FDI、經濟發展水平對環境污染的非線性效應研究
——基于中國省際面板數據的門限空間計量分析

（福州大學經濟與管理學院,福州 350116)

引 言

近幾年，中國開放的市場環境以及巨大的市場潛力吸引了大批外商的投資，中國已連續多年成為吸引外資最多的發展中國家。外商直接投資（FDI）不僅為中國的發展提供了巨大的資金支持，而且通過FDI的溢出效應為中國帶來了先進技術與管理經驗，加速了中國產業結構的優化升級，成為中國經濟高速發展的 “引擎”之一［1］。然而，伴隨著FDI到來的不僅是技術與經驗，同時還引發了資本流入國一系列的環境問題。此外，各地方政府 “重經濟發展，輕環境保護”的發展觀和政績觀，也導致中國整體環境質量的不斷下降。FDI、經濟增長與環境保護之間的協調問題愈發尖銳，引起了國家的高度重視。

1 國內外研究現狀

現有關于FDI對環境污染的影響，主要分為“看好派”和 “唱衰派”。 “看好派”認為FDI有利于改善外資引入國的環境質量［2-4］。 （1） FDI的引入能促進區域經濟的增長，通過經濟發展水平帶動環保事業的發展，提高區域環境質量水平；（2）相較于本國企業，外資企業往往具有完善的管理標準，其對于污染排放有著明確的管控指標，能對本國企業起到 “示范效應”，進而減少本國企業的污染物排放量；（3）東道國引入的FDI多為環境友好型企業，能實現清潔生產和排放等技術由外資所在國到引入國的技術轉移，從而提高東道國清潔生產技術水平以減少污染物的排放，達到改善環境質量的目的［4，5］。 總而言之， 東道國可以通過FDI的引進獲得環境福利［6］。

“唱衰派”認為FDI將惡化東道國的環境質量。其中，“污染天堂”假說支持 “唱衰派”的主流觀點，且得到了大量學者的驗證［7-9］。“污染天堂”假說認為FDI惡化了區域環境質量。在經濟欠發達國家，為了吸引外資進入國內市場以助力本國經濟發展，往往會放松環境管制標準，引入高污染高排放的工業企業，這些國家大多成為發達國家碳轉移的目的地，從而淪為發達國家的“污染天堂”［10］。大部分發展中國家在吸引外資方面出現 “底線競爭”現象，通過一再降低引入標準來獲取外資青睞，結果往往導致本國生態環境的進一步惡化。

國內相關研究也多以“污染天堂”假說為出發點，研究結果卻不盡相同。部分學者的實證研究結果驗證了中國已成為發達國家的“污染天堂”［11，12］。而許士春和莊瑩瑩［13］的研究結論卻否定了FDI對中國環境污染的惡化作用。進一步地，更多研究認為FDI對環境污染的影響并非簡單的線性關系，而是存在較為復雜的傳導機制［14］，且可以分為規模效應和技術效應［15，16］。 FDI的引入加速了東道國生產規模的擴大，進而導致了污染物排放量的增大；另外，FDI帶來的技術效應加速了東道國生產技術和生產結構的轉型，從而改善了環境質量。

關于經濟增長對環境污染的影響，國內外學者多基于 “環境庫茲涅茲曲線”假說展開研究。其中，已有大量研究結論驗證了該假說在西方國家的適用性，但對于中國的適用性研究結果卻存在爭議。國內學者基于不同樣本及估計方法，大多證明了中國環境庫茲涅茲曲線拐點的存在，但拐點所在區間卻相差較大［17，18］。進一步地，有學者針對環境庫茲涅茲曲線假說在中國的適用性提出異議，認為中國經濟發展水平與環境污染之間并非倒 “U”型關系，而是存在更為復雜的影響機制［19］。

