FDI與中國工業(yè)生態(tài)效率
——基于面板聯(lián)立方程模型的實證分析

吳文潔，劉雪夢，唐娟莉

(西安石油大學(xué) 1.油氣資源經(jīng)濟與管理研究中心；2.經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710065)

內(nèi)容提要：本文從FDI數(shù)量和質(zhì)量兩個角度出發(fā)，在運用超效率SBM模型測算中國區(qū)域工業(yè)生態(tài)效率基礎(chǔ)上，利用2001-2016年30個省級面板數(shù)據(jù)和聯(lián)立方程模型，實證檢驗FDI與工業(yè)生態(tài)效率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：樣本期內(nèi)，中國工業(yè)生態(tài)效率整體呈現(xiàn)不斷惡化的趨勢，且區(qū)域間差距逐漸拉大，并呈現(xiàn)東-中-西梯度遞減的空間分布格局。從直接影響來看，F(xiàn)DI數(shù)量對中國工業(yè)生態(tài)效率影響不顯著，而FDI質(zhì)量具有正向溢出效應(yīng)，工業(yè)生態(tài)效率對FDI數(shù)量和質(zhì)量具有正向作用。從間接影響來看，F(xiàn)DI數(shù)量與環(huán)境監(jiān)管強度存在正相關(guān)關(guān)系，對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展分別產(chǎn)生正負外部性，在正負外部性的博弈過程中，對工業(yè)生態(tài)效率的影響不顯著；FDI質(zhì)量通過提高經(jīng)濟發(fā)展水平和減弱環(huán)境監(jiān)管的負面效應(yīng)改善了工業(yè)生態(tài)效率。因此，需加強對FDI質(zhì)量的甄別，吸引FDI質(zhì)量型企業(yè)的進入，并創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，形成FDI與工業(yè)生態(tài)效率相互促進的良性循環(huán)。

中國進入新時代，經(jīng)濟發(fā)展向高質(zhì)量轉(zhuǎn)變，更加注重經(jīng)濟、資源與環(huán)境的協(xié)調(diào)性(習(xí)近平，2017)。作為一個工業(yè)大國，如何提升中國工業(yè)生態(tài)效率是亟須解決的重要課題。圍繞工業(yè)生態(tài)效率的影響因素，經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)進步、FDI、環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)生態(tài)效率的提升發(fā)揮著重要作用，但FDI對工業(yè)生態(tài)效率影響效果的觀點并不一致。FDI會加劇環(huán)境污染，惡化生態(tài)效率 (Levinson et al，2008；Lan，2012)，也可能倒逼企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，改善環(huán)境質(zhì)量并提高生態(tài)效率，即“波特假說”(Porter et al，1990；Liang，2008)。而折中的觀點認為FDI對東道國環(huán)境污染產(chǎn)生倒U型等不確定的影響，對生態(tài)效率的影響不確定(Hoffmann et al，2005；包群等，2010)。

一、機理分析與研究假設(shè)

基于Grossman和Krueger(1995)的分析框架和現(xiàn)有文獻，本文發(fā)現(xiàn)FDI會通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境管制三種主要的渠道影響工業(yè)生態(tài)效率，且工業(yè)生態(tài)效率會反向影響FDI，二者之間具有互動關(guān)系。

首先，F(xiàn)DI通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響工業(yè)生態(tài)效率。從需求角度來看，一方面，高質(zhì)量的FDI企業(yè)一般會購買環(huán)保節(jié)能型生產(chǎn)要素，所生產(chǎn)出來的產(chǎn)品也更具綠色環(huán)保特征，因而會通過綠色消費行為的示范效應(yīng)刺激東道國對環(huán)保消費品的需求；另一方面，高質(zhì)量的FDI企業(yè)通常更易履行環(huán)保責(zé)任，由于產(chǎn)業(yè)后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)，使其增加對上游內(nèi)資企業(yè)滿足環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)的中間投入品的購買，推動了環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，改變了當(dāng)?shù)貍鹘y(tǒng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，最終提高了工業(yè)生態(tài)效率。此外，根據(jù)國際貿(mào)易中的比較優(yōu)勢理論，以及受國際分工的影響，中國一直處于產(chǎn)業(yè)鏈的低端，且FDI數(shù)量型企業(yè)較多為污染密集型企業(yè)，通過上下游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，污染行業(yè)從發(fā)達國家向東道國的轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致發(fā)展中國家形成高污染，高能耗的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，阻礙了工業(yè)生態(tài)效率的提高；從供給角度來看，高質(zhì)量FDI可以通過構(gòu)建綠色產(chǎn)業(yè)鏈的直接方式，以及通過國際外包合作的間接方式促進內(nèi)資企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新、調(diào)整生產(chǎn)方式以及更新設(shè)備，推動?xùn)|道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。而FDI數(shù)量將通過“產(chǎn)業(yè)配套陷阱”、“國際外包陷阱”和“比較優(yōu)勢陷阱”等途徑，阻礙東道國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。故提出假設(shè)：

