环境规制与外资区位分布关系的实证研究

环境规制与外资区位分布关系的实证研究

一、环境规制的实际水平根据传统的国际直接投资理论，选择不同地点的外国直接投资（fdi）位置会受到不同地点资源的比较、市场条件、国际运输和通信成本、劳动力素质、基础设施条件、经济制度和其他因素的影响。在众多影响因素中,环境规制对FDI区位的影响成为近年来学术界的一个热点问题。所谓的环境规制是指由于环境污染具有外部不经济性,因而政府需要通过相应的规制来对企业的经济活动进行调节,以实现保护环境和发展经济的双重目标。其可以分为社会性规制和经济性规制。前者指政府规定企业的排放量,如果企业超过这个排放量,则会受到罚款;而后者指企业自行决定排放量,但须交纳一定的费用。从实践层面看,近年来中国的环境问题日趋严重。图1表明,中国的环境正在不断恶化,污染物排放量不断增多,环境污染所带来的直接经济损失逐年上升。在这种背景下,各地区实行了更为严格的措施,环境规制的实际水平大大提高。与此同时,各地区的环境规制水平也存在较大的差异(见图2)。东部地区为了保持经济高速发展和良好的投资硬件,环境规制的实施力度较大,制定的排污费征收标准相应较高;中部地区和西部地区为了利用FDI的外溢效应带动经济的快速增长,加大对FDI的引进力度,所以环境规制的实施力度较小,制定的排污费征收标准也相应较低。以排污费的征收为例,广东和江西排污费的有效征收率之比为2.6∶1,而天津和青海之间的比率更是高达8∶1(WangandWheeler,2000)。基于此,本文拟以中国各省、直辖市的环境规制水平与吸引FDI之间的关系为主线,采取协整检验和格兰杰检验的实证分析方法,来分析中国东部、中部和西部地区间不同的环境规制水平对外资区位选择的影响。二、环境规制fdi的区位选择:一个总体的国家政策在很多学者眼中,东道国的经济发展水平、政治稳定性和法律完备程度是决定一国FDI水平的关键因素,而环境规制政策对FDI的区位水平几乎没有任何影响。首先,从资本流动的情况来看,Walter(1982)分析了1970-1978年美国、西欧和日本对外直接投资的趋势,发现尽管大部分污染密集型产业已经转移到海外,但没有证据显示这是由环境规制成本的差异引起的。Grehter和Melo(2003)考察了1981-1998年间52个国家的5个重污染行业,发现有关的计量分析并不支持发达国家的污染会迁移到发展中国家的论断,即“污染避难所”假说是令人质疑的。其次,从FDI区位选择的情况来看,Friedman等人(1992)的研究表明,一般情况下,美国各州环境规制的不同对跨国公司的区位选择并无明显影响。最后,从企业竞争力的情况来看,比较流行的“修正学派”(RevisionistSchool)将其分析置于一个“动态的框架”,认为环境规制的实施不会降低吸引FDI的国际竞争力,相反甚至能够通过创新来提高这种竞争力。但是,秉承“污染避难所”假说的诸多观点则认为,发达国家的环境规制水平较高,发展中国家的环境规制水平较低,因此必然有大量FDI流入发展中国家的污染密集型部门。首先,从国家间竞争优势的情况来看,Daly(1993)、Esty(1994)、Dua和Esty(1997)、Esty和Geradin(1997)均认为,在贸易自由化的背景下,各国为了吸引更多的FDI,会纷纷降低自己的环境规制标准以维持或增强竞争力,其结果必然出现“向底线赛跑”(RacetotheBottom)的现象,甚至会出现阻挠环境立法等漠视环境规制的现象。其次,从发展中国家不同时期产业部门的构成情况来看,Lucas等人(1992)认为,贫穷国家污染密集型产业较高的生产增长率,以及发展中国家的较大的工业污染密集程度,都与OECD国家对污染密集型产业进行严格的管制从而给区位排列造成巨大影响的假设是一致的。Low和Yeats(1992)同样发现,在环境规制比较宽松的贫穷国家,污染密集型产业在绝对数量和相对数量方面都有所增加。