本文基于已有研究成果，主要進行了如下改進：（1）考慮到省域FDI、經濟發展水平與環境污染的空間自相關性和非線性關系，結合空間計量模型和門限模型，采用門限空間計量模型估計FDI、經濟發展水平對環境污染的非線性影響；（2）豐富了 “環境庫茲涅茲曲線”假說的研究探討，運用門限空間模型分析經濟發展水平與環境污染的關系，探究 “環境庫茲涅茲曲線”假說在中國的適用性；（3）考慮到不同FDI體量、不同經濟發展水平階段二者對環境污染的影響存在差異，本文將省域FDI與產出水平分別作為門限變量，分析FDI與經濟發展水平對環境污染的異質性影響。

2 FDI與環境污染的空間相關性分析

本節主要通過測算全國31個省域2008～2018年FDI與環境污染的空間自相關Moran指數和對應的散點圖來分析FDI與環境污染的空間依賴性。中國省域經濟發展水平已呈現明顯的空間集聚性，在此不再贅述。

由表1（左）可知，2008～2018年FDI的Moran指數均在10%或更低的顯著性水平下顯著為正，表明31個省域的FDI具有顯著的空間正相關性，即在空間分布上表現出空間集聚性。已有研究表明中國環境庫茲涅茨曲線對于生活污染物的檢驗已失效［20］，故較多學者運用工業污染指標衡量中國省域環境污染水平。本文選取中國31個省域工業廢水、廢氣和固體廢棄物排放量指標，運用熵權法構建環境污染指數以衡量省域環境污染水平。由表1（右）可知，2008～2018年環境污染的Moran指數均在10%或更低的顯著性水平下顯著為正，表明31個省域的環境污染具有顯著的空間正相關性，同樣在空間分布上表現出空間集聚性。

表1 2008～2018年FDI與環境污染的Moran指數表

3 FDI、經濟發展水平對環境污染影響的門限空間計量檢驗

3.1 模型設定

我國31個省域的環境污染存在顯著的 “集群”特征，而同樣具有空間集群性的FDI與經濟發展水平則增加了環境污染的空間依賴性，因而應采用考慮空間因素的空間計量模型分析FDI、經濟發展水平與環境污染的相關性。表2的LM檢驗表明：LM（Lag）和R-LM（Lag）均在5%顯著性水平下顯著， 但 LM（Error）和 R-LM（Error）在5%的顯著性水平下均不顯著，表明空間滯后模型優于空間誤差模型。故本文選取空間滯后模型分析省域FDI、經濟發展水平與環境污染的空間相關性。

表2 LM檢驗統計表

本文基于環境庫茲涅茲曲線，引入FDI來考察FDI與經濟發展水平對環境污染的影響程度及方向。已有研究多將GDP及其二次方項和三次方項作為解釋變量，探究經濟發展水平對環境污染的非線性關系，但此方法可能會由于經濟發展水平與自身的二次方和三次方項產生多重共線性而出現估計的偏誤，故本文將GDP作為門限變量，研究經濟發展水平對環境污染的非線性影響，擬建立如下門限空間滯后模型 （以單門限為例）：

式 （1）中，Pit表示第i個省份第t年的環境污染指數，lnFDIit表示第i個省份第t年的外商直接投資，lnGDPit表示第i個省份第t年的經濟發展水平，Xit為影響環境污染的其他控制變量，包括產業結構、技術進步和環保意識。W為空間鄰接矩陣，當第i省與第j省相鄰且存在共同邊界時，Wij取值為1，反之為0。參數ρ為空間回歸系數，γ為門限值，μi為個體特征，εit為隨機誤差項向量。

同時，為了考察不同FDI體量下FDI、經濟發展水平對環境污染的影響，將FDI作為門限變量，建立如下模型：

其中，τ為門限值，其余變量與式（1）相同。

3.2 指標選取及數據說明

本文選取2008～2018年全國31個省域作為樣本，并選取如下指標作為研究變量，數據來源于Wind數據庫和各省份歷年統計年鑒。

環境污染指數 （P）：選取中國31個省域工業廢水、廢氣和固體廢棄物排放量指標，運用熵權法構建環境污染指數以衡量省域環境污染水平。外商直接投資 （FDI）：選取省域外商直接投資年度數據來衡量省域引資水平并進行GDP平減修正。產出水平 （GDP）：選取各省份地區生產總值來反映產出水平并進行GDP平減修正。

