全球化、自主研發與霧霾污染
——機理分析及中國經驗

周杰琦，梁文光 ，張 瑩

(1.廣東財經大學 經濟學院，廣東 廣州 510320；2.梧州學院 商學院，廣西 梧州 543002；3.中國社會科學院 城市發展與環境研究所，北京 100732)

0 引言

隨著經濟全球化進程的不斷加快，中國經濟保持了40余年的快速增長。與此同時，一些局域性污染通過對外貿易、外商直接投資、國際分工等渠道演變成全球性污染。特別是霧霾天氣大面積集中爆發，已嚴重影響了中國經濟質量、公眾健康及政府形象。徹底治理霧霾等環境風險，避免污染“空間轉移”，不僅有助于改善環境質量，更與中國經濟發展方式轉型及人類命運共同體構建密切相關。近年來，人們從關注環境風險本身轉向環境風險背后的機理，其中，全球化過程中FDI流入產生的環境效應備受學者關注。然而，專門以霧霾污染為研究對象的文獻較少。那么，FDI對中國霧霾污染有何影響？這種影響背后的傳遞機制是什么？FDI環境效應的時空演變特征如何？準確解答以上問題，對全面評估全球化對環境質量的影響、提高相關政策制定效率、落實新發展理念具有重要意義。

在全球化進程中，FDI是推動各國資本積累、技術進步、產品服務市場擴張及經濟增長的關鍵引擎。同時，環境問題的日益嚴重也引發了公眾對FDI大量引進的擔憂。現有關于FDI環境效應的研究得出3種基本觀點：一是“污染天堂”論，即為規避嚴格的環境管制及保持市場競爭力，跨國公司通過FDI渠道向環保標準較低的發展中國家轉移污染產業，該觀點得到一些經驗研究支持[1-2]；二是“污染光環”論，即憑借先進的環保理念、技術標準和管理經驗，跨國公司能提高東道國本土企業生產率，節約要素投入，最終改善東道國環境績效。部分學者也提供了支撐“污染光環”效應的證據[3-4]；三是從權變角度認為，FDI與環境污染存在復雜的非線性關系，FDI對污染的影響可分解為規模效應、結構效應及技術效應3種[5-8]，并因經濟發展階段和國別而異。

從發展中國家經驗看，大多數研究發現，FDI一方面有助于東道國實現資金、管理與技術的初始積累，促進經濟規模擴張并帶來環境污染；另一方面，FDI主要進入污染密集型產業，推動產業結構向高污染方向演變。由此，外資給東道國環境帶來負面規模效應與結構效應[9]。然而，學界在外資對環境產生技術效應方面充滿爭議：一方面，外商投資對環境質量改善的效果主要取決于能否充分發揮前者在節能環保技術上的示范作用[7]；另一方面，當東道國吸收能力達不到一定門檻水平時，FDI對當地技術進步的溢出效應可能不顯著，甚至造成負面擠出效應[10]。

隨著新增長理論的發展，加之技術效應在FDI環境效應中扮演的重要角色，新近研究更加關注外資綠色技術溢出實現機制。許多理論和經驗研究認為，FDI基于合資經營、競爭效應、示范效應、人力資本流動及產業關聯效應等機制，促進了東道國綠色技術進步[11-13]。

上述文獻雖然為理解FDI環境效應提供了參考，但仍存在需要突破的地方。

(1)從理論框架看，現有研究主要從規模效應、結構效應與技術效應3個傳遞機制考察FDI如何影響環境污染，缺乏對中國情景的考察分析。事實上，在中國實施創新驅動發展戰略背景下，外資進入產生的環境效應更多取決于中國自主研發能力。這是因為，隨著全球化的深入發展，各國競相出臺各種優惠政策吸引外資這一具有增長促進功能的流動性要素，使得市場需求、勞動力成本、自然資源等傳統因素對FDI的邊際吸引力逐漸減弱。基于直觀經驗判斷，作為地區經濟發展、核心競爭力和投資環境的綜合體現，東道國自主研發能力不僅越來越顯著影響外資進入規模與質量，還會改善本土企業對外資綠色環保技術的吸收能力，并激發外資企業研發綠色環保技術以應對市場競爭，進而影響東道國環境福利績效。然而，現有研究對東道國自主研發能力在FDI環境效應中所扮演的重要角色并未給予足夠關注。

(2)從實證方法看，既有研究較多利用單方程回歸方法考察FDI產生的環境效應。但是，FDI不僅作為生產活動會直接導致環境污染，且往往通過一些中介變量對環境污染產生間接效應，傳統單方程模型不僅難以完整表達環境——經濟系統各變量間的內在關系，更難以處理反向因果關系導致的內生性問題。同時，現有文獻未能充分考慮FDI環境效應因區域異質性而呈現的非線性特征，據此設計相應配套政策，致使全球化環境福利效應大打折扣。此外，傳統線性計量模型忽略了FDI對環境污染的空間溢出效應。實際上，一個地區污染排放可能會通過風向、水流等自然因素，以及產業轉移、經濟集聚等經濟因素影響周邊地區環境質量，若建模時忽略這種空間相關性，估計結果可能出現偏差[14]。

