FDI与环境规制:基于地方分权视角的实证研究

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211236662_FDI_的环境效应

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2023年4月Apr.2023重庆工商大学学报(社会科学版)Journal of Chongqing Technology and Business University (Social Science Edition )第40卷第2期Vol.40㊀No.2doi :10.3969/j.issn.1672-0598.2023.02.004㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀∗收稿日期:2021-07-01㊀基金项目:重庆市社会科学规划社会组织项目(2022SZ02) 三峡库区绿色发展现状与提升路径研究 ;重庆工商大学长江上游经济研究中心开放基金项目(KFJJ2018002) 长江经济带绿色全要素生产率增长研究㊀作者简介:张文爱(1978 ),男,重庆酉阳人;重庆工商大学长江上游经济研究中心㊁经济学院副教授,经济学博士,主要从事计量经济学理论与应用㊁区域经济㊁经济增长研究㊂罗润万(1997 ),男,重庆开州人;重庆工商大学长江上游经济研究中心数量经济学专业硕士研究生,主要从事计量经济学理论与应用㊁空间经济学研究㊂㊀本文引用格式:张文爱,罗润万.FDI 的环境效应: 污染光环 抑或 污染天堂 ? 基于面板ARDL -ECM 模型的实证检验[J].重庆工商大学学报(社会科学版),2023,40(2):36-49.FDI 的环境效应: 污染光环 抑或 污染天堂 ?基于面板ARDL -ECM 模型的实证检验∗张文爱a ,b ,罗润万a(重庆工商大学a.长江上游经济研究中心;b.经济学院,重庆㊀400067)摘要:构建ARDL -ECM 模型,在全国样本和东㊁中㊁西地区样本下对外商直接投资(FDI )对碳排放的长期和短期影响进行实证检验㊂研究发现:(1)FDI 对我国碳排放的影响具有明显的地区差异,其中东部地区支持了 污染天堂 假说,其他地区则支持了 污染光环 假说㊂(2)FDI 对碳排放的长期效应与短期效应差异显著㊂(3)二氧化碳排放的规模效应显著为正,技术进步效应和结构效应显著为负,且东部地区FDI 对碳排放的促进作用主要源于较大的规模效应以及较小的技术进步效应㊂(4)FDI 是二氧化碳排放的格兰杰原因,且FDI 与GDP ㊁技术进步和产业结构互为因果关系,其他因素通过与FDI 的相互作用影响碳排放,为将FDI 的碳排放效应分解为规模效应㊁技术效应和结构效应提供了实际依据㊂关键词:污染光环;污染天堂;外商直接投资;碳排放;ARDL -ECM 模型中图分类号:X321;F832.6㊀㊀㊀文献标志码:A㊀㊀㊀文章编号:1672-0598(2023)02-0036-14一、引言节能减排,建设 美丽中国 ,既是新时代的主旋律,更是推动绿色低碳高质量发展的客观需要㊂然而,在我国早期发展的较长一段时间里,出于经济增长的迫切需要而实施的相对宽松的环境政策,在促进经济快速增长的同时,也给环境造成了较大压力㊂2005年,我国首次超过美国成为二氧化碳(CO 2)排放63第2期张文爱,罗润万:FDI 的环境效应: 污染光环 抑或 污染天堂 ?量最大的国家,现阶段每年CO 2排放量达到10357万吨①㊂作为一个负责任的大国,我国积极回应国际社会对中国CO 2减排的要求,并承诺力争在2030年以前达到碳峰值,在2060年之前达到碳中和②㊂我国作为最大的发展中国家,为解决改革开放初期外汇极度紧缺的难题而制定了相对宽松的投资环境,外商直接投资(FDI)在一系列优惠政策的支持下飞速发展,我国成为外资储备和流入最大的国家㊂在有利于解决我国初期发展过程中存在的资金困难问题的同时,FDI 对环境的影响逐渐成为学界和政界积极关注的话题,但学术界对此并没有一致的意见,而是形成了两种相对立的主要观点㊂ 污染光环 假说认为FDI 作为资金和技术的综合体,是东道国技术进步的主要来源,可以带来正向的能效技术溢出,技术的提高有利于降低能源消耗强度,提高能源使用效率,降低碳排放,对于改善东道国的生态环境具有积极作用;与之对立的 污染天堂 假说则认为发展中国家出于对发展的迫切需要而制定的环境规制政策相对宽松,因此往往成为发达国家转移高耗能产业的捷径,使发展中国家沦为 污染天堂 ㊂因此,科学认识FDI 的环境效应,合理利用FDI 解决资金与技术瓶颈,是发展中国家实现追赶发展的成功经验;而对生态环境的保护,避免走 先发展后治理 的旧路,同样是世界各国发展的共识㊂那么,对于我国来说,FDI 对环境的影响究竟是 污染光环 还是 污染天堂 ?本文深入剖析了FDI 的环境效应,打开其对CO 2排放效应的 黑匣子 ,厘清FDI 对我国资源与环境的实际影响,对我国CO 2减排以及因地制宜制定FDI 和能源政策,提高能源效率,实现人与自然和谐共生㊁资源节约与环境友好发展具有重要的现实意义㊂二、文献回顾有关FDI 对能源效率及CO 2排放的影响研究,主要有三种观点㊂第一种观点是 有害论 ㊂Leonard(1984)[1]首先提出了 污染天堂 假说,认为发展中国家环境规制水平往往低于发达国家,因此发达国家高污染㊁高能耗的产业会向发展中国家转移,特别是那些因迫切需要发展而降低环境规制的发展中国家,会成为高污染产业的聚集地㊂Kennedy(1994)[2]通过一个三国垄断模型进一步指出,在自由贸易中,各国为维持其产业竞争力,会不断降低环境规制水平,进而出现 向底线赛跑 的现象㊂Coleetal(2006)[3]在完全竞争市场假设下,得出类似的结论,认为FDI 会影响东道国环境规制政策㊂Chilchilnisky(1994)[4]运用科斯产权理论指出,在产权不明晰的情况下,国际贸易加剧了发展中国家的污染状况㊂其他研究也印证了以上观点(Bakhshetal 2017;wang 2017)[5-6]㊂有关我国FDI 与CO 2排放关系的研究中,李锴等(2011)[7]估算了我国1997 2008年省级碳排放量,并实证了 污染天堂 假说在我国是成立的,张宽(2019)[8]也得到了类似的结论㊂但杨子晖(2017)[9]认为 污染天堂 假说仅在我国的部分地区成立㊂第二种观点是 有利论 ㊂研究者认为FDI 具有 污染光环 效应,可以给东道国带来正的技术进步溢出,并且有助于减少东道国的污染排放,提高各国可持续发展的能力㊂Perkins 和Neumayer(2008)[10]认为FDI 并不是CO 2排放提高的根源,一味地限制不但不能达到节能减排的目的,反而会进一步扭曲市73①②The World Bank :https :// /2020年9月22日,中国政府在第七十五届联合国大会上提出: 中国将提高国家自主贡献力度,采取更加有力的政策和措施,二氧化碳排放力争于2030年前达到峰值,努力争取2060年前实现碳中和㊂重庆工商大学学报(社会科学版)第40卷场㊂Dean(2002)[11]等研究发现,当环境规制合适时,FDI不但能够增加社会福利,而且还能通过额外的经济效益消除环境污染的负面影响㊂近年来,国内也有大量研究支持 有利论 的观点㊂宋德勇和易艳春(2011)[12]以我国1978 2008年的时间序列数据为样本,研究发现FDI流入在一定程度上对CO2有负向影响㊂赵皋(2015)[13]通过面板数据得出FDI对我国碳减排有着至关重要的作用㊂邵燕斐和王小斌(2014)[14]通过空间计量模型㊁徐春华和刘力(2016)[15]通过构建贸易权重矩阵的空间模型也得出了类似的结论㊂臧新和潘国秀(2016)[16]在研究物流经济时发现,FDI显著减少了我国物流业的CO2排放量㊂第三种观点认为FDI对CO2排放的影响特别复杂,是多种效应共同作用的结果,其影响方向也是不确定的,主要取决于各种效应的大小和方向,往往表现为不同国家㊁不同地区会有不同的结果㊂如Gross-man和Krueger(1991)[17]将FDI的环境效应分解为规模效应㊁结构效应和技术效应进行研究,Panayotou (1997)[18]进一步将FDI的环境效应分为规模效应㊁收入效应㊁结构效应㊁产业效应㊁技术效应和政策效应六个方面进行研究㊂代迪尔和李子豪(2011)[19]研究发现,FDI对CO2排放的规模效应和结构效应增加了CO2排放,而技术效应减少了CO2排放,总体上FDI增大了我国的碳排放㊂周杰琦和汪同三(2014)[20]则得出我国FDI对CO2排放影响的规模效应要大于其结构技术效应,FDI在总体上增加了我国CO2的排放㊂林基(2014)[21]通过联立方程组模型研究发现FDI通过规模效应增加CO2排放,但同时又通过结构㊁技术以及环境规制效应减少碳排放,最终其总效应是减少排放的㊂朱美凤和魏景赋(2018)[22]通过STIRPAT模型,采用2000 2014年我国三大经济圈的面板数据研究发现,不同地区FDI 对CO2排放的影响不同,环渤海经济圈的FDI增大了排放量,而长三角㊁珠三角地区则相反㊂本文参考相关文献的思路,通过规模效应㊁技术进步效应和结构效应来研究FDI的环境效应㊂本文可能的创新之处在于:(1)从规模效应㊁技术进步效应和结构效应等方面,将FDI的环境效应引入到面板ARDL-ECM模型中,探讨各种效应的长短期影响㊂(2)在全国样本和东部地区㊁中部地区㊁西部地区样本下分别对模型进行估计,研究各种效应的地区异同㊂(3)通过格兰杰因果检验,为FDI环境效应的实现机制提供数量关系上的实证检验㊂三、方法与数据(一)FDI对碳排放的影响机制借鉴Grossman和Krueger[17]的分析框架,将FDI对环境的影响分解为规模效应㊁技术效应和结构效应㊂1.