除FDI與產出水平外，本文還增加環保意識、產業結構和技術進步作為控制變量以減少因為變量遺漏所引致的估計結果的偏差。其中，選取省域環保投資總額年度數據來衡量環保意識并進行GDP平減修正；選取第二產業GDP占比衡量產業結構；選取資本勞動比來衡量技術進步水平。

3.3 FDI、經濟發展水平對區域環境污染影響的空間計量檢驗：基于不同經濟發展水平的實證分析

本節主要探討不同經濟發展水平階段FDI與經濟發展水平對環境污染的影響。其中，Hausman統計量的值為-3.12＜0，拒絕了隨機效應的原假設，結合LM檢驗結果，選用固定效應門限空間滯后模型進行分析，門限變量為GDP。為消除數據異方差性，對部分變量取自然對數。其中，門限效應檢驗和模型估計結果如表3、表4所示：

由表3可知，在單門限檢驗中，F統計量在5%的顯著性水平下拒絕了沒有門限的原假設；在雙門限檢驗中，F統計量不拒絕只有一個門限的原假設，表明模型存在單一門限，門限值γ＝8.4093。

由表4可知，空間回歸系數ρ顯著為正，表明省域環境污染存在顯著的空間正相關性，具有明顯的 “集群”特征。由FDI與GDP的估計系數及其顯著性可知，二者對環境污染均具有顯著的正向影響，表明FDI與經濟發展水平均惡化了省域環境質量，但影響程度在不同經濟發展階段存在差異。當產出水平處于較低水平時（GDP≤8.4093），FDI對環境質量的惡化作用較為明顯，當產出水平達到門檻值后 （GDP＞8.4093），FDI對環境質量的惡化作用顯著降低，但仍對環境污染具有正向促進作用。究其原因，在我國處于經濟發展水平較低的時期，地方政府紛紛將FDI視為拉動經濟發展的 “發動機”，通過一再放寬環保標準來吸引外資，換來的是環境質量的不斷惡化，淪為了發達國家的 “污染天堂”。隨著經濟發展達到一定水平，為了實現環境與經濟協調發展，各地方政府有針對性地增加環境友好型外資企業的引入，這些企業擁有清潔產品生產技術和嚴格的污染排放制度，一定程度上改善了我國的環境質量［21，22］，但總體而言，FDI對我國環境質量仍以負向影響為主。當產出水平處于較低水平時 （GDP≤8.4093），經濟發展對環境質量具有惡化作用，當產出水平達到門檻值后 （GDP＞8.4093），經濟發展對環境質量的惡化作用進一步加大。究其原因，目前中國經濟發展水平尚未達到環境庫茲涅茲曲線拐點，仍處于倒 “U”型曲線的左半部，即隨著產出水平的增加，環境質量將持續惡化，這也與部分學者研究結論一致［17，23］。

表3 門限效應檢驗

產業結構的估計系數為正，表明產業結構對環境污染有正向影響，即我國工業化的持續提高不利于環境質量的改善。主要原因在于目前我國仍為工業驅動型國家，環境污染物的排放更多集中于工業企業，工業產值比重的上升也意味著更多工業污染物的排放，不利于環境污染的改善。技術進步的估計系數為負，表明技術進步有利于改善環境污染程度。環保意識的估計系數為負，即省域環保投資力度的加大對環境污染具有一定的改善作用，環境污染治理基本達到預期效果。這與許和連和鄧玉萍［24］的研究結果相悖，究其原因：（1）近幾年我國各省域對污染治理的投資相較于往年有了較大的提升，環保資金的不斷投入遏制了環境污染的加劇；（2）各省域吸取往年經驗教訓，保證了環保資金投入的持續性和穩定性，避免環境污染治理的投機行為；（3）各省域致力于清潔生產技術的研發與投入使用，減少了工業污染物的排放。