鑒于此，本文貢獻如下：①將霧霾污染變化細分為結構效應、技術效應與規模效應，厘清影響霧霾污染變化的直接因素，并將FDI、自主研發與霧霾污染納入同一個綜合分析框架，系統詮釋FDI、自主研發及兩者協同影響霧霾污染的機理，在此基礎上構建聯立方程模型進行經驗識別，為理解全球化環境效應微觀傳導路徑提供獨特視角；②隨著外資規模的擴大與進入領域的拓展，FDI對霧霾污染的影響是一個動態過程。因此，本文從經濟發展與創新驅動發展兩個維度，準確識別FDI影響霧霾污染的動態特征，以真正理解與把握全球化環境福利效應演變特征，可為有的放矢地進行霧霾治理提供新政策思路和著力點；③運用動態空間面板模型實證分析FDI對PM2.5濃度的空間溢出效應，為從區域協同治理視角實現開放發展與綠色發展雙贏提供有價值的依據。

1 理論分析

1.1 霧霾污染影響因素

誘發霧霾污染的社會經濟因素眾多，只有對其中的關鍵影響因素進行系統考察，才能為有效治霾提供政策思路和著力點。遵循Brock & Taylor[15]的思路，從生產角度看，地區霧霾污染主要取決于3個因素：經濟規模、產業結構與技術水平。設Y、Si、ρi分別表示一個地區的GDP、產業i增加值占GDP的比重、產業i單位增加值的霧霾污染產生量，其霧霾污染總量THP為：

(1)

其中，THPi為產業i產生的霧霾污染。式(1)兩邊對時間t求導，霧霾污染變化可分解為：

(2)

1.2 FDI、自主研發對霧霾污染的作用機理

從理論角度講，FDI可通過諸多渠道對東道國環境質量產生直接或間接效應，根據上文對霧霾污染影響因素的分解，結合相關文獻和中國經濟發展特征，本文將FDI影響霧霾污染的機理概括為以下4個方面：

(1)從式(2)可見，霧霾污染變化取決于產業結構調整、綠色技術進步與經濟增長，因此外資能通過這些基本途徑對霧霾產生影響。外資通過產業結構途徑影響霧霾的機理表現為：從后向關聯效應看，如果跨國公司承擔環境社會責任，其會采購更多符合環保標準的原材料、中間投入品，從而倒逼上游供應商綠色發展；從前向關聯效應看，跨國公司進入不僅能夠創建新的環保產業并帶來更高的環保標準，還能夠為下游內資企業提供先進的清潔技術，為本地產業結構綠色升級提供有力支撐。但是，遵循“雁行模式”和“污染天堂”理論邏輯，包括環境成本在內的生產成本上漲削弱了發達國家產業國際競爭力，其需要通過直接投資渠道將一些衰落產業和技術轉移到新興工業化國家，為國內產業結構升級騰出空間。如果這些產業和技術引進固化東道國在全球價值鏈分工體系中的低端位置，FDI將抑制產業結構綠色轉型。因此，全球化過程中FDI流入通過產業結構途徑對霧霾污染的影響具有雙重效應。

(2) FDI通過綠色技術進步影響霧霾污染的機理表現為：其不僅直接帶來高效的清潔技術及環境管理手段，還通過示范效應、人力資本流動及技術轉讓等途徑，對東道國綠色技術進步產生積極影響。但是，根據海默的壟斷優勢理論，為維持在環境技術領域的壟斷優勢，技術封鎖、擠壓海外綠色產品市場可能是跨國公司的戰略選擇。與此同時，由于知識距離、消化吸收能力等因素的制約，本土企業在利用外資技術過程中易陷入“低技術鎖定”。此外，對外資技術的過度依賴往往會誘發本土企業在環境技術研發投資上產生惰性，這不僅容易使本土企業喪失環境技術研發能力，也會弱化吸收和模仿外資技術的能力。因此，全球化戰略下跨國公司進入對綠色技術進步具有不確定性影響。

(3)根據環境庫茲涅茨曲線(EKC)，在低收入階段，民眾寧愿以犧牲環境為代價換取更快的經濟增長，隨著經濟增長和環保意識的覺醒，環境質量必將持續得到改善。然而，Grossman等[5]認為，經濟增長并不必然降低環境污染，之所以出現兩者間的倒U型曲線關系，是因為經濟增長帶來了經濟結構調整與綠色技術進步。因此，若在模型中控制其它因素，倒U型曲線關系可能并不存在。由于本文考慮了FDI影響霧霾污染的結構效應與技術效應，預期FDI會通過經濟規模效應加劇霧霾污染。