Birdsall和Wheeler(1992)发现,在OECD国家20世纪80年代进行更为严格的环境规制后,拉丁美洲国家污染密集型产业的总量迅速增加,其符合“污染避难所”假说的证据包括:OECD国家污染密集型产业的产品出口占总产品出口的比例不断下降,而发展中国家的这个比例一直上升;发展中国家污染密集型产业迅速增长的时期正是OECD国家迅速增加减污投资的时期。再次,从FDI区位选择的情况来看,Xing和Kolstad(2002)分析了美国若干企业的工厂选址,发现海外环境规制水平较为宽松的国家的确对美国工厂具有很强的吸引力。最后,从企业竞争力的情况来看,与上面“修正学派”观点相悖的“传统学派”(ConventionalSchool)认为,环境规制水平与吸引FDI的竞争力之间具有“冲突”,即政府进行的环境规制使得许多外商投资企业不得不在消除污染和减少环境破坏方面进行额外花销,加大了企业的成本负担,减少了外商在该地区投资的积极性。具体到中国的情况,WorldBank(1997)指出,中国地方政府面临环境质量目标和经济发展目标的冲突,这一问题同样反映在FDI领域;Levinson(1996)、List和Co(2000)调查发现,中国的环境规制在FDI的区位选择方面发挥了重要作用;Wang和Wheeler(2000)断言环境政策给中国各省吸引FDI带来了明显影响;Linde-Rahr和Ljungwall(2003)检验了环境政策是否是决定FDI在华区位选择的决定性因素,结果发现:对东部地区来说,环境政策变量在统计上并不显著,并非是吸引FDI的有效工具;对中部地区来说,两变量呈显著的负相关关系,即环境政策水平对FDI具有决定性影响;对西部地区来说,两变量呈负相关关系,但统计意义并不显著。在对这个主题进行研究的过程中,不同学者采用了不同的实证分析方法。比如,Kalt(1988)采用传统的H-O模型对美国78种工业部门的环境规制成本和净出口进行了分析;Wang和Wheeler(2000)运用对数形式的多元回归方法对中国经济和企业的环境规制进行了研究;Linde-Rahr和Ljungwall(2003)运用1987-1998年间中国28个省、直辖市和自治区的截面数据,采用传统的多元回归方法进行了检验。但是,我们认为:一方面,由于大多数时间序列数据都是非平稳的,不满足传统的多元回归或其他方法对数据平稳性的要求,在这种情况下,即使变量间没有关系,也会由于非平稳的序列带有趋势项而显现出一定的关系,这也就是所谓的“伪回归”的问题;相比之下,采用协整分析方法可以有效避免这个问题。另一方面,以多元回归方法为代表的实证方法是事前假定,即先假定变量间存在关系,而后进行验证;协整分析则是事后假定,即先判断单整阶数,只有变量间单整阶数相同,或不同阶数的变量经过某种组合以后,理论上可能存在长期均衡的关系,才可以假定方程式。同时,建立在协整分析基础之上的格兰杰因果检验,对于变量间因果关系的判断更为全面和准确。鉴于此,本文采用协整分析方法和格兰杰因果检验方法,以中国的具体情况为背景,对这一主题进行研究和分析。三、基于中国数据的整体分析与格兰杰因果分析(一)数据来源及模型假设本文把中国大陆地区各省市分为东部、中部和西部三个地区,其中,东部地区包括北京、天津、上海、河北、辽宁、山东、浙江、广东、福建、海南和江苏,中部地区包括山西、河南、安徽、江西、湖北、湖南、内蒙古、吉林、黑龙江和广西,西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、西藏和新疆。我们将东部、中部和西部1985-2004年的排污费征收和实际吸引外商直接投资的数据作为样本进行分析,其中,排污费是指当年按规定征收的废水、废气、固体废物、噪声四项收入之和,其数量代表环境规制水平的程度和差异。排污费征收和吸引FDI数额都将单位统一为亿美元,并加入物价指数排除物价的影响。外商直接投资数据来源于《中国统计年鉴》(1986,1988-1992,1998-2004)、《中国发展报告》(1997,2005)、《中国对外经济贸易年鉴》(1987,1994,1995/1996,1996/1997)和《中国对外经济统计年鉴》(1993);排污费数据来源于《中国环境年鉴》(1986-2005)。