FDI、市場分割與區域生態效率：直接影響與溢出效應

龔新蜀 王曼 張洪振

摘要本文從新經濟地理理論與市場經濟理論出發，在運用SuperSBM模型測算中國省域生態效率水平的基礎上，應用2000—2015年省際面板數據和空間杜賓模型（SDM），深入探討了外商直接投資（Foreign Direct Investment， FDI）、市場分割對區域生態效率的影響。研究發現，第一，中國區域生態效率在樣本期內呈不斷惡化的趨勢，并表現出較強的空間依賴和空間分異，總體呈東-中-西梯度遞減的空間分布格局；第二，FDI對生態效率的直接效應為負，間接效應為正，表明FDI對本地區生態效率的效應為負，但對鄰近地區具有較強的正向空間溢出效應；第三，地方保護主義引致的市場分割導致資源扭曲錯配，技術進步緩慢，不利于生態效率的提升，并隨著市場分割程度的提高，限制內資企業獲取FDI技術效應的能力與動力，抑制FDI對生態效率的正向溢出效應。拓展性分析發現，市場分割存在顯著的路徑依賴特征，短期FDI的流入受地方政府非市場競爭手段的影響，在一定程度上強化了市場分割程度，但長期的累積效應可有效打破市場分割。因此，為實現“資源-環境-經濟”的協調發展，東部地區應主動發揮生態效率高值區的“示范作用”與“溢出效應”；地方政府應繼續加大引資力度，堅持以“以開放促改革”，充分利用外資的技術溢出效應和市場整合作用，在區域生態發展中發揮積極作用；中央政府應加快破除“諸侯割據”藩籬，鼓勵區域聯動和經濟合作，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用。

關鍵詞外商直接投資；市場分割；區域生態效率；空間杜賓模型

中圖分類號F124.6文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）08-0095-10DOI：10.12062/cpre.20180409

在市場化進程深入推進的過程中，中央政府制定多項措施以實現資源的跨區域流動，但地方政府對市場的管束手段呈現出多元化和隱蔽化的特點[1]。這種中央與地方的利益博弈對市場整合的影響較為復雜，導致的市場分割通過資源扭曲錯配、降低競爭行為，不斷抑制我國區域生態效率的提高和經濟的可持續發展。因此，在我國經濟轉型發展的關鍵時期，削弱地方政府干預、推進區域市場融合，成為制度紅利得以釋放的重要手段，也是實現我國經濟可持續發展，提升區域生態效率的重要方式。

隨著開放型經濟的深入推進，開放逐漸成為全面深化改革的強大動力，通過構建開放型經濟新體制，以新一輪開放促進新一輪改革，全面破除地方保護對市場要素自由流動的限制，才能真正實現經濟的可持續發展。外商直接投資（Foreign Direct Investment，FDI）作為對外開放的重要方式，無論是對國內的環境與經濟發展，還是市場經濟體制改革，均產生了不可估量的影響。隨著市場在資源配置中決定地位的確定，如何在保護環境、節約資源的同時，發揮外商直接投資的環境與經濟效應，推動國內市場經濟體制改革，提升區域生態效率，成為當前新常態下“轉方式、調結構”的重要課題。

本文將對外開放、市場分割與區域生態效率納入統一的分析框架，在新經濟地理理論與市場經濟理論的基礎上，探究對外開放、市場分割與區域生態效率的邏輯關系，以期為以開放促改革、發揮FDI整合市場、提升區域生態效率提供理論依據與現實建議。

1文獻綜述與研究假設

1.1FDI與區域生態效率

國內外學者從不同角度探討了FDI對東道國環境污染的影響，早期研究主要集中在FDI對環境污染絕對數量的影響[2-3]，隨著經濟發展與資源環境的矛盾日益突出，部分學者將生態效率作為衡量環境污染的標準，綜合考量FDI的環境和經濟效應[4-5]。

