FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析

关键词： 规制 环境

FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析（共5篇）

篇1：FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析

FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析

随着中国吸引FDI的规模不断攀升,环境污染水平也呈现不断恶化趋势.污染避难所假说认为,污染密集型的跨国企业为了规避本国严格的环境规制而迁往环境规制较宽松的国家,但相关的实证研究无法得到令人信服的证据.本文采用-我国30个省市自治区的数据,利用综合指数方法构建我国的`环境规制指标,同时通过引入政府效率指标、政府反腐败程度指标和其它控制指标来建立计量模型以充分反映我国各地区的特征.结果显示,环境规制与FDI的关系显著为负,这说明外商在对我国进行区位选择时,认为环境规制是一个非常重要的因素,在我国国内各地区间存在着污染避难所效应.同时,政府效率和政府反腐败程度也是外资区位选择的重要因素,特别是东部地区对政府效率和政府反腐败程度更加敏感.

篇2：FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析

自从上世纪70年代末实行改革开放政策以来, 中国经济发展取得了世界瞩目的成绩。在经济全球化的背景下, 中国逐步深层次、全方位地融入了经济全球化的浪潮, 积极参与国际贸易和国际产业转移, 吸引跨国公司和外商直接投资 (FDI) 。从上世纪90年代起, 中国成为了仅次于美国的世界第二大FDI接受国, 到2003年, 中国FDI的年流入额达到约535亿美元, 已经大大超过德国 (470亿美元) 和美国 (400亿美元) , 成为世界上最大的FDI接受国 (OECD, 2004) 。

在肯定外商直接投资对经济发展的贡献的同时, 人们也日益关注其负面影响。环境影响正是其中的重要议题之一。发达国家随着公众环境意识与科技水平的提高, 制定了较高的环境标准, 强化了国内环境监管, 而为摆脱高能耗、重污染的所谓“夕阳工业”, 通过跨国投资渠道将污染密集型产业转移到环境控制标准较低的发展中国家。而一些国家为了发展经济, 通过放松和不施加环境管制来吸引污染密集型投资, 导致一些污染型产业从发达国家转移到发展中国家, 由此发展中国家成为“污染者的天堂”。改革开放30年来, 伴随着经济的高速发展, 中国的环境状况迅速恶化。城市空气质量自改革开放以来不断下降, 虽然在上世纪90年代后中国开始实施较为严格的环境规制政策, 但是2/3以上城市的空气质量在环保部门的检测中仍没能达标 (中国环保总局, 2003) 。可见, 随着中国经济的迅猛发展, 环境问题日渐突出, 污染排放和资源消耗已逼进环境承载能力。

十六大以来, 中国政府在发展经济的同时, 更加强调环境问题, 并特别指出要建设和谐社会, 走可持续发展的道路。因此, 如何有效利用FDI, 促进中国经济良性发展及产业结构优化升级, 使得FDI和环境和谐发展, 显得十分重要。FDI和环境污染之间究竟存在何种联系, FDI是否是导致我国环境状况恶化的主要原因, 厘清上述问题对于我国更加有效地利用外资, 在保持经济增长的同时, 节约资源、保护环境, 实现国民经济“又好又快”的发展具有十分重要的理论和现实意义。本研究采用省级面板数据考察FDI和中国环境污染之间的关系, 从而能够深刻认识FDI对中国环境污染的影响, 力图在已有成果的基础上, 将该问题的研究再推进一步。

2 数据来源及实证方法

2.1 模型与方法

在Grossman和Krueger (1995) 模型的基础上, 我们对一般的FDI和环境污染模型进行扩展, 选定反映环境污染与FDI影响关系的面板回归方程, 该方程形式为:

中被解释变量Fit代表第i个省市在第t年的污染排放量, FDIit代表第i个省市在第t年的外商直接投资指标, GRPit第i个省市在第t年的国民生产总值。INDUSTRYit表示第i个省市在第t年的产业结构变动情况;εit代表影响环境质量变化的其他控制变量;αi则为反映个体影响的特定截面效应。

2.2 数据来源及说明

由于重庆、四川、西藏、青海四个省区部分数据缺失, 将其剔除后, 本文的面板数据包括了中国大陆27个省、直辖市、自治区在2000—2006年期间的原始数据。我们采用污染排放物指标来度量环境污染程度与环境质量, 其中污染排放物又可分为三类:气体污染排放物、液体污染排放物以及固体废弃物。根据数据可获得性, 研究所选取的污染排放物变量包括地区工业废水排放量、地区工业废气排放量、地区工业固体废物排放量三类指标 (见表1) 。在模型估计过程中, 分别将工业废水排放量、工业废气排放量和工业固体废弃物排放量带入上述面板回归方程, 所以原模型变成了三个方程。

数据来源:《中国统计年鉴》、《中国金融统计年鉴》、《中国环境年鉴》、《全国环境统计公报》各年。

在分析过程中, FDI以2000—2006年期间每年各地区实际使用外商直接投资金额并取对数来表示, 用以反映FDI的环境效应。GRP变量为2000—2006年期间每年各地区国民生产总值, 用来反映各地区的经济增长水平, 在研究过程中为消除通货膨胀等影响, 数据用居民消费物价指数加以修正, 并取对数。同时本文用2000—2006年期间每年各地区工业国民生产总值占地区国民生产总值的比重来反映各地区产业结构变动情况, 用INDUSTRY表示, 以度量各地区产业结构变动的环境效应。

3 实证分析与检验结果

3.1 面板单位根检验

计量经济理论表明, 众多经济变量尤其是面板数据大都是非平稳变量, 用非平稳变量进行回归分析结果很大程度上表现为伪回归。为避免伪回归现象, 需要对面板数据进行单位根和协整检验。面板单位根检验方法有别于时间序列数据单位根检验, 主要有LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验以及Fisher-PP检验。其中LLC检验是相同根的检验方法, IPS检验、Fisher-ADF、Fisher-PP检验是不同根的检验方法。上述四种面板单位根检验原假设是含有单位根。由EVIEWS 6.0软件进行的面板单位根检验结果如表2所示。

注: (1) *、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著; (2) 括号中数据是该统计量的伴随概率; (3) 表中斜体数字表示该检验的结果和其他检验结果相反。

由表2可知, 在上述检验结果中, 除了FEIS、FDI、及INDUSTRY水平值的LLC检验显著与众不同外, 其他检验方法检验结论一致, 均表明上述变量是I (1) 的, 也就是说本文模型所用变量是非平稳变量。对于面板模型, 如果变量是非平稳的, 进行回归分析之前需要进行协整检验, 以判断是否可能属于伪回归。

3.2 面板协整检验

面板数据的协整理论研究始于1995年, Pedroni (1995) 、Kao和Chen (1995) 等分别研究了面板数据的伪回归和协整检验。在面板数据模型中, 由于个体的异质性、非平衡面板数据、空间相关性以及纵剖面时间序列的协整性等问题的存在, 使得面板数据的协整检验远远复杂于时间序列的协整检验。常用于面板数据协整检验的方法主要有Kao (1999) 提出的同质面板数据的协整检验和Pedroni (1999, 2004) 提出的异质面板数据的协整检验 (1) 。本文利用Pedroni检验方法对变量间的协整关系加以检验。由EVIEWS 6.0软件检验的结果见表3。

注: (1) 除了Panelν-stat为右尾检定之外, 其余统计检验量均为左尾检定; (2) *、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设。