(4)FDI還能通過其與東道國自主研發的協同作用影響霧霾污染。一方面，FDI通過提高內資企業自主研發能力間接影響霧霾污染，其內在機理為：①由于綠色技術創新項目具有高投入、高風險、周期長等特征，若內資企業單純依靠自主研發綠色技術改善環境狀況，不僅缺乏比較優勢，還會面臨諸多劣勢和挑戰[16]；而跨國公司帶來的環境技術、環境管理模式及國際綠色產品市場信息為內資企業自主研發指明了方向，降低了綠色技術研發投資不確定性，減少了創新資源浪費，提升了綠色技術創新效率；②跨國公司一般普遍采用先進、高效、清潔的生產技術，其產生的競爭效應壓縮了內資企業生存空間，倒逼后者對綠色技術進行研發投資，以獲得后發綠色競爭優勢[17]，進而擴大自身全球市場份額。另一方面，作為創新驅動發展的基礎，自主研發能力對FDI產生的環境福利效應具有一定調節作用，其內在機理為：①自主研發能力增強意味著東道國擁有更豐富的知識存量與技術積累，從而有助于當地勞動、資本、能源等生產要素與綠色環保FDI形成契合及動態匹配關系，使跨國公司更傾向于將研發等高技術含量的價值鏈活動置于東道國，推動產業結構轉型升級，進而充分發揮FDI的環境福利效應；②自主研發能力增強意味著當地營造了更濃厚的創新氛圍，不但能深化創新與開放理念，還能提升當地行政和技術服務效率，進而加快FDI與當地制度、技術及文化融合發展，并改善跨國公司所處的營商環境，從而吸引更多綠色環保型FDI入駐；③地區自主研發能力越強，跨國公司越能共享當地研發帶來的人力資本與技術知識，越有利于其對當地投資形成可持續盈利的樂觀預期，進而促進跨國公司本地化生產可持續，擴大FDI環境技術溢出效應；④自主研發活動，特別是偏向綠色環保的研發能提升內資企業對FDI環境技術的吸收能力，解除環境技術低端鎖定效應，從而不斷改善FDI環境福利效應。

綜上所述，外資對霧霾污染的影響機制包括產業結構調整、綠色技術進步、經濟增長及自主研發。此外，FDI與自主研發存在協同作用機制，這種機制在FDI與霧霾污染關系中起到關鍵調節作用。本文構建各變量間的相互關聯模型((1)～(4)表示FDI影響霧霾的重要途徑)，如圖1所示。為更系統與準確評估FDI產生的環境效應，需在理論分析基礎上進行計量檢驗。

圖1 FDI、傳導變量與霧霾污染間的互動關系

2 實證策略

2.1 基本計量模型

鑒于FDI可能通過產業結構、綠色技術、經濟增長及自主研發對霧霾污染產生影響，同時FDI與自主研發對霧霾污染具有協同影響，單方程模型不僅難以全面有效反映變量間的相互作用關系，也難以處理由雙向因果關系引發的內生性問題。本文借鑒Bao等[18]的研究，結合中國國情，構建以下聯立方程模型，檢驗FDI、自主研發及兩者協同對霧霾污染的作用機理。

(3)

lnIsit=α0+α1lnPGDPit+α2lnNrit+α3lnRdit+α4lnFDIit+α5lnNFDIit+α6lnFDIit×lnRdit+εit

(4)

lnGtit=β0+β1lnRdit+β2lnPGDPit+β3lnTHPi,t-1+β4lnErit+β5lnFDIit+β6lnNFDIit+β7lnFDIit×lnRdit+μit

(5)

lnRdit=γ0+γ1lnGDP+γ2lnHumit+γ3lnIppit+γ4lnFDIit+γ5lnNFDIit+γ6lnNRdit+ηit

(6)

lnPGDPit=λ0+λ1lnKlit+λ2Hum+λ3Rd+λ4lnFDIit+λ5lnNFDIit+λ6lnTHPit+υit

(7)

lnFDIit=π0+π1lnGDPit+π2lnHumit+π3lnWagit+π4lnInfit+π5lnRdit+π6lnErit+ζit

(8)

其中，根據霧霾污染變化決定因素(式(2))的分解恒等式可設定式(3)。式(4)為產業結構方程，旨在識別FDI通過產業結構對當地霧霾產生的影響。鑒于外地FDI可通過跨區域經營、貿易等途徑對本地產業結構產生影響，故引入鄰地FDI(NFDI)。此外，為考察FDI與自主研發協同在產業結構演變中所扮演的角色，引入兩者的交叉項。借鑒現有文獻，將經濟增長(PGDP)、自然資源稟賦(Nr)、自主研發(Rd)作為控制變量引入模型。

