fdi、區(qū)域環(huán)境質(zhì)量與環(huán)境污染文獻綜述

一、fdi與環(huán)境質(zhì)量改革開放以來，隨著經(jīng)濟全球化進程的加快，中國已成為吸引外國投資最多的發(fā)展中國家。作為“資本、技術(shù)、營銷、管理的結(jié)合體”（ChengandKwan,2000）的外商直接投資（FDI）不僅彌補了國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展過程中的資金缺口，而且通過溢出效應(yīng)帶來了新的管理經(jīng)驗及技術(shù)，加快了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和市場化進程，因而外資也是推動中國經(jīng)濟高速增長的一個重要引擎（鐘昌標(biāo)，2010）。然而隨著引資規(guī)模的擴大，中國的環(huán)境質(zhì)量也在急劇惡化，大氣污染、固體廢棄物、酸雨等一系列的環(huán)境問題日益嚴(yán)重，環(huán)境污染已引起了相關(guān)部門的高度重視，2009年中國政府在哥本哈根世界氣候大會上就明確承諾了碳減排目標(biāo)。因此把握當(dāng)前國際環(huán)保大趨勢、努力協(xié)調(diào)FDI與區(qū)域環(huán)境問題已成為各地方政府所面臨的嚴(yán)峻而又現(xiàn)實的問題，外商直接投資和環(huán)境污染之間的關(guān)系引起了眾多學(xué)者的廣泛關(guān)注?，F(xiàn)有文獻中關(guān)于外商直接投資對環(huán)境污染影響盛行的一個觀點是“污染天堂”假說（PollutionHavenHypothesis）。國外不少學(xué)者對“污染天堂”假說進行了理論和實證研究（SmarzynskaandWei,2001;KellerandLevinson,2002;Dean,2000）。其中一些學(xué)者的研究為“污染天堂”假說提供了有力的證據(jù)，認(rèn)為FDI惡化了區(qū)域環(huán)境質(zhì)量。在經(jīng)濟發(fā)展的早期階段，發(fā)展中國家為了吸引更多的外資流入，往往會放松環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)，加速自然資源的開發(fā)和利用并生產(chǎn)更多的污染密集型產(chǎn)品，因此發(fā)展中國家更多的是從事“骯臟行業(yè)”的生產(chǎn)，出口的也往往是污染密集型和資源消耗性產(chǎn)品，從而淪為發(fā)達國家的“污染天堂”（Markusen,1999;ListandCo,2000）。而持續(xù)下降的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)將會出現(xiàn)“向（環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)）底線競賽”現(xiàn)象，因而FDI會加劇東道國的環(huán)境污染（Duaetal.，1997）。另一些學(xué)者的研究則認(rèn)為FDI的進駐不但沒有惡化東道國的環(huán)境質(zhì)量，反而有利于改善區(qū)域環(huán)境污染（Antweileretal.，2001;FengHelenLiang,2005;JieHe,2006）。首先，F(xiàn)DI的生產(chǎn)活動和污染治理活動都具有規(guī)模效益遞增的特征（Zarsky,1999）,FDI通過提高收入水平進而提高區(qū)域環(huán)境質(zhì)量，因而“污染天堂”只是一個短暫的現(xiàn)象而已（ManiandWheeler,1998）。其次，與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)相比，外資企業(yè)往往執(zhí)行統(tǒng)一的嚴(yán)格環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，因此其海外投資減少了當(dāng)?shù)氐奈廴九欧帕浚–hudnovskyandLopez,1999），并且它所推行的國際環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)能夠促進東道國國家環(huán)保技術(shù)的發(fā)展，產(chǎn)生污染暈輪效應(yīng)（EskelandandHarrison,2003）。最后，F(xiàn)DI所提供的新技術(shù)有利于改善環(huán)境質(zhì)量。FDI為發(fā)展中國家提供了采用新技術(shù)的動機和機遇，促使其實現(xiàn)清潔或綠色生產(chǎn)（BirdsallandWheeler,1993;Frankel,2003），且外資企業(yè)間接的生產(chǎn)外溢效應(yīng)可以改善東道國環(huán)境質(zhì)量（WayneandShadbegian,2002;FengHelenLiang,2005），因而FDI可以通過引進環(huán)境友好型的技術(shù)和產(chǎn)品改進東道國的環(huán)境福利（LetchumananandKodama,2000;WangandJin,2002）。國內(nèi)的相關(guān)研究也以“污染天堂”假說為出發(fā)點，一些學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面著手（夏友富，1999；趙細(xì)康，2003；陳媛媛、李坤望，2010），試圖尋求FDI流入所引起的污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移趨勢；也有一些學(xué)者以某一特定地區(qū)或全國為研究對象，單向考察了FDI與環(huán)境污染之間的關(guān)系，其中應(yīng)瑞瑤和周力（2006）、吳玉鳴（2007）、劉渝琳等（2007）的實證研究結(jié)果均表明中國已出現(xiàn)“污染天堂”現(xiàn)象。而許士春等（2009）的研究結(jié)論表明“污染天堂”假說在江蘇省是不成立的，并認(rèn)為江蘇省的環(huán)境污染問題主要是由于省內(nèi)企業(yè)大規(guī)模出口造成的。進一步地，部分學(xué)者認(rèn)為FDI對環(huán)境污染的影響應(yīng)該存在一個復(fù)雜的傳導(dǎo)機制（周力，應(yīng)瑞瑤，2009），比如規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)等（GrossmanandKrueger,1991;Panayotou,2000）。