借鑒Grossman和Krueger的分析框架[6]，本文認為FDI對生態效率的影響主要通過以下三種途徑進行傳導：一是規模效應。FDI的流入在促進經濟增長的同時，伴隨著資源消耗與環境污染，當經濟增長達到一定水平后，人們逐漸重視生活質量的提高與生存環境的改善，將更多社會財富用于污染治理，生態環境得以改善[7]。二是結構效應。FDI對東道國產業結構調整具有重要影響，由于FDI投資行業的異質性，一方面將污染較為嚴重的產業轉移到環境規制水平較低的發展中國家，從而造成東道國生態環境的惡化[8]；另一方面，以先進制造業、現代服務業和高新技術產業為代表的外資企業的進入，反而會促進東道國產業結構升級，提升產出效率。三是技術效應。FDI的技術轉移和溢出效應，將在母國已經淘汰但在東道國相對先進的技術進行轉移，提高東道國企業的技術效率；同時從事環境技術開發的跨國公司所帶來的技術轉移與擴散直接促進東道國生態效率的改善[9]。因此，FDI對本地生態效率的影響取決于以上三種效應對比的綜合效果。考慮到FDI的技術溢出效應的空間特性，即FDI不僅對本地區的內資企業形成技術溢出效應，還有可能跨區域對其他地區內資企業產生影響，促進鄰近地區生態效率的提升。至此，提出假說1：

H1：FDI對本地生態效率的影響取決于規模效應、技術效應和結構效應綜合作用的結果，但FDI對鄰近地區生態效率具有正向空間溢出效應。

1.2市場分割與區域生態效率

市場分割的實質是地方政府為了自身利益限制資源、要素、產品等跨區域流動。因此，市場分割可能導致資源配置扭曲，造成要素生產率的損失。目前學術界尚未對市場分割與生態效率的關系進行系統研究，但從生態效率的本質出發，市場分割對生態效率的影響可從經濟與環境兩條路徑間接實現。

在市場分割與經濟增長關系的研究中，尚未形成統一觀點。陸銘和陳釗認為市場分割與經濟增長之間呈倒“U”型關系[10]；李文潔進一步研究發現市場分割對中國經濟增長的影響在加入WTO前后存在差異。加入WTO之前，市場分割通過促進固定資本投入和減緩政府消費比重促進經濟增長；而加入WTO之后，市場分割通過減緩經濟的對外開放度和資產投入阻礙了經濟增長[11]。但更多研究表明地方政府采取的市場分割策略對經濟績效具有負效應[12-13]。

關于市場分割與環境污染的關系，多數學者研究認為市場分割導致環境污染問題更為嚴重，概括原因主要有以下幾點：第一，市場分割制約產業結構升級，導致單位GDP的污染排放居高不下[14]。源于地方保護主義的市場分割，打破了不同地區基于比較優勢從事生產活動的生產規律，誘發企業對低端要素的結構性依賴，并長期從事粗放式的生產活動，產業結構升級緩慢。第二，市場分割通過改變企業的競爭行為影響污染排放[15]。研發投入是企業技術進步的關鍵，但在市場分割的環境中，企業在地方政府的保護傘下失去了加大研發投入的動力，導致綠色清潔的環保生產技術出現緩慢，抑制了技術進步。此外，企業將過多的資源用于尋租，以維持自身的壟斷行為，造成社會資源配置的扭曲與浪費[16]。第三，市場分割導致跨區域的環境治理合作難以實現，環境污染在區域之間的負外部性更加明顯[17]。

基于上述分析，不難發現市場分割雖短期促進當地經濟增長，但不利于經濟可持續發展。市場分割不僅嚴重制約了勞動力、資本和資源能源等要素在全國市場中的有效、合理流動，源于要素扭曲的能效低下和環境污染也給區域生態效率的提升帶來了嚴重阻力。由此，提出假說2：