H1：FDI質(zhì)量促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，提高了中國工業(yè)生態(tài)效率，而FDI數(shù)量惡化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，不利于改善工業(yè)生態(tài)效率。

其次，F(xiàn)DI通過經(jīng)濟發(fā)展水平影響工業(yè)生態(tài)效率。一方面，F(xiàn)DI數(shù)量型企業(yè)將影響中國經(jīng)濟增長方式，使得經(jīng)濟發(fā)展過度依賴資源消耗和污染排放，造成了經(jīng)濟發(fā)展出現(xiàn)“先污染，后治理”的問題，經(jīng)濟增長的負外部性使得投入和非合意項產(chǎn)出不斷增加，降低了工業(yè)生態(tài)效率；另一方面，F(xiàn)DI質(zhì)量型企業(yè)不僅會執(zhí)行更為嚴格的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，且會引進母國先進的技術(shù)、生產(chǎn)設(shè)備以及管理經(jīng)驗，并通過示范、競爭、人力資本流動、內(nèi)資企業(yè)技術(shù)學(xué)習(xí)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)等，促進經(jīng)濟發(fā)展向高質(zhì)量方向轉(zhuǎn)變，使得投入和污染排放降低，增加了工業(yè)產(chǎn)值，提高了工業(yè)生態(tài)效率。故提出假設(shè)：

H2：FDI質(zhì)量通過提高經(jīng)濟發(fā)展水平，改善了工業(yè)生態(tài)效率，而FDI數(shù)量不利于經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，阻礙了工業(yè)生態(tài)效率的提升。

再次，F(xiàn)DI通過環(huán)境管制的渠道影響工業(yè)生態(tài)效率。理論上，制定合理有效的環(huán)境監(jiān)管政策有利于倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(龔新蜀，2018)，進而通過改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間接促進工業(yè)生態(tài)效率的提升。而由于中國國情的特殊性，環(huán)境管制作為政府的決策之一，會受到多種因素的影響，其中FDI作為地方官員通過招商引資渠道實現(xiàn)政績考核的目的，會對環(huán)境管制的實施力度產(chǎn)生一定程度的影響(Poter，1990；Cole，2006)。一方面，為促使本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展占絕對優(yōu)勢，F(xiàn)DI質(zhì)量會成為地方政府競爭的重要資源，地方政府會降低環(huán)境監(jiān)管力度，吸引該類型FDI的進入。一般而言，高質(zhì)量的外資會自覺執(zhí)行更高的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，并對內(nèi)資企業(yè)形成競爭壓力，表面上弱化了環(huán)境監(jiān)管力度，實則隱性地提高了環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，且通過示范效應(yīng)促進內(nèi)資企業(yè)提高產(chǎn)品的綠色生產(chǎn)技術(shù)，提高了工業(yè)生態(tài)效率；另一方面，F(xiàn)DI數(shù)量型企業(yè)通常具備高能耗、高污染的性質(zhì)，給經(jīng)濟發(fā)展帶來了許多問題，促使當(dāng)?shù)卣訌姯h(huán)境管制，使地區(qū)治污成本增加，而環(huán)境治理收益較短時間未能顯現(xiàn)，造成投入大于收益，降低了工業(yè)生態(tài)效率。故提出假設(shè)：