張顏博等（2009）的研究表明FDI的存量增加所誘致的經(jīng)濟規(guī)模擴張和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的重污染化加劇了污染排放，而其誘致的技術(shù)轉(zhuǎn)移帶來了正面的環(huán)境效應(yīng)。而包群、陳媛媛、宋立剛（2010）則運用一般均衡分析將FDI的環(huán)境效應(yīng)分解為規(guī)模效應(yīng)和收入效應(yīng)，認(rèn)為一方面外資進入擴大了東道國生產(chǎn)規(guī)模和產(chǎn)出水平，因而導(dǎo)致更多的污染排放；另一方面，外資提高了東道國居民收入水平，東道國污染稅率的提高將迫使企業(yè)使用更多的資源用于污染治理，外資與東道國環(huán)境污染之間存在倒U型曲線關(guān)系。總體來看，由于研究的對象、思路和方法的差異，各國學(xué)者關(guān)于FDI對環(huán)境污染的影響研究沒有得到一致的結(jié)論?？v觀現(xiàn)有的研究可以發(fā)現(xiàn)存在以下幾點不足。首先，現(xiàn)有文獻主要選取二氧化硫、二氧化碳等氣體排放物作為環(huán)境污染的衡量指標(biāo)，較多地忽略了固體排放物、液體排放物等環(huán)境問題。對污染物選取的不同往往也會出現(xiàn)不同的結(jié)果，在一定程度上降低了模型的解釋能力。環(huán)境污染并不是由單一的某種污染物造成的，它是眾多污染綜合作用的結(jié)果，因此在考察FDI的環(huán)境影響效應(yīng)時不能僅僅依靠單一的污染指標(biāo)衡量，而需要一個綜合、全面的指標(biāo)。其次，目前的研究大多采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)分析FDI與環(huán)境污染之間的關(guān)系，引入空間計量方法的研究還很少。傳統(tǒng)的面板回歸通常假定各個地區(qū)的污染排放是相互獨立的，這顯然與現(xiàn)實存在偏離，風(fēng)向、水流等客觀因素使得一個地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量必然會受到鄰近地區(qū)污染排放的影響，環(huán)境污染存在很強的空間聯(lián)動性，而FDI的高度集聚、公共政策的外部性等則進一步加強了環(huán)境污染的空間相關(guān)性（Poonetal.，2006）。因而如果忽略這種空間相關(guān)性的影響，模型估計將是有偏的或產(chǎn)生錯誤的參數(shù)檢驗（Anselin,1988）。近年來，一些學(xué)者采用空間截面數(shù)據(jù)對FDI的區(qū)位選擇影響因素（Coughlinetal.，2000；王劍，2004；王立平等，2005）及EKC曲線（DavidMaddison,2006；朱平輝、袁加軍等，2010）進行空間實證分析，由于這些研究均采用某一年的截面數(shù)據(jù)，其估計結(jié)果存在較大的隨機性和偶然性（蘇梽芳等，2008）。鑒于此，本文選取2000～2009年我國30個省域（重慶市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)并入四川省）作為樣本，首先采用熵權(quán)法構(gòu)建環(huán)境污染綜合指數(shù)，分析我國各省域FDI與環(huán)境污染的分布格局，然后將FDI與環(huán)境污染的空間自相關(guān)性同時納入計量模型，采用空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SLM）實證分析FDI對我國環(huán)境污染的影響。本文旨在從FDI在地理上的集群這一角度解釋我國環(huán)境污染的“局域俱樂部集團”現(xiàn)象，揭示FDI與環(huán)境污染的動態(tài)躍遷過程及其存在的空間效應(yīng)，重點考察FDI在地理上的集群對環(huán)境污染的作用程度，并驗證“污染天堂”假說在中國是否成立，進而為我國制定區(qū)域引資政策、實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟與環(huán)境保護的協(xié)調(diào)發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)。與以往研究成果相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下3個方面：第一，采用熵權(quán)法構(gòu)建環(huán)境污染綜合指數(shù)，從整體上衡量各個省域的環(huán)境污染程度。第二，將FDI與環(huán)境污染的空間自相關(guān)性同時納入計量模型，采用空間面板數(shù)據(jù)實證分析FDI對我國環(huán)境污染的影響。第三，考慮到不同國家對華投資規(guī)模的巨大差異，選擇近10年來對華投資份額較大的12個國家和地區(qū)并根據(jù)其地理位置劃分為全球離岸金融中心、東亞發(fā)達國家、歐美發(fā)達國家3個主要外資來源地，考察不同外資來源地的FDI對環(huán)境污染的影響差異及原因。全文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為FDI與環(huán)境污染分布格局的探索性空間數(shù)據(jù)分析；第三部分建立空間計量模型實證分析FDI對我國環(huán)境污染的影響，并進一步考察不同來源地的外資對環(huán)境污染的影響差異及原因；第四部分為主要結(jié)論及政策啟示。二、fdi與環(huán)境污染的空間關(guān)聯(lián)格局為了測度省域FDI與環(huán)境污染在地理空間上的集聚程度，本節(jié)采用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法，運用空間自相關(guān)Moran指數(shù)及其散點圖來分析FDI與環(huán)境污染在空間上是否存在集群現(xiàn)象？并進一步采用局域空間關(guān)聯(lián)指標(biāo)LISA集群圖及顯著性水平來檢驗這種分布格局。采用的樣本是全國30個省域（重慶市并入四川?。?000～2009年的數(shù)據(jù)，相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各期。