潘艷 梅瓔

摘? ?要：提升綠色全要素生產(chǎn)率對于推進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展具有重要意義。基于空間杜賓模型，利用Matlab，采用空間計(jì)量方法，就環(huán)境規(guī)制、外商直接投資和綠色全要素生產(chǎn)率三者之間的關(guān)系及影響機(jī)理進(jìn)行深入分析。結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制對外商直接投資有抑制作用；外商直接投資抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展，但環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對其抑制作用有一定程度的改善；外商直接投資在環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響中存在中介效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：環(huán)境規(guī)制；FDI；綠色全要素生產(chǎn)率；空間溢出效應(yīng)

中圖分類號：F124? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2024）09-0067-03

一、研究背景

我國實(shí)行改革開放和對外貿(mào)易等政策以來，吸引了大量的外商直接投資（FDI），使得我國經(jīng)濟(jì)邁入了高速發(fā)展階段。但是由于我國目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式仍然是“高投入、高耗能、高排放”[1]，導(dǎo)致環(huán)境問題日益嚴(yán)重，因而實(shí)行環(huán)境規(guī)制、加大環(huán)境保護(hù)力度刻不容緩?！丁笆奈濉惫I(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》曾提出要向?qū)嵤┕I(yè)領(lǐng)域碳達(dá)峰行動(dòng)，構(gòu)建綠色低碳技術(shù)體系、綠色制造支撐體系，推進(jìn)工業(yè)向能源消費(fèi)低碳化、資源利用循環(huán)化、產(chǎn)品供給綠色化等方向轉(zhuǎn)型。而綠色全要素生產(chǎn)率是衡量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和生態(tài)環(huán)境水平的一大指標(biāo)[2]，對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級尤為重要[3]。

開放和綠色發(fā)展是五大發(fā)展理念的重要內(nèi)容， 開放發(fā)展注重的是解決發(fā)展內(nèi)外聯(lián)動(dòng)問題，綠色發(fā)展注重的是解決人與自然和諧問題[4]。對此，本文運(yùn)用空間杜賓模型，探究外商直接投資對環(huán)境規(guī)制的作用，討論外商直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響以及環(huán)境規(guī)制變量的加入如何影響綠色全要素生產(chǎn)率，以期為實(shí)現(xiàn)開放和綠色發(fā)展的雙目標(biāo)提供政策方向。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)“污染天堂假說”，環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施需要企業(yè)繳納排污費(fèi)及清潔費(fèi)等。這些費(fèi)用增加了企業(yè)的運(yùn)營及生產(chǎn)成本，影響了研發(fā)創(chuàng)新投入，降低了企業(yè)的生產(chǎn)率，使其在國際上缺乏競爭力和比較優(yōu)勢，外資企業(yè)則對該投資環(huán)境失去興趣，從而不利于FDI的流入。

基于此，提出假設(shè)1：環(huán)境規(guī)制抑制FDI的流入。

環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制較為復(fù)雜。根據(jù)新古典增長理論，企業(yè)通過新技術(shù)、新工藝對產(chǎn)品進(jìn)行更新改造升級，從而提高綠色全要素生產(chǎn)率。而Lanoie等[5]學(xué)者則提出了“遵循成本效應(yīng)”，他們認(rèn)為環(huán)境規(guī)制直接提升了企業(yè)的生產(chǎn)成本，擠出了研發(fā)成本，長期來看不利于綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。所以，環(huán)境規(guī)制短期內(nèi)可以提高綠色全要素生產(chǎn)率，長期來看則是抑制了綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。

在開放經(jīng)濟(jì)的條件下，自由貿(mào)易會導(dǎo)致高污染產(chǎn)業(yè)從發(fā)達(dá)國家轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家。這是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家一般具有較強(qiáng)的環(huán)境保護(hù)意識，發(fā)達(dá)國家政府會通過制定嚴(yán)格的環(huán)境管理制度和標(biāo)準(zhǔn)。而較為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策在一定程度上會影響外資引入的質(zhì)量，會減少甚至避免污染型外資企業(yè)的涌入，從而緩解外商直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用?；谝陨嫌^點(diǎn)和結(jié)論，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：FDI對綠色全要素生產(chǎn)率起到抑制作用，但是嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施對FDI抑制綠色全要素生產(chǎn)率起到調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