规模效应㊂碳排放的规模效应指的是在其他条件不变的情况下,经济规模的扩大对二氧化碳排放量产生影响㊂FDI作为一种投资,直接提供资金支持,增加企业利润,扩大经济规模㊂但随着FDI的增加,化石能源的消费需求也会增大,导致二氧化碳排放增加㊂但这种结果不是必然的,根据环境库兹涅茨曲线,当经济发展水平较低时,经济增长会扩大碳排放量;当经济发展到一定水平之后,人们对环境的要求越来越高,环境规制水平提高将降低碳排放量㊂目前,对于发展中国家而言,经济发展水平一般都在环境库兹涅茨 倒U 形曲线左侧,FDI的规模效应为正;而对于发达国家,经济发展水平一般都在环境库兹涅茨曲线的右侧,FDI的规模效应存在正㊁负两方面的影响㊂83第2期张文爱,罗润万:FDI的环境效应: 污染光环 抑或 污染天堂 ?2.技术效应㊂一般而言,技术进步都有着积极的减排效果,而FDI对技术进步具有积极影响㊂FDI 对技术进步的促进作用主要表现在:第一,FDI的技术转移和技术溢出效果将国外的清洁技术和先进的管理技术转移到国内,从而降低二氧化碳排放,改善环境质量;第二,FDI的进入促进国内技术市场的自由竞争,在市场的激励和压力下,企业积极提高生产效率,提高能源使用效率,同时自由市场有益于淘汰高污染㊁低产能的落后企业,提高整体技术水平;第三,FDI进入会使政府提高对有关部门的监督,提高市场准入技术门槛,也有利于国内企业提高自身的管理制度和技术水平㊂因此,FDI对碳排放的技术进步效应可以积极减少碳排放㊂3.结构效应㊂一国的产业结构一定程度上会随着国际市场经济的改变而改变,FDI进入带来的新技术可以推动国内产业结构的转型㊂但FDI对碳排放的结构效应主要是由FDI对产业结构影响决定的,若FDI主要投入到高附加值的产业,导致国内产业结构向高技术含量㊁清洁技术产业转变,则FDI投入在促进一国经济增长的同时,还能降低碳排放,此时结构效应对碳排放产生负影响;若FDI主要投向资源密集型产业,导致国内产业结构向高排放㊁高污染的产业转变,则FDI的结构效应对碳排放具有正向促进㊂(二)模型构建根据上述理论机制,借鉴已有文献并考虑本文为研究FDI与CO2排放之间动态关系的目的,建立面板自回归分布滞后模型(ARDL)㊂该模型可以在小样本的情况下保持稳健性,且变量无论是I(0)还是I(1),该模型都能进行检验和估计㊂模型形式如下:lnco2i,t=ðp j=1λij lnco2i,t-j+ðq1j=0δ1ij lnfdi i,t-j+ðq2j=0δ2ij lngdp i,t-j+ðq3j=0δ3ij tech i,t-j+ðq4j=0δ4ij S i,t-j+u i,t+εi,t(1)式中i表示个体(省份),t表示时间,p为被解释变量的滞后阶数,q为解释变量的滞后阶数㊂ln CO2为CO2排放量的对数;ln fdi为外商直接投资的对数;ln gdp为实际GDP的对数,用其估计FDI对碳排放影响的规模效应;tech为技术进步,用各省的能源效率(GDP/能源消耗)表示,用以估计FDI对碳排放影响的技术进步效应;S为产业结构,用第二产业产值占GDP总产值的比例表示,用以估计FDI对碳排放影响的结构效应,u i,t为个体效应,εi,t为随机扰动项㊂ARDL模型可以进一步线性变换为误差修正模型(ECM),同时估计各个变量对被解释变量的长期影响和短期影响㊂故将式(1)化为:әlnco2i,t=u i+θi(lnco2i,t-1-φ1i lnfdi i,t-φ2i lngdp i,t-φ3i tech i,t-φ4i S i,t)+ðp j=1λ∗ijәlnco2i,t-j+ðq1j=0δ∗1ijәlnfdi i,t-j+ðq2j=0δ∗2ijәlngdp i,t-j+ðq3j=0δ∗3ijәtech i,t-j+ðq4j=0δ∗4ijәS i,t-j+εi,t(2)式中φ为长期影响系数,δ∗和λ∗为短期影响系数,θ为误差修正项的系数,其中θ显著的小于0则表示被解释变量与解释之间存在协整关系及反向调节机制㊂(三)数据来源及变量本文以内地省级行政区划为研究对象,其中西藏地区由于数据缺失过多,故不列入研究样本,共获得30个省际面板数据㊂数据范围为2000 2019年,数据来源于EPS数据平台下的中国能源数据库和历年‘中国统计年鉴“㊂二氧化碳排放量(ln CO2):本文用化石燃料消费量估算二氧化碳的排放量,共选取了八种主要化石燃93重庆工商大学学报(社会科学版)第40卷料(煤炭㊁焦炭㊁原油㊁汽油㊁煤油㊁柴油㊁燃料油和天然气),并用碳排放系数估计各种能源二氧化碳排放量的总和作为二氧化碳排放量数据,并对其取对数,记为ln CO 2㊂外商直接投资(ln fdi ):选取各个省份外商直接投资进出口总额,以固定资产投资价格指数折算为2000年价格的实际值,并对其取对数,记为ln fdi ㊂地区生产总值(ln gdp ):地区生产总值数据是以2000年为基年的实际GDP,并对其取对数,记为ln gdp ㊂技术进步(tech ):技术进步在不同领域的表现形式不同,由于本文旨在研究FDI 对碳排放的影响,所以用能源的使用效率衡量技术进步具有合理性㊂能源使用效率即单位标准煤可以带来的GDP 产值,用以2000年为基年的实际GDP 数据除以标准煤使用总量表示㊂经济结构(S ):用各地区第二产业增加值占地区生产总值的比例表示㊂经整理,得到本文实证的最终数据结果如图2所示㊂图1㊀2000 2019年全部样本及东㊁中㊁西区域CO 2排放4第2期张文爱,罗润万:FDI 的环境效应: 污染光环 抑或 污染天堂?图2㊀2000—2019年CO 2排放的主要影响因素对上述变量进行统计描述,结果如表1所示㊂表1 变量的描述性统计变量(符号,单位)均值标准差最小值最大值观测值二氧化碳排放量(ln CO 2,万吨)总体10.2330.7057.80211.924N =600组间0.5348.96511.176n =30组内0.4698.35511.985T =20外商直接投资(ln fdi ,千美元)总体15.189 2.4627.93019.910N =600组间 2.3499.96319.458n =30组内0.84912.54117.439T =20地区生产总值(ln gdp ,亿元)总体8.760 1.063 5.57511.172N =600组间0.901 6.59210.344n =30组内0.5877.5089.780T =2014重庆工商大学学报(社会科学版)第40卷续表1变量(符号,单位)均值标准差最小值最大值观测值技术进步(tech,亿元/万吨标准煤)总体0.8350.4330.088 2.501N=600组间0.3570.251 1.518n=30组内0.2530.108 1.817T=20经济结构(S,%)总体0.4290.0800.1600.620N=600组间0.0690.2240.529n=30组内0.0430.2350.538T=20㊀㊀数据来源:国家统计局㊁EPS数据平台,并由作者整理得到㊂四、实证结果用全国样本和东部㊁中部㊁西部的地区样本分别对式(2)进行估计,得到我国FDI与二氧化碳排放量的动态关系,并检验其在地区之间的异同㊂(一)面板单位根检验ARDL对于I(0)和I(1)的变量都可以进行估计和检验,所以首先进行单位根检验㊂但面板ARDL 模型的单位根检验不同于时间序列数据ARDL模型,各省份的面板数据可能由于某种共同作用而表现出相关性,故在进行单位根检验时先进行截面相关性检验㊂若存在截面相关,则传统的LLC检验和PP等失效,需要使用考虑截面相关因素的Pesaran-CADF检验(Pesaran2007)[23]㊂首先进行界面相关性检验(Pesaran-CD检验),原假设为不存在截面相关㊂检验结果如表2所示,表中无论是全国样本还是分地区样本,均在1%的显著性水平下强烈拒绝不存在截面相关的原假设,认为具有截面相关性㊂故应该选取截面相关的面板单位根检验(Pesaran-CADF检验)来检验单整过程是否超过1阶,检验结果见表3㊂该检验的原假设是具有单位根,由表中结果可知,虽然有些变量并不平稳,但所有的差分项都拒绝了原假设,认为这些变量可以满足面板ARDL模型的要求㊂表2 截面相关性检验变量Pesaran-CD检验全国样本东部地区中部地区西部地区ln CO227.29∗∗∗10.88∗∗∗8.50∗∗∗13.99∗∗∗ln fdi62.78∗∗∗31.50∗∗∗20.75∗∗∗11.79∗∗∗ln gdp93.07∗∗∗33.10∗∗∗23.63∗∗∗33.10∗∗∗tech70.85∗∗∗31.35∗∗∗22.91∗∗∗15.04∗∗∗S45.42∗∗∗21.19∗∗∗10.29∗∗∗20.66∗∗∗㊀㊀注:∗㊁∗∗㊁∗∗∗分别表示在10%㊁5%㊁1%的显著性水平下显著24第2期张文爱,罗润万:FDI的环境效应: 污染光环 抑或 污染天堂 ?