式(5)為綠色技術方程，旨在識別本地和鄰地外資通過綠色技術進步渠道對霧霾產生的影響效應。為探究FDI和自主研發協同對綠色技術進步的影響，引入兩者的交叉項。參考已有文獻，控制如下變量：自主研發(Rd)、經濟增長(PGDP)、滯后一期霧霾污染(THPi,t-1)及環境管制強度(Er)。

式(6)為自主研發方程，旨在識別本地和鄰地FDI通過自主研發渠道對霧霾產生的影響。本文遵循李平等[19]的研究，控制國內生產總值(GDP)、人力資本(Hum)、知識產權保護強度 (Ipp)。此外，為檢驗省域間研發活動是否存在空間溢出效應，將鄰地自主研發(NRd)引入模型。

式(7)為經濟增長方程，旨在考察本地和鄰地FDI通過經濟增長渠道對霧霾產生的影響。經濟增長理論指出，經濟增長取決于物質資本(Kl)、人力資本(Hum)、自主研發(Rd)等投入要素。根據羅馬俱樂部的“增長極限”理論，資源可耗竭性和環境惡化會限制經濟可持續發展，本文將霧霾污染(THP)視為自然資源過度開發與環境質量惡化的結果，將其作為一種投入要素納入模型。

式(8)為FDI區位分布影響因素方程，用以識別自主研發(Rd)對FDI的反饋機制。基于國際生產折衷理論，本文以經濟規模(GDP)、人力資本(Hum)、勞動力成本(Wag)、交通基礎設施(Inf)作為FDI區位分布解釋變量。此外，為檢驗環境政策對FDI流入的影響，將環境管制強度(Er)引入模型。

2.2 變量說明與數據來源

2.2.1 被解釋變量

THPit代表i省份t年的霧霾污染。本文以PM2.5濃度測度霧霾污染。因為中國自2012年才開始統計部分城市的PM2.5濃度，因此為解決PM2.5濃度數據較少的問題，本文使用哥倫比亞大學社會經濟數據和應用中心發布的基于衛星監測的PM2.5濃度數據[20]，并進一步用ArcGIS軟件估計中國省級層面歷年 PM2.5濃度年均值。

2.2.2 核心解釋變量

FDIit代表i省份t年的外商直接投資。鑒于FDI存量能夠更為全面地體現前期FDI對當期產業結構、綠色技術、自主研發及經濟增長的累積效應，式(4)～(7)均以FDI存量衡量外商投資。由于官方統計不能獲得FDI存量資料，故本文借鑒Yao等[21]的研究，根據永續盤存法進行估計。為考察各因素對FDI區位分布的動態影響，式(8)采用FDI流量指標，具體以各省年度實際利用FDI衡量。

鄰近地區外商直接投資對本地霧霾污染的影響，面臨的難點是空間權重矩陣選擇問題。為增強分析結果的經濟意義，本文以經濟地理距離的倒數作為權重，對本轄區外區域FDI存量予以加權相加，以此測度鄰近地區的FDI存量(NFDI)。

(9)

2.2.3 傳導變量

(1)產業結構(Is)：以省區第三產業增加值與第二產業增加值的比重衡量。鑒于以工業為主的產業結構是當前中國能源環境效率較低的重要誘因，而第三產業能以較少的資源投入和污染排放獲得較高的產出，發展第三產業有利于推動綠色經濟轉型。

(2)綠色技術進步(Gt)：現有文獻對綠色技術進步提出不同度量方法。如Antweiler等[22]提出以人均收入測度綠色技術進步，但綠色技術變化不僅與經濟發展階段相關，也與環境管制、技術進步偏向等因素相關。借鑒Oh等[23]的研究，本文以SBM方向性距離函數與全局Luenberger生產率指標衡量綠色技術進步。在測算綠色技術進步時需要考慮投入和產出兩類指標，選取GDP對期望產出進行測度，將霧霾污染作為非期望產出。投入要素包括從業人員數、能源消費與資本，本文參考張軍等[24]的研究，采用永續盤存法估計資本存量。

(3)經濟增長(PGDP)：因人均實際GDP反映經濟增長，故本文以1998年為基期的實際GDP除以人口數得出人均實際GDP。

(4)自主研發能力(Rd)：本文從研發投入強度角度衡量自主研發能力，具體測度方法為研發支出占GDP的比重與科技經費投入占GDP的比重的均值。與前文類似，以經濟地理距離的倒數為權重，通過對本轄區以外區域自主研發能力進行加權相加，以度量鄰近地區的自主研發能力(NRd)。

(10)