H3：FDI質(zhì)量作為地區(qū)優(yōu)勢資源，弱化環(huán)境監(jiān)管力度，并發(fā)揮正向外溢效應(yīng)，提高了工業(yè)生態(tài)效率，而FDI數(shù)量促使環(huán)境管制趨嚴，增加了治污投入，降低了工業(yè)生態(tài)效率。

最后，工業(yè)生態(tài)效率反向影響FDI數(shù)量和質(zhì)量。工業(yè)生態(tài)效率的提高，意味著工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率得到了提高，產(chǎn)值增加，環(huán)境污染減少，優(yōu)化了本地區(qū)的投資環(huán)境，通過產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)，降低了企業(yè)的生產(chǎn)成本，進而吸引大量外資的進入。故提出假設(shè)：

H4：工業(yè)生態(tài)效率對FDI數(shù)量和質(zhì)量產(chǎn)生正向的影響。

二、工業(yè)生態(tài)效率的測算與分析

(一)測算方法與指標(biāo)選取

傳統(tǒng)DEA模型未考慮投入產(chǎn)出松弛性，限于徑向和角度的選擇問題，計算結(jié)果缺乏可靠性，且無法解決多個生產(chǎn)決策單元(DMU)效率值均為“1”的問題，導(dǎo)致無法進行排序和比較。本文借鑒Tone(2002)等提出的超效率DEA方法和Chang et al(2014)提出的SBM模型，基于規(guī)模報酬可變的條件，使用包含非期望產(chǎn)出的改良超效率SBM模型來測量分析2001-2016年中國的工業(yè)生態(tài)效率。

(1)

根據(jù)模型(1)，運用Max DEA pro6.19軟件測算中國各省工業(yè)生態(tài)效率值。考慮到數(shù)據(jù)的完整性和可得性，選取2001-2016年中國30個省份(剔除西藏，不含港、澳、臺) 作為樣本，從環(huán)境、資源和經(jīng)濟三個角度，借鑒了汪克亮等(2015)、龔新蜀等(2018)的做法，選取的投入產(chǎn)出指標(biāo)如表1所示。

(二)結(jié)果分析

測算結(jié)果如表2，從中可以發(fā)現(xiàn)中國工業(yè)生態(tài)效率值高于全國均值的東部省份占30%，中部占13%，西部占13%，結(jié)果表明，中西部地區(qū)大部分省份的工業(yè)生態(tài)效率均落后于全國平均水平；具體來看，排名前三的省份分別是天津、北京和廣東，都位于經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，而后三位省份海南、甘肅和寧夏都位于經(jīng)濟較落后地區(qū)；此外，表2顯示位于東部地區(qū)的上海工業(yè)生態(tài)效率低于西部地區(qū)的重慶和陜西，說明一方面，由于大量人口向上海遷移，帶來了嚴重的環(huán)境問題以及過度消耗資源造成資源稀缺問題，使得工業(yè)生態(tài)效率偏低；另一方面，重慶和陜西近年來制定合理的產(chǎn)業(yè)政策，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提升了工業(yè)生態(tài)效率。

表1 工業(yè)生態(tài)效率評價指標(biāo)體系

表2 2001-2016年30個省市及全國工業(yè)生態(tài)效率的均值

數(shù)據(jù)來源：Max DEA pro6.9軟件計算整理。

圖1為2001年、2005年、2009年和2016年份工業(yè)生態(tài)效率的空間分布圖①，白色區(qū)域為數(shù)據(jù)缺失部分，四幅圖中深色區(qū)域面積逐漸減少，說明樣本期內(nèi)，工業(yè)生態(tài)效率呈現(xiàn)惡化趨勢，中國經(jīng)濟發(fā)展與資源環(huán)境問題矛盾較突出。從集聚趨勢來看，中國工業(yè)生態(tài)效率的集聚趨勢先增強后減弱，整體向發(fā)散演變，說明各區(qū)域間的工業(yè)生態(tài)效率差距逐漸拉大。