表3㊀面板单位根检验pesaran-CADF检验变量全国样本东部地区中部地区西部地区ln CO2-1.618-2.938∗∗-1.758-2.626әln CO2-2.772∗∗∗-3.199∗∗∗-3.298∗∗∗-2.859∗∗ln fdi-1.285-0.745-1.176-1.540әln fdi-2.174∗∗∗-2.187∗-3.640∗∗∗-2.836∗∗∗ln gdp-2.227∗∗∗-2.1.2-2.626∗∗∗-2.332∗∗әln gdp-2.095∗∗-2.200∗∗-2.688∗∗∗-2.210∗tech-2.950∗∗∗-3.313∗∗∗-3.536∗∗∗-2.752∗әtech-3.351∗∗∗-2.670∗∗∗-3.729∗∗∗-3.469∗∗∗S-1.567-2.044-1.867-2.210әS-2.913∗∗∗-2.778∗∗∗-2.430∗∗-3.458∗∗∗㊀㊀注:∗㊁∗∗㊁∗∗∗分别表示在10%㊁5%㊁1%的显著性水平下显著(二)协整检验为判断变量之间是否存在长期关系,需要对变量做协整检验㊂只有存在协整关系,我们估计的长期系数及误差修正项才有效,进而可以估计短期系数㊂本文使用Pedroni(1999)[24]的方法,对模型中变量进行协整检验,检验的原假设为所选变量之间不存在协整关系㊂表4进一步列出了Pedroni协整检验的三种不同检验统计量的值,其中全国地区和东部地区的三种检验统计量都显著地拒绝原假设,说明变量之间存在长期关系,中部地区调整的pp检验统计量和pp检验统计量显著,西部地区三种检验统计量中pp检验和ADF检验的t值不显著,只有调整的pp检验t值显著㊂模型对全国地区和东部地区的拟合结果是最好的,而中部地区和西部地区的拟合结果次之㊂表4㊀协整检验统计量全国地区东部地区中部地区西部地区Modified Phillips-Perron t 3.854∗∗∗ 1.842∗∗ 2.111∗∗ 3.054∗∗∗Phillips-Perron t-2.210∗∗-3.014∗∗∗-1.333∗0.697Augmented Dickey-Fuller t-2.051∗∗-2.639∗∗∗-1.090-0.182㊀㊀注:∗㊁∗∗㊁∗∗∗分别表示在10%㊁5%㊁1%的显著性水平下显著(三)FDI影响碳排放的实证结果在估计模型之前还要选择面板ARDL的最优滞后阶数,现有最优滞后阶数选择有赤池信息准则(AIC准则)和斯瓦茨贝叶斯准则(SBC准则)㊂前人根据蒙特卡多模拟发现,在ARDL模型中,SBC准则更优(Pesaran2001),故本文用SBC方法选择最优滞后阶数㊂通过SBC准则确定模型(2)中各变量在全34重庆工商大学学报(社会科学版)第40卷国地区㊁东部地区㊁中部地区和西部地区的滞后阶数,选取最大滞后阶数为2,并依次估计所有模型,将SBC最小的模型作为最优模型,最终选择全国地区㊁东部地区㊁中部地区和西部地区的最优模型为ARDL(1,1,1,1,1)㊂在确定好滞后阶数之后,对模型进行估计㊂Pesaran等(1999)[25]提出了一种混合组群平均数估计法(Pooled Mean Group,PMG),可以用来估计面板ARDL模型㊂该估计方法允许不同组之间的截距项㊁短期系数和随机扰动项是不同的,但不同组之间的长期系数应该是一致的㊂该估计方法还有一个优点,它可以削弱变量内生性对模型估计系数影响㊂模型估计结果如表5所示㊂表5㊀模型长期系数估计结果全国东部中部西部ln fdi-0.178∗∗∗0.213∗∗-0.497∗∗∗-0.0401(0.0510)(0.0913)(0.138)(0.0511)ln gdp0.572∗∗∗0.932∗∗∗ 1.151∗∗∗0.508∗∗∗(0.0894)(0.142)(0.244)(0.117)tech-1.270∗∗∗-0.337∗-1.829∗∗∗-1.889∗∗∗(0.148)(0.189)(0.203)(0.543)S-1.617∗∗ 1.843-3.523∗∗∗-6.812∗∗∗(0.778)(1.219)(0.802)(1.467)㊀㊀注:括号中的数值为标准差㊂∗p<0.1,∗∗p<0.05,∗∗∗p<0.01表6㊀能源效率方程短期系数估计结果全国东部中部西部EC t-1-0.312∗∗∗-0.381∗∗∗-0.510∗-0.331∗∗∗(0.0734)(0.101)(0.282)(0.0877)D.ln fdi0.0695-0.05910.1670.0923∗∗(0.0434)(0.0809)(0.221)(0.0428)D.ln gdp-0.965 1.731-1.912-0.480(0.884)(1.127)(2.138)(1.051)D.tech-0.914-0.09280.536-1.638(0.636)(0.745)(0.777)(1.557)D.S-1.555-2.111-2.298-1.537(1.095)(2.503)(2.275)(2.281)_cons 3.157∗∗∗-1.209∗∗∗ 5.649∗ 3.568∗∗∗(0.750)(0.397)(3.107)(0.905)㊀㊀注:括号中的数值为标准差㊂∗p<0.1,∗∗p<0.05,∗∗∗p<0.0144第2期张文爱,罗润万:FDI的环境效应: 污染光环 抑或 污染天堂 ?其误差修正项EC的系数t检验的统计量都显著,系数都为负,且在全国样本㊁东部地区㊁中部地区和西部地区样本下分别为-0.312㊁-0.381㊁-0.510和-0.331,表明模型存在反向调节机制,模型中上一期各变量对ln CO2的长期偏离会对当期ln CO2变量进行反向调节,且上一年长期均衡的偏离在当年调整的速度较快㊂从表5的估计结果可知,模型的长期系数在全国样本和我国东部地区㊁中部地区下都很显著,只有东部地区的产业结构变量和西部地区的ln fdi变量没有通过10%的显著性水平,且所有样本FDI对二氧化碳排放的长期影响具有明显的地区差异㊂长期来看,在全国样本下,FDI可以达到减排的目的,实证支持了 污染光环堂 假说;且在全国样本下,FDI每增加1%,我国碳排放量平均减少0.178%㊂分地区来看,FDI对中部地区的减排效果最为明显,FDI每增加1%,中部地区的碳减排可以达到0.497%;其次为西部地区,只有0.04%,且不太显著;中部地区FDI对二氧化碳排放的影响为正向促进,支持了 污染天堂 假说㊂地区生产总值对二氧化碳排放的长期影响在全国样本和我国东部地区㊁中部地区㊁西部地区样本下都显著为正,表明近年来随着我国经济的高速增长,经济规模的不断扩大,二氧化碳排放也不断增加,二氧化碳排放的规模效应为正,与前人的研究一致;且不同地区生产总值对二氧化碳排放的长期影响在中部地区最大,其次是东部地区,最后为西部地区㊂技术进步即能源使用效率对二氧化碳排放的长期影响在所有样本下都显著为负,表明技术进步使我国及各地区的能源使用效率提高,达到节能减排的目的,二氧化碳排放的技术进步效应显著为负,与已有研究一致㊂技术进步的影响在不同地区也有显著的差异,其中西部地区最高,为-1.889;中部地区次之,为-1.829;东部地区系数只有其他地区的20%不到,为-0.337㊂东部地区碳排放的技术进步效果低下是导致FDI在东部地区出现 污染天堂 现象的可能原因㊂产业结构对二氧化碳排放的影响在全国地区㊁中部地区以及西部地区显著为负,但在东部地区为正,且不太显著;二氧化碳排放的产业结构效应在大多数地区显著为负,已有研究中结构效应符号也各有差别,与本文研究相符㊂其系数在东部地区为正,且不显著;在其他地区显著为负,且减排效应在西部地区最大,中部地区次之㊂从表6的估计结果可知,模型中只有西部地区外商直接投资对碳排放的短期影响显著为正,其他地区的所有变量短期效应均不显著,说明外商直接投资在全国样本和东部地区㊁中部地区对碳排放主要具有长期效应,而在西部地区主要具有短期效应,且显著为正㊂而对碳排放影响的规模效应㊁技术进步效应和结构效应都体现为长期影响而不存在短期影响㊂(四)机制检验根据Dumitrescu和Hurlin(2012)[26]的方法,通过格兰杰因果检验对二氧化碳排放的格兰杰原因㊁外商直接投资的格兰杰原因和外商直接投资是否为其他变量的格兰杰原因进行检验,在此仅对全国样本进行检验㊂结果见表7㊂表7 格兰杰因果检验结果变量z-bar p-value z-bartilde p-value碳排放ln CO2的格兰杰原因ln fdi 3.5193∗∗∗0.0004 2.3213∗∗0.0203 ln gdp 1.17010.24200.48270.6293 tech0.30590.7597-0.19360.8465 S 2.4506∗∗0.0143 1.48490.137654续表7变量z -bar p -value z -bartilde p -value 外商投资ln fdi的格兰杰原因ln CO 24.9203∗∗∗0.0000 3.4177∗∗∗0.0000ln gdp 9.3233∗∗∗0.0000 6.8636∗∗∗0.0000tech 11.365∗∗∗0.00008.4617∗∗∗0.0000S 10.503∗∗∗0.00007.7869∗∗∗0.0000ln fdi 是否为其他变量为的格兰杰原因ln gdp 52.871∗∗∗0.000040.945∗∗∗0.0006tech 21.034∗∗∗0.000016.029∗∗∗0.0000S 19.073∗∗∗0.000014.494∗∗∗0.0000在对碳排放的格兰杰原因的检验中,原假设为各个变量不是ln CO 2的格兰杰原因,表7给出了两种统计量的值以及他们的p 值,可知在5%的显著性水平下外商直接投资㊁GDP ㊁技术进步和产业结构四个变量中只有外商直接投资是二氧化碳排放的格兰杰原因,其余都不是;对产业结构变量的检验中,只有一个统计量通过了显著性检验,可以认为产业结构在一定程度上是碳排放的格兰杰原因㊂在对外商直接投资的格兰杰原因的检验中,在5%的显著性水平下,二氧化碳排放㊁GDP ㊁技术进步和产业结构都是能源使用效率的格兰杰原因㊂在对外商直接投资是否为各个变量的格兰杰原因的检验中,在5%的显著性水平下,外商直接投资分别为GDP ㊁技术进步和产业结构的格兰杰原因㊂由于模型短期效应几乎不显著,所以结合ARDL 在全国样本下的长期系数估计结果和格兰杰因果检验结果,可得如图3所示的因果关系㊂图3㊀FDI 对碳排放的影响机制:长期效应与因果关系由图3可知,外商直接投资与二氧化碳排放之间具有双向的因果关系,而其他变量不是二氧化碳排放的原因;且其他变量与外商直接投资互为格兰杰因果关系,即其他变量可以通过外商直接投资的传导影响碳排放,从而体现为FDI 对碳排放的规模效应㊁技术进步效应和结构效应㊂三种效应的符号与本文第三部分有关FDI 对碳排放影响机制的理论推导完全一致,故格兰杰因果检验结果为FDI 的环境效应提供了实证依据㊂五、主要研究结论与政策建议(一)主要研究结论FDI 对碳排放的长期影响在全国和中部地区样本下显著为负,具有明显的减排效果,结论支持了 污染光环 假说;西部地区FDI 对碳排放的长期影响系数也为负,但不太显著;而东部地区FDI 对碳排放的。