2.2.4 控制變量

①國內生產總值(GDP)：以1998年不變價的實際GDP測度；②自然資源稟賦(Nr)：借鑒徐康寧等[25]的研究，以采掘業與農林牧漁業固定資產投資的占比度量；③環境管制強度(Er)：用工業污染排放強度衡量，計算方法為工業“三廢”排放量分別比工業增加值，再求幾何平均值；④人均物質資本(Kl)：用地區資本存量與從業人員數之比度量；⑤人力資本(Hum)：以地區受教育水平衡量；⑥知識產權保護強度(Ipp)：借鑒韓玉雄等[26]的研究，從知識產權制度建設與執行兩個維度出發，綜合評價知識產權保護力度；⑦交通基礎設施(Inf)：以各省每百平方公里的公路里程衡量；⑧勞動力成本(Wag)：以人均實際工資與人均實際GDP之比表征。

本文以1998-2012年中國內地28個省區面板數據為樣本(因海南、西藏數據缺失，故未包括在內；另外，重慶市數據并入四川省)。哥倫比亞大學社會經濟數據與應用中心測定的PM2.5濃度數據樣本期為1998-2012年，因此本文樣本期保持一致。除PM2.5數據外，數據均來源于歷年《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國人口年鑒》、CEIC數據庫。對涉及價值形態的數據，均采用相應價格指數將名義值調整為以1998年為基期的實際值。為減少異方差的影響，對各變量進行對數處理。

3 計量結果分析

3.1 FDI對霧霾污染的影響機制識別

由于綠色技術進步指標值是介于0～1之間的雙截尾數據，式(5)因變量為一個截斷型變量，因此本文借鑒Li等[27]的研究，將式(3)～式(8)視為包含Tobit模型的聯立方程組。鑒于利用傳統三階段最小二乘法(3SLS)估計這類聯立方程可能產生偏誤，因此本文選擇估計效率更高的條件最大似然估計法進行估計，結果見表1。

方程(4)回歸結果顯示：①本地與鄰地外商直接投資均對本地產業結構綠色升級有顯著阻礙效應，鄰地外商直接投資對本地產業結構造成的負面效應更顯著。這是因為，在全球價值鏈分工背景下，跨國公司利用中國在資源環境方面的比較優勢，通過直接投資向中國轉移了高耗能、高污染產業；②Rd系數不顯著，表明在較為寬松的環境監管下，偏向促進生產技術進步的R&D對產業結構綠色化的影響不明顯；③FDI與Rd的交叉項系數顯著為負，說明自主研發反而加劇了FDI產生的負面產業結構效應。對此可能的解釋為：在經濟增長與政治晉升的雙重激勵下，地方政府更青睞短期能帶來更多產值但環境技術優勢未必明顯的外商投資企業，本地企業自主研發偏向在生產技術和產業鏈分工等方面實現與這類外商投資企業的銜接，從而固化FDI產生的產業結構負效應。

方程(5)回歸結果顯示：①FDI對本地綠色技術進步有顯著積極效應，說明FDI不僅直接帶來了先進的綠色技術，還通過示范效應、人力資本流動、競爭效應、行業間溢出等途徑促進綠色技術進步。但鄰地FDI對本地綠色技術進步的影響不顯著，這是因為：鄰地外資公司為維持在綠色技術方面的壟斷優勢，基于技術封鎖、技術轉移內部化、知識產權保護等途徑限制其綠色技術外溢；②自主研發對綠色技術進步的影響不顯著，這是因為：內資企業一般更偏好收益高、風險低、見效快的研發投資，加上技術創新基礎薄弱、環境管制偏弱及技術變遷產生的路徑依賴，內資企業研發投入總體上沒有偏向于綠色技術；③自主研發與FDI協同對綠色技術進步的影響顯著為正，這與理論預期一致。全球化過程中FDI帶來的清潔技術可為自主研發指引方向，降低國內R&D投資不確定性與成本，提高綠色創新效率。另外，自主研發還能提高后發內資企業對外資清潔技術的模仿創新能力，逼迫跨國公司研發更先進的清潔技術參與競爭，從而擴大外資技術溢出效應。

表1 聯立方程模型估計結果

方程(6)回歸結果顯示：①本地與鄰地外資均能顯著促進國內R&D投資，表明外資企業競爭效應壓縮了內資企業生存空間，促使后者加強研發創新；②GDP、Hum系數均顯著為正，意味著市場需求增加和人力資本積累均能促進內資企業研發。Ipp系數不顯著，這是因為：知識產權保護對自主研發有雙重影響，即知識產權保護既有利于激勵自主研發，又強化了國外專利權保護，提高了技術模仿成本，從而不利于國際技術外溢；③鄰地自主研發對本地自主研發有正向影響，說明相鄰區域間研發活動存在協同效應。

方程(7)估計結果表明：①物質資本存量、人力資本積累及研發投入是加速中國經濟增長的重要引擎，這與現有文獻結果一致；②霧霾污染系數顯著為負，表明環境質量下降對本地生產率與可持續增長有負外部性影響；③FDI、NFDI估計系數均顯著為正，表明跨國公司入駐對本地經濟增長有顯著正向影響，且其傾向于在經濟地理距離相鄰區域尋求合作伙伴，使FDI增長效應向周邊地區擴散。