（一）環(huán)境污染的多元回歸模型空間自相關(guān)性可以通過Moran指數(shù)來檢驗。Moran指數(shù)是觀測值與它的空間滯后之間的相關(guān)系數(shù)，其取值范圍在-1到1之間。若各區(qū)域觀測值呈空間正相關(guān)，則Moran值在0～1之間，Moran值越接近于1，表明其空間正相關(guān)性越強，否則為負(fù)相關(guān)。從表1可以看出，F(xiàn)DI的Moran指數(shù)均為正值，且通過了5%的顯著性水平檢驗，這表明我國30個省域FDI在空間分布上具有顯著的正相關(guān)性（即空間依賴性）。也就是說，F(xiàn)DI在空間上的分布并非是隨機的，而是表現(xiàn)出某些省域的FDI在空間上趨于集聚。對環(huán)境污染的Moran值考察，本文通過采用熵權(quán)法構(gòu)建環(huán)境污染綜合指數(shù)來進行檢驗。由于當(dāng)前中國的環(huán)境污染主要源于工業(yè)生產(chǎn)，而流入中國的FDI70%進入了制造業(yè)領(lǐng)域，其相關(guān)行業(yè)往往也是污染大戶（溫懷德等，2008），而且一些學(xué)者的研究結(jié)果也表明生活消費所產(chǎn)生的污染物基礎(chǔ)上的環(huán)境庫茲涅茨曲線驗證是失效的（Rothman,1998；劉燕、潘楊等，2006），所以眾多的學(xué)者采用工業(yè)三廢中的一個或幾個具體污染排放物來表示整體的環(huán)境污染水平（JieHe,2006；包群、彭水軍，2006；張少華、陳浪南，2009；朱平輝、袁加軍等，2010）?；谝延醒芯课墨I，同時考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取工業(yè)三廢中的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量六類具體環(huán)境污染度量指標(biāo)。并借鑒MaJianqin等（2010）的方法采用熵權(quán)法計算環(huán)境污染綜合指數(shù)，客觀地確定污染指標(biāo)的權(quán)重來避免主觀因素造成的偏誤，并使得該指數(shù)能夠最大限度地反映中國環(huán)境污染的整體情況（具體計算過程及結(jié)果見附錄1和附錄2）。從表1可以看出，環(huán)境污染的Moran值除2007年外均在10%或者更低的顯著性水平下通過假設(shè)檢驗并呈現(xiàn)出波狀波動態(tài)勢，2007年達到最低值0.0915，因而我國省域環(huán)境污染也存在較為顯著的空間正相關(guān)性，環(huán)境污染在空間分布上存在一定的污染集群現(xiàn)象。Moran指數(shù)散點圖可以將各省域的FDI集群分為四個象限的空間關(guān)聯(lián)模式：第一象限（HH）表示高FDI流入?yún)^(qū)被同是高FDI流入的其他省域所包圍；第二象限（LH）表示低FDI流入?yún)^(qū)被高FDI的其他省域所包圍；第三象限（LL）表示低FDI流入?yún)^(qū)被同是低FDI流入的其他省域所包圍；第四象限（HL）表示高FDI流入?yún)^(qū)被低FDI流入的其他省域所包圍。第一、三象限體現(xiàn)出正的空間自相關(guān)性，第二、四象限體現(xiàn)出負(fù)的空間自相關(guān)性。環(huán)境污染集群的空間關(guān)聯(lián)模式同上。FDI與環(huán)境污染的Moran散點圖（見圖1、2、3、4）均顯示大部分省域位于第一象限（HH）和第三象限（LL）。在FDI的集群檢驗中，2009年有9個省域位于第一象限，比2000年多一個;2009年有14個省域位于第三象限,與2000年保持一致。整體而言,2000年、2009年FDI的Moran散點位于第一、三象限的省份合計占樣本總數(shù)的比重分別為73.33%、76.67%。環(huán)境污染的Moran散點圖顯示2000年和2009年均有8個省域位于第一象限,2009年有12個省域位于第三象限,比2000年多一個。因而,2000年、2009年環(huán)境污染的Moran散點位于第一、三象限的省份合計占樣本總數(shù)的比重分別為63.33%、66.67%。此結(jié)果進一步證實了我國省域FDI與環(huán)境污染都存在顯著的空間正相關(guān)性(空間依賴性),大部分省域與其鄰近省域表現(xiàn)出相似的集群特征,FDI引入較高的省域在空間上相互臨近,而FDI引入較低的省域也趨于集中。同樣地,高環(huán)境污染省域被高環(huán)境污染的鄰近省域所包圍,低環(huán)境污染省域被低環(huán)境污染的鄰近省域所包圍。環(huán)境污染在年期間最普遍的變遷類型依然是省域及其鄰居保持相同水平,其中有20個省域表現(xiàn)出空間上的穩(wěn)定性,占到樣本總體的66.67%。相對而言,屬于相對位移省域躍遷類型的只有7個,具體包括從HH象限遷移到LH象限、從HL象限遷移到LL象限、從LH象限遷移到HH象限,絕大部分省域位于西部地區(qū)。此外,屬于相關(guān)空間鄰近省域躍遷類型的有從HL象限遷移到HH象限、從LL象限遷移到LH象限。省域躍遷到其他不同省域這種類型的空間變遷現(xiàn)象在考察期內(nèi)未發(fā)生,說明我國省域環(huán)境污染存在高度的空間穩(wěn)定性,環(huán)境污染同樣具有嚴(yán)重的路徑依賴性。（二）區(qū)域分布格局Moran指數(shù)從整體上刻畫了FDI與環(huán)境污染的集群情況，但這種全域空間自相關(guān)分析無法用于進一步分析不同地理位置的區(qū)域空間關(guān)聯(lián)模式，而局域空間關(guān)聯(lián)指標(biāo)LISA可以檢驗局部地區(qū)高值或低值是否在空間上趨于集聚。通過局域LISA集群圖（如圖5、圖6所示）及顯著性水平檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI在我國的區(qū)域空間分布上已形成兩個不同的集聚區(qū)域：第一個是以福建省為中心，與周邊東部沿海省份共同組成的FDI高值集聚區(qū)，尤其是自2003年以來，浙江、上海、江蘇三省份的FDI空間依賴性越來越顯著。作為FDI的擴散中心，位于此象限的省域自身對FDI具有較強的吸引能力，通過與周邊省域的交流與合作，帶動了周邊地區(qū)引資水平的提高。第二個是以青海省為中心，與周邊的新疆、甘肅及西藏、陜西等西北內(nèi)陸各省份組成的FDI低值集聚區(qū)。