由表3的检验结果可知, 三个方程变量的协整检验的组内和组间统计量均表明拒绝不存在协整关系的原假设, 因此上述三个方程存在协整关系, 可以直接进行回归分析, 不存在伪回归。

3.3 模型形式设定检验

由于面板数据同时具有截面、时序的两维特性, 模型设定直接决定了参数估计的有效性, 因此首先必须对模型设定形式进行假设检验, 主要是检验模型参数在所有截面、时序样本点上是否具有相同的参数。面板数据的估计有不变系数模型、变截距模型以及变系数模型三类, 而变截距模型估计又可分为固定效应模型 (fixed effect model, FE) 和随机效应模型 (random effect model, RE) (2) 。由于通常很少采用变系数模型, 因此本文面板数据估计主要考虑不变系数模型和变截距模型, 即根据经常使用的协方差检验来判断选用不变系数模型还是变截距模型, 如果样本数据符合变截距模型, 则还需根据Hausman检验在固定效应模型和随机效应模型中进行选择。

3.3.1 协方差分析检验

协方差分析检验主要是检验如下两个假设:

如果接受假设H2, 则可以认为样本数据符合不变系数模型, 无需进行进一步检验。如果拒绝假设H2, 则需进一步检验假设H1。如果接受假设H1, 则认为样本数据符合变截距模型, 反之则认为样本数据符合变系数模型 (3) 。

协方差检验是通过如下两个F检验来进行的:

其中, S1、S2、S3分别代表利用变系数模型、变截距模型和不变系数模型回归得到的残差平方和。在假设H1和H2下, 统计量F2和F1服从上述特定自由度的F分布。若计算所得到的统计量F2的值不小于给定置信度下的相应临界值, 则拒绝H2, 应继续检验H1。反之, 则利用不变系数模型拟合样本。在已确定参数存在非齐性的基础上, 若计算所得到的统计量F1的值不小于给定置信度下的相应临界值, 则拒绝H1, 应该用变系数模型拟合样本, 反之, 则用变截距模型拟合样本。本文协方差分析检验结果见表4。

注:***表示在1%的显著性水平下显著。

由表4可知, 分别选用三个被解释变量进行的模型协方差检验结果均拒绝假设H2, 接受假设H1, 所以在本文的模型估计中选取变截距模型比较合适。

3.3.2 Hausman检验

通过协方差检验可知, 本文在估计中应选用变截距模型拟合样本, 根据面板数据模型形式设定检验的步骤, 所以应继续选用Hausman检验在固定效应模型和随机效应模型中进行选择。Hausman检验的原假设是随机效应模型的系数与固定效应模型的系数没有差别, 如果接受原假设, 表明应选择随机效应模型, 否则就应该选择固定效应模型。

从表5中结果可以看出, 分别由三个被解释变量进行的Hausman检验, 均拒绝了“随机效应模型的系数与固定效应模型的系数没有差别”的原假设, 所以本文在模型估计时选择固定效应模型。

3.4 模型估计结果

按照上述检验的结果, 本文对三个模型进行了总体回归, 回归结果制成表6。表中斜体数据表明t统计量接受系数为零的原假设。

注: (1) *、**、***分别表示t统计量在10%、5%、1%的显著性水平上拒绝系数为零的原假设; (2) 解释变量系数下面括号里的数字为t统计量。

通过上述回归结果可知, FDI的回归系数显著为负, FEIS、FEIQ、FEIW这三个指标均与FDI负相关, 反映了各地区引进FDI的相对水平和工业环境污染之间存在着负相关的关系, 说明FDI带来的更清洁的生产技术以及引致的技术溢出效应都对环境产生积极的影响。FDI的流入可能会淘汰国内生产中所使用的原有落后的生产技术, 加速改进生产工艺流程, 促使企业管理者逐步树立现代环境管理理念, 从而减轻环境污染。所以从总体上来看, 外商直接投资可能并非导致我国环境状况恶化的主要因素, 相反FDI的流入在一定程度上减轻了环境的压力。

GRP和FEIQ、FEIW之间存在正相关的关系, 表明各地区国民生产总值的相对水平与工业废气、工业固体废物排放量显著相关, 虽然GRP和FEIS存在负相关的关系, 但是从总体上看, 本文认为中国经济所取得的快速增长是以严重的环境污染为代价的, 粗放式的发展对环境造成了巨大的压力。

INDUSTRY对污染排放量的回归系数皆显著为正, 说明了污染增加的一个重要原因是我国工业产业比重过高。现阶段我国仍处于工业化发展的初级阶段, 工业能耗水平居高不下, 同时各地区污染治理的整体水平提升尚需时日, 从而对环境造成了很大的压力。

4 结论

本文采用面板协整理论这一最新发展起来的计量经济学方法, 以2000~2006年期间中国大陆27个省市的面板数据为基础, 对FDI与环境污染之间的关系进行了研究。面板单位根检验和面板协整检验结果显示FDI与环境污染的各个序列存在面板单位根且各变量之间是面板协整的。面板数据模型估计结果显示:

(1) 基于Hausman检验的固定效应模型回归结果表明, 从总体上看, 外商直接投资与环境污染变量FEIS、FEIQ、FEIW之间存在着负相关的关系。这一结果说明了“污染避难所”假说在中国的经验验证中可能并不成立。

(2) FDI的流入不仅带来了资金同样也带来了技术, FDI的技术效应对于中国环境产生了积极的影响。就总体而言, 国外发达国家的生产技术、工艺流程和管理理念均优于国内现有水平, 考虑到FDI对经济的拉动作用, 假设改革开放以来我国所取得的经济增长仅仅是依靠国内资本和技术投入, 可能要付诸更大的资源和环境代价, 而合理利用国外资本、先进技术以及现代的管理理念在一定程度上改善了中国的环境问题。

(3) 由于中国处于工业化发展的初级阶段, 经济结构尚不合理, 粗放的经济增长模式并没有从根本上转变, 不可避免地对环境产生了巨大的压力。对于中西部欠发达地区而言, 面临着发展经济和保护环境的双重任务, 这些地区在谋求经济快速发展的同时, 需要注意防止污染产业的国际间转移和省际迁移。

摘要：采用面板协整理论这一最新发展起来的计量经济学方法, 以2000—2006年期间中国大陆27个省市的面板数据为基础, 对FDI与环境污染之间的关系进行了研究。研究结果表明:“污染避难所”假说在中国的经验验证中可能并不成立, FDI的流入不仅带来了资金同样也带来了技术, FDI的技术效应对于中国环境产生了积极的影响。

关键词：FDI,环境污染,面板协整检验

参考文献

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[3]白仲林.面板数据的计量经济分析[M].天津:南开大学出版社, 2008.

[4]曹光辉, 汪峰, 张宗益, 邹畅.我国经济增长与环境污染关系研究[J].中国人口、资源与环境, 2006 (1) .

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[6]赖明勇, 许和连, 包群.出口贸易与经济增长:理论、模型及实证研究[M].上海:上海三联出版社, 2003.

[7]杨海生, 周永章.外商直接投资与环境库兹涅茨曲线[J].生态经济, 2005 (9) .