3.2 FDI霧霾污染效應階段性特征分析

lnTHPit=θ1lnFDIitI(qit≤γ1)+θ2lnFDIitI(γ1γn)+φXit+fi+εit

(11)

式(11)中，被解釋變量為霧霾污染(THPit)，核心解釋變量為FDI存量。qit為門檻變量，在這里依次為人均實際GDP(PGDP)和研發投入強度(Rd)，用于檢驗在經濟發展水平和自主研發能力兩種門檻變量調節下FDI環境效應的階段性特征。為增強分析結果的穩健性，本文還以產業結構高級化衡量經濟發展水平，以發明專利申請量反映自主研發能力。γi為特定門檻值，γ是示性函數。θ1，θ2，…θn+1表示在不同門檻水平下FDI對霧霾污染的階段性影響。X為其它控制變量，基于現有文獻，控制如下變量：人均實際GDP(PGDP)及其平方項(PGDP2)、能源消費結構(Es)、環境管制(Er)及重工業比重(Hea)。uit為地區固定效應，λ為服從獨立同分布的擾動項。

從門檻回歸檢驗結果看，無論是以人均實際GDP還是以產業結構高級化衡量經濟發展水平，各模型均通過單門檻效應顯著性檢驗，而雙門檻效應未通過顯著性檢驗，故以經濟發展水平為門檻變量的回歸模型的最優門檻值個數為1。無論是以研發投入強度還是以發明專利申請量為門檻變量，各模型均通過單、雙門檻效應顯著性檢驗，而三重門檻效應則均不顯著，故以自主研發為門檻變量的回歸模型的最優門檻值個數為2，門檻回歸結果見表2。

表2模型1、模型2為以經濟發展水平為門檻變量的回歸結果。從中可見，當人均實際GDP低于2.65萬元/人時，FDI加劇了霧霾污染；當人均實際GDP跨過這一門檻值時，FDI有利于改善霧霾污染。這是因為，當人均實際GDP水平較低時，能帶來經濟增長的FDI更受各地政府青睞，各地政府在環保標準方面往往存在逐底競爭，這誘使FDI對環境產生的負面經濟增長效應和產業結構效應大于積極的綠色技術效應及自主研發效應，導致FDI在總體上增加了污染。隨著人均收入的增長，公眾環保和健康意識逐漸增強，政府具有內在動力強化對FDI的環境監管，進而有利于提升FDI綠色程度。因此，FDI綠色技術效應和自主研發效應逐漸占據主導地位，從而外資能改善當地環境質量。模型2以產業結構高級化作為門檻變量進行估計，結果顯示，當產業結構高級化低于109.39%時，FDI對霧霾污染存在明顯促增效應，說明其對環境的經濟增長效應和產業結構效應占據主導地位。當產業結構高級化跨越這一門檻值時，FDI產生的綠色技術效應及自主研發效應將抵消規模效應和結構效應，進而改善環境質量。

表2模型3、模型4是以自主研發能力為門檻變量的回歸結果。從中可見，無論是以研發投入強度還是以發明專利申請量度量自主研發能力，FDI環境效應均具備基于自主研發的雙門檻特征。當研發投入強度低于1.42%時，FDI系數為0.006，但不顯著。當研發投入強度介于1.42%～3.05%之間時，FDI估計系數可達到-0.011，說明外資進入有利于降低霧霾污染。當研發投入強度超過3.05%后，FDI估計系數顯著上升至-0.017，說明外資對環境的改善作用進一步增強。這意味著，提升自主研發能力有利于FDI“污染光環”效應的發揮，對此解釋為：①從微觀層面看，自主研發能力較弱意味著內、外資企業技術差距較大，且缺乏高質量的人力資本，因而內資企業難以充分吸收國外先進清潔技術；②在宏觀層面上，只有地區自主研發能力達到一定水平時，才能保證引進的清潔技術與當地生產要素實現更好的匹配，從而有利于提升環境全要素生產率，推動綠色技術進步。

表2 FDI霧霾污染效應階段性特征估計結果

4 擴展分析：FDI對霧霾污染的空間溢出效應

鑒于霧霾并非局域性污染，特定省份的霧霾污染通常由于空氣流動、溫差、降雨等自然因素，或者高耗能經濟活動轉移而產生顯著的空間相關性[29]，本文由此提出疑問：外資是否對PM2.5濃度空間聯動性具有顯著影響？如果答案是肯定的，未考慮空間相關性的傳統模型可能存在設定偏誤，導致估計結果不精準。因此，本文進一步構建動態空間杜賓模型，考察外資對PM2.5濃度的空間溢出效應。

(12)