位于此象限的省域及周邊地區(qū)FDI流入均很少，無法產(chǎn)生強烈的示范效應(yīng)，區(qū)域引資效果有限。由此可見，一個地區(qū)的引資效果與自身所處的地理位置及周邊地區(qū)FDI利用效果密切相關(guān)。環(huán)境污染的局域LISA統(tǒng)計結(jié)果（如圖7、圖8）顯示，我國的省域環(huán)境污染在區(qū)域空間分布上同樣也形成了兩個不同的集聚區(qū)域：第一個是以內(nèi)蒙古、山西為中心，與周邊的寧夏、甘肅、新疆等北方省份組成的高環(huán)境污染集聚區(qū)，環(huán)渤海地區(qū)傾向于分布在此集聚區(qū)。作為老工業(yè)基地的遼寧省分布在HH象限，吉林、黑龍江則分布在LH象限，可以推斷，由于受季風(fēng)氣候及河流等因素的影響，吉林、黑龍江的環(huán)境污染更多的是受到內(nèi)蒙古、河北、遼寧等附近省域的影響，東北地區(qū)可能存在嚴(yán)重的環(huán)境污染轉(zhuǎn)嫁問題。第二個是以上海為中心，與周邊的浙江、江蘇等東部沿海省份組成的低環(huán)境污染集聚區(qū)。中部的江西、湖南、湖北、安徽也分布于低環(huán)境污染集聚區(qū)，雖然LISA值未通5%的顯著性水平檢驗，但隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，上述四省份向低環(huán)境污染集聚區(qū)躍遷的趨勢會越來越明顯。此外，作為非典型地區(qū)的省域代表之一，河南省一直處于LH象限，其顯著性水平逐漸下降并趨向于向LL象限靠近。與此同時，陜西省由最初的HH象限躍遷至LH象限。從目前的變化趨勢可以推斷我國的低環(huán)境污染集聚區(qū)正在向北擴展。從FDI與環(huán)境污染的空間分布及集群檢驗結(jié)果可以看出，我國省域FDI與環(huán)境污染均存在顯著的空間自相關(guān)性，F(xiàn)DI與環(huán)境污染在我國地理分布上均存在明顯的“路徑依賴”特征并形成了不同的集聚區(qū)域。FDI高值集聚區(qū)一般是我國環(huán)境污染的低值集聚區(qū)，而FDI低值集聚區(qū)卻是我國環(huán)境污染的高值集聚區(qū)，因而可以初步判斷FDI在地理上的高度集群將有利于改善我國區(qū)域環(huán)境質(zhì)量。為了進一步論證該觀點，本文將采用空間計量模型對其進行實證檢驗。三、fdi對污染影響的空間測量（一）空間回歸模型FDI一般通過促進經(jīng)濟增長來直接或間接地影響到區(qū)域環(huán)境質(zhì)量，因此可以通過在環(huán)境庫茲涅茨曲線檢驗的基礎(chǔ)上引入FDI來考察其對環(huán)境污染的影響程度及方向。借鑒Antweiler等（2001）的一般均衡模型研究思路，建立如下計量模型：式中，i和t分別表示第i個省份第t年的數(shù)據(jù)，P為環(huán)境污染綜合指數(shù)，GDP為產(chǎn)出水平，F(xiàn)DI為外商直接投資，X為影響環(huán)境污染的其他控制變量。一個省域的環(huán)境質(zhì)量不僅受到自身經(jīng)濟發(fā)展的影響，而且還受到周邊地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的影響，產(chǎn)業(yè)布局、能源消耗結(jié)構(gòu)及公共政策使得地區(qū)間環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟發(fā)展的空間聯(lián)動性進一步增強（楊海生等，2005；張賢等，2007）。環(huán)境污染具有很強的空間自相關(guān)性（DavidMaddison,2006；朱平輝等，2010），而FDI在地理上的高度集群增強了環(huán)境污染的空間依賴性，因而對FDI與環(huán)境污染之間的關(guān)系研究需要納入空間相關(guān)性。在空間計量模型中，根據(jù)觀測值空間相關(guān)性的不同沖擊方式，分別設(shè)置空間滯后模型（SpatialLagModel,SLM）和空間誤差模型（SpatialErrorModel,SEM）來全面考察我國省域外商直接投資對環(huán)境污染的影響?？臻g滯后模型主要考察變量在某一區(qū)域是否存在顯著的溢出效應(yīng)，其表達式為：其中εit～N(0,σ2it)。式中，ρ為空間回歸系數(shù)，反映了樣本觀測值之間的空間依賴作用，即鄰近省域的觀測值WP對本省環(huán)境污染觀測值P的影響方向和程度；W為n×n的空間權(quán)重矩陣，本文采用空間鄰接權(quán)重矩陣，即當(dāng)省域i和省域j相鄰時，W取1；當(dāng)省域i和省域j不相鄰時，W取0。WP為空間滯后因變量，反映了空間距離對省域環(huán)境污染行為的作用程度；ε為隨機誤差項向量?？臻g誤差模型的表達式為：其中εit=λWε+μit，μit～N(0,σ2it)。式中，參數(shù)λ為空間誤差系數(shù)，衡量了樣本觀察值中的空間依賴程度，即鄰近省域的環(huán)境污染P對本省份觀察值P的影響程度和方向。與SLM模型不同的是，SEM模型中的空間依賴性作用存在于誤差項中，度量了鄰近省域關(guān)于因變量的誤差沖擊對本省份觀察值的影響程度。μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量。由于SLM、SEM模型都是從全域計算空間相關(guān)性，因而空間回歸模型中變量可能存在內(nèi)生性問題，對上述模型的估計如果仍采用普通最小二乘法（OLS），則會產(chǎn)生系數(shù)估計值有偏或無效（Anselin,1988；吳玉鳴，2007；鐘昌標(biāo)，2010）,Anselin(1988）建議采用極大似然法（ML）來估計SEM和SLM的參數(shù)。借鑒上述學(xué)者的分析方法，本文采用極大似然法（ML）對空間回歸模型進行估計，這種估計方法一方面能夠克服傳統(tǒng)OLS估計中的變量內(nèi)生性問題，可以有效地克服因內(nèi)生性問題而產(chǎn)生的估計偏誤（Anselin,1988;Blonigenetal.，2007）；另一方面又科學(xué)地反映了省域環(huán)境污染之間的空間依賴性程度，準(zhǔn)確度量鄰近省域的環(huán)境質(zhì)量對本省份環(huán)境質(zhì)量的影響。（二）模型設(shè)定及估計原則本文選取2000～2009年全國30個省域（重慶市并入四川?。