环境规制绩效及其影响因素的实证分析

环境规制绩效及其影响因素的实证分析

环境规制绩效及其影响因素的实证分析原毅军;苗颖;谢荣辉【摘要】By employing panel data of China's 30 provinces during the period of 1999 to 2011 , this paper applies DEA model , to measure the efficiency of environmental regulation . Further we use the panel data model to empirically analyze its influencing factors . The results show that during 2000 to 2011 , the efficiency of China's environmental regulation manifests a gradually increasing trend with some fluctuations . Especially after 2006 , this increasing trend tends to be steady . When it comes to the regional level and provincial level , there shows a large difference . The results of panel data regressive analysis indicate that there are many influencing factors which would have a significant effect on the efficiency of environmental regulation . Specifically , the economic development level and FDI are both posi-tive factors , while environmental protection intensity and education have a negative effect on the efficiency .%本文选取1999~2011年中国30个省份的相关面板数据 ,首先运用DEA模型对中国环境规制的绩效进行了测算 ,继而运用面板回归模型实证分析了规制绩效的影响因素.研究结论表明 :2000~2011年间 ,全国样本的环境规制绩效虽有波动 ,但总体呈逐年增长趋势 ,特别是2006年以后 ,增长趋势趋于稳定 ;就区域和省际层面而言 ,则表现出较大的差异性.面板回归分析的结果表明 ,影响环境规制绩效的因素较多 ,其中经济发展水平和外商直接投资成为促进环境规制绩效提高的积极因素 ,而环保力度和受教育水平则不利于规制绩效的提高.【期刊名称】《工业技术经济》【年(卷),期】2016(035)001【总页数】6页(P92-97)【关键词】环境规制绩效;DEA模型;Malmquist指数;人均GDP;FDI;工业污染治理投资;受教育水平【作者】原毅军;苗颖;谢荣辉【作者单位】大连理工大学,大连 116024;大连理工大学,大连 116024;大连理工大学,大连 116024【正文语种】中文【中图分类】F424.1改革开放以来,中国经济取得了举世瞩目的成就。

环境规制对FDI影响实证论文

环境规制对FDI影响实证论文

环境规制对FDI的影响的实证研究中图分类号:f224 文献标识:a 文章编号:1009-4202(2011)05-022-02摘要本文利用1999-2008年我国28个省市自治区的面板数据,分整体和区域讨论了环境规制对外商直接投资的影响,检验结果表明,环境规制在整体样本中对外商直接投资有抑制作用,并且在经济较不发的西部地区环境规制的负效应更加显著,说明“污染者天堂”假说在我国是成立的。

当然,外商直接投资主要还是由经济发展程度、劳动力成本、基础设施、人力资本等共同作用的结果。

关键词环境规制外商直接投资面板数据中国改革开放30年来,利用外资规模迅猛增加。

外商直接投资被认为是我国经济增长和工业化的重要引擎。

fdi为我国经济增长形成财富积累效应、就业机会、先进的技术和管理等正效应。

但不能只关注fdi的正效应方面,它与环境之间的关系也不容忽视。

目前我国三分之二的大城市空气质量不达标和90%以上的城市水污染严重。

众所周知,如果两国存在自由贸易,两国在进行产品生产时,实行环境标准较低的国家相对于实行环境标准较高的国家,治理环境的支出较低,则产品成本也较低,因此为了追求利润最大化的厂商则会设法将产品转移到环境标准较低的国家进行生产。

这就是“污染者天堂”假说。

因此,本文引入环境管制变量在我国是否存在“污染者天堂”现象,即环境规制对外商直接投资的影响如何?一、研究现状fdi和环境规则之间关系的分析大致分为三类:州或者省级层面、产业层面和国家层面。

levinson(1996a)基于州的层面研究,得出在美国在各个州之间采取环境规制与fdi的区位选择几乎没有的关联性。

levinson (1996b)在美国也发现只有六分之一的指标显示环境规则对于fdi 投入的工厂的区位有影响,但是这种影响也是很小。

eskeland 和 harrison(2003)基于产业层面来检验在墨西哥、委内瑞拉、摩洛哥和科特迪瓦的fdi环境效应,结果表明污染治理成本在决定fdi在一个国家得制造业之间的分布没有显著的作用;而且他们还得出fdi和空气工业密集型产业之间存在正相关的关系,但是fdi和水污染物和固体污染物的排放密度之间存在负相关关系。