圖2顯示了三大地區(qū)工業(yè)生態(tài)效率的動態(tài)變化趨勢，除西部地區(qū)外，中國工業(yè)生態(tài)效率整體呈波動下降趨勢，并表現(xiàn)出空間差異性，呈現(xiàn)東-中-西梯度遞減的分布模式。東部地區(qū)的工業(yè)生態(tài)效率水平高于全國平均水平，且優(yōu)于中西部區(qū)域。原因是東部地區(qū)交通便利，對外開放較早，經(jīng)濟發(fā)展水平高，環(huán)保意識較強，技術(shù)創(chuàng)新能力強，環(huán)境治理資金充裕；而中部地區(qū)的經(jīng)濟主要依賴于以重化工業(yè)為主的高污染高消耗的經(jīng)濟發(fā)展模式，技術(shù)水平低，生態(tài)環(huán)境壓力大，工業(yè)生態(tài)效率水平低；盡管西部地區(qū)工業(yè)生態(tài)效率水平整體偏低，而在2014-2016年出現(xiàn)了小幅上升，說明近兩年我國實行的西部大開發(fā)政策以及受一帶一路的影響，西部地區(qū)的經(jīng)濟得到了改善，技術(shù)水平得到了提升，改善了工業(yè)生態(tài)效率。

三、FDI與工業(yè)生態(tài)效率的實證分析

(一)研究設(shè)計

1.指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

選取工業(yè)生態(tài)效率(IEF)作為被解釋變量，F(xiàn)DI數(shù)量和質(zhì)量作為核心解釋變量。模型中指標(biāo)的具體情況如下：

(1)FDI數(shù)量。為全面衡量FDI通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展以及環(huán)境規(guī)制等渠道對中國工業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生的累積影響，用FDI存量指標(biāo)來衡量外資進入的數(shù)量。借鑒Yao et al(2007)的方法，運用永續(xù)盤存法來估計外資存量，具體公式為：

(2)

(3)

FDIitS表示i省t年的外商投資存量規(guī)模，δit表示i省t年的外資存量折舊率，參考周杰琦等(2017)人的做法，這里選擇不變的折舊率，取值為9.6%；FDIit表示i省t年實際利用外商直接投資額。考慮到官方?jīng)]有公布FDI的平減指數(shù)，用固定資產(chǎn)價格指數(shù)進行平減，并換算為以億元為單位；FDIi0s表示FDI基期的存量，δ代表折舊率，g代表年均增長率，由于2001年中國加入世貿(mào)組織后，F(xiàn)DI流入量明顯增加，為減少增長率的不穩(wěn)定性，選擇2001年作為基期來進行計算，式(3)為基期存量的計算公式，具體方法是用2002年實際利用外資額比上平均折舊率與2002-2106年間投資增長率平均值之和。

圖1 2001年、2005年、2009年和2016年中國工業(yè)生態(tài)效率空間分布圖

圖2 2001-2016年中國區(qū)域工業(yè)生態(tài)效率的變動趨勢圖(數(shù)據(jù)來源：Max DEA pro6.9軟件計算整理)

(2)FDI質(zhì)量。由于外資在技術(shù)水平、管理水平、生產(chǎn)效率以及來源地等方面存在較大的差異，因此FDI質(zhì)量存在異質(zhì)性。借鑒鄒建華等(2013)的做法，從以下三個維度來衡量外資質(zhì)量。一是外資的外向型水平。根據(jù)國際貿(mào)易理論，出口型企業(yè)的生產(chǎn)效率比內(nèi)向型企業(yè)的生產(chǎn)效率要高，且近年來中國的貿(mào)易大都是兩頭在外、中間在內(nèi)的模式，商品出口對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率更大，因此，用FDI企業(yè)出口額與本地區(qū)出口額之比來衡量FDI外向型程度；二是工業(yè)企業(yè)利用外資的規(guī)模水平。一般而言，企業(yè)獲得的外資越多，規(guī)模越大，形成規(guī)模經(jīng)濟越容易，技術(shù)和管理水平越高，員工越多，人員流動的技術(shù)溢出效應(yīng)就越大。因此，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)實收外商資本占實際利用外商直接投資的比重來衡量；三是外資技術(shù)溢出潛力。一般而言，F(xiàn)DI主要通過技術(shù)外溢和擴散效應(yīng)促進中國工業(yè)生態(tài)效率水平的提高，而不同來源國的FDI所承載的技術(shù)水平具有差異性。使用2001-2016年累計實際對華FDI投資額前十位的國家或地區(qū)的數(shù)據(jù)(周杰琦等，2017)，估計不同來源地 FDI 在東道國溢出的研發(fā)存量，并以各省實際利用外資額占全國實際利用外資額的比重為權(quán)重，衡量各省外資技術(shù)溢出潛力，計算公式為：