H2：市場分割導致區域資源配置扭曲，技術進步緩慢，環境治理合作難以實現，不利于生態效率的提升。

龔新蜀等：FDI、市場分割與區域生態效率：直接影響與溢出效應中國人口·資源與環境2018年第8期1.3FDI、市場分割與區域生態效率

目前將FDI、市場分割納入統一分析框架討論其對經濟、環境影響的研究成果較少。現有文獻在探究FDI的生態經濟效應時，常忽略制度因素對二者關系的影響。但要促進生態效率的提升，推動經濟可持續發展，既要關注經濟開放等外在因素的影響，又要對體制內的制度因素進行考量。就制度改革而言，受“晉升錦標賽”機制驅使的地方政府競爭及其衍生的地方保護行為造成的市場分割無疑是其中重要的一面。一方面，市場分割導致資源扭曲錯配，要素配置效率低下，抑制企業技術創新能力的提升，進而影響到內資企業獲取FDI技術溢出效應的能力與動力。另一方面，市場分割阻礙國內競爭機制的形成，使得國內企業的競爭意識與競爭能力無法得以培育，國內企業的相對競爭力被削弱，導致更多的跨國公司伴隨著FDI進入東道國同本地企業競爭市場份額，造成FDI的“市場竊取”效應增加，不利于生態效率的提升。此外，市場分割抑制FDI的產業結構升級與技術進步效應，從而導致產出配置結構和要素配置結構的非最優損失，抑制FDI對區域生態效率的提升作用。由此，提出假說3：

H3：源于地方保護主義的市場分割抑制內資企業獲取FDI技術溢出效應的能力與動力，阻礙國內競爭機制的形成，不利于FDI發揮對區域生態效率的促進作用。

綜上所述，盡管學界關于FDI的生態經濟效應有了較為豐富的研究，然而鮮有學者考慮FDI的外部環境，尤其是市場因素對FDI生態經濟效應的影響。中國特定的晉升模式以及由此產生的政治晉升沖突，導致國內市場呈現明顯的碎片化特征，這種“諸侯經濟”是否會阻礙FDI生態經濟效應的發揮？此外，現有研究認為市場分割導致資源配置扭曲，不利于經濟的可持續發展，但如何破解中國現有的市場分割難題，實現國內統一大市場的形成，還尚未有學者進行深入探究。因此，本文將FDI、市場分割與區域生態效率納入統一的分析框架，在剖析FDI與市場分割對區域生態效率的綜合影響機制的基礎之上，進一步應用中國省際面板數據和空間杜賓模型進行實證檢驗，以期為開放型經濟發展背景下中國區域生態效率的提升和促進國內市場整合提供新的解決思路。

2中國區域生態效率的測算與演變趨勢

2.1測算方法與指標選取

生態效率是指一定時期內增加的經濟價值與增加的生態環境負荷的比值。現有文獻大都采用數據包絡分析（DEA）方法進行測算，但傳統的CCR和BCC模型雖能解決投入、產出單位不一致的問題，但無法考慮投入產出松弛變量對模型可靠性的影響。Tone[17]提出的非徑向SBM模型將松弛變量加入目標函數，可以合理有效解決投入或產出之間存在的非零松弛問題。但在實際情況中，可能存在多個決策單元均有效，SBM模型無法對其進行進一步的比較分析。為克服此缺陷，Tone進一步提出超效率SBM模型，可對多個有效決策單元進行區分排序。因此，本文采用包含非合意產出的SuperSBM模型，并使用MAXDEA pro軟件測算得出中國省域生態效率值。

考慮到數據的完整性和平穩性，選取2000—2015年中國30個省市（剔除西藏，不含港、澳、臺）作為研究對象，借鑒羅能生[18]的做法對生態效率進行測度。具體的指標選取如下：以2000年為基期的各地區實際生產總值（GDP）作為生態效率測算的合意產出指標；工業廢氣排放量、工業廢水排放量和工業固體廢棄物產生量為非合意產出；投入要素依次選取固定資本存量、從業人員數、建成區面積、能源消費、用水量。所有指標數據均來源于《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境年鑒》《中國水資源公報》和各地區統計年鑒。其中固定資本存量的測算參考單豪杰的估算方法[19]，展期更新到2015年。