篇3：FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析

[关键词]环境税费；污染减排；面板数据模型；固定效应

[中图分类号]F810.45 [文献标识码]A [文章编号]1671-8372（2016）03-0022-04

一、引言

近年来中国环境污染日益严重，环境污染已成为制约经济社会可持续发展的重要因素。2015年《生态文明体制改革总体方案》中提出“要加快建立系统完整的生态文明制度体系，加快推进生态文明建设。”2016年“十三五”规划纲要中提出“要以提高环境质量为核心，加大生态环境保护力度”。在此背景下，研究中国环境税费的污染减排效应，对改善中国环境质量，实现中国经济社会可持续发展具有重要的现实意义。

1920年，英国经济学家庇古（Pigou）提出了“庇古税”“污染者付费”原则，认为政府应对污染行为征税，从而拉开了环境税的序幕[1]；埃利等（Eli，2001）认为“污染者付费”机制易引发企业与政府之间的“讨价还价”，进而降低环境保护效率[2]；劳舍尔（Rauscher，2005）指出，由于存在政府竞争，地方政府为吸引更多工业企业，拉动当地经济发展，不惜放松环境监管，减轻企业税负，降低引进企业的社会成本，导致环境公共服务供给不足，效率低下，地方环境质量恶化，甚至出现“趋劣竞争”[3]。

中国关于环境税费的研究始于20世纪90年代初期。丛选功等（1995）认为，狭义环境税指的是国家为达到限制环境污染、推动经济社会可持续发展的目的，向涉及开发利用资源、导致环境污染的单位和个人所征收的一种税[4]；高萍（2011）认为，中国排污费征收管理的刚性不足，弹性有余，实际征收率偏低，污染减排效应不明显[5]；易志斌（2011）认为，各省之间进行的政府竞争，在促进地方经济增长的同时，不可避免地导致地方环境污染[6]；李伯涛（2016）提出要改进环境污染监测技术、建立严格的排污总量控制、建立健全环境治理多元机制，以充分发挥环境保护税的作用[7]。

本文在研究国内外文献的基础上，依据地方政府的环境统计数据，构建省级面板数据模型，对中国地方政府环境税费的污染减排效应进行实证研究，并据此提出改革建议。

五、结论与对策

综上可见，城市维护建设税的污染减排效应明显，其他环境税费的污染减排效应不明显。其中，城市维护建设税是专款专用，取得的税收收入主要用于城市绿化等公共事业、公共设施的维护和建设，所以，污染减排效应比较明显；排污费的污染减排效应不明显，主要原因是征收标准低，征管不严，缺乏对排污者的约束力；资源税和城镇土地使用税的污染减排效应不明显，主要原因是征税目的均不是污染减排，资源税是为了调节原油、天然气等自然资源的级差收入，城镇土地使用税是为了体现土地资源的有偿使用。

环境税费作为重要的污染减排手段，今后应继续加快改革进程：

1.在现有环境税费框架下，继续发挥城市维护建设税的污染减排效应；继续完善资源税，扩大征税范围，合理确定资源税税率，提高资源综合利用效率；进一步完善城镇土地使用税，税率高低除了考虑纳税人所处地段的繁华程度外，还需考虑纳税人的污染排放情况，对污染排放严重的企业，提高税率，以体现污染减排功能。但是这种改革涉及对象比较分散，难以形成环境治理的合力。

2.从长期看，应取消排污费，开征新的税种—环境保护税。根据工业污染物的种类，下设大气污染税、水污染税和固体废物税等税目，并根据工业污染物的排放量和企业税负承受能力，设置多级累进税率，污染物排放量越多，税率越高，企业承担税负将越重，进而充分发挥环境保护税的污染减排效应，加快推进中国生态文明建设。

[参考文献]

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Eli F， Yakir P， Dafna M D. Recycled effluent： should the polluter pay[J].Amer. J. Agr. Econ.， 2001， 83（4）： 958-971.

Rauscher M. Economic growth and tax-competition eviathans[J].International Tax and Public Finance， 2005（12）：457-474.

丛选功，张毅文.环境税—规制公害的新举措[J].环境科学动态，1995（2）：12-14.

高萍.开征碳税的必要性、路径选择与要素设计[J].税务研究，2011（1）：50-54.

易志斌.地方政府竞争的博弈行为与流域水环境保护[J].经济问题，2011（1）：60-64.

李伯涛.环境保护税的功能定位与配套措施[J].税务研究，2016（1）：114-115.

张玉.基于省级面板数据的财政支出环境治理效应研究[J].青岛科技大学学报（社会科学版），2014（4）：78-81.

篇4：FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析

经济与环境协调发展是实现可持续发展的重要体现, 随着世界经济一体化进程的不断深入, 国际资本流动规模日益扩大, 外商直接投资与东道国环境的关系越来越被各界所关注, 政府的环境规制政策也逐渐严格化, 环境规制对外商直接投资的影响也成为学者们研究的焦点。

随着中国吸引外商直接投资数量的逐年增长, 并成为世界主要的引资国之一, 学者们对中国的环境规制与外商直接投资的关系这一问题也逐渐关注起来。Judith和Mary (2005) [1]以中国的2886个外资项目区位分布数据为样本, 研究结论为:不同来源国及地区的外商直接投资对环境规制的敏感程度是有差异的。来自发展中国家与地区及中国港、澳、台的外资向污染密集型产业的投资受较低的环境规制要求所吸引;而来自发达国家的外商直接投资, 即使是污染密集型产业, 也不受较低环境规制要求所吸引。Matthew A.Cole和Robert J.R Elliott (2005) [2]将相对于环境规制而言, 把资本较丰富的国家作为研究对象, 通过行业面板数据分析得出结论:行业的资本密集度与减污成本均对引进外资有着重要的影响作用。Christer和Martin (2005) [3]运用中国的28个省 (自治区、直辖市) 1987～1998年的数据进行研究得出结论:从全国的角度看, 环境规制对外商直接投资并没有显著的影响。在西部及中部区域, 环境规制对外商直接投资的流入有显著的负影响。He (2006) [4]运用中国的数据实证研究发现:外商直接投资的流入与工业二氧化硫排放之间有显著的正向关系, 即外商直接投资流入的决策受上期环境规制强度的影响。Sonia Ben Kheder (2008) [5]基于空间经济学模型, 运用法国企业层面的数据, 实证研究得出结论:环境规制对外资选址起着重要的影响作用。

我国学者也展开了中国环境规制对外商直接投资的影响的研究, 得出不同的结论。杨涛 (2003) [6]的实证研究得出:中国环境规制程度的上升对吸引外商直接投资存在着显著的负影响, 但环境规制并不是决定外商直接投资流量的唯一因素;吴玉鸣 (2006) [7]研究得出:中国环境规制程度的上升会对滞后期的外商直接投资产生负面影响, 但其影响程度是小于经济发展水平及国民经济市场化程度等因素对外商直接投资的影响;綦建红、鞠磊 (2007) [8]实证分析认为:环境规制不是引起外资变化的格兰杰原因, 但外资是引起环境规制变化的格兰杰原因;刘志忠、陈果 (2009) [9]利用我国192个城市2003～2006年的数据实证研究了环境规制对我国外商直接投资区位分布的影响, 结论表明:环境规制对外商直接投资具有显著的负效应;郭建万、陶锋 (2009) [10]通过在新经济地理模型框架下纳入环境规制因素考察外商直接投资区位选择因素, 研究结果表明:在不考虑聚集经济情况下, 外商投资与环境规制关系则呈显著的负相关关系。考虑到集聚经济, 外商投资与环境规制关系则呈显著的正相关关系, 并提出提高劳动者素质和外商直接投资集聚效应才是吸引外资的有利因素;傅京燕 (2010) [11]将中国内地分为东、中、西部, 实证研究表明:外商对中国进行区位选择时, 环境规制与FDI的关系显著为负。

以上文献关于中国环境规制对外商直接投资的影响研究中, 行业角度的研究较少, 本文从20个污染密集型行业的角度出发, 研究环境规制对污染密集型行业外商直接投资在中国的行业份额的影响。