外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析

外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析

外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【摘要】本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.利用1996-2016年的数据进行单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、建立误差修正模型,以衡量我国外商直接投资对经济增长的支持程度.选取国内生产总值GDP、外商直接投资FDI、国内固定资产投资额K和劳动人口L为研究指标进行分析,得出结论:我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对GDP有显著的正面效应;外商直接投资与经济增长互为Granger原因.在此基础上,针对我国外商直接投资与经济发展过程中存在的问题,提出相应的政策建议.【期刊名称】《赤峰学院学报(自然科学版)》【年(卷),期】2017(033)022【总页数】4页(P84-87)【关键词】外商直接投资;单位根检验;协整检验;格兰杰因果检验【作者】宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【作者单位】合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601【正文语种】中文【中图分类】F120.4随着对外开放程度日益扩大和国际经济的日益全球化,我国经济在发展过程中保持稳定较快且持续态势,然而经济增长已离不开外商直接投资(FDI)的必要支持.我国作为最大的发展中国家,经济改革的不断深化,体现了FDI如何推动我国经济稳定且快速发展.FDI不仅可以推动技术进步、弥补资本形成不足,更是在促进就业、增加税收等方面具有重要意义.因此为了促进我国经济健康快速的发展,势必将FDI所具有的积极作用发挥出来.外商直接投资对于我国经济的影响一直是学术界关注的焦点问题且已取得丰富的研究成果,总体可分为以下两个方面:DeGregorio(1992)对拉美12个国家36年的数据进行统计分析,得出FDI对这些国家的GDP有显著的正向影响;Balasubramanyam等(1996)认为印度和中国实施的出口导向战略可有效利用外资促进经济的发展;Abende-Nabende,J.L.Ford(1998)以台湾为例分析了外商直接投资对GDP的推动作用;DeMello(1999)认为FDI有效的补充了经合组织和非经合组织国家资本的不足,从而促进了经济增长.沈坤荣、耿强(2001)以内生增长模型为基础,选取我国1987-1998年省级面板数据进行回归分析,得到FDI的增长能促进GDP的增长;叶莉、郭继鸣(2004)从内生技术进步层面研究,得出外商直接投资对GDP的增长有至关重要的作用;贺红波、屠新黍(2005)分析得出外商直接投资与经济增长之间存在长期共存关系.大多学者认为,发达国家FDI净溢出效应显著为正,而发展中国家则不显著甚至为负.L.P.King与B.Varadi(2002)研究发现外商直接投资对GDP短期存在促进作用,长期存在阻碍作用;Chung Chen,Yimin Zhang(1995)得出1978年之后,外商直接投资对我国GDP有推动作用,而张诚、赵奇伟(2006)以京津冀1980-2003年数据为对象,研究得出以1995年为拐点,FDI溢出效应逐渐消失,且与GDP增长存在显著负相关;江锦凡(2004)研究FDI对GDP增长的影响中,发现同时存在资本效应和外溢效应;曹裕等(2008)研究得出中部地区GDP与FDI 不存在长期共存关系,经济增长的主要动力仍来自国内投资;程鹏、柳卸林(2010)从资本形成的角度研究FDI对不同地区GDP分别存在短期和长期效应. 近年来,少有学者对宏观数据进行分析,而FDI的净溢出效应是不断变化的;建立ECM(误差修正)模型的研究也寥寥无几,因而本文研究FDI对我国经济的影响具有一定的理论和实际意义.本文选取的样本区间为1996-2016年,其中G表示国内生产总值、F表示外商直接投资的年流入量、K表示国内固定资产投资总额、L表示劳动力人口,数据来源《中国统计年鉴》,美元兑换人民币汇率来自中国人民银行网站,折算出年度汇率.由于对时间序列数据进行自然对数变换不仅能够消除异方差,而且可以避免因数据变化带来的剧烈波动,使得研究结果更加精确,因此在分析中对各变量进行取对数处理,分别记为lnG、lnF、lnK与lnL.对所选指标做出如下假设:1.选择采用lnG表示国内生产总值(GPD)的自然对数值.由经济模型中存在的相关因果关系可知,国内生产总值(GDP)的自然对数值lnG为被解释变量,其余三个变量lnF、lnK与lnL为解释变量.2.选择采用lnF表示外商直接投资(FDI)年流入量的自然对数.由相关理论可知,GDP的自然对数值lnG与lnF之间存在正相关关系,也即表明若增加FDI的年流入量,则GPD也将被正向促进.3.选择采用lnK表示国内固定资产投资总额的自然对数值.由相关理论可知,GPD 的自然对数值lnG与lnK之间存在正相关关系.4.选择采用lnL表示劳动力人口的自然对数值.由相关理论可知,GPD的自然对数值lnG与lnL之间存在正相关关系.本文以内生增长理论为基础,建立柯布-道格拉斯生产函数;以国内生产总值(GDP)为被解释变量,外商直接投资(FDI)、国内固定资产投资和劳动力作为解释变量,其函数关系式如下:在上式中,A代表技术进步系数;而希腊字母α、β、γ代表偏弹性系数.对公式两边取对数得线性化函数如下:为了研究取对数后得到的线性化函数中4个变量之间的具体关系,先对4个序列进行时序图分析,分析结果如下:由上图看出随着时间的变化各变量都存在不断增长的趋势,且变动的方向和步调较为一致,由此判断它们之间具有一定的共同趋势性.在计量分析时,变量的平稳性是基本要求之一,如果模型中含有非平稳序列,基于传统计量方法的估计和检验都没有意义,其推断的结论也可能是错误的.因而下面通过单位根检验来判断数据的平稳性.为防止出现“伪回归”,保证模型的有效性,首先进行单位根检验.单位根过程是非平稳过程,进行单位根检验时的原假设是变量序列存在单位根.本文用Augmented Dickey-Fuller检验各个时间序列的平稳性进行检验,检验结果如下表:检验结果看出,变量序列lnG、lnF、lnK、lnL的ADF值均大于对应的5%临界值,说明这些序列均不具有平稳性,接着需要对变量序列进行一阶差分,然后再分别对其进行单位根检验;一阶差分序列的ADF统计量依然都比对应的临界值要大,还需继续进行二阶差分处理;二阶差分序列的ADF值明显小于对应的5%临界值,表明二阶差分序列均能够拒绝“存在单位根”的原假设,即不存在单位根.因此,变量序列lnG、lnF、lnK、lnL全都属于二阶单整序列,满足协整分析的条件,可以继续进行协整检验.在研究中发现,虽然有些序列自身的变化是非平稳的,但序列彼此之间却存在十分密切的长期均衡关系,即协整关系.协整的经济意义在于每个变量虽然具有各自的长期波动规律,但若是协整的,则它们之间必然存在着一个长期稳定的比例关系.本文考察多变量间的协整关系,故采用Johansen协整检验法进行检验,考虑到lnF、lnK、lnL要素对于lnG的促进作用一般具有滞后性,对其进行了一阶滞后处理,迹检验结果如下表所示:从检验结果可以看出,在5%的显著性水平下拒绝了没有、至少1个、至少2个和至少3个的原假设,不能拒绝至少4个的原假设,所以各个变量之间具有三个协整关系,可以认为我国的外商直接投资与其他几个变量之间存在长期稳定的均衡关系.进一步对变量的协整关系进行分析有效,提取标准化协整向量,可以得到如下结果:将协整方程写成数学表达式如下:经检验这个协整方程式是显著的,从以上协整关系可以看出,尽管LNG、LNF、LNK、LNL尽管都是不平稳的,但它们的线性组合却存在长期稳定的均衡关系.可以看出我国外商直接投资(FDI)、国内固定资产投资(K)和劳动人口(L)对我国经济增长均呈现明显正相关关系.从以上协整检验结果可以看出FDI与我国经济增长存在长期稳定的均衡关系,然而这种均衡关系是否能够构成因果关系,就需要通过格兰杰因果检验来验证,即检验外商直接投资、固定资产投资、劳动人口和GDP之间是否存在格兰杰因果关系.但是需注意的是:如果变量之间有协整关系,则至少存在一个方向上的格兰杰原因;反之,在不存在协整关系的情况下,任何原因的推断都将是无效的,检验结果如表4所示:从表4可以看出,我国外商直接投资是我国经济增长的Granger原因,经济增长也是外商直投资的Granger原因;说明我国GDP的增长依赖于FDI的存在,FDI 会通过技术溢出和资本溢出促进经济增长,同时我国经济的发展也对吸引外商直接投资产生了很大的作用.而lnK和lnG呈现互为促进、互为引导的双向因果关系;lnL和lnK呈现单向因果关系,lnL有着促进lnG变化的作用,但lnG则不能反作用于lnL;lnK、lnL是lnF的格兰杰原因,我国就业人数的增加、固定资产投资的增加也可以吸引更多的外商直接投资来我国建设生产基地,推动我国外商直接投资的利用水平.虽然我国外商直接投资与经济发展存在长期稳定的均衡关系,但是从短期来看,可能会出现一些误差,因而本文选择误差修正模型来分析变量之间的关系,以提高模型的精度.结果分析如下所示:根据上表数据,得到误差模型的修正结果如下:误差修正项反映了当变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时,它将其调整到均衡状态的程度,即对偏离长期均衡的调整力度.从上式结果看出,当短期波动偏离长期均衡1%时,误差修正项将以0.813%的力度作反方向的修正,将非均衡状态修正到均衡状态.本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,选取1996—2016年的数据,分别运用单位根检验、协整检验、格兰杰检验和误差修正模型,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.结果表明,我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对我国GDP有显著的正面效应;Granger因果关系检验结果表明,我国外商直接投资与我国经济增长互为Granger原因,即引进外商直接投资能够推动我国经济的增长,而经济增长后,反过来能够吸引更多的外商投资,进而形成了一种交替促进、良性循环的状况. 针对以上分析,提出以下建议:建立健全相关的法律法规,同时对我国的外资政策重新考量,使政策和现状保持统一,以便做到及时调整;出台相关政策筛选出高质量的外商直接投资企业;完善人才培养制度,从外资企业吸收借鉴先进技术,提高自身技术水平;优化外商投资结构,促进产业结构调整;改善投资环境,提高人力资本存量.【相关文献】〔1〕曹伟.外商直接投资对我国经济增长影响的实证分析[J].世界经济研究,2005(8):39-43. 〔2〕刘文勇,蒋仁开.FDI对我国经济发展影响的实证分析与政策建议[J].经济理论与经济管理,2006(4):21-26.〔3〕康晓剑.FDI对山西省经济增长的计量分析[J].工业技术经济,2008,27(6):69-71. 〔4〕翟勍,谢富纪.外商直接投资对我国经济影响效应的实证研究[J].科学技术与工程,2009,9(2):487-490.〔5〕张婧,马仁峰,王能洲.基于计量经济学模型的FDI对经济增长的影响分析[J].经济论坛,2009(13):84-86.〔6〕孔凡文,才旭,于淼.格兰杰因果关系检验模型分析与应用[J].沈阳建筑大学学报,2010,26(2):405-408.〔7〕张晓婧.我国经济增长的影响要素分析[J].我国市场,2013(41):117-133.〔8〕李颖.外商直接投资对安徽省经济影响的实证分析[J].经济论坛,2015,9(9):35-41. 〔9〕庞浩.计量经济学[M].北京:科学出版社,2015.〔10〕Yan Liang.Does Foreign Direct Investment Provide Desirable Development Finance?The Case of China[J].Chinaamp;World Economy,2007,(2):104-120.。