2.2中國區域生態效率的演變趨勢

由圖1的核密度曲線可知中國區域生態效率的動態演變特征：一是隨著年份的增加，核密度曲線的波峰逐漸左移，說明整體而言中國區域生態效率存在惡化趨勢；二是核密度分布由“單峰”逐步向“雙峰”轉變。2015年第一個波峰的效率值為0.3左右，第二個波峰的效率值達到1.05左右，但對應的核密度要遠遠低于第一個波峰，說明這一時期區域間的生態效率差距不斷拉大，盡管部分地區生態效率水平有所改善，但大多數地區的生態效率水平持續降低，整體呈不斷惡化的趨勢。通過圖2進一步可以看出，中國省域生態效率不斷下降，并呈現出顯著的空間異質性。其中，東部地區的生態效率水平明顯優于中西部地區，總體上呈現東—中—西梯度遞減的分布模式。這主要源于東部地區經濟發展水平較高，技術先進，治污資金充裕，環保意識較強，尤其是近幾年，產業結構升級的深化促進了經濟與環境的耦合協調發展；而中西部地區的產業結構偏重，低碳環保技術落后，經濟發展付出了沉重的環境代價，導致生態效率水平偏低且持續下降。

3模型設定、指標選取與數據說明

3.1空間自相關檢驗

為識別中國區域生態效率的空間自相關性，運用全局自相關指標（Morans I指數）對2000—2015年中國省域生態效率進行檢驗。計算公式如下：

Morans I=∑ni=1∑mj=1Wij（Yi-Y）（Yj-Y）S2∑ni=1∑mj=1Wij（1）

其中，S2=1n∑ni=1（Yi-Y）；Y=1n∑ni=1Yi；Yi和Yj表示各

地區的生態效率觀測值；n為省份總數；Wij表示空間權重矩陣，選擇被普遍采用的二進制鄰接權重矩陣：若兩地區在地理空間分布上相鄰Wij取值為1，否則為0。Moran s I指數的取值范圍為[-1，1]，大于零表示呈現正自相關，小于零表示呈現負自相關。

檢驗結果顯示，中國省域生態效率的Moran s I指數在樣本期內均顯著為正，表明中國區域生態效率存在較強的正空間自相關性。如圖3所示，2000年和2015年中國省域生態效率Moran s I指數分別為0.132和0.272，進一步說明中國各地區的生態效率分布具有一定的空間集聚與依賴特征。因此，對生態效率進行計量分析時不可忽視區域間可能存在的空間依賴性。

3.2空間計量模型設定

檢驗結果顯示區域生態效率具有顯著的空間外溢性，因此本文從廣義嵌套空間模型（general nesting spatial model，GNS）出發，對多種常用的空間計量模型的不同形式及其關系進行梳理。GNS一般表述形式如下：

Y=ρWY+αIN+Xβ+WXθ+μ，μ=λWμ+ε（1）

其中，WY表示因變量的空間滯后項，WX表示自變量的空間滯后項，Wμ為擾動項的空間滯后項；IN為N×1且元素都為1的列向量，μ為N×1的擾動項列向量；ρ、α、β、θ、λ為對應的回歸系數。

在式（1）中，當λ=0，模型退化為空間杜賓模型SDM。在SDM中，當θ=0時，則為空間自回歸模型SAR；當θ=-ρβ時，則為空間誤差自相關模型SEM；當ρ=0時，則為空間滯后模型SLX。在空間關聯作用下，任何一個地區的自變量變動不僅會對本區域因變量產生影響，而且會影響到其他相關區域的因變量，前者被稱為直接效應，后者被稱作間接效應。而SDM在捕獲直接效應與間接效應時比SEM、SLX甚至SAR更具優勢[20]。鑒于此，本文選擇空間杜賓模型，重點考察SDM回歸結果中FDI、市場分割與區域生態效率之間的邏輯關系，并將相關模型設定為如下形式：

ecoit=ρWecoit+αIN+Xitβ+WXtθ+μi+λt+εit（2）

其中，ecoit為N×1的被解釋變量向量，矩陣X為包括FDI、市場分割的解釋變量和相應控制變量在內的解釋變量矩陣，同時為了考察FDI與市場分割對區域生態效率的交互效應，將FDI與市場分割的交互項也納入矩陣X中；W為空間權重矩陣，同樣選用二進制鄰接權重矩陣；IN為單位向量，μi、λt和εit分別為空間效應、時間效應和擾動項向量。