┳鳛闃颖荆嚓P(guān)原始數(shù)據(jù)主要來源于《新中國六十年資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》及各省份的統(tǒng)計年鑒。對FDI主要來源地的考察主要集中在以下3個區(qū)域：（1）全球離岸金融中心，包括：香港、維爾京群島、開曼群島、薩摩亞、毛里求斯；（2）東亞發(fā)達國家，包括：韓國、日本、新加坡；（3）歐美發(fā)達國家，包括：美國、英國、德國、法國。相關(guān)變量指標(biāo)選取如下。環(huán)境污染綜合指數(shù)（P）：選取工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量六類環(huán)境污染度量指標(biāo)，采用熵權(quán)法計算環(huán)境污染綜合指數(shù)。產(chǎn)出水平（GDP）：產(chǎn)出水平可以反映一省份的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，而環(huán)境問題始終與經(jīng)濟發(fā)展緊密聯(lián)系（GrossmanandKrueger,1991）。對于不同國家或地區(qū)以及不同的污染物而言，環(huán)境污染與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系并無完全符合倒U型曲線假說，廢水、固體廢棄物與經(jīng)濟發(fā)展水平之間呈單調(diào)上升的關(guān)系，而二氧化碳與經(jīng)濟發(fā)展水平之間呈單調(diào)上升（ShafikandBandyopadhyay,1992）或三次方型（FridelandGetzner,2002），且工業(yè)化國家的EKC會呈現(xiàn)較明顯的三次形式（Poonetal.，2006），因此，通過在模型中引入GDP的平方及三次方項考察環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系。本文使用各省份地區(qū)生產(chǎn)總值來反映產(chǎn)出水平，以2000年為基期，采用歷年各省份GDP平減指數(shù)消除價格影響。外商直接投資（FDI）：大量的FDI涌入一方面加劇了我國的環(huán)境壓力，另一方面FDI企業(yè)帶來的先進“清潔”生產(chǎn)技術(shù)可以減少當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境污染，因此FDI是影響我國環(huán)境污染程度的重要因素。在總體樣本考察中，本文采用實際利用外資額來衡量區(qū)域引資水平。由于目前相關(guān)統(tǒng)計年鑒中缺乏按來源地劃分的實際利用外資額，基于數(shù)據(jù)的可得性及統(tǒng)計口徑的一致，對主要來源地的外資采用協(xié)議利用外資額。此外，海南、西藏等省份個別年份相關(guān)數(shù)據(jù)存在缺失，本文在姚戰(zhàn)琪（2007）、王立文（2007）計算方法的基礎(chǔ)上進行了改進，采取如下估計原則：首先根據(jù)既存數(shù)據(jù)計算出缺失省份某一來源地共有的合同外資額，并進一步假設(shè)缺失省份實際利用外資比與協(xié)議利用外資比相同，進而估計缺失省份的相關(guān)來源地協(xié)議外資額。以上統(tǒng)計數(shù)據(jù)均依據(jù)當(dāng)年人民幣兌美元的年平均匯率將單位轉(zhuǎn)化為人民幣，并用各省份歷年GDP平減指數(shù)消除價格影響。為了盡量減少其他變量遺漏所造成的估計結(jié)果有偏差，在具體模型中增加了影響環(huán)境污染的其他控制變量（X）包括：(1）環(huán)保意識（invest）：隨著收入的提高，人們對環(huán)境質(zhì)量的要求越來越高，政府也將加大環(huán)境污染治理力度來改善環(huán)境質(zhì)量。環(huán)保意識越強，環(huán)境污染程度越低。本文采用歷年工業(yè)環(huán)境污染治理投資額來衡量環(huán)保意識并進行GDP平減修正。(2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（S）：在經(jīng)濟發(fā)展的初期階段，工業(yè)化速度的提升往往意味著對資源的過度采伐及廢棄物排放量的劇增。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定程度時，經(jīng)濟增長方式逐漸由粗放型增長向集約型增長轉(zhuǎn)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也將發(fā)生相應(yīng)的優(yōu)化升級，工業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重呈下降趨勢，第三產(chǎn)業(yè)比重迅速提升，資源環(huán)境壓力有所減緩。本文采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。(3）技術(shù)進步（K/L）：技術(shù)進步使得企業(yè)采用清潔生產(chǎn)技術(shù)生產(chǎn)成為可能，因而將會減少污染排污量。本文采用資本勞動比來衡量技術(shù)進步，一方面較高的資本勞動比意味著較高的技術(shù)效率，從而能夠加快該行業(yè)的技術(shù)進步速度并提高減污技術(shù)能力（王德文、何宇鵬，2005；聶輝華、方明月等，2009）；另一方面如果該地區(qū)資本勞動比上升，則表明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)模式有從勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)移的趨勢，產(chǎn)品的資本含量和技術(shù)含量也將隨之增加（Dindaetal.，2000；張連眾、朱坦等，2003），因此資本密集型產(chǎn)品擁有較高的生產(chǎn)技術(shù)，勞動密集型產(chǎn)品擁有較低的技術(shù)含量（NunnandNathan,2007；黃先海、陳曉華等，2010）。因此資本勞動比的提高是技術(shù)進步和技術(shù)水平提高的結(jié)果和外在表現(xiàn)（李衛(wèi)華，2007）。物質(zhì)資本存量借鑒張軍等（2004）采用永續(xù)盤存法的估算結(jié)果，以2000年為基期，經(jīng)濟折舊率為9.6%。勞動力投入量用各地區(qū)年末就業(yè)人數(shù)來衡量。