环境规制对制造业技术创新影响的实证研究

环境规制对制造业技术创新影响的实证研究

摘要:基于2003—2017年34个制造业分行业的面板数据,实证分析了环境规制对于制造业技术创新的影响方向和程度。

结果表明:环境规制在制造业技术创新中具有显著的积极作用,且是稳健的。

门槛效应检验发现,当门槛值小于0.5528时,提升环境规制强度对技术创新能力有显著促进作用,当门槛值越过0.5528时,虽然仍为正值,但却不显著,这说明环境规制对技术创新能力的影响并非单调递增(减)。

因此,必须合理制定环境规制强度,这样才能有效发挥其对我国制造业的技术创新能力的积极影响。

关键词:环境规制;技术创新;门槛效应中图分类号:F062.2文献标识码:A 文章编号:1003-8477(2021)05-0093-07作者简介:李颖(1971—),女,博士,安徽大学经济学院副教授。

(安徽大学经济学院,安徽合肥230601)环境规制对制造业技术创新影响的实证研究李颖湖北社会科学2021年第5期一、文献综述长期以来,粗放型经济发展模式给我国资源和环境带来了沉重的负担,通过环境规制可以改善生态环境,因此,环境规制引发的技术创新越来越受到社会各界的关注。

1991年,Porter [1](p95-117)提出了著名的“波特假说”,认为适当的环境法规将会给企业技术创新带来刺激,从而使得企业成本降低,产品质量提高,提高国内企业在国际市场上的竞争优势。

“波特假说”提出之后,立刻引起了社会各界浓厚的兴趣,围绕这一假说,学者们展开了广泛的研究。

其中,主要观点有以下几种。

(一)环境规制对绿色技术创新具有积极的影响。

在“波特假说(Porter hypothesis )”提出之后,Van der linde (1995)[2](p97-118)指出合理制定的环境标准可以触发创新抵消,使企业能够提高资源生产率。

补充和完善了环境规制会正向影响创新活动的相关理论。

曾凡银和冯宗宪(2000)[3](p96-101)研究发现发达国家拥有较高的环境规制标准,那些环境规制指标较低的发展中国家为了打开国际市场,将会强化本国环境规制的力度,促进企业的技术创新。

FDI对我国制造业转型升级的影响研究——基于省级面板数据的实证分析

FDI对我国制造业转型升级的影响研究——基于省级面板数据的实证分析

收稿日期:2020-09-01作者简介:吴文洁,女,陕西铜川人,西安石油大学陕西(高校)油气资源经济管理研究中心教授,硕士生导师,研究方向:产业经济与环境经济。

基金项目:陕西省教育厅科研计划资助项目“西安市碳排放峰值预测与控制措施研究”(18JT010);陕西省社会科学基金项目资助“陕西省工业碳排放驱动因素、碳锁定及解锁路径研究”(2019D043);西安石油大学研究生创新与实践能力培养项目(YCS19212072)。

FDI对我国制造业转型升级的影响研究———基于省级面板数据的实证分析吴文洁1,2 张燕飞2 王 瑜2(1.西安石油大学陕西(高校)油气资源经济管理研究中心,陕西西安710065;2.西安石油大学经济管理学院,陕西西安710065)摘 要:我国高技术制造业吸引投资增速较快,FDI的流向正在发生变化,基于2004—2016年我国30个省(市)分地区面板数据构建了FGLS模型,通过实证研究发现:从全国层面来看,FDI对制造业转型升级的影响显著,表明FDI能有效助推制造业转型升级;从分地区层面来看,FDI能够有效助推东部地区制造业转型升级,但却阻碍了中、西部地区制造业的转型升级。

现阶段,我国中西部地区吸引的多是低技术FDI,不利于制造业的长期发展。

我国应采取多种措施来吸引高技术FDI,助推制造业顺利实现转型升级。

关键词:FDI;制造业;转型升级中图分类号:F424 文献标识码:A 文章编号:1008-5645(2021)01-0010-06 0 引 言随着人口红利优势的逐渐消失,劳动力成本不再成为我国企业的竞争优势,我国目前要解决的难题是突破制造业的发展瓶颈。

而制造业实现顺利转型却受到多种因素的影响,学术界关于FDI对制造业转型升级的影响效果观点不一致:有人认为,FDI会带来大量的资金和先进技术,促进制造业的转型升级;有人认为FDI会在一些层面上带来负面影响,从而不利于制造业的转型升级。

FDI对制造业转型升级的影响一直是学者们讨论的焦点问题。

FDI对我国生态环境的影响综述

FDI对我国生态环境的影响综述

FDI对我国生态环境的影响综述作者:王钰沛来源:《中国市场》2016年第30期[摘要]FDI对生态环境的影响备受关注,近年来专家学者利用不同的方法从不同的角度研究了FDI对环境的影响,得出不同的结论。

文章对这些观点进行整合得到:FDI对生态环境造成的影响依赖于一些影响因素的控制,研究FDI对生态环境的影响机制,合理规避不利因素,可以有效降低FDI对生态环境的负向影响。

[关键词]FDI;生态环境;微观机制[DOI]1013939/jcnkizgsc2016301831引言在全球强调可持续发展以及环境规制日益严厉的情况下,中国成为全球吸引外资最多的发展中国家(毕克新等,2014)。

作为“资本、技术、营销、管理的结合体”(ChengandKwan,2000)的外商直接投资(FDI)不仅弥补了国内经济发展过程中的资金缺口,还通过溢出效应带来了新的管理经验及技术,加快了区域产业结构调整和市场化进程,成为推动我国经济高速增长的重要引擎(钟昌标,2010)。

然而,国际直接投资具有“双刃剑”性质,其投资效应既有正效应也有负效应。

随着各国贸易与投资规模的扩大和环境污染的加剧,外商直接投资引入量和东道国环境的关系问题逐渐成为国际社会关注的焦点问题(陈建国等,2009)。

外商直接投资对我国的生态环境造成了怎样的影响,其影响环境的微观机制是什么,如何才能将FDI对环境的负向影响降到最低,合理规避不利影响?文章整合已有文献中分散的观点,对于FDI对环境的影响进行综述,以便为FDI与环境之间的关系研究提供更加全面、直观的理论依据。

2FDI对我国生态环境的影响现有文献中关于外商直接投资对环境污染影响盛行的一个观点是“污染天堂”假说。

国外不少学者对“污染天堂”假说进行了理论和实证研究(Smarzynska and Wei,2001;Keller and Levinson,2002;Dean,2000)。