(4)

其中，F(xiàn)DImt、GDPmt代表t年從m國流入中國的FDI以及對中國的出口總額，Smt表示研發(fā)溢出國m的國內(nèi)研發(fā)支出，χit為i省t年實際利用FDI與全國實際利用FDI的比重，由于計算出來的絕對數(shù)值較大，對該指標(biāo)取對數(shù)，以方便計算。采用因子分析法對這三個指標(biāo)進行加權(quán)，用以衡量FDI質(zhì)量。

(3)其他控制變量。借鑒龔新蜀(2018)、于文超(2013)等選取控制變量具體描述如表3。

表3 控制變量的具體含義

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示，可以發(fā)現(xiàn)，各變量的異質(zhì)性較大，統(tǒng)計性質(zhì)較好，適合進行回歸分析。

表4 變量的描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)Stata14.0計算整理。

所有數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、各省統(tǒng)計年鑒、世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、OECD數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等。需要特別說明的是，其中所有以貨幣形式表示的指標(biāo)均采用相應(yīng)的價格指數(shù)進行平減，并換算成2010年價，以消除價格波動的影響。

2. 計量模型的設(shè)定

為檢驗FDI對工業(yè)生態(tài)效率的直接影響，建立方程(5)。此外，由于FDI可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展以及環(huán)境規(guī)制途徑間接影響中國工業(yè)生態(tài)效率，且變量之間相互影響，單方程回歸分析不僅難以全面刻畫變量間的互動機制，也不易解決由雙向因果關(guān)系所引致的內(nèi)生性問題。借鑒He(2006)和Bao et al(2011)的方法，設(shè)定聯(lián)立方程模型(6)-(11)：

(5)

IEFit=?0+?1lnPGDPit+?2sqersit+?3INSit+?4ERSit+?5URBANit+δit

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

在聯(lián)立方程模型中，方程(6)是中國的工業(yè)生態(tài)效率方程，用于檢驗經(jīng)濟發(fā)展水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境管制對工業(yè)生態(tài)效率的影響。式(7)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方程，用以檢驗FDI質(zhì)量(FDIq) 和FDI數(shù)量(FDIs)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道對中國工業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生的間接影響；此外，為驗證“EKC”曲線是否存在(龔新蜀等，2018)，控制變量中包含人均GDP對數(shù)值(LNPGDP)的平方(sqers)。式(8)為經(jīng)濟發(fā)展水平方程，用以檢驗FDI通過經(jīng)濟發(fā)展水平渠道對中國工業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生的間接影響；根據(jù)經(jīng)濟增長理論，人均資本存量和全要素生產(chǎn)率是影響經(jīng)濟增長的重要因素，選取了控制變量資本稟賦(KL)。此外，除了人均資本存量之外，將工業(yè)生態(tài)效率納入到生產(chǎn)函數(shù)模型中，由于工業(yè)企業(yè)在進行生產(chǎn)過程中會排放污染，進而產(chǎn)生負外部性，造成企業(yè)生產(chǎn)率的損失，且生態(tài)效率本身作為全要素生產(chǎn)率的一部分，為避免多重共線性，全要素生產(chǎn)率未包含在模型中。式(9)為環(huán)境管制方程，用以檢驗FDI通過環(huán)境管制渠道對工業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生的間接影響，由于中國國情的特殊性，受地方政府需求異質(zhì)性的影響，環(huán)境管制的具體實施過程具有較大差異性，選取了財政分權(quán)(FD)等控制變量。式(10)和式(11)為FDI方程，用以檢驗工業(yè)生態(tài)效率如何反向影響FDI質(zhì)量和數(shù)量。

(二)實證結(jié)果與分析

1.初步的經(jīng)驗觀察

在進行回歸分析之前，有必要利用樣本數(shù)據(jù)進行初步的探索，以便于了解FDI的數(shù)量和質(zhì)量與中國工業(yè)生態(tài)效率之間的基本關(guān)系。觀察圖3，可以發(fā)現(xiàn)，散點圖加線性回歸線的斜率為正，而右側(cè)FDI數(shù)量與中國工業(yè)生態(tài)效率圖中的擬合線并未較好擬合散點圖分布趨勢，說明FDI的質(zhì)量與工業(yè)生態(tài)效率具有正相關(guān)關(guān)系，而FDI數(shù)量與工業(yè)生態(tài)效率之間的關(guān)系較模糊。