數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述見表3，具體操作時采用Geoda和Matlab軟件進行回歸分析。（三）sem模型分析在對模型進行回歸分析之前首先要檢驗我國省域環(huán)境污染與其影響因素是否存在空間自相關(guān)。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性和有效性，本文分別采用Moran、Walds、Lratios、Lmsar、Lmerr五種方法進行空間自相關(guān)檢驗?？紤]到上述統(tǒng)計檢驗都是針對截面數(shù)據(jù)所提出的，本文借鑒何江和張馨之（2006）的計算方式，采用克羅內(nèi)克積計算分塊對角矩陣C=IT?W代替原有的截面統(tǒng)計量計算公式中的空間權(quán)重矩陣W，將T維單位時間矩陣IT納入空間模型，從而將上述檢驗應(yīng)用到面板數(shù)據(jù)分析，檢驗結(jié)果如表4所示。從檢驗結(jié)果來看，所有的檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明我國省域環(huán)境污染及其影響因素均存在顯著的空間自相關(guān)。Hausman檢驗結(jié)果顯示，固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)的選擇，而且通常情況下，當(dāng)回歸分析局限于一些特定的個體時，固定效應(yīng)模型是更好的選擇（何江等，2006）。因此，本文采用空間滯后固定效應(yīng)模型和空間誤差固定效應(yīng)模型進行回歸分析。根據(jù)固定效應(yīng)對空間效應(yīng)和時間效應(yīng)兩類非觀測效應(yīng)的不同控制，可以分為無固定效應(yīng)（nonF）、空間固定效應(yīng)（sF）、時間固定效應(yīng)（tF）、既有空間又有時間固定效應(yīng)（stF）。根據(jù)Anselin等（1996）提出的模型判別準(zhǔn)則，我們可以發(fā)現(xiàn)RobustLmerr(234.4311）在1%的顯著性水平下顯著，而RobustLmsar(0.0205）未通過10%的顯著性檢驗，因而SEM模型對樣本的解釋力度更強。進一步比較分析可以發(fā)現(xiàn)，SEM模型中的LogLikelihoood和AdjustedR2值明顯大于其他模型相應(yīng)的統(tǒng)計值，SEM中的空間固定效應(yīng)是較優(yōu)選擇，這意味著我國省域環(huán)境污染存在明顯的空間特征，環(huán)境污染的變化主要源于橫截面?zhèn)€體間的差異，一個地區(qū)的環(huán)境污染不僅受到周邊鄰近省域環(huán)境污染的相互沖擊，而且還受到區(qū)域間結(jié)構(gòu)性差異的誤差沖擊，這種結(jié)構(gòu)性差異體現(xiàn)在各個省域自身經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)域引資水平、環(huán)保意識、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)進步以及其他未納入基本模型中的空間影響因素之間存在的差異。表4的估計結(jié)果顯示空間誤差系數(shù)λ的估計值顯著為正，說明省域環(huán)境污染存在顯著的空間依賴性，也就是說鄰近省域的環(huán)境質(zhì)量差，本省域的環(huán)境質(zhì)量也較差，環(huán)境污染行為存在“局域俱樂部集團”現(xiàn)象。在這種情況下，污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、“搭便車”等消極的產(chǎn)業(yè)及環(huán)保政策可能會是地方政府的首要選擇（楊海生等，2008）。FDI的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明FDI在一定程度上改善了我國的環(huán)境質(zhì)量，因而從整體來說“污染天堂”假說在中國并不成立。究其原因主要有以下兩點：一方面，F(xiàn)DI傾向于使用較為先進的生產(chǎn)技術(shù)和污染排放系統(tǒng)，在實際生產(chǎn)過程中對資源環(huán)境的損耗相對較少，從而降低了我國的環(huán)境污染水平（WangandJin,2002；黃菁，2010）。目前在我國已通過ISO14001環(huán)境管理體系認(rèn)證的企業(yè)中，有2/3以上是外商投資企業(yè)；而獲得中國環(huán)境標(biāo)志認(rèn)證的企業(yè)中一半以上是外資企業(yè)。因而，F(xiàn)DI在引進先進的環(huán)保技術(shù)和設(shè)備特別是環(huán)境友好型技術(shù)轉(zhuǎn)移方面做出了積極貢獻，F(xiàn)DI在一定程度上促進了我國環(huán)保事業(yè)的發(fā)展。另一方面，F(xiàn)DI的引資結(jié)構(gòu)已引起政府部門的高度重視，地方政府加強對非清潔型FDI引入的政策審批力度，而清潔型FDI的流入在一定程度上推動了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級，提高了資源的分配及使用效率，進而降低了單位產(chǎn)出的資源消耗量和污染排放量（張彥博等，2009；許士春等，2009）。進一步考察其他結(jié)構(gòu)性誤差沖擊對環(huán)境污染的影響。從估計結(jié)果來看，產(chǎn)出水平的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下通過假設(shè)檢驗，α1估計值顯著為正，α2估計值顯著為負(fù)，α3估計值顯著為負(fù)，因而產(chǎn)出與環(huán)境污染之間呈N型曲線關(guān)系，環(huán)境污染隨著產(chǎn)出水平的提高呈現(xiàn)出惡化—得到改善—進一步惡化的發(fā)展趨勢，兩個拐點分別為647.38億元和7506.49億元。在拐點7506.49億元附近，環(huán)境污染存在一個“平臺期”，在此期間環(huán)境污染不會隨著產(chǎn)出水平的變化而發(fā)生急劇的變化，但是一旦超過這個平臺期，環(huán)境污染速度加快。