1 模型的建立

影响外商直接投资的因素很多, 如经济增长速度、经济发展水平、劳动力成本、经济体制、市场规模、经济政策、贸易自由度、地理区位、环境规制、文化差异等。Sonia Ben Kheder (2008) 在空间经济学模型的基础上引入环境规制变量, 提出了外商直接投资企业决策的影响因素模型, 被解释变量为外商直接投资的决策, 解释变量分为4类:市场潜力、技术进步、要素禀赋及政府因素, 其中要素禀赋由资本劳动比及环境规制水平两个变量来度量, 以此来检验环境规制是否影响了外商直接投资。本文在选择研究变量时, 紧密结合中国是发展中国家且地区经济发展不平衡的具体国情和经济发展阶段, 借鉴Sonia Ben Kheder (2008) 模型对中国的问题进行研究, 由于本文研究的主题是环境规制对外商直接投资的影响, 对于Sonia模型中的政府因素如国家政治稳定性等问题没有涉及, 该变量没有列入模型中。同时也结合Cole (2005) 的行业层面的面板模型, 建立中国行业的环境规制水平对外商直接投资行业份额的影响模型, 计量模型设定为:

Cit=b0+b1IGit+b2ITFPit+b3 (IKit/ILit) +b4ERPit+εit (1)

模型中, i=1, 2, 3, …, 20, 表示污染密集型工业各个行业 (后文中将对污染密集型工业行业的定义作详细的分析) ;t=2001, 2002, …, 2007, 表示年;b0为常数项, b1, b2, b3, b4为回归系数值;εit为随机误差项。C是被解释变量, 代表各污染密集型工业行业中三资企业的工业增加值占该行业全部企业总的工业增加值的比重;解释变量G、TFP、IK/IL、ERP分别表示行业总产值, 行业的全要素生产率、行业资本劳动比及行业环境规制水平, 其中行业的环境规制水平是本文重点考查的变量。

2 污染密集型行业的定义及变量说明

2.1 污染密集型行业的定义

污染密集行业 (Pollution Intensive Industries, 简称PIIs) 或环境敏感行业 (Environmental-sensitive Industries, 简称ESIs) , 是指在生产过程中会直接或间接产生大量污染物, 因此必须对这类行业加强治理, 以控制污染排放。污染密集型行业的主要特征是:产品生产过程中污染排放较大, 对自然环境及人类与动植物的生存产生较大的危害;生产工艺复杂, 如不采取防护措施会威胁工人的安全和健康;污染防治资金投入较大, 技术含量较高, 难度大, 需要建立合理的污染防治和处理系统;政府需要制定环保法规及环境规制政策来加强管理。在国内外的实证研究文献中学者们对污染密集型行业的概念进行了界定。

国外对污染密集型行业的定义有:Tobey (1990) [12]以美国的行业为研究对象认为, 若行业的直接和间接的污染减排成本大于或等于总成本的1.85%就被认为是污染密集型行业。根据该定义, 属于污染密集型行业的有:采矿业、初级有色金属行业、钢铁行业和化学行业、造纸及纸制品业。Grossman和Krueger (1993) [13]计算了美国行业的污染减排成本占行业增加值的比重, 以此来界定污染密集型行业。Mani和Wheeler (1998) [14]计算出行业的空气、水和固体废物的综合污染排放数据, 并根据单位产出的污染排放进行划分, 最后得出结论, 污染密集型行业包括钢铁、有色金属、非金属矿物行业、化工行业、纸浆和造纸行业。Smarzynska和Wei (2006) [15]根据行业的综合污染排放水平, 将污染密集型行业按照污染排放的程度不同划分为轻度污染行业、中度污染行业和重度污染行业3类。

国内对污染密集型行业的定义有:赵细康 (2003) [16]根据Mani和Wheeler (1998) 的计算方法, 计算出1991～1999年中国各工业行业固体废物、废气、废水3类污染排放物的单位产值排放, 并进行等权加和平均, 得出各工业行业污染排放强度系数, 根据该系数把工业行业划分为轻度污染密集型行业 (Less Pollution Intensive Industry, 简称LPII) 、中度污染密集型行业 (Middle Pollution Intensive Industry, 简称MpII) 和重污染密集型行业 (Heavy Pollution Intensive Industry, 简称HpII) 。

夏友富 (1999) [17]根据有关工业部门对环境的实际影响及国家法规, 认为污染密集型行业主要包括:电子及通讯设备制造业中的部分产品;部分电器机械及器材;部分机械产品制造业;部分金属制品;部分塑料制品;橡胶制品;化学纤维制造业;医药制造业;化学原料及化学制品制造业;火力发电业;造纸及纸制品业;皮革、毛皮、羽绒及其制造业;制鞋业;纺织印染业;饮料制造中的酒精及饮料酒制造业;食品制造业中的发酵制品业、罐头食品制造业、调味品制造业;食品加工中的植物油加工业、制糖业;某些非金属矿采选及部分非金属矿物制品;有色金属矿采选、冶炼;黑色金属矿采选业、冶炼;石油开采、加工、炼焦、石油化工;煤炭采选业。

王寿兵 (2008) [18]利用我国2001～2005年“十一五”期间的行业污染排放数据, 对各行业污染度进行量化的综合评价, 得到综合的污染度指数, 并对我国41个工业行业的综合污染度进行了评价和排名, 研究结果显示排放污染度指数由大到小排名前10位的行业依次是:燃气生产和供应业;火力发电业;电力、热力的生产和供应业;造纸及纸制品业;水的生产和供应业;水泥制造业;化学原料及化学制品制造业;非金属矿采选业;非金属矿物制品业以及农副食品加工业。

笔者以夏友富的分类为基础并参考其他学者的分类情况, 将中国的污染密集型行业定义为20个大类行业:电力、热力的生产和供应业;金属制品业;有色金属冶炼及压延加工业;黑色金属冶炼及压延加工业;非金属矿物制品业;塑料制品业;橡胶制品业;化学纤维制造业;医药制造业;化学原料及化学制品制造业;石油、炼焦及核燃料加工;造纸及纸制品业;皮革、毛皮、羽毛 (绒) 及其制品业;纺织业;农副食品加工业;非金属矿采选业;有色金属矿采选业;黑色金属矿采选业;石油和天然气开采业;煤炭开采和洗选业。其中, 重污染行业共10个, 这些行业主要是能源和原材料加工业, 不仅需要大量的原材料和资源投入, 同时由于资源利用效率等原因, 还要向环境排放大量的废弃物;中等污染行业共5个, 这些行业主要是加工业, 但需要投入较多的中间产品, 因而必然也向环境排放一定量的废弃物;轻度污染行业共5个, 这些行业主要是加工业, 需要投入的原材料相对较少, 因而向环境排放的废弃物也相对较少。

2.2 变量说明

由于涉及到不同指标不同年份的数据, 行业名称或统计范围有所变动, 为了数据的统一性, 以2001年国家环保总局公布的污染物排放数据的行业划分为基础, 将其他指标和年份的行业数据与其相匹配。

2.2.1 外商直接投资行业份额 (C)

对于该变量的度量, 李永军 (2003) [19]用各个行业的外商直接投资企业销售收入与行业中全部企业总的销售收入的比例来表示中国外商直接投资行业份额, 并以此作为被解释变量, 研究中国外商直接投资行业份额的决定因素。本文借鉴李永军对行业份额的表示方法, 认为工业增加值比销售收入更具有说服力, 采用各污染密集型工业行业中规模以上三资企业的工业增加值 (当年价格) 占该行业规模以上全部企业总的工业增加值 (当年价格) 的比重来表示, 以此反映中国外商直接投资企业行业份额, 计算结果如表1所示。