也有一些学者的研究认为FDI的进驻并没有恶化东道国的环境质量,反而有利于改善区域环境污染(Antweiler et al,2001;Feng Helen Liang,2005;Jie He,2006)。

2015年国家社科基金面上项目

2015年国家社科基金面上项目

71573248面上项目我国低碳发展战略对我国各区域在全球产业链分工的影响研究中国科学院科技政策与管理科学研究所夏炎482016.01-2019.12尚未评估71573249面上项目基于自底向上与自顶向下的低碳经济政策统筹分析及优化模型方法研究中国科学院科技政策与管理科学研究所谭显春482016.01-2019.12尚未评估71573250面上项目制造业转移的污染排放格局响应过程、机理与调控——以泛长三角地区为例中国科学院南京地理与湖泊研究所赵海霞482016.01-2019.12尚未评估71573251面上项目资源环境约束下的中国经济增长效率测算与提升路径研究中国科学院数学与系统科学研究院邵燕敏492016.01-2019.12尚未评估71573252面上项目经济波动下矿区产业生态系统脆弱性机理、评价模型与恢复力提升研究中国矿业大学王德鲁482016.01-2019.12尚未评估71573253面上项目福利视角下的碳税政策建模与实证研究中国矿业大学许士春482016.01-2019.12尚未评估71573254面上项目2030年碳排放达峰目标视域下的我国区域碳市场模拟研究中国矿业大学董锋482016.01-2019.12尚未评估71573255面上项目煤炭价格波动机理及对我国实体经济的传导效应研究中国矿业大学丁志华482016.01-2019.12尚未评估71573256面上项目基于大数据挖掘的煤矿安全管理决策模型及仿真研究中国矿业大学李爽482016.01-2019.12尚未评估71573257面上项目基于市场导向的畜牧业标准化运行机理与绩效研究中国农业大学李秉龙482016.01-2019.12尚未评估项目批准号项目类别项目名称依托单位负责人金额起止年月总评71573258 面上项目基于居民健康福利视角的中国道路交通节能减排政策模拟及优化研究中国农业大学何凌云49 2016.01-2019.12尚未评估71573259 面上项目休闲农业、生态资源与乡土文化的互动机制及发展模式研究:以全国休闲农业与乡村旅游示范县为例中国农业大学米增渝51 2016.01-2019.12尚未评估71573260 面上项目中国氮磷物质流动耦合的动态网络分析和模拟中国农业科学院农业环境与可持续发展研究所陈敏鹏48 2016.01-2019.12尚未评估71573261 面上项目农户种植行为与农产品质量安全:从粗放到标准——水稻为例中国农业科学院农业经济与发展研究所吕新业48 2016.01-2019.12尚未评估71573262 面上项目土地流转背景下农地经营投资行为与耕地质量提升研究中国农业科学院农业经济与发展研究所吕开宇48 2016.01-2019.12尚未评估71573263 面上项目蔬菜价格时空传导机理及异地关联预警研究中国农业科学院农业信息研究所孔繁涛48 2016.01-2019.12尚未评估71573264 面上项目基于RIA分析框架下的中国食品安全监管体系评估及优化研究中国人民大学刘鹏43 2016.01-2019.12尚未评估71573265 面上项目多元目标下金融支农政策的选择性执行研究中国人民大学周立48 2016.01-2019.12尚未评估71573266 面上项目农村信仰结构变迁背景下的“家”“校”冲突与农民教育决策行为研究中国人民大学阮荣平47 2016.01-2019.12尚未评估71573267 面上项目新型城镇化背景下FDI区位迁移与我国城市群发展响应中国人民大学文余源50 2016.01-2019.12尚未评估项目批准号项目类别项目名称依托单位负责人金额起止年月总评71573268 面上项目人民币国际使用的最佳边界与金融风险管理中国人民大学何平49 2016.01-2019.12尚未评估71573269 面上项目专利引致创新的产业动态及社会福利效应研究中国人民大学杨利宏48 2016.01-2019.12尚未评估71573270 面上项目城市破坏性地震响应处置情景下应急医学救援风险评估研究—基于脆弱性视角中国人民解放军第二军医大学刘源48 2016.01-2019.12尚未评估71573271 面上项目企业动态视角下中国内需变动影响出口增长的机制及政策应对研究中国社会科学院世界经济与政治研究所高凌云47 2016.01-2019.12尚未评估71573272 面上项目互联网基础设施对中国经济发展及公民政治参与的影响中国社会科学院数量经济与技术经济研究所郑世林47 2016.01-2019.12尚未评估71573273 面上项目基于利益相关者博弈关系的可再生能源发电激励机制研究中国石油大学(北京)赵晓丽48 2016.01-2019.12尚未评估71573274 面上项目水资源资产负债表框架构建与政策应用研究中国水利水电科学研究院甘泓48 2016.01-2019.12尚未评估71573275 面上项目全球背景下人兽共患病防控体系衔接研究中国医科大学黄德生48 2016.01-2019.12尚未评估71573276 面上项目基于系统思考理论的乡村医生签约服务激励机制研究中国医学科学院朱坤44 2016.01-2019.12尚未评估71573277 面上项目城镇化路径选择对农村贫困影响的效应与机制研究——来自西南山区的证据中南财经政法大学吴海涛48 2016.01-2019.12尚未评估项目批准号项目类别项目名称依托单位负责人金额起止年月总评71573278 面上项目异质企业框架下贸易自由化的福利效应评估与福利增进型贸易政中南财经政法大学陈勇兵48 2016.01-2019.12尚未评估项目批准号项目类别项目名称依托单位负责人金额起止年月总评策研究71573279 面上项目旅游地社会责任对旅游者环境责任行为影响的传导机制研究中南大学粟路军48 2016.01-2019.12尚未评估71573280 面上项目社会化媒体下重大决策社会稳定风险传导路径与防控机制研究中南大学高山49 2016.01-2019.12尚未评估71573281 面上项目基于博弈论视角的我国食品行业监管模型与机制创新研究中南大学曹裕46 2016.01-2019.12尚未评估71573282 面上项目基于多重均衡与动态CGE模型的金属矿产开发补偿机制设计及政策模拟研究中南大学钟美瑞48 2016.01-2019.12尚未评估71573283 面上项目环境规制与企业生态技术创新激励:基于央地分权视角的理论与实证研究中南大学游达明49 2016.01-2019.12尚未评估71573284 面上项目资源约束下我国铝工业绿色管理机制设计研究中南大学成琼文48 2016.01-2019.12尚未评估71573285 面上项目临床医师胜任力模型的构建和实证研究---以县级综合医院急诊医师为例中日友好医院陈校云48 2016.01-2019.12尚未评估71573286 面上项目中国基础设施质量:决定机制、企业影响及最优配置中山大学张光南48 2016.01-2019.12尚未评估71573287 面上项目微观商品价格差异、边界效应与中国城市群经济协同发展研究中山大学黄新飞48 2016.01-2019.12尚未评估。

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本文首先通过一个二阶段的博弈模型考察地方政府 与外资企业双方在环境标准制定与生产决策时的交互作 得到关于地方环境规制与FDI水平的理论命题。 FDI水平的理论命题 用,得到关于地方环境规制与FDI水平的理论命题。其 次,把这一理论命题的检验与一类空间自回归模型相联 系并提出实证框架。最后,基于2003 2008年中国277个 2003年中国277 系并提出实证框架。最后,基于2003-2008年中国277个 地级城市构成的面板数据, 地级城市构成的面板数据,利用空间计量模型对理论命 题进行实证检验。 题进行实证检验。方法上不仅采用通常的极大似然估计 ,还首次采用Su&Yang(2008)建立的空间自相关模型的 还首次采用Su&Yang(2008) Su&Yang(2008)建立的空间自相关模型的 工具变量分位数回归方法, 工具变量分位数回归方法,以获得比均值回归更丰富与 微观的经验证据。 微观的经验证据。
表示单位产量企业治理污染的自身花费。 θ − e表示单位产量企业治理污染的自身花费。为使产量 qi 在任意 ei ≥ 0 时都为非负值,此处需假定市场规模 时都为非负值, 即满足: 大,即满足: (3)
ai 充分
ai ≥ 2max{cid + θid , cif + θi f }

