業廢水排放量增加。已有證據表明，浙江省本地的鋼鐵、有色金屬、水泥、化工、紡織等行業的企業是工業廢水的排放源。

3.FDI的增長是導致工業廢氣排放量增加的Granger原因。紡織業在生產過程中排放較大量工業廢氣，家具制造業在生產過程中排放噴漆廢氣。電氣機械及器材制造業和電子及通信設備制造業均為高耗能行業，為滿足這兩個行業的需要，浙江省建立了多個以煤炭或柴油（主要以煤炭）為原料的電廠，這些電廠在生產過程均會排放工業廢氣。所以，浙江省FDI的增長導致了工業廢氣排放量的增加，造成了環境污染。

4.FDI的增長不是導致工業固體廢物產生量增加的Granger原因。電氣機械及器材制造業與電子及通信設備制造業在生產過程中均產生一定量工業固體廢物，但這兩個高耗能行業服務的本地企業電廠產生的固體廢物更多。同樣浙江省本地的鋼鐵、有色金屬、水泥、化工等行業的企業是是更大的固體廢物排放源，而且由于近些年浙江省對固體廢物的回收利用量及技術不斷增加，所以在數據上顯示浙江省FDI的增長不是工業固體廢物產生量的格蘭杰原因。

（二）政策建議

綜上所述，從本文選取的1990—2013年數據來看，在利用FDI過程中，污染確實變得更為嚴重。因此，對于政府部門，為切實減少浙江省由FDI引入帶來環境污染，有以下幾點建議：

1.做好新增FDI項目的環境影響評估和審批，在FDI引入之初切斷源頭。

2.制定措施激勵FDI企業使用環境污染減少的相關技術。

3.引導FDI進入資源節約型的企業，限制進入高消耗、高污染行業。

4.促進已有的污染嚴重的FDI企業轉型，加快該類技術革新，并對減少污染的技術革新給予激勵。

[1]WalterI.and J.Ugelow Environmental Policies in Developing Countries[J].1979，(8).

[2]BaumolW.J.andW.E.Oates.The Theory of Environ mental Policy[M]，New York：Cambridge University Press，1988.V.Jensen.The pollution haven hypothesis and the industrial flight hypothesis：some perspectives on theory and empirics，Working Paper，Centre for Development and the Environment，University of Oslo，1996，(5)

[4]]Sijeong Lim ，Victor Menaldo，Aseem Prakash.Foreign Aid，Economic Globalization，and Pollution[J].Policy Sciences，Forthcoming，2012，(12).

[5]BirdsallN.andD.wheeler.Trade policy and industrial pollution in Latin American：where are the pollution Havens?[J].Journal of Environ ment and Development，1993，(1)：137-149.

[6]LopezR.The environment asa Factor of production：The Effects of Economic Growth and Tradeliberation[J].Journal of Environ mental Economics and management，1994，(2)，163-184.

[7]鄧柏盛，宋德勇.我國對外貿易、FDI與環境污染之間關系的研究：1995—2005[J].國際貿易問題，2008，(4).

[8]蔣偉，劉牧鑫.外商直接投資與環境庫茲涅茨曲線——基于中國城市數據的空間計量分析[J].數理統計與管理，2011，(4).

[9]黃梅.經濟增長、外商直接投資與環境污染關系研究[J].資源與產業，2015，(1).

[10]聶飛，劉海云.FDI、環境污染與經濟增長的相關性研究[J].國際貿易問題，2015，(2).