3.3指標選取與數據說明

（1）生態效率（eco）：被解釋變量。中國省域生態效率水平由包含非合意產出的SuperSBM模型計算所得。

（2）外商直接投資水平（fdi）：核心解釋變量。采用實際利用FDI與地區GDP之比來表示，并按照每年人民幣對美元的中間價進行折算。

（3）市場分割程度（segm）：既是核心解釋變量也是調節變量。借鑒桂琦寒等[21]的做法，選擇使用較為廣泛的“價格法”測量各省的市場分割強度。具體做法：①利用2000—2015年中國30個省市12類商品（食品、飲料煙酒類、服裝鞋帽類、紡織品類、家用電器及音像器材類、文化辦公用品類、日用品類、化妝品類、金銀珠寶類、中西藥品及醫療保健用品類、書報雜志及電子出版物類、燃料類）的商品零售價格指數，構建一個涵蓋時間（t）、地區（i）和商品（k）的三維（16×30×12）面板數據。②計算相鄰地區i圖32000年和2015年中國區域生態效率Moran

與地區j，在年份t，商品k的相對價格絕對值|ΔQkijt|，其中，ΔQkijt=Qkijt-Qkijt-1=ln（Pkit/Pkjt）-ln（Pkit-1/Pkjt-1）。根據12類商品66對相鄰省市16年的樣本數據可得到12 672個差分形式的相對價格指標|ΔQkijt|。③采用去均值的方法剔除與商品異質性相關的固定效應導致的系統偏誤ak。假定|ΔQkijt|=ak+εijt，其中ak僅與商品種類k有關，εijt與i、j兩地區特殊的市場環境相關，在特定年份t，對商品k的66對省市組合的相對價格絕對值求均值得|Qkijt|，令qkijt=|ΔQkijt|-|ΔQkijt|=（ak-ak）+（εijk-εijk），保留只與地區間的市場分割因素和一些隨機因素有關的信息qtijk。④計算qtijk的方差var（qkijt），并將16×30×12對地區組合的相對價格方差按照省市合并，從而計算出各省市與其他相鄰省市的市場分割指數segmit=（∑i≠jvar（qkijt））/N，其中N表示相鄰省市的個數。為使市場分割在后續的估計中系數不至于過小，將測算得到的原始市場分割指數擴大1 000倍。

（4）控制變量。參考已有相關文獻，選取以下指標作為控制變量：①技術水平（lntec）：專利申請授權數可以較為客觀地反映一個地區或區域的科技創新能力，因此選擇各省市專利申請授權數的對數來衡量各地區的技術水平；②產業結構（is）：選用工業增加值與地區GDP之比來刻畫工業發展對生態效率的影響；③貿易開放度（trade）：選取進出口貿易總額占地區GDP的比重來反映；④人力資本水平（hum）：用各省市大專及以上學歷人員占六歲及以上人口的比重來衡量；⑤城鎮化水平（ul）：采用城鎮人口占地區總人口的比重來表示；⑥經濟發展水平：用各地區的人均GDP的對數值（lnpergdp）及其平方項（lnpergdp2）來衡量，檢驗“環境庫茲涅茨曲線”在我國是否存在。

以上相關數據均來源于2001—2016年中國各地區（因數據可得性原因，不含西藏、港、澳、臺地區）統計年鑒、《中國統計年鑒》《中國人口統計年鑒》，缺失數據采用插值法進行補充。

4實證結果與分析

4.1FDI、市場分割與生態效率的空間效應

為避免FDI、市場分割與二者交互項出現多重共線性，本節運用中心化處理方法對交互項進行處理。表1給出了在鄰接權重矩陣下，模型（2）的估計結果，（1）、（2）和（3）、（4）列分別表示不包括FDI與市場分割的交互項和含有交互項的固定效應與隨機效應估計結果。為了使模型估計結果更具穩健性，采用LR檢驗最優計量模型SDM是否應該退化為SAR或者SEM，同時采用Hausman檢驗判斷模型（2）選擇固定效應抑或隨機效應。檢驗結果表明，SDM模型選擇恰當，固定效應模型優于隨機效應，下文主要針對固定效應進行分析。