圖3 散點圖加線性回歸線

表5 FDI對工業(yè)生態(tài)效率直接影響的估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著(下同)。

2.估計結(jié)果與分析

(1)直接影響結(jié)果與分析。對于方程(5)在進行估計前，首先，對方程進行多重共線性檢驗，通過計算方差膨脹因子(VIF)，VIF值為1.42遠小于10，故不存在多重共線性。其次，采用可行性廣義最小二乘法(FGLS)進行估計，以減少組內(nèi)自相關(guān)、同期相關(guān)和組間異方差等問題。最后，由Stata14.0估計出結(jié)果。如表5所示，F(xiàn)DI數(shù)量對中國工業(yè)生態(tài)效率的影響未通過顯著性檢驗，而FDI質(zhì)量在1%的顯著性水平下，促進了中國工業(yè)生態(tài)效率的提高，為進一步分析FDI質(zhì)量和數(shù)量通過何種途徑對工業(yè)生態(tài)效率產(chǎn)生影響，下一節(jié)通過估計聯(lián)立方程模型揭示其影響途徑。

(2)聯(lián)立方程模型估計結(jié)果與分析。在對聯(lián)立方程模型進行估計前，首先，根據(jù)聯(lián)立方程模型識別的階條件和秩條件，可以發(fā)現(xiàn)所構(gòu)建的聯(lián)立方程模型中各方程均是過度識別的。其次，需要進行聯(lián)立性檢驗，根據(jù)Hausman內(nèi)生性檢驗方法對方程進行檢驗，結(jié)果顯示殘差res系數(shù)顯著不為零，表明該方程組具備聯(lián)立性。最后，對于這種過度識別的聯(lián)立方程模型，通常有兩種估計方法，即單方程估計方法和系統(tǒng)估計方法。而相比單方程估計方法，系統(tǒng)估計方法利用了系統(tǒng)中的全部信息，由于面板數(shù)據(jù)的異質(zhì)性和方程之間隨機干擾項的相關(guān)性、異方差性以及同期相關(guān)性，為保證估計估計結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性，采用包含方程間誤差成分的三階段最小二乘法(EC3SLS)，運用Stata14軟件對整個方程系統(tǒng)進行估計。與單方程估計法相比較，EC3SLS系統(tǒng)估計法不僅考慮了各方程的擾動項間的可能關(guān)系，且將所有方程作為一個整體同時進行估計，可以提高估計的效率。故采用 EC3SLS 來對模型進行估計，按照慣例，方程系統(tǒng)中所有的外生變量都被用作工具變量，以得到無偏、一致估計量。

表6 聯(lián)立方程模型估計結(jié)果

注：EC3SLS估計中，IEF、INS、LNPGDP、ERS、FDIs、FDIq視為內(nèi)生變量，sqers、URBAN、KL、OPEN、LNWAGE、FD視為外生變量。

表6列出了聯(lián)立方程的估計結(jié)果，從方程(6)的估計結(jié)果看，當(dāng)前的經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境管制不利于提高工業(yè)生態(tài)效率，原因是當(dāng)前中國經(jīng)濟發(fā)展過程中存在環(huán)境污染、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等問題，而環(huán)境治理投入的增加超過了效益的改善程度，導(dǎo)致經(jīng)濟投入過大，產(chǎn)值增加幅度和污染排放減少程度過小。經(jīng)濟發(fā)展水平的平方項系數(shù)為正，驗證了EKC曲線假說，通過進一步計算其拐點值為11.558②，而當(dāng)前中國經(jīng)濟發(fā)展水平為10.130，位于“U”型曲線的左邊，說明需要進一步提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，進而越過拐點，促進生態(tài)效率的改善。