3.4 FDI、經濟發展水平對區域環境污染影響的空間計量檢驗：基于不同FDI體量的實證分析

本節主要探討不同引資體量階段FDI與經濟發展水平對環境污染的影響，門限變量為FDI。其中，門限效應檢驗和模型估計結果如表5、表6所示：

由表5可知，在單門限檢驗中，F統計量在5%的顯著性水平下拒絕了沒有門限的原假設；在雙門限檢驗中，F統計量不拒絕只有一個門限的原假設，表明模型存在單一門限，門限值τ＝3.4539。

表5 門限效應檢驗

由表6可知，在不同引資體量階段，FDI與經濟發展水平均惡化了環境質量，但影響程度在不同引資體量階段存在差異。當引資處于較低水平時 （FDI≤3.4539），FDI對環境質量的惡化作用較為明顯，當引資水平達到門檻值后 （FDI＞3.4539），FDI對環境質量的惡化作用顯著降低，但仍對環境污染具有正向促進作用。究其原因，中國目前仍為工業驅動國家，在外資引入初期，大多省份通過引進工業企業發展自身經濟，由此導致工業污染物排放量的增加，惡化了環境質量［25］。隨著FDI體量的不斷增大，地方政府有針對性地增加環境友好型外資的引入，且充分發揮這些企業的環保示范效應和外溢效應，降低了單位產出的污染物排放量［13，15］，減緩了環境惡化趨勢。當引資處于較低水平時 （FDI≤3.4539），產出水平對環境質量具有惡化作用，當引資水平達到門檻值后 （FDI＞3.4539），產出水平對環境質量的惡化作用進一步加大。究其原因，與我國目前處于環境庫茲涅茲曲線左半部有關。其余控制變量中，工業化的持續提高惡化了環境質量，技術進步和環境治理投資則有利于改善環境污染程度。

表6 以FDI為門限值的門限回歸結果

4 結論與政策建議

本文考慮省域FDI與環境污染的空間自相關性，采用門限空間模型分析省域FDI、經濟發展水平對環境污染的影響，具體結論和政策建議如下：

我國31個省域FDI與環境污染均存在顯著的空間相關性，高FDI流入、高環境污染省域與低FDI、低環境污染省域出現明顯的 “集群”特征?？梢?，各省域所處地理位置及其鄰接省域均會對本省FDI與環境污染產生影響，基于此，各省政府應加強區域間的經濟發展及環境保護合作。在引資方面，發達省份應充分發揮FDI的 “溢出效應”，起到先富帶動后富的 “富鄰”作用。在環保方面，各省域應加強地區合作，建立區域環境保護聯動機制，合理運用 “排污權交易”制度，達到減少排污量、保護環境的目的。

我國省域FDI、經濟發展水平與環境污染并非簡單的線性關系，而是較為復雜的非線性關系，且存在 “門檻效應”。FDI與經濟發展水平均惡化了省域環境質量，但影響程度在不同經濟發展階段和不同引資體量階段存在差異。隨著經濟發展水平和引資體量的提高，FDI對環境質量的惡化作用減弱，但產出水平對環境質量的惡化作用增強。因此，地方政府在制定外資引入和環境保護政策時應充分考慮自身的經濟發展水平，結合地區發展和環境污染狀況給予相應的資金投入和政策扶持，避免引資和環保政策的千篇一律。

我國省域環境污染狀況不僅受FDI與產出水平的影響，同時還與產業結構、技術進步和環保意識相關?？傮w而言，我國第二產業比重的上升會惡化環境質量，技術進步水平和環保意識的提高則有利于改善環境質量。