由于外商直接投資和綠色全要素生產(chǎn)率具有空間溢出效應(yīng)，而現(xiàn)在大部分研究均忽視了空間上的影響，因而本文采用空間計(jì)量的方法來研究外商直接投資、環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性，具體模型如下：

式中：InFDIit為各省FDI；ENVit為各省環(huán)境規(guī)制水平；GTFPit為各省綠色全要素生產(chǎn)率水平；Xit為本文納入的控制變量，并對部分變量取對數(shù)；W為30×30的空間權(quán)重矩陣；a、β、θ均為回歸系數(shù)；μi為個(gè)體效應(yīng)；vt為時(shí)間效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制在外商直接投資對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制中是否具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，因而本文將外商直接投資和環(huán)境規(guī)制同時(shí)納入空間計(jì)量模型，具體模型如下：

（二）變量設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

本文選取我國除西藏和港澳臺以外30個(gè)省份2004—2019年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國家統(tǒng)計(jì)局、CMSCA數(shù)據(jù)庫和同花順數(shù)據(jù)庫。變量定義如下：

1.被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。在Cecchini L等[6]研究成果基礎(chǔ)上，采用SBM-DDF模型的Malmquist-Luenberger指數(shù)法，以2004年不變GDP為期望產(chǎn)出，以工業(yè)廢水、二氧化硫和工業(yè)煙（粉）排放量為非期望產(chǎn)出，以資本、勞動(dòng)和能源為投入指標(biāo)來測算綠色全要素生產(chǎn)率。

2.核心解釋變量：外商直接投資（FDI）。本文借鑒申晨等[7]的研究方法，采取以美元為單位的FDI數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，用每年平均匯率折算成人民幣，再用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對其進(jìn)行平減處理，最后對已處理數(shù)據(jù)取對數(shù)，來衡量FDI水平。

環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)（ENV）。該指標(biāo)借鑒李夢潔和杜威劍[8]的做法，利用熵值法對30個(gè)省份的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2 排放量以及工業(yè)煙塵排放量進(jìn)行計(jì)算。

3.控制變量：技術(shù)創(chuàng)新（R&D），以專利申請授權(quán)數(shù)來表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS），以第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比來表示；人力資本（HL），以各省平均受教育年限來表示；國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），來衡量地區(qū)的綜合實(shí)力；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP），用國內(nèi)生產(chǎn)總值/人口來表示；金融發(fā)展水平，以金融機(jī)構(gòu)貸款總和與GDP的比值來表示。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）空間自相關(guān)測度結(jié)果分析

基于四階鄰近權(quán)重矩陣，利用Morans I指數(shù)檢驗(yàn)外商直接投資和綠色全要素生產(chǎn)率的空間自相關(guān)性?？芍?，中國30個(gè)省的外商直接投資和全要素生產(chǎn)率的Morans I指數(shù)全部大于0，且基本全部通過了顯著性檢驗(yàn)，這表明二者具有一定的空間自相關(guān)性。

（二）FDI、環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間計(jì)量分析

為進(jìn)一步探討FDI、環(huán)境規(guī)制和綠色全要素生產(chǎn)率之間的空間溢出效應(yīng)。本文先對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行LR和Wald檢驗(yàn)，其結(jié)果均通過檢驗(yàn)，說明拒絕SDM模型退化為SAR和SEM模型，因而SDM為最優(yōu)選擇。然后對模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，其結(jié)果拒絕了原假設(shè)，因此表明選擇固定效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

本文先基于鄰近權(quán)重矩陣，控制技術(shù)創(chuàng)新、人力資本、金融發(fā)展水平等變量后，根據(jù)模型（1）檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制和外商直接投資之間的內(nèi)在關(guān)系。由表1可知，環(huán)境規(guī)制對外商直接投資的直接間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，表明環(huán)境規(guī)制政策的實(shí)施會減少外商直接投資的流入，驗(yàn)證了本文所提出的假設(shè)1。

根據(jù)模型（2）（3）來探究FDI、環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。表1（3）（4）列為沒有納入環(huán)境規(guī)制因素的SDM模型分解結(jié)果，（5）（6）列為納入環(huán)境規(guī)制因素的SDM模型分解結(jié)果。從直接和間接效應(yīng)看，F(xiàn)DI對本省和鄰省的綠色全要素生產(chǎn)率的系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平上顯著。在納入環(huán)境規(guī)制變量后直接效應(yīng)的作用在5%的水平上顯著為負(fù)，這說明環(huán)境規(guī)制的加入對FDI對本省綠色全要素生產(chǎn)率的抑制作用有所緩解，驗(yàn)證了本文所提出的假設(shè)2。