式(12)中，θ為時間滯后系數，用于度量上一期霧霾濃度對當期霧霾濃度的影響。ρ為空間滯后系數，用于度量周邊省區霧霾污染加權求和對本地霧霾的影響。γ為時空滯后效應系數，用于度量上一期鄰省霧霾污染加權求和對本地霧霾的影響。wij為空間權重，鑒于空間計量分析結果對空間權重矩陣構建較為敏感(Anselin等，2004)，為增強結論的穩健性，本文構建兩種空間權重矩陣：一種以經濟地理距離作為權重矩陣；另一種為面積加權矩陣。通常而言，相對地域狹小的鄰省及地域廣闊的鄰省的環境污染對本地生態環境的溢出效應更顯著，因而該矩陣對面積較大的鄰省賦予更大的權重，其元素為：

(13)

其中，Ji為省區i各個鄰省的集合，Sj為省區j的面積。

另外，式(12)中，uit表示擾動項。α1、α2分別反映本地FDI存量與周邊省區FDI存量對本地霧霾污染的影響程度。xit為控制變量向量，借鑒相關文獻，為考察前文模型估計的穩健性，將人均實際GDP(PGDP)及其平方項(PGDP2)、能源消費結構(Es)、環境管制(Er)及重工業比重(Hea)作為控制變量。

為檢驗本文空間計量模型設定的合理性，首先通過LMlag、LMerror、RobustLMlag、RobustLMerror檢驗方法對空間滯后模型和空間誤差模型進行檢驗，若兩個模型選擇均是恰當的，則可通過Wald檢驗識別空間杜賓模型的潛在形式。檢驗結果顯示，在兩種空間權重矩陣設定下，選擇式(12)所代表的動態空間杜賓模型均比其它類型空間模型更優。為避免內生性、異方差等問題，空間矩估計(SGMM)在有效性、一致性方面優于極大似然估計(MLE)，故本文采用SGMM方法對式(12)進行參數估計。鑒于混合面板最小二乘法(POLS)對被解釋變量滯后項的估計往往存在向上偏倚，而對被解釋變量滯后項固定效應模型(FE)的估計往往存在向下偏倚，若被解釋變量滯后項的SGMM估計值介于上述兩種方法對應的估計值之間，則表明SGMM估計穩健。由表3可知，在兩種空間權重矩陣設定下，霧霾污染滯后項的SGMM估計值均介于FE估計值與POLS估計值之間，說明本文的SGMM估計結果可信。

表3中SGMM估計結果表明，從空間維度看，在兩種空間權重矩陣情景下，空間滯后項系數均顯著為正，表明周邊省區霧霾污染對本地存在明顯的空間溢出效應。因此，應完善區域協同治理機制，降低環境污染的空間外部性。從時間角度看，時間滯后項系數在兩種空間權重矩陣情景下均顯著為正，說明若前一期霧霾濃度較高，則當期霧霾濃度將繼續走高，呈現霧霾污染的“疊加效應”。從時空角度看，時空滯后項系數在兩種空間權重矩陣情景下均顯著負，表明周邊省區前一期嚴重的霧霾污染會誘發本地在當期降低PM2.5濃度，即鄰省霧霾污染事件帶來的“警示效應”會促使本轄區實行更嚴格的環境管制，以免重蹈覆轍。

表3 動態空間杜賓模型估計結果

SGMM估計結果顯示，本地FDI存量每增加1%，PM2.5濃度將升高0.027%(以經濟地理距離權重為例)。這進一步說明，雖然FDI可通過綠色技術、自主研發兩種機制改善環境質量，但又通過產業結構和經濟增長兩種渠道惡化環境質量，這4類疊加效應決定了FDI總體上會加劇霧霾污染。因此，當前中國引資效果與可持續高質量發展這一目標差距尚遠。大多數模型估計結果顯示，鄰省FDI增加會導致本地PM2.5濃度提高。這是因為：一方面，為增加稅收與創造更多就業，地方政府往往采取環境管制“逐底競爭”策略吸引周邊地區潛在的FDI，由此降低了外資準入環保標準；另一方面，從區域產業分工看，落后地區外資增加一定程度上是承接發達地區高耗能、高污染經濟活動轉移的結果[30]，而這些地區產業結構污染程度的加劇會通過空間溢出效應抵消發達地區的治霾效果。

需要說明的是，鑒于動態空間杜賓模型引入霧霾污染的空間滯后項，特定省區FDI不僅會影響該省區霧霾污染，也會影響其它省區霧霾污染，這種影響將通過省區間的循環反饋作用引發一系列調整變化。FDI對本地霧霾污染為直接影響效應，其包括省區間的空間反饋效應；某省區FDI對其它省區霧霾污染的潛在影響為間接效應。Elhorst[31]指出，影響因素是否具有空間溢出效應需要結合間接效應進行評價，僅僅基于空間杜賓模型中的空間滯后項系數未必能正確識別空間溢出效應，甚至導致回歸估計結果偏誤。鑒于此，為保證上述結論的穩健性，本文采用偏微分矩陣分析方法進一步考察FDI對霧霾污染的空間溢出效應。表4為動態空間杜賓模型下的直接效應、間接效應(空間溢出效應)與總效應檢驗結果。