资料来源: (1) 以上数据由原始数据筛选、整理、计算得出, 计算过程省略。原始数据 (2001～2007年) 来源于中华人民共和国国家统计局/统计数据/中国统计年鉴。其中, 2004年数据缺失, 用 (2003+2005) /2填补。 (2) 企业是指全部国有及规模以上 (年主营业务收入在500万元以上) 非国有工业企业, 或称为规模以上工业企业, 全部、全国。 (3) “三资”是指外商及港澳台商投资。 (4) i (20) 是前文所指20个污染密集型工业行业。

从表1可以分析出, 2001～2007年期间, 外商直接投资所占比例最大的行业为皮革、毛皮羽绒及其制品业, 比例最小的为煤炭开采和洗选业, 总的来说中度污染行业和轻度污染行业所占的比重要远远大于重度污染行业所占比重;10个重度污染密集型行业中, 除电力热力的生产和供应业的外资所占比例有较明显的下降外, 其余的均有一定程度的上升或者变化不明显, 其中增长比例最大的为黑色金属矿采选业。中度污染行业和轻度污染行业中除金属制品业、塑料制品业、橡胶制品业、皮革、毛皮羽绒及其制品业略有下降以外, 其余的外商直接投资所占比重均上升。

2.2.2 行业规模 (G)

Cole (2005) 在研究东道国行业吸引外商直接投资的影响因素时认为东道国较大的行业市场规模对外资具有较大吸引力。本文采用污染密集型行业的工业总产值 (G) 表示行业的市场规模, 并用各行业的工业品出厂价格指数将当年价格的工业总产值折算成以2001年为基期的不变价格。

2.2.3 行业的技术进步水平 (ITFP)

Sonia (2008) 认为东道国的全要素生产率影响外商的投资决策;李永军 (2003) 认为拥有技术优势越强的行业就越有可能更多地吸收外商直接投资;本文采用的Fare (1994) [20]等设计的基于DEA的两种投入要素的Malmquist指数方法测算出我国各污染密集型行业的全要素生产率ITFP。投入要素中的劳动投入变量用各个污染密集型行业的从业人员表示、资本投入变量用固定资产净值年平均余额表示、产出变量用行业的工业增加值表示, 对Malmquist指数的计算采用DEAP2.1软件完成, 结果如表2所示。

资料来源:i (20) 是本文所指20个污染密集型工业行业, Malmquist指数通过DEAP2.1软件计算得到, 由于篇幅所限, 仅列出各行业Malmquist指数2001～2007年的均值。

从表2可以分析出, 2001～2007年期间, 我国污染密集型行业平均的全要素生产率增长为10.3%, 从行业分类来看, 这个阶段全要素生产率增长率的顺序从高到低依次是重度污染行业、中度污染行业和轻度污染行业。各行业2001～2007年的全要素生产率增长存在比较明显的差别, 全要素生产率增长最快的非金属矿采选业, 为18.7%;其次是电力及热力的生产和供应业, 为16.1%。

2.2.4 行业的资本劳动比 (IK/IL)

Sonia (2008) 及Cole (2005) 均在模型中研究了资本密集度对外商直接投资的影响。本文采用Sonia (2008) 及李永军 (2003) 的方法, 用资本与劳动的比值度量该变量。资本投入 (IK) 用各个污染密集型行业当年的固定资产净值年平均余额表示, 再用固定资产投资价格指数平减为2001年不变价格;行业劳动投入 (IL) 用各个污染密集型行业的从业人员表示。同样采用Sonia的做法, 用滞后一期的资本劳动比反映各地的要素禀赋。

2.2.5 行业环境规制水平 (ERP)

这是本文关注的核心变量, 对于行业环境规制水平的度量, 赵红 (2007) [21]根据2002～2008年《中国环境年鉴》中公布的样本行业废水和废气污染治理设施的当年运行费用之和, 作为行业污染治理成本, 计算出样本行业环境规制强度。傅京燕 (2009) [22]对于行业层面的环境规制度量, 利用公式把地区层面的规制数据相对应转化为行业层面的数据。本文采用刘志忠 (2009) [23]使用的污水排放达标率来反映各行业的环境规制水平。污水排放达标率越高, 代表环境规制水平越高, 反之, 则代表环境规制水平越低, 由于环境规制的影响存在时滞, 采用Sonia的做法, 本文选取滞后一期的环境规制水平。

本文使用的中国污染密集型行业2001～2007年的数据均来自于《中国统计年鉴》 (2002～2008年) , 《中国工业经济统计年鉴》 (2002～2008年) , 和《中国环境年鉴》 (2002～2008年) 。

3 面板回归结果及分析

以各个污染密集行业的三资企业的工业增加值占该行业全部企业总的工业增加值的比重为被解释变量, 运用Eviews 6.0软件, 采用固定效应的面板数据模型, 对我国20个污染密集型工业行业组成的面板数据进行拟合, 考察环境规制对外商直接投资行业份额的影响, 得到表3所示的根据模型 (1) 的拟合结果。

资料来源:运用Eviews 6.0软件计算得出, 20个污染密集型行业的样本数为140个。

行业市场规模的系数在模型中显著为正, 这说明市场规模越大, 对外资的吸引力越大。行业的全要素生产率对外资所占比重的影响不大, 这说明外资之所以进入中国还是部分地依赖于它们自身在技术方面的优势地位, 受投资地技术水平的影响并不大。行业资本密集度的影响是显著为负, 即资本越是密集的行业外商投资企业所占的比重就小, 资本密集度从一个侧面可以反映了劳动力成本 (Sonia, 2008) , 这说明在我国, 外商直接投资企业更多地流向那些劳动力成本相对较低廉的行业。

污染密集型行业环境规制水平对各行业中的三资企业工业增加值占行业中全部企业总的工业增加值的比重影响不大, 即环境规制没有影响三资企业在我国污染密集型行业中所占的份额, 外商直接投资行业份额不受中国环境规制的影响。这说明外商之所以投资环境污染行业, 其根本原因在于中国这些污染密集型行业具有较高的投资回报率及低效率的环境规制投资环境, 这主要是由于受供求关系的影响, 国内这些污染密集型行业市场价格逐年上升, 利润较大, 发展的商业机会较好 (李岚红, 2006) ①。而同时与发达国家和新兴工业化国家和地区相比, 我国环境规制水平总体上明显偏低, 并且我国行业层面的环境规制, 特别是针对外商投资于污染密集型行业的环境规制法律来看, 在立法和执法水平方面较为滞后, 特别是在外商直接投资的行业市场准入和项目监管等方面, 没有充分重视环境保护问题, 外资所受约束很小。因此, 中国污染密集型行业一方面具有高投资回报率, 另一方面又是低水平的环境规制效率, 这二者为利润的追逐提供了现实的可行性, 环境规制没有影响三资企业在我国污染密集型行业中所占的份额。