從方程(7)的估計結(jié)果看，在1%的顯著性水平下，F(xiàn)DI數(shù)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化產(chǎn)生了正面影響，而FDI質(zhì)量則相反，這與假設(shè)1和周杰琦等(2017)結(jié)論不符。原因是，F(xiàn)DI數(shù)量傾向于強化環(huán)境監(jiān)管力度，導(dǎo)致一些污染密集型企業(yè)被淘汰，使得國內(nèi)從事第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的企業(yè)競爭壓力減小，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化；而FDI質(zhì)量使政府放松環(huán)境監(jiān)管力度，外資企業(yè)在國內(nèi)獲得政策優(yōu)勢對國內(nèi)一些技術(shù)研發(fā)企業(yè)造成了競爭壓力，產(chǎn)生擠壓效應(yīng)，并吸引國內(nèi)優(yōu)秀人才，進而對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生沖擊；此外，F(xiàn)DI質(zhì)量企業(yè)為了保持在東道國的壟斷優(yōu)勢并獲取高額利潤，不會將最先進的核心技術(shù)轉(zhuǎn)移至東道國，其技術(shù)溢出效應(yīng)具有一定的局限性，與崔秀梅認為外資優(yōu)勢并非傳統(tǒng)的技術(shù)驅(qū)動觀點相似(崔秀梅，2017)。

從方程(8)的估計結(jié)果看，在1%的顯著性水平下，F(xiàn)DI數(shù)量抑制了經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，而FDI質(zhì)量則相反。原因是，東道國缺乏自主創(chuàng)新，大量的外資進入使得中國對FDI企業(yè)形成技術(shù)依賴，而技術(shù)依賴陷阱的存在和以技術(shù)換市場的方式，以及官員為GDP的績效考核機制，致使中國的經(jīng)濟發(fā)展方式存在眾多問題，先污染后治理的模式，使得經(jīng)濟發(fā)展停滯不前；相比之下，F(xiàn)DI質(zhì)量型企業(yè)的進入促使中國經(jīng)濟發(fā)展方式發(fā)生轉(zhuǎn)變，對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了正的外部性，提高了經(jīng)濟發(fā)展水平，驗證了假設(shè)2。

從方程(9)的估計結(jié)果看，在1%的顯著性水平下，F(xiàn)DI數(shù)量和質(zhì)量對環(huán)境監(jiān)管強度的影響是不同的，F(xiàn)DI數(shù)量導(dǎo)致環(huán)境管制力度的強化，而FDI質(zhì)量則相反。原因是，原因是大規(guī)模FDI的進入造成了環(huán)境污染問題，并且存在沉沒成本效應(yīng)，外資企業(yè)一般不會因為環(huán)境成本上升而退出中國市場，在長期的動態(tài)博弈過程中，政府會通過提高環(huán)境管制力度來應(yīng)對外資進入帶來的環(huán)境問題；此外，F(xiàn)DI質(zhì)量是地方政府競爭的重要資源，地方政府為實現(xiàn)在政治競爭中脫穎而出的目標(biāo)，通過外資的溢出效應(yīng)以提高效率，以達到比其他地區(qū)更高的經(jīng)濟質(zhì)量目的，會弱化環(huán)境管制，提高對FDI質(zhì)量的吸引力，驗證了假設(shè)3。

表7 聯(lián)立方程模型穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

注：AR(1)和AR(2)分別表示一階和二階差分殘差序列的Arellano-Bond自相關(guān)檢驗，[]內(nèi)為Sargan檢驗的P值。

從方程(10)和方程(11)的估計結(jié)果看，工業(yè)生態(tài)效率會反向促進FDI數(shù)量的增加和質(zhì)量的提升。原因是工業(yè)生態(tài)效率的提升為外資創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，進而吸引大規(guī)模FDI的進入，驗證了假設(shè)4。

(3)穩(wěn)健性檢驗。為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，對聯(lián)立方程模型進行單一估計，由于系統(tǒng)GMM可以解決異方差和自相關(guān)問題，故采用此法估計方程(6)-(11)，觀察表7，可以發(fā)現(xiàn)，引入因變量的高階滯后項后，除了方程(9)不存在序列自相關(guān)問題，其他方程隨機擾動項存在一階序列自相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)，故采用系統(tǒng)GMM估計法較合適；過度識別檢驗(Sargan檢驗)顯示所選的工具變量的是有效的；對比表6和表7發(fā)現(xiàn)，核心變量系數(shù)的符號基本一致，僅在大小和顯著性方面發(fā)生了變化，說明回歸模型具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與啟示