（三）穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)定性，本文更換權(quán)重矩陣，采取地理權(quán)重矩陣再次對模型（3）進(jìn)行杜賓模型回歸。不加入環(huán)境規(guī)制，得到的結(jié)果是外商直接投資的直接效應(yīng)在10%的水平上顯著為負(fù)，間接效應(yīng)在1%的水平上顯著為正，基本所有變量系數(shù)方向與表結(jié)果基本一致，且大部分變量系數(shù)仍然顯著。加入環(huán)境規(guī)制變量以后，間接效應(yīng)在1%的水平上顯著為負(fù)，雖然FDI對綠色全要素生產(chǎn)率的直接影響不顯著，但是仍然起到了緩解作用，與前文提出的假設(shè)相一致。

五、政策建議

1.制定差異化環(huán)境規(guī)制政策，完善環(huán)境規(guī)制體系，確定合理的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。政府在制定環(huán)境規(guī)制政策時(shí)，應(yīng)該因地制宜，綜合考慮當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源要素、地理?xiàng)l件等，制定科學(xué)合理的環(huán)境規(guī)制政策。結(jié)合本文的實(shí)證結(jié)果來看，環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，所以政府應(yīng)當(dāng)制定符合當(dāng)?shù)噩F(xiàn)實(shí)情況的環(huán)境規(guī)制政策，過度的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度反而會抑制綠色全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。

2.建立有效識別綠色技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)的體系，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。政府應(yīng)該設(shè)置綠色壁壘，區(qū)分污染密集型企業(yè)和綠色技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)，積極引進(jìn)綠色創(chuàng)新企業(yè)，阻止污染密集型企業(yè)的進(jìn)入，選擇高質(zhì)量的外商直接投資，加大對綠色技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)的補(bǔ)貼力度。同時(shí)，政府應(yīng)當(dāng)積極優(yōu)化自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加大第三產(chǎn)業(yè)的相對比重。

3.加大對教育方面的投入力度，培育高科技人才，提升綠色創(chuàng)新能力。綠色全要素生產(chǎn)率的提升離不開不斷地創(chuàng)新，因而培育高科技人才刻不容緩。實(shí)施“科教興國”戰(zhàn)略，讓人力資本的知識和技術(shù)溢出效應(yīng)成為綠色全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在推動(dòng)力。通過引進(jìn)人才進(jìn)一步提高我國科技創(chuàng)新能力，從而提升綠色全要素生產(chǎn)率。

參考文獻(xiàn)：

[1]? ?張帆，施震凱，武戈.數(shù)字經(jīng)濟(jì)與環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產(chǎn)率的影響[J].南京社會科學(xué)，2022（6）.

[2]? ?胡琰欣，屈小娥，董明放.中國對外直接投資的綠色生產(chǎn)率增長效應(yīng)：基于時(shí)空異質(zhì)性視角的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2016（12）.

[3]? ?盧麗文，宋德勇，黃璨.長江經(jīng)濟(jì)帶城市綠色全要素生產(chǎn)率測度：以長江經(jīng)濟(jì)帶的108個(gè)城市為例[J].城市問題，2017（1）.

[4]? ?李光龍，范賢賢.貿(mào)易開放、外商直接投資與綠色全要素生產(chǎn)率[J].南京審計(jì)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019，16（4）.

[5]? ?P Lanoie，M Patry，R Lajeunesse. Environmental Regulation and Productivity：Testing the Porter Hypothesis[J].Journal of productivity analysis，2008，30（2）.

[6]? ?Lucio Cecchini. Environmental Efficiency Analysis and Estimation of CO2 Abatement Costs in Dairy Cattle Farms in Umbria（Italy）：A SBM-DEA model with undesirable output[J].Journal of Cleaner Production，2018，197（1）：895-907.

[7]? ?申晨，辛雅儒，賈妮莎，等.OFDI對工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制：基于兩階段Super-SBM-Malmquist指數(shù)模型的分析[J/OL].中國管理科學(xué)：1-13（2022-06-30）.https：//doi.org/10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2021.1620.

[8]? ?李夢潔，杜威劍.環(huán)境規(guī)制與就業(yè)的雙重紅利適用于中國現(xiàn)階段嗎？——基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2014（4）.

[責(zé)任編輯? ?文? ?欣]