4 对行业层面的政策建议

4.1 加强外商直接投资行业指导的立法与执法

我国对于外商直接投资行业的市场准入问题上, 立法及执法这两方面都较为滞后。在立法形式上, 对外商直接投资项目中的环境规制法律并没有统一, 而是根据《环境保护法》、《外资法》及其它相关法律的规定, 按照鼓励、允许、限制和禁止将外商投资项目分成4类②。2007年12月1日第四次修订并开始执行的《外商投资产业指导目录》对相关规定进行了调整, 不再鼓励外商投资我国稀缺或不可再生的重要矿产资源。不再允许外商投资勘查开采一些不可再生的重要矿产资源, 限制或禁止外资项目进入高物耗、高能耗、高污染的产业。强调引进的外资要符合国家的产业政策, 并有助于我国产业结构的优化升级。针对现状, 我们应该引起注意的是, 目前立法缺乏统一专门法规 (律) , 法律条款之间互相矛盾, 环境规制立法缺乏规划, 执法人员素质不高, 机构不健全, 权限不明确, 环保执法渠道不畅通, 这些问题的存在导致法律并没有有效地控制污染性项目的进入。

针对外商直接投资存在的污染问题, 应逐渐完善外商投资领域的环境规制立法, 强化环境规制执法。 (1) 在环境立法方面, 加强《涉外经济合同法》、《外资法》对环保的要求, 制定《外商投资环境管理条例》来统一规范外商直接投资环境管理;对于地方环境立法的完善, 要对相关的国际环境立法活动积极地参加, 努力形成一个以《环境保护法》为法律基础, 以《外商投资环境管理条例》为主干, 以其他相关法律法规为配套, 以有关的国际环境立法为补充的, 有机的、系统的、统一的外商投资环境保护立法体系。 (2) 在环境执法方面, 应做到“有法可依, 有法必依, 执法必严, 违法必究”, 加强环境执法机构建设, 提高执法人员素质, 加强对环境保护机构和外经贸部门工作人员的能力培训。

4.2 加强行业协会的环境规制作用

实证结果表明, 行业层面的环境规制对外商直接投资的作用不明显, 这就需要行业协会充分发挥其中观层面的作用, 弥补目前环境规制的不足。各个行业协会应该充分发挥约束与中介的作用, 通过相应的政策来监督各个行业的内资及外资会员企业的社会责任问题, 给社会造成的外部不经济问题, 如典型的环境破坏问题。众所周知, 环境保护问题是一个世界性的难题, 单靠一个企业、一个行业的努力是没有效果的, 这需要全社会的共同努力, 共同监督污染治理, 共同减少环境污染。各个行业协会作为整个行业的核心领导者, 应该建立行业联盟, 制定相应的规章制度, 有效解决环境外部性问题, 努力创造和谐的生存环境。国外很多行业协会致力于此, 如美国硬件协会、美国塑料协会、美国石油协会、国际银行协会、加拿大化学品生产商协会、欧洲汽车制造商协会、日本经济团体联合会都先后对环境行为及可持续发展制定了相关规定。

如果行业协会能够发挥监督与管理的职能, 将有助于解决或缓解环境外部性问题。行业协会可以制定协会章程, 运用经济手段对企业行为进行调控, 如要求企业缴纳会费时附带治污费, 对污染排放者进行罚款, 同时对环境保护做得好的企业给予物质及精神上的奖励及鼓励, 要求其他企业以环保做得好的企业为榜样, 积极开展环保经验交流, 提高整个行业的环境绩效。行业协会内的外商直接投资企业也必须遵守协会章程的相关环保规定, 有效控制环境污染。

摘要：环境规制对FDI的影响是当前的研究热点, 但从行业角度的研究较少, 本文运用面板数据从行业的角度实证研究环境规制对外商直接投资的影响并得出结论:环境规制对20个污染密集型行业外商直接投资在中国的行业份额没有影响, 这意味着中国行业层面的环境规制对投资于污染密集型行业的外商直接投资没有起到约束的作用, 环境规制政策的效率不高, 这一结论为行业环境规制政策的改进方向提供了理论依据。

篇5：FDI、环境规制与污染避难所效应-基于中国省级数据的经验分析

中国工业废气排放量在2011年已达51.92万亿立方米,居世界第一。工业废气有效处理与减排成为我国当前环境污染治理的重点,也成为促进经济、社会和环境可持续发展热点问题。近年来,一方面我国政府加大了对工业废气排放污染治理投资额,根据国家环保总局统计,“十五”期间全国工业废气环保投资为583.46亿元,“十一五”期间的投资为1194.88亿元,预计“十二五”将突破2000亿元;另一面我国政府开始为此制定了一系列行之有效的政策措施,并把环境保护问题作为我国的基本国策,为提高大气环境质量,我国政府也陆续制定了一系列大气防治和保护政策。这些措施手段在一定程度上缓解了我国大气环境进一步的恶化,国内外学者们的研究也证实环境保护投资和环境监管的合理运用是解决环境污染问题的重要依靠。

环境规制是采用一定的规制手段或工具,以达到一定的目标和标准,主要包括两大类:(1)命令和控制型规制工具;(2)市场为基础的规制工具。就我国目前的环境规制手段而言,主要是采用排污标准和排污税。那么,从经验研究角度看,这些环境规制工具是否起到了减排效果呢?Wang and Wheeler(2005)[1]对1993年中国3000个企业有关排污费和污染排放物进行调查,得出结论:国家排污收费制度对于企业控制污染,特别是对于企业在生产环节中的污染控制有显著作用。国内学者李永友和沈坤荣(2008)[2]基于省际工业污染数据的实证分析显示我国采取的污染收费制度、环境法规对减少污染排放起到了显著效果。傅京燕(2009)[3]以广东省制造业为例考察正式与非正式的环境规制对大气污染排放的影响,环境规制越严格,大气污染物污染物排放量越小,Cole et al(2005)[4]也证实正式和非正式环境监管对多种污染物排放的控制产生了良好效果。李胜文、李新春、杨学儒(2010)[5]从区域层面考察污染物排放成本对环境绩效的影响,认为东部地区的排污费实际征收标准较为有效,而中部和西部企业是否减少污染物排放是依据排污费对其成本与利润的影响。

已有一些学者认为环境污染治理投资是环境规制下的表现(杨涛,2003[6];吴玉鸣,2006[7];李永友、沈坤荣,2008[2]),在环境规制下污染企业要把一部分生产资金用于环保投资上,例如,我国政府在2002年颁布征收的《排污费征收使用管理条例》就明确规定,企业上缴的排污费必须全部专门用于环境污染治理。但是,社会把资金用于环境污染治理的效果如何呢?Angelo Antoci,Marcello Galeotti,Paolo Russu(2007)[8]认为,如果社会把资金投资在环保产品上,环境质量在不断提高的同时,还会将进一步带动经济的增长。从国内经验研究反映,我国公共财政环保投入对环境质量有正向的冲击,但存在滞后效应(王亚菲,2011[9];董竹、张云,2011[10])。张平淡、朱松(2012)[11]基于迪氏分解法将中国二氧化硫排放强度的降低分解为3个效应,其中环保投资对能源消耗强度效应、污染排放处理效应具有显著正向影响,然而二氧化硫减排主要依赖于末端治理和过程控制。此外,还有一些学者(刘立秋、刘璐,2000[12];刘纪山,2009[13]等)基于DEA模型探讨我国环保投资的治理效率问题,其结果显示环保投资对环境应有贡献度还不够,有待于进一步提高我国环境投资治理效率。

上述一系列研究表明,在环境规制作用下环保投资对改进我国的环境绩效无疑发挥了重要作用。不过,近期我国京津冀出现严重的大气灰霾现象,大气污染问题再一次敲响我国环境警钟,那么,近些年来我国大气污染减排是否有所成效。本文以工业废气排放为研究对象,分析环境规制下我国环保投资对工业废气减排影响。