从 (1)-(2)的表达式来看,两类企业具有相同结构的生产 (1)-(2)的表达式来看 的表达式来看, 函数。为体现这两类企业的不同, 函数。为体现这两类企业的不同,假定外资企业将所得利 润全部返还母公司。在考察政府的目标函数时, 润全部返还母公司。在考察政府的目标函数时,将地方政 府的总效用分解成正效用与负效用两个部分。 府的总效用分解成正效用与负效用两个部分。 其中正效用 对应于政府的基本职能,即使当地居民,包括消费者与生 对应于政府的基本职能,即使当地居民, 产者的福利最大化, 产者的福利最大化, (4) U i (qid , qif ) = (qid + qif ) 2 / 2 + π id (qid ) 。 (4)式等号右边的第一项是在线性需求函数下的消费者剩余 (4)式等号右边的第一项是在线性需求函数下的消费者剩余 ,第二项是本地内资企业的利润。外资企业把利润返还给 第二项是本地内资企业的利润。 在外国的母公司,没有利润计入当地福利。 在外国的母公司,没有利润计入当地福利。
Sept. 2010
一、引言
经济赶超的目标是否促使开放经济与自由贸易下的发展中国家的 地方政府通过竞相降低环境标准吸引外资企业落户, 地方政府通过竞相降低环境标准吸引外资企业落户,这是一个长 久以来在理论和实证上都备受争议的话题。 久以来在理论和实证上都备受争议的话题。
List & Co (2000),Xing & Kolstad(2002)认为这将诱发跨国企业为 2000) Kolstad(2002) 保持市场竞争力, 保持市场竞争力,主动避开高标准的环境管制而投资于环境管制水平 相对较低地区。 相对较低地区。 持不同看法是 Antweiler 等人(2001)利用44个国家的数据对贸易的环 等人(2001)利用44个国家的数据对贸易的环 境效应进行了分析, 境效应进行了分析,表明尽管宽松的环境管制使得排放密集的生产活 动从富裕的国家转移到贫穷的国家,但从全球来看, 动从富裕的国家转移到贫穷的国家,但从全球来看,国际贸易对环境 效应的正负结果难以评述。 效应的正负结果难以评述。 Wheeler(2001)认为,企业控制污染的成本其实是很低的, Wheeler(2001)认为,企业控制污染的成本其实是很低的,且贸易有 害环境论的观点并未考虑贸易带来的收入增长效应和技术转移效应。 害环境论的观点并未考虑贸易带来的收入增长效应和技术转移效应。 其他的如Levinson 1996) 其他的如Levinson (1996),Eskeland & Harrison (2003)等文献都 2003) 没有找到跨国企业落户地与东道国环境标准之间的显著相关性。 没有找到跨国企业落户地与东道国环境标准之间的显著相关性。
地方政府出于鼓励新的商业投资和促进经济增长的目的, 地方政府出于鼓励新的商业投资和促进经济增长的目的,常常把当 地环境标准设置得比邻近地区更为宽松,但是, 地环境标准设置得比邻近地区更为宽松,但是,从空间相关角度研 究这种做法内在动因的文献很少。 究这种做法内在动因的文献很少。
改革开放以来,FDI一直被认为是中国经济增长奇迹背后的基 改革开放以来 , FDI 一直被认为是中国经济增长奇迹背后的基 础性驱动因素。与此同时, 础性驱动因素。与此同时,国内环境质量的不断恶化也引发了 人们对于过度引进外资的担心。近年来, 人们对于过度引进外资的担心。近年来,已有不少文献对中国 是否已成为跨国企业的“ 污染避难所” haven)这 是否已成为跨国企业的 “ 污染避难所 ” (pollution haven) 这 一假设进行了实证检验, 一假设进行了实证检验,且基于中国数据的实证研究大多支持 污染避难所”的假说。 “污染避难所”的假说。 Ljungwang&Linde-Rahr(2005) 1987-1998年我国分省面板数 Ljungwang&Linde-Rahr(2005) 以1987-1998 年我国分省面板数 2005 据为样本的研究结果显示, 据为样本的研究结果显示,经济发展落后地区更倾向于以牺牲 环境为代价来吸引FDI FDI。 环境为代价来吸引FDI。 Dean等人 (2005) 在收集 1993-1996 年 2886 家外资制造企业调查 1993Dean 等人(2005) 在收集1993 1996年 2886家外资制造企业调查 等人 数据基础上的研究结果显示, 数据基础上的研究结果显示,中国较低水平的环境管制对港澳 台的资金具有吸引力,而对来自OECD国家的外资无影响。 OECD国家的外资无影响 台的资金具有吸引力,而对来自OECD国家的外资无影响。 Cole等人 (2007) 基于1998 2004年省级面板数据的研究也找到 1998Cole 等人(2007) 基于 1998-2004 年省级面板数据的研究也找到 等人 了类似的证据。 了类似的证据。
大多数以中国数据为基础的实证研究似乎支持“污染避难所” 大多数以中国数据为基础的实证研究似乎支持“污染避难所”的假 然而, 说。然而,迄今为止还没有文献从中国特殊的政治和财政体制视角 出发, 污染避难所”的假设作出判断并给出解释。 出发,对“污染避难所”的假设作出判断并给出解释。
国内学者夏友富(1999) 的研究表明, 国内学者夏友富 (1999)的研究表明 , 外商确实通过直接投 资渠道将国外淘汰的、严重污染环境的、 资渠道将国外淘汰的、严重污染环境的、禁止使用的产品 技术和设备转移到中国。杨海生等人(2005) 、技术和设备转移到中国。杨海生等人(2005)指出外资通 过产业转移和外部成本内部化的方式增强其国际竞争力, 过产业转移和外部成本内部化Байду номын сангаас方式增强其国际竞争力 , 将污染型产业或企业转移至环境标准设置较低的欠发达地 然而, 区。然而,还无文献从中国特殊的政治与财政体制出发对 污染避难所”的假设做出判断并给出解释。 “污染避难所”的假设做出判断并给出解释。 我们知道中国特殊的政治与财政体制所形成的地方分权激 我们知道中国特殊的政治与财政体制所形成的地方分权激 特殊的政治与财政体制所形成的 发了官员通过快速发展经济积累政治与财政竞争资本的冲 动;环境政策作为博弈工具在地方招商引资中的作用被不 断放大。 断放大。从而使得部分地区本来就很不协调的环境与经济 的发展关系更加恶化。 的发展关系更加恶化。
π id ( qid ) = ( ai − qid − qif ) qid − cid qid − (θid − ei ) qid , i = 1, 2,L , n π i f ( qif ) = (ai − qid − qif )qif − cif qif − (θ i f − ei ) qif , i = 1, 2,L , n
二、理论模型
(一) 一个二阶段博弈模型 个辖区的一个国家, i 考虑包含 n 个辖区的一个国家, = 1, 2,L, n 。每一个辖区拥有自己的 地方政府以及一个内资企业和一个外资企业。 地方政府以及一个内资企业和一个外资企业。企业在各自所在的辖区 内按产量展开竞争(古诺竞争 假定所有企业只生产一种产品, 古诺竞争)。 内按产量展开竞争 古诺竞争 。假定所有企业只生产一种产品,这种 q 其中, 代表市场规模, 产品具有线性的市场需求函数 = a − p ,其中 a 代表市场规模,p, q 分别表示价格与产量。企业的成本包含两部分,生产成本与治污成 分别表示价格与产量。企业的成本包含两部分, 且两部分成本都正比于产量。在以上假定下, 本,且两部分成本都正比于产量。在以上假定下,第 i 个地区的内资 企业与外资企业的利润函数可分别表示为: 企业与外资企业的利润函数可分别表示为:
(1) (2)
其中, 分别代表利润, 其中,π ,q 与c分别代表利润,产量与常数边际生产成本。所有带上 分别代表利润 产量与常数边际生产成本。 变量均与内资企业相联系, 标的 d 变量均与内资企业相联系,所有带上标 f 的变量均与外资企 业相联系。 表示单位产量的排污量, 业相联系。 > 0 表示单位产量的排污量,故而较小的 意味着企业 θ θ 拥有较清洁的技术。 是政府制定的排放标准, 拥有较清洁的技术。e 是政府制定的排放标准,较小的 e 意味着较严 厉的环境标准。 厉的环境标准。
负效用包括:第一,不受环境规制约束的那部分排放将进 负效用包括:第一, 入大气与水源形成污染进而损害当地居民福利;第二, 入大气与水源形成污染进而损害当地居民福利;第二,当 相邻辖区的居民福利提高时, 相邻辖区的居民福利提高时,由于地方政府之间的互相竞 可认为这不利于本地政府在政治竞赛中占优, 争,可认为这不利于本地政府在政治竞赛中占优,因而降 低了当地政府的效用。于是, 低了当地政府的效用。于是,我们把地方政府的效用函数 写成: 写成: (5) Bi = U i − λU i − D(ei ), i = 1, 2,K , n, , 其中 U 表示与 i 相邻政府正效用的平均。如按线性原则, 相邻政府正效用的平均。如按线性原则, i 可将 U i 写成 ∑ j ≠i wijU j ,其中空间权重系数 {wij }满足 wij ≥ 0 很明显, ,∑ j ≠i wij = 1, i, j = 1,..., n 。很明显,当某一 wij > 0 ,则意味着辖区 竞争对手之一。参数 λ 刻画了地方政府之间竞争性的强弱 竞争对手之一。 ,按定义应有 λ > 0 。 () 是污染负效用函数,满足 D′() > 0 。 D 是污染负效用函数,
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