FE or RE47.2738.09[0.000][0.000]注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著，（ ）內為參數估計的t統計量，[ ]內給出了參數估計的P值。

表1中固定效應估計結果顯示：①生態效率的空間自相關系數在鄰接地理權重矩陣下顯著為正，說明中國省域生態效率在相鄰地區存在較強的空間依賴性，與空間自相關檢驗結果一致。②和市場分割的回歸系數均顯著為負，二者交互項的系數在10%的顯著性水平下為正值。表明FDI和市場分割均不利于本地區生態效率的提升，但市場分割強度的提升可抑制FDI對本地區生態效率的負效應。③從解釋變量的空間滯后項的回歸系數來看，W′fdi 和W′segm的回歸系數顯著為正，二者交互項W′fdi_segm空間滯后項回歸系數顯著為負。表明市場分割限制了勞動、資源、技術等要素的跨區域流動，抑制了FDI對鄰近地區生態效率的提升作用。在空間計量模型中，解釋變量的回歸系數不僅包含解釋變量對被解釋變量的直接影響，還包括反饋效應。因此，表1中的回歸系數并不嚴謹，需進一步將解釋變量對被解釋變量的影響分解為直接效應和間接效應。

4.2FDI、市場分割與生態效率的空間效應分解

通過表2-Ⅰ中固定效應模型下FDI、市場分割與生態效率的空間效應分解結果可知：①在不考慮fdi與市場分割交互效應的情況下，fdi的回歸系數在直接效應中顯著為正，在間接效應中顯著為負，表明對本地區而言，FDI的規模效應和結構效應大于技術溢出效應，FDI的流入不利于本地區生態效率的提升。但FDI對鄰近地區的生態效率具有較強的正向空間溢出效應，在市場競爭的條件下，鄰近地區企業主動吸收和模仿FDI帶來的相對先進的技術和綠色生產流程，提高自身技術和生產力水平，促進了生態效率的提升，驗證了假說1。②市場分割（segm）在直接效應中的系數顯著為負，間接效應中不顯著，表明市場分割阻礙產業結構升級和技術進步，不利于生態效率的提升，從而驗證了假說2。③從fdi與市場分割的交互項估計結果中可以看出，直接效應中fdi與市場分割的估計系數在1%的顯著性水平下為正值，二者交互項的回歸系數在10%的顯著性水平下為負，表明市場分割強度的提升，有利于削弱fdi對本地區生態效率的不利影響，原因可能在于市場分割出于對本地區企業的保護，會有選擇性的甄別與篩選對環境污染強度較小的外資企業進入，引導FDI合理流動，防止本地區成為“污染天堂”。在間接效應中，fdi與市場分割的系數均顯著為正，而交互項的系數顯著為負，表明市場分割強度的提升，限制了內資企業獲取FDI技術轉移和溢出效應的能力與動力，不利于fdi發揮對鄰近地區的技術溢出效應，由此驗證了假說3。

從控制變量的直接效應來看，科技水平（lntec）和產業結構（is）的估計系數分別在1%與10%的顯著性水平下顯著為正，表明科技創新與產業結構優化均有利于提升本地區的生態效率；而城鎮化水平在1%的顯著性水平下為負值，說明目前城鎮化的發展模式依然較為粗放，效率低下，積極推進集約、智能、綠色、低碳的新型城鎮化建設是解決目前現狀的主要方式之一。經濟發展水平的一次系數顯著為正，而二次項系數顯著為負，表明經濟發展水平與生態效率之間呈倒“U”型關系，說明我國經濟增長并不存在環境庫茲涅茨曲線，經濟增長仍然存在以犧牲環境為代價的粗放式增長，堅持綠色發展是破解增長方式轉變難題，實現經濟發展轉型升級的重要途徑。從控制變量的間接效應來看，產業結構（is）和城鎮化水平（ur）的估計系數均顯著為負值，說明現階段工業發展存在向鄰近地區污染轉移的現象；此外，城鎮化的發展存在相互爭奪資源，惡性競爭的現象，不利于生態效率的提升。貿易開放水平（trade）和人力資本水平（hum）的估計系數分別在1%和5%水平下顯著為正，說明貿易開放水平和人力資本水平的提升對生態效率都具有較強的正向空間溢出效應。