1 中国的经验事实

工业废气是工业企业在工业生产过程中排入空气中多种含有污染性的气体,其中二氧化硫、烟尘和粉尘对天气和气候的影响十分明显,同时也是工业企业废气排放中的主要污染性物质。为了考察我国工业废气的减排效果,首先从3个角度对工业废气排放情况进行经验描述。表1显示,工业废气排放总量在总体上呈下降态势,2010年全国烟尘和粉尘排放总量与2000年相比,分别下降了36.43%和50.76%,但是二氧化硫排放总量出现波动增长,这说明我国工业二氧化硫治理情况不太乐观。在2008年,地级以上城市中仍有14.8%的城市二氧化硫年均浓度未达到国家二级标准,113个重点城市中二氧化硫年均浓度为三级和劣三级的城市比例分别为23%和0.9%。从工业废气排放强度角度看,工业二氧化硫、烟尘、粉尘的排放强度都明显下降,在2000年每亿元GDP的排放量分别为0.0162万吨、0.0096万吨、0.0110万吨,而2010年则不同程度地下降到0.0046万吨、0.0015万吨、0.0011万吨。反观各污染性气体的排放达标率,变化更为显著,在2010年主要污染性气体排放达标率都达到90%以上。

数据来源:根据《中国环境统计年鉴》(2000~2010)以及相关计算整理。

数据来源:《中国环境统计年鉴》(2000~2010),北京:中国统计出版社。

数据来源:根据《中国环境统计年鉴》(2000~2010)整理而得。

总的来说,我国工业废气治理取得了积极进展和成果。虽然已有研究表明,影响大气环境绩效的因素很多,但是从我国经验发展过程看,环保投资和环境规制对废气减排的积极作用功不可没。(1)图1反映我国工业“三废”治理项目完成投资额情况,我国大规模整治工业废气污染始于“十一五”(2005~2010)计划期间,2003年工业废气污染治理项目完成投资出现异常增长,到2007年达到历史最高水平,但是从2007年后工业废气污染治理项目完成投资开始快速下降,其可能原因是工业废气污染情况有所好转。由于工业废气排放一直是工业污染中最严重的问题,历年来我国政府也重视对工业废气的治理,从图1可以看出,在2002年后工业废气完成投资额一直高于工业废水、工业固体废弃物完成投资额。(2)大气环境属于公共物品的范畴,这种属性决定了单纯的市场手段无法实现大气环境容量的有效配置,污染企业也不会主动对废气进行污染治理投资,即存在环境市场失灵。因此,以环境管制、环境法规等主要手段的政府干预成为污染治理不可或缺的重要手段。关于环境规制强度的衡量,学者们采用多个不同的方法和指标,主要包括:污染治理支出和成本、“三同时”政策、环境管理情况、排污费标准以及多个因素的综合指标等。表2在一定程度上显示出我国环境规制情况,从选择的几个主要环境规制指标的数据表明:政府对工业废气的排放采取了严格的措施,这包括环保机构人数的逐年增加以及环境财政收入的增加,致使排污企业不得不增加环保设备的开支,遵循新建项目的环境保护措施与主体工程同步的政策。李钢、马岩、姚磊磊(2010)[14]测算工业废气环境规制强度指数,从2000年的45.3上升到2007年的68.8,这也佐证我国大气环境规制强度逐年不断提升。

2 环境规制下环保投资作用机制

从上述经验描述中可以获得直观印象是,我国的工业废气排放水平确实有所下降,废气的环保投资以及环境规制强度也在逐年提高。那么,在排污水平下降过程中,环保投资和环境规制是否发挥了积极作用,是否存在相互作用。针对这一问题,本文有必要进一步对环境规制下环保投资的作用机制进行分析。

在市场经济环境下,环境污染治理投资的主体是微观经济组织,其中主要是污染排放企业。对于企业来说,环境污染治理投资需要投入大量的资金,往往增加企业生产成本。但是,如果企业不进行环保投资,则会面临政府环境管制和环境法律法规的压力,一般而言,排污企业对环境政策越敏感,环境规制作用下企业污染治理投资就越多,污染减排效果就会越好。

假设在完全竞争市场环境中,单个企业可以根据利润最大化目标生产一定数量的商品,企业接受纯粹市场条件下固定商品价格(P)。假定企业生产的商品不仅受到消费者购买力约束影响,同时还受到消费者绿色消费倾向的影响,则商品需求函数为Q=Q(m,g(e)),其中m、g(e)和e分别表示消费者购买力、绿色消费倾向和企业污染排放水平。企业排放的污染越多,则意味着商品不健康程度越大,消费者绿色消费倾向越低,对商品的需求也就会越低。

在受到社会公众绿色消费倾向和政府环境管制的约束下,企业可以购买污染治理设备、升级生产技术以及进行清洁生产等手段实现污染减排,但是这些措施手段都需要投入大量的资金,那么企业环保投资函数为:

其中r表示政府环境规制。政府依据企业排污情况进行管制,会导致企业利润发生变化,例如,政府制定的排污税是因企业污染排放情况征收排污费用。

那么,企业在理性情况下利润最大化函数为:

对(2)式求导使企业在最优污染水平下获得最大利润,即:

对(3)进行变换可以得到关于企业最优污染水平(e)的隐函数,即:

上式(4)显示企业最优污染水平下的函数表达式,企业排放污染水平受到环境规制的影响。

将(1)式变换进一步带入(4)式可得关于企业最优污染水平e的另一种表达式,即:

(5)式给出利润最大化下企业最优污染水平受到环保投资影响的函数。

综合上述,表达式(1)(4)(5)从理论上说明环境管制、环保投资与环境污染三者的关系,企业的生产经营活动以追求利润为主要目的,大部分企业不主动也不愿意进行污染治理投资,那么环保投资需要政府的干预和法律上的保证,这样在政府环境管制和企业环保投资共同的作用下环境质量改善才成为可能。为了从经验上估计环境规制下环保投资的污染减排效果,下面我们将选取合适的计量方法对(1)(4)(5)式进行计量分析。

3 模型设定与数据

3.1 计量方法选择

本文采用面板数据模型中的变截距模型作为实证研究方法(高铁梅,2009)[15],即:

其中yi,t为被解释变量,X为解释变量及实证中所采用的其他控制变量,ηi为实证中的省级效应,用于控制各省级区域的固定效应,ui,t为残差项。

由于环保投资、环境规制与工业废气排放强度可能存在双向因果关系,即进行实证研究时,所采用的计量模型和方法能有效的克服变量的内生性,同时为了克服(6)式中存在的省级区域固定效应,Arellano Bond(1991)和Arellano Bover(1995)建议需采用GMM(广义矩阵估计法)进行实证分析,为此,作者对(1)式进行一阶差分处理可得:

(7)式有效的剔除了省级层面的固定效应,为了克服解释变量的内生性问题以及新的残差项与滞后被解释变量之间的相关性问题,方程模型必须采用工具变量来进行估计。为此,考虑到样本观察值的有限性,作者将被解释变量的一阶滞后项作为回归中的工具变量。Arellano Bond(1991)和Arellano Bover(1995)指出运用GMM估计时还应判断工具变量和模型设定的有效性。因此,我们分别采用Hansen检验和Arellano-Bond AR(2)检验分别判断工具变量及模型设定的合理性。