表4 動態空間杜賓模型直接效應和空間溢出效應檢驗結果

由表4可知，基于兩種權重矩陣的檢驗結果均表明，FDI對霧霾污染的直接效應、空間溢出效應與總效應在1%水平上顯著為正，表明FDI加劇了本省、鄰近省份霧霾污染，從而總體上不利于全國層面的霧霾治理。這意味著，在缺乏區域間協調與合作情況下，本轄區單獨放松環境監管與降低對產業綠色升級的要求，可能會吸引一批污染型外資企業進入，這雖然在短期內有助于擴大FDI規模和促進經濟增長，但最終將導致鄰地環境質量下降，并通過空間反饋效應反作用于本地霧霾污染。

5 結論與政策啟示

本文首先以FDI為切入點，構建“FDI—自主研發—霧霾污染”邏輯框架，系統闡釋全球化影響霧霾污染的機理，以此為基礎構建聯立方程模型，驗證FDI、自主研發及兩者協同對霧霾污染的作用機理；其次，從經濟發展水平與創新驅動兩個維度，實證分析FDI對霧霾污染影響的階段性特征；最后，檢驗FDI對霧霾污染的空間溢出效應，得出以下結論和政策啟示。

(1)在全球化過程中，FDI在中國扮演著“污染天堂”和“污染光環”的雙重角色：其通過產業結構和經濟增長兩個渠道增加霧霾濃度，但又通過綠色技術和自主研發兩個渠道降低霧霾濃度。由此，解決全球化對生態環境的負面沖擊，不能陷入抵制FDI甚至否定對外開放的誤區，而應重點建立與完善外資準入負面清單制度，通過環保稅、減排研發補貼等配套措施的聯動，甄別、篩選和發揮FDI在霧霾污染治理方面的作用，降低全球化通過產業結構渠道對環境產生的負面影響。

(2)FDI和自主研發協同影響霧霾污染的機制較為復雜，一方面，由于具有經濟增長功能但未必是環境友好型的FDI受到地方政府青睞，導致地方政府在環保標準方面與其它地區展開“逐底競爭”，由此導致自主研發并未顯著推動綠色技術進步和產業結構綠色升級，反而縱容了FDI負面產業結構效應的發揮；另一方面，FDI與自主研發協同有利于綠色技術進步。因此，在政績評估體系中應逐步弱化經濟考核，強化對創新驅動、綠色發展的考核，同時引導外資利用方式由國際代工為主向高端研發、節能環保等方向轉型，實現產業綠色發展與創新驅動發展雙贏。

(3)FDI對霧霾污染的作用具有受經濟發展水平和自主研發影響的階段性特征。當地區邁過一定的經濟發展門檻后，FDI的環境影響由“污染天堂”效應轉換為“污染光環”效應。投資地區自主研發能力越強，FDI的“污染光環”效應越明顯。因此，應針對地區發展階段異質性，采取差異化的外資政策，以充分發揮全球化的環境福利效應。對經濟發達、自主研發能力強的地區，應鼓勵其通過靈活多樣的方式吸引高質量外資，有效利用外企環保技術研發資源，提升綠色技術自主創新能力；對經濟發展落后、自主研發能力弱的地區，應制定以培養模仿創新能力為核心的發展戰略，加快經濟發展，提高R&D投入，使這些基礎條件達到相應的“門檻”，以更好地規避全球化帶來的環境風險。

(3)霧霾污染在時間維度、空間維度與時空維度上分別呈現疊加效應、溢出效應及警示效應，而FDI會通過環境“逐底競爭”和產業轉移等渠道加劇周邊地區霧霾污染，進一步強化區域間霧霾污染的空間相關性。因此，一方面，作為一項長期復雜的系統工程，治霾應作好頂層設計，打破行政分割，實現環境區域協同治理；另一方面，應合理引導國際產業區域梯度轉移，規避污染型外企在局部地區集中排放對環境承載力的沖擊，統籌好全球化、環境保護與經濟增長間的關系。

然而，本文還存在以下不足：①關于全球化對霧霾污染的作用機制，本文更多是基于定性闡釋；②基于中國地區視角分析難以揭示全球化對微觀企業霧霾污染排放的異質性影響。隨著微觀層面污染排放數據的完善，在動態一般均衡框架下，如何構建一個全球化霧霾污染效應理論模型，對全球化的霧霾污染效應傳導機制進行更加系統的分析，是需要進一步探索的方向。