本文從數(shù)量和質(zhì)量兩個角度出發(fā)，通過闡釋FDI對中國工業(yè)生態(tài)效率的影響機理，提出二者間相互作用關(guān)系的假設(shè)，在計算中國工業(yè)生態(tài)效率的基礎(chǔ)上，運用省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建聯(lián)立方程模型進行實證檢驗。得出結(jié)論如下：

(1)中國工業(yè)生態(tài)效率整體呈現(xiàn)惡化的趨勢，F(xiàn)DI在中國工業(yè)生態(tài)效率演變的過程中兼具“天使”和“魔鬼”的雙重角色。一方面，F(xiàn)DI質(zhì)量提升了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，且成為地方政府競相爭奪的優(yōu)勢資源進而弱化環(huán)境監(jiān)管力度，并產(chǎn)生正向的外溢效應(yīng)，減弱環(huán)境管制所帶來的負向效應(yīng)，改善了工業(yè)生態(tài)效率；另一方面，F(xiàn)DI質(zhì)量并未通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)途徑提高工業(yè)生態(tài)效率，而是給內(nèi)資研發(fā)創(chuàng)新型企業(yè)造成了激烈的競爭；此外，由于FDI數(shù)量對中國經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生環(huán)境污染等負外部性，致使政府強化環(huán)境監(jiān)管力度，進而增加了投入成本，不利于工業(yè)生態(tài)效率的提高。需要說明的是，由于FDI數(shù)量為存量指標(biāo)，其對工業(yè)生態(tài)效率的影響是一個長期累積的過程，在強化環(huán)境管制的同時，使得內(nèi)資高技術(shù)企業(yè)的競爭壓力減小，促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，產(chǎn)生正外部性，在正負外部性動態(tài)博弈過程中，F(xiàn)DI數(shù)量對工業(yè)生態(tài)效率的影響比較模糊，即在統(tǒng)計上不顯著。

(2)工業(yè)生態(tài)效率對FDI質(zhì)量和數(shù)量產(chǎn)生了正向促進作用。中國工業(yè)生態(tài)效率的改善，一定程度上反映了工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高，并通過產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，減少了交易成本，優(yōu)化了投資環(huán)境，吸引大規(guī)模外資的進入。

以上結(jié)論得到如下啟示：首先，加強對FDI質(zhì)量的甄別，優(yōu)化外資投資環(huán)境，吸引FDI質(zhì)量型企業(yè)的進入，使得FDI質(zhì)量的正外部性在長期博弈過程中占據(jù)優(yōu)勢，提高中國工業(yè)生態(tài)效率。其次，制定合理的環(huán)境管制政策，對FDI質(zhì)量型企業(yè)不應(yīng)給予過多的優(yōu)惠政策，以市場換技術(shù)會擠占內(nèi)資研發(fā)型企業(yè)發(fā)展空間，應(yīng)鼓勵內(nèi)外資企業(yè)進行合作，同時提高內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新研發(fā)能力，避免陷入技術(shù)依賴陷阱；對于FDI數(shù)量型企業(yè)應(yīng)予以合理的引導(dǎo)與管制，促使企業(yè)從污染消耗型生產(chǎn)向綠色節(jié)約型生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)從“末端治理”向“源頭治理”的轉(zhuǎn)變，促進降低污染產(chǎn)出和環(huán)境治理投入，提高工業(yè)生態(tài)效率(鄭強和冉光和，2018)。最后，應(yīng)增加工業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入，減少資源消耗和污染排放，降低經(jīng)濟投入，提高工業(yè)增加值，提升內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)效率，并加強生態(tài)環(huán)境建設(shè)，創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，形成FDI與工業(yè)生態(tài)效率相互促進的良性循環(huán)，實現(xiàn)“資源-環(huán)境-經(jīng)濟”的協(xié)調(diào)發(fā)展。

注釋：

① 限于篇幅，文章只繪制出主要年份的中國工業(yè)生態(tài)效率的空間分布圖。

② 拐點的計算方法為對該函數(shù)求偏導(dǎo)算出極值點。