3.2 变量选取与具体模型确定

3.2.1 被解释变量

由于工业污染排放是造成我国空气质量状况好坏的主要原因,作者用工业废气排放强度(GAS)衡量每一单位经济产出所排放的工业废气数量。

3.2.2 解释变量

解释变量有主要有两个,(1)用工业污染源治理投资额衡量工业废气治理投资强度(EI);(2)用工业废气污染治理设施运行费用(ER)作为工业废气排放的管制强弱指标(Gray、Shadbgian(2005)[16]、Arimura(2006)[17]等),这是因为当工业企业面临较严格的环境规制时,会花费较多的支出和成本在污染治理上。在实证分析中,我们将这两个变量置于不同的方程中,以对比分析解释变量的控污效应的差异,同时,考虑两者的作用关系,我们还将进一步考察环境规制对环保投资影响作用。

3.2.3 其他控制变量

(1)本文借鉴李永友、沈坤荣(2008)[2]和包群、彭水军(2006)[18]等关于环境治理绩效的研究,选取以下变量:产业结构(IOV),由于第三产业在资源消耗和环境影响方面与第一二产业存在着很大的差异,因此有必要控制产业结构变化对环境治理绩效的影响;国有企业比重(SP),工业部门中国有企业比重大是发展中国家的特点,对国有企业加强环境治理应成为改善地区整体环境绩效的一个不可忽视因素;外商直接投资(FDI),一方面外商直接投资被认为具有较先进的生产技术,另一方面环境绩效较差的外商投资会流向环境管制比较弱的地区,估计模型中增加外商直接投资变量从经验上判断外商直接投资对环境绩效影响;经济发展水平(PGDP),环境Kuznets曲线表明一国的人均收入与环境表现大体呈倒U型关系,所以本文采用人均GDP作为控制变量之一。(2)我们选择以下3个影响环保投资的控制变量:银行贷款利率(R),社会计划者在进行投资时,会考虑资金使用的成本,由于环保投资也属于决策投资的一种,那么银行资金贷款利率高低是影响环保投资的重要因素;环保产业产值(EV),环境产业的发展,有利于社会计划者选择对环境领域的投资,环保产业产值是衡量环保产业发展程度的重要表现,由于各省环保产业产值数据缺失,我们选择具有代表性的“三废”综合利用产值表示;经济发展水平(PGDP),经济发展程度如何也会影响环保投资,我们将人均GDP引入作为控制变量之一。

表3对所使用的变量进行定义和取对数后的描述性说明,在模型具体形式上,为了直接比较各变量之间的弹性大小,同时考虑异方差给实证结果带来的有偏影响,本文采用双对数计量模型。另一方面,环境保护投资、环境规制对污染控制的影响作用,(1)在于投资和管制当期的污染治理,使污染物排放减少;(2)形成治理能力之后发挥作用。两方面作用都存在一定的时间差,前者表现为资金的审计和资金的到位需要时间,后者表现为治理能力的形成到充分发挥作用需要时间,这说明宏观经济变量具有时滞效力,滞后解释变量需要被引入计量模型之中才能更好地检验工业废气环保投资和环境规制的影响。那么,根据以上分析设计3个计量方程:

4 计量结果分析

作者主要运用差分矩估计(differece-GMM)方法和前文所获相关变量从省级层面实证分析环境规制下我国环保投资对工业废气减排效果影响。在实际计量过程中,作者把解释变量引入计量方程回归分析后,再引入控制变量进行回归,以提高回归的可靠性。从表4的回归结果看,6个回归模型的AR(2)的概率值都证明回归方程不存在二阶序列相关的假设,并且Hansen检验结果显示工具变量的有效性,同时Wald检验对回归方程整体性检验都通过1%的显著性水平。

表4列出了广义差分GMM的估计结果。在其中模型1中,环保投资对工业废气排放强度影响的估计系数显著为负,在引入控制变量后,这一负系数在模型2中依然显著为负,这表明我国工业污染治理投资强度的提升是有利于工业废气的减排,其滞后一期的环保投资更具有减排效应。在模型3、4中,环境规制的估计结果显示,其估计系数显著为负,并都通过10%的显著性检验,这表明环境规制强度的提升也有利于工业废气排放强度的降低,其滞后一期环境规制的减排效力也高于前一期的作用。对比环保投资与环境规制的影响系数大小,可以看出环保投资的减排效力要高于环境规制对工业废气的影响,但是从模型5、6中的环保投资与环境规制关系角度看,环境规制与环保投资具有明显的正相关,这意味着,每提高1%的环境规制强度就会促使社会至少增加0.6111个百分点的环保投资。

其他控制变量回归结果显示:工业部门中国有企业比重(SP)越大,环境质量越低,这一结论与国内外许多学者的研究基本一致,其经验结果表明,对国有企业加强环境治理应成为改善地区整体环境绩效一个不可忽视的因素。外商直接投资(FDI)与工业废气排放之间显著负相关,提高外商直接投资有助于减少污染物的排放,众多文献研究指出外商直接投资对东道主企业具有技术外溢作用,包群、彭水军(2006)[18]也证实FDI对我国环境绩效的积极影响。产业结构(IOV)对工业废气的减排在统计上不显著,这可能是因为选取的变量不能很好的显示环境绩效在各个省区之间的差异。人均GDP衡量的经济发展水平与废气排放强度具有负向关系,这支持了“经济发展到某个阶段有利于改善环境质量”的理论。就市场贷款利率(R)对环保投资影响而言,市场贷款利率的提高会大大打击环保投资领域发展。但是,从另一方面看,环保产业(EV)和经济发展会促进环保投资领域的繁荣。

注:***,**,*分别表示在1%,5%和10%的水平上显著,估计系数下面括号中的为参数估计z值;AR(2)、Hansen检验为概率值,概率值P>0.05通过检验。

5 结论与政策启示

本文选取我国30个省市自治区2001~2010年的相关数据,建立动态面板模型,采用差分广义矩估计(GMM)方法考察环境规制作用下我国环保投资对工业废气减排的影响。分析结果显示:我国环保投资对工业废气减排具有促进作用,但存在投资时滞影响。这可能和投资资金到位率低、投资延误有关,政府污染治理资金从工业污染治理项目立项、审批、资金划拨和到位,必须经历多部门多项行政手续,资金到位滞后对投资项目完成的影响普遍存。环境规制可以有效地促进工业废气治理投资的增加,进而可实现工业废气减排作用,其滞后一期的环保投资和环境规制具有强的减排效果。根据以上结论,要继续提高我国工业废气整体治理水平,本文提出以下几个方面政策建议:

5.1 扩大工业废气环保资金供给规模,优化我国环保投资结构

从国家统计局数据显示,我国环境污染治理投资占国内生产总值之比,已从1980年代初0.51%,提高到2010年的1.66%。但是,我国环保投资总量不足依然是制约环境进一步改善的原因之一,根据世界银行资料表明,当一个国家环保投资总额达到GDP的2.0%~3.0%时,环境才能得到逐步改善。另一方面,由于城市环境基础设施建设投资挤占环境污染治理投资总额的绝大部分,工业废气污染治理的投资占环境污染治理总投资的比重在不断下降。因此,国家有必要调整环境污染治理的结构,把大气环境保护投入作为公共财政支出的重点并逐步增加投入。

5.2 强化政府环保政策导向作用,引导社会资金和境外资金流向环保领域

政府环境监督与规制是影响大气污染排放的重要因素,政府不仅应该严格依法执法,促使污染企业或违反法规标准的企业提供足够的环保投入,而且制定一些环境服务的税收和价格优惠政策,鼓励和吸收社会资本、外资参与大气污染的治理,实现投资主体的多元化。

5.3 建立工业污染防治资金监督机制,提高工业废气环保投资理效率