環(huán)保意識的估計系數(shù)為正，也就是說我國工業(yè)環(huán)境污染治理投資額的增加不但沒有改善反而加劇了環(huán)境污染，環(huán)境污染治理沒有達到預(yù)期的效果，可能的原因是：第一，相對于持續(xù)增長的地區(qū)生產(chǎn)總值而言，污染治理投資嚴(yán)重不足。目前我國部分省域的環(huán)保投入占GDP比重不到0.03%，最高的只有0.83%，甚少的環(huán)保資金投入無法遏制環(huán)境污染的加劇。第二，環(huán)保資金投入缺乏持續(xù)性和穩(wěn)定性，環(huán)境污染狀況剛剛有所改善后就減少資金投入，導(dǎo)致環(huán)境再次惡化，污染治理存在一定的投機行為。第三，政府工業(yè)污染治理的投資都是針對企業(yè)的污染排放物治理，這種投入不可能對企業(yè)采納更清潔生產(chǎn)技術(shù)起到激勵作用（李永友、沈坤榮，2008），企業(yè)污染排放的增加必然會導(dǎo)致環(huán)境污染的加劇。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步回歸系數(shù)未通過10%的顯著性水平檢驗。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境污染有負(fù)的影響，也就是說隨著第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重不斷上升，環(huán)境污染將會改善，這可能是由于第二產(chǎn)業(yè)中更多的行業(yè)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整主要體現(xiàn)在由制成品的粗加工向精加工、污染產(chǎn)品向清潔產(chǎn)品的方向轉(zhuǎn)變，環(huán)境與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的新型工業(yè)化道路已初見成效?？梢灶A(yù)測，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整達到合適的高度時，這種效果將更加明顯。技術(shù)進步的估計系數(shù)為正，說明雖然目前我國的人均資本存量在增加，但直接用于消除環(huán)境污染的技術(shù)研發(fā)支出仍然有限，人均資本存量的增加并沒有帶來相應(yīng)的清潔性生產(chǎn)技術(shù)的提高?？傮w而言，SEM空間固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果顯示，2000～2009年環(huán)境污染存在顯著的空間依賴性，我國省域環(huán)境污染不僅受到周邊鄰近省域環(huán)境污染的相互沖擊，而且還受到區(qū)域間結(jié)構(gòu)性差異的誤差沖擊。作為結(jié)構(gòu)性差異的主要空間影響因素之一，F(xiàn)DI在我國地理上的集群顯著改善了省域環(huán)境質(zhì)量，而環(huán)保意識、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步對環(huán)境污染的正效應(yīng)尚不明顯。（四）全球離岸金融中心對環(huán)境污染的真實訴求為了進一步考察“污染天堂”假說，考慮到外資來源地及利用規(guī)模的差異，本文重點從全球離岸金融中心、東亞發(fā)達國家、歐美發(fā)達國家3個主要外資來源地考察FDI與環(huán)境污染之間的關(guān)系。從樣本整體空間相關(guān)性檢驗（如表5所示）結(jié)果來看，Moran、Walds、Lratios、Lmsar、Lmerr的統(tǒng)計值均在1%的顯著性水平下通過假設(shè)檢驗，因而我國省域環(huán)境污染與產(chǎn)出水平、三大主要來源地的FDI、環(huán)保意識、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步之間均存在顯著的空間相關(guān)性?？臻g誤差模型（如表5所示）與空間滯后模型（如表6所示）中的λ與ρ顯著為正，因而省域環(huán)境質(zhì)量存在顯著的趨同效應(yīng)，省域環(huán)境污染之間存在顯著的空間依賴性。整體比較來看，SEM中的空間固定效應(yīng)對樣本的解釋力度較高。從表5、6中可以看出，來自全球離岸金融中心、東亞發(fā)達國家、歐美發(fā)達國家3個不同區(qū)域的外資對環(huán)境污染的影響程度存在顯著差異。整體而言，這3個地區(qū)的外資回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，但只有離岸金融中心的外資在5%的顯著性水平下通過檢驗。究其原因主要有以下幾點：第一，目前對華投資的三大自由港（英屬維爾京群島、開曼群島、薩摩亞群島）的資金主要來自中國，從這些自由港流入我國的外商直接投資很大一部分屬于國際游資范疇，其中一部分甚至屬于國內(nèi)資金的回流（中國貿(mào)促會，2007），且國內(nèi)學(xué)者一致認(rèn)為我國約有1/3的實際利用外資額是國內(nèi)資本通過離岸金融中心形成的返程投資（GengXiao,2004）。所以從某種程度上可以說，全球離岸中心的外資很大一部分是國內(nèi)資本回流形成的“假外資”，其對環(huán)境污染的改善更多的是國內(nèi)企業(yè)自身執(zhí)行嚴(yán)格的環(huán)保排放標(biāo)準(zhǔn)、采用清潔生產(chǎn)技術(shù)、降低耗能的結(jié)果。第二，在離岸金融中心對華投資中，有一部分屬于真正的外資，其投資行業(yè)主要集中在醫(yī)療、集成電路制造、軟件、有色金屬、電力等，投資領(lǐng)域多屬于技術(shù)含量較高的制造業(yè)和服務(wù)業(yè)，且對制造業(yè)投資增速減緩，服務(wù)業(yè)投資增速加快，因而產(chǎn)生的污染排放量較少。第三，全球離岸金融中心因其提供的資金成本低、快捷方便、資金量大而成為跨國公司的重要融資場所。作為國際資本流動的主要載體，跨國公司充分利用從離岸金融中心籌集的資金投入當(dāng)?shù)仄髽I(yè)，其規(guī)模收益遞增特征逐漸顯著，這種規(guī)模效應(yīng)將提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)效率和管理水平并降低單位產(chǎn)出的耗能量和污染排放量（CopelandandTaylor,2003）。同時，全球離岸金融中心提供的大量資金也為跨國公司在全球范圍內(nèi)進行資本和技術(shù)密集型的戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)并購及兼并創(chuàng)造了有利條件。