4.3穩健性檢驗

市場分割作為核心解釋變量，其指標的選取對理論假設驗證至關重要，以上利用相對價格法衡量了市場分割程度。現有研究發現，行政性分權把部分國有企業劃歸地方政府管理，成為地方政府財政的重要來源，國有經濟比重在一定程度上反映了市場分割程度的高低[22]。因此，采用國有經濟比重（soe）作為市場分割的代理變量，對FDI、市場分割與區域生態效率進行穩健性檢驗。

為節約篇幅，表2-Ⅱ中的穩健性檢驗僅報道了空間效應分解結果。結果顯示，FDI的直接效應為負，間接效應為正，表明FDI對本地區生態效率的綜合效應為負，但其技術溢出效應可有效提升鄰近區域的生態效率。國有經濟比重的直接效應為負，間接效應不顯著，說明國有經濟發展惡化了區域生態效率，并且從交互項的回歸結果中可以看出，國有經濟比重的提高，抑制FDI對生態效率的溢出效應。其他控制變量的系數符號與表2-Ⅰ基本一致，進一步說明核心解釋變量的測度變化并未改變上文的基本結論，研究結果較為穩健。

5拓展性分析

上述實證結果顯示，市場分割抑制生態效率的提升，并弱化了fdi對區域生態效率的正向空間溢出效應。因此，打破現有的市場分割制度，促進國內市場整合是促進生態效率提升的重要手段。而對外開放作為推動中國經濟非國有化和政府放松管制的重要力量，對削弱市場分割，促進國內市場一體化可能產生一定影響。一方面，當對外開放水平提高時，外資的準入門檻降低，企業形式逐漸多樣化，大量非國有企業在市場活動中的作用日益增強，削弱了政府非市場行為的有效性。另一方面，外資的進入形成了大量跨區域、合營企業集團，促使地方政府加強區域經濟合作，降低了市場分割程度。因此，本文在梳理國內外文獻的基礎上，構建如下計量模型，深入剖析FDI與市場分割的復雜關聯。

segmit=β0+β1segmit-1+β2fdiit+β3tradeit+β4govit+β5soeit+β6lnpergdpit+β7roadit+λi+εit（4）

為全面深入刻畫fdi與市場分割的關系，分別使用FDI流量和存量對FDI水平進行衡量，其中流量指標采用實際FDI額占地區GDP的比重來表示，存量指標采用實際利用FDI存量占地區GDP的比重來測度，λi為不可觀察的省份效應，εit為殘差項，其他為控制變量。考慮到市場分割可能存在慣性特征，因此在式（4）中引入被解釋變量的滯后項，構建動態面板數據模型來捕捉市場分割的路徑依賴特征。控制變量的選擇，參考國內外文獻的做法，主要選取地方經濟國有化程度（soe）、政府干預程度（gov）、對外開放度（trade）、經濟發展水平（lnpergdp）和交通基礎設施水平（road）來衡量。其中，政府干預程度（gov）采用地方財政支出占地區GDP的比重來衡量；地方經濟國有化程度（soe）以國有單位職工人數占全國城鎮職工人數的比例來表示；對外開放度（trade）以各省市進出口貿易總額占地區GDP的比重表示；經濟發展水平（lnpergdp）用各省市的人均GDP的對數來衡量；交通基礎設施水平（road）用各省市的公路里程與轄區面積之比來表示。

為消除上述模型存在的省份效應，采用動態面板廣義矩估計（GMM）方法進行估計，并使用解釋變量和控制變量的一階滯后作為工具變量，解決可能存在的內生性問題。同時為了確保回歸結果的穩健性，表3分別報告了靜態面板數據模型的固定效應與隨機效應估計結果。