在并購及兼并的過程中，外資企業(yè)將帶來更多的先進技術(shù)來提高企業(yè)運作效率（Bresman,BirkinshawandNobel,1999;HagedoornandDuysters,2000），從而產(chǎn)生正的環(huán)境效益。第四，全球離岸金融中心外資的大量涌入提高了當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖胨剑ˋitken,HarrisonandLipsey,1996；宣燁、趙曙東，2005）。隨著收入水平的提高，人們的環(huán)保意識逐步增強，公眾對環(huán)境需求的增加使得政府實施更加嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制并加大污染治理投資力度（Antweileretal.，2001;Daspuptaetal.，2002），因而地區(qū)環(huán)境質(zhì)量得以改善。東亞發(fā)達國家、歐美發(fā)達國家的外資回歸系數(shù)為負(fù)但未通過10%的顯著性水平檢驗，這意味著來自東亞發(fā)達國家、歐美發(fā)達國家的外資有改善區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的趨勢，因而FDI導(dǎo)致的污染密集型產(chǎn)業(yè)國際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象在中國尚不明顯。眾多的實證檢驗結(jié)果顯示外資企業(yè)尤其是跨國公司的環(huán)境績效與企業(yè)規(guī)模和投資來源地密切相關(guān)（戈愛晶、張世秋，2006；徐鶴等，2007）。目前東亞發(fā)達國家對華投資多以中小企業(yè)為主，基于尋求廉價的勞動力和資源等生產(chǎn)要素以及擴大自身的市場份額等生產(chǎn)目的，東亞發(fā)達國家的外資更多注重尋求能夠降低生產(chǎn)成本的勞動密集型制造業(yè)進行投資，技術(shù)含量普遍偏低（張季鳳，2010），因而大部分企業(yè)缺乏技術(shù)轉(zhuǎn)移的動力甚至實施雙重環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)。當(dāng)FDI流入環(huán)保法規(guī)很不健全的地區(qū)時往往會受到使用更低廉技術(shù)來降低生產(chǎn)成本的誘惑，從而會將一些過時技術(shù)和工藝轉(zhuǎn)移給東道國（AndreoniandLevion,2001;LukeandStares,2005；張博顏、郭亞軍，2009），因而東亞發(fā)達國家的外資在實際引進過程中所采用的清潔型生產(chǎn)技術(shù)比較有限。此外，東亞發(fā)達國家基本都把中國作為生產(chǎn)基地，其生產(chǎn)的產(chǎn)品絕大部分都用來出口或返銷，因而企業(yè)研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新基本是在母公司內(nèi)部展開，且技術(shù)保密程度較高，因而不利于國內(nèi)企業(yè)的模仿和創(chuàng)新，F(xiàn)DI所帶來的清潔型生產(chǎn)技術(shù)溢出效應(yīng)非常小，所以對區(qū)域環(huán)境質(zhì)量改善不太明顯。而歐美發(fā)達國家對華投資更注重占領(lǐng)中國的市場及關(guān)心國際生產(chǎn)關(guān)系的建立（Wangetal.，2007;Buckleyetal.，2002）。在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的建立過程中，這些外資企業(yè)往往會考慮與國內(nèi)企業(yè)的配套程度，傾向于在中國建立研發(fā)與銷售中心并采用公司統(tǒng)一的最優(yōu)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)來實現(xiàn)跨國界管理的規(guī)模經(jīng)濟（Kogut,1985;Hansen,1999）、競爭優(yōu)勢或者更好地應(yīng)對發(fā)展中國家將來更為嚴(yán)格的環(huán)境管理要求（冼國明、張誠，2001），因而歐美企業(yè)比國內(nèi)其他企業(yè)及來自發(fā)展中國家的外資具有較強的環(huán)保意識并采用代表先進環(huán)境管理技術(shù)的環(huán)境管理系統(tǒng)，但東道國必須具備一定的吸收能力才能獲得正向的環(huán)境技術(shù)溢出效應(yīng)（ChudnovskyandPupato,2005;Albornozetal,2009）。基于目前中國經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施和人力資本等“吸收門檻”的限制，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)提供高資本密集度和技術(shù)密集度的中間品的能力相對不足，配套企業(yè)聯(lián)系不緊密在一定程度上降低了歐美企業(yè)本土化采購，影響了其技術(shù)外溢效應(yīng)的發(fā)揮（何潔，2000；賴明勇等，2005），因而對環(huán)境質(zhì)量的影響相對不明顯。產(chǎn)出與環(huán)境污染之間仍呈N型曲線關(guān)系且在統(tǒng)計上高度顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)為負(fù)且在10%的顯著性水平下通過檢驗，空間誤差系數(shù)λ的估計值在0.70左右且通過1%的顯著性水平檢驗，環(huán)境污染的空間依賴性依然非常高。整體而言，產(chǎn)出水平、主要來源地外資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對環(huán)境污染的影響比較顯著，而環(huán)保意識、技術(shù)進步對于降低環(huán)境污染的作用相對不太明顯。四、利益相關(guān)方面的政策建議與環(huán)保政策的分運用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法對我國各省域2000～2009年FDI與環(huán)境污染的分布格局及空