從表3可以看出，靜態面板與動態面板數據模型的估計結果中控制變量的回歸系數符號基本一致，說明估計結果較為穩健。其中，動態面板數據模型的估計結果顯示，無論是以FDI流量還是以FDI存量為關鍵解釋變量的模型中，市場分割一階滯后項的系數均顯著為正，表明上一年度的市場分割程度對本年度市場分割產生正向影響，市場分割程度的調整存在顯著的路徑依賴特征。差別較大的是，在以FDI流量為解釋變量的模型中，FDI水平的系數在1%水平下為正，而在以FDI存量為解釋變量的模型中，FDI水平的系數顯著為負，這意味著通過FDI打破現有的市場分割程度并不是一朝一夕可以完成的。短期來看，在晉升激勵視角下，地方政府往往會通過各種非市場競爭手段，吸引外商資本，當期的FDI往往被這種“特惠條件”所吸引，這在一定程度上減弱了市場競爭，加深了地區間的市場分割。但從長期來看，FDI可有效發揮技術溢出效應，改善區域資源配置扭曲，削弱市場分割強度。

控制變量中，地方經濟國有化程度和地方財政支出的估計系數顯著為正，表明政府干預存在較強的地方保護色彩，加強了市場分割程度；貿易開放度與經濟發展水平的估計系數顯著為負，說明貿易開放與經濟發展水平的提高有利于促進國內市場趨于整合；公路網密度的估計系數為正，與預期結果相悖，可能存在的解釋是區域內部基礎設施建設對市場分割的影響并不顯著，應注重跨區域基礎設施建設，削弱地理界限對市場的不利影響。

6結論及政策建議

本文在新經濟地理理論和市場經濟理論的基礎上，梳理了FDI、市場分割影響區域生態效率的內在機理，并應用2000—2015年的中國省域數據和空間杜賓模型（SDM）探討了FDI、市場分割對區域生態效率的現實影響。研究發現：①中國區域生態效率在樣本期內呈不斷惡化趨勢，并表現出較強的空間依賴和空間分異，總體呈東-中-西梯度遞減的空間分布格局。②FDI對本地區生態效率的綜合效應為負，但對鄰近地區生態效率具有顯著的正向空間溢出效應。③地方保護主義引致的市場分割導致資源扭曲錯配，技術進步緩慢，不利于生態效率的提升，并隨著市場分割程度的提高，限制內資企業獲取FDI技術效應的能力與動力，抑制FDI對生態效率的正向溢出效應。④拓展性分析發現，市場分割具有較強的路徑依賴特征，短期內外資的流入在一定程度上強化了市場分割強度，但長期的累積效應可有效削弱市場分割強度。

本文的研究結論具有明顯的政策啟示。①東部經濟發達地區應充分發揮生態效率高值區的“示范作用”與“溢出效應”，加強對中西部地區的清潔技術幫扶，推動生

態文明建設；中西部地區應主動挖掘資源集約利用、生態環境管理創新方面的潛力，加大資金與政策扶持力度，積極引進先進技術與設備，構建資源節約、環境友好的生產體系。②“污染天堂”假說在中國并不成立。一方面，我國應繼續加大引資力度，但各級政府部門在引資過程中應有針對性地引入高質量、高效益的外資，積極引進和學習國外的先進工藝和綠色生產流程，引導FDI向高端設計和高附加值的領域拓展。另一方面，要充分利用FDI的溢出效應和市場整合作用，堅持“以開放促改革”，深化對外開放體制機制，引致其在區域生態發展中發揮積極作用。③應加快破除“諸侯割據”藩籬，鼓勵區域聯動和經濟合作，通過區域要素市場一體化促進各類要素自由流動，建立統一的國內大市場，發揮市場在資源配置中的決定性作用。④優化地方政府政績考核體系，適當提高環境保護、生態開發等環保指標比重，建立完善的環境保護評價體系，形成以生態效益為核心的約束機制，注重經濟績效與環境績效的協調統一。

（編輯：劉照勝）

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