与此同时,由于对数据取对数不会改变变量间的协整关系,又能消除样本数据的异方差性,因此对数据进行了对数化处理。文中出现的LNPWF、LNFDI分别代表排污费征收额和FDI的对数值,DLNPWF、DLNFDI分别代表相应数值的一阶差分值。文中所有的计量分析,均使用了Eviews3.1计量软件进行。本文主要基于向量自回归模型,采用协整分析和格兰杰检验进行研究。协整是指非稳定的单整变量之间的某个线性组合可能构成一个新的平稳的序列。它的经济意义在于,虽然各个变量间有各自的长期波动趋势,但如果它们之间是协整的,则它们之间存在着一个长期稳定的关系。具体的分析步骤如下:(1)单方根检验,以检验样本序列的平稳性和单整阶数;(2)协整检验,得出各序列间的协整关系;(3)格兰杰检验,探讨各变量间的因果关系。(二)测量分析1.样本数据分析对时间序列数据平稳性的检验,又称作单方根检验。本文采用ADF(AugmentDickey-Fuller)方法进行检验,主要涉及以下三个模型表达式:模型1Δxt=(ρ−1)xt−1+Σi=1pθiΔxt−i+εi1Δxt=(ρ-1)xt-1+Σi=1pθiΔxt-i+εi模型2Δxt=α+(ρ−1)xt−1+Σi=1pθiΔxt−i+εi2Δxt=α+(ρ-1)xt-1+Σi=1pθiΔxt-i+εi模型3Δxt=α+βt+(ρ−1)xt−1+Σi=1pθiΔxt−i+εi3Δxt=α+βt+(ρ-1)xt-1+Σi=1pθiΔxt-i+εi零假设为:H0:ρ=1。实际检验时,从模型3开始,然后沿模型2、模型1依次进行,何时检验拒绝零假设,即原序列不存在单方根,序列为平稳序列,何时检验停止。对样本数据及其差分项的检验结果见表1。由表1的数据可以看出,原有的时间序列数据即使在10%的显著性水平下仍是不平稳的,而一阶差分后的序列在10%的显著性水平下都是平稳的。故原有的时间序列都是一阶单整的,它们之间可能存在协整关系。2.fdi与排污的协整关系单方根检验表明,FDI、排污费的对数序列数据都是一阶单整的,它们之间应该存在一个平稳的线性组合,即FDI和排污费之间应该存在一个长期的稳定关系。本文采用Johansen检验对以上两个变量进行协整分析,其协整检验的结果见表2。由表2可知,在1985-2004年间,东部、中部、西部地区LNFDI和LNPWF两者之间各存在一个协整关系,相应的标准化协整方程为:方程1LNFDI=3.910948+1.310605LNPWF(东部)方程2LNFDI=1.160171-1.504354LNPWF(中部)方程3LNFDI=-1.051399-1.271586LNPWF(西部)从协整方程可以看出:在长期内,东部地区FDI与排污费之间存在着稳定的正相关关系,1985-2004年期间,排污费每多征收一个百分点,吸引FDI便会增加1.310605个百分点;中部地区FDI与排污费之间存在着稳定的负相关关系,1985-2004年期间,排污费每多征收一个百分点,吸引FDI便会减少1.504354个百分点;西部地区FDI与排污费之间存在着稳定的负相关关系,1985-2004年期间,排污费每多征收一个百分点,吸引FDI便会减少1.271586个百分点。3.最优滞后期选择协整检验表明,在长期内,排污费与FDI之间存在着稳定的相关关系。但他们彼此之间是否存在因果关系,以及因果关系的方向并不明确,这需要对这些变量之间的关系进行格兰杰因果检验。因果检验时,因果关系的方向对滞后期的选择非常敏感。故本文利用赤池信息准则(AIC)对滞后期进行选择,最优滞后期选择为3,结果见表3。从上述检验可以得到结论:当最优滞后期选择为3时,在东部地区,拒绝FDI不是排污费格兰杰原因的犯错概率为0.057%,但拒绝排污费不是FDI格兰杰原因的犯错概率高达70.1%,因此,拒绝FDI不是排污费格兰杰原因的零假设,接受排污费不是FDI的格兰杰原因的零假设。这就意味着,在东部地区,排污费不是引起FDI的格兰杰原因,但FDI是引起排污费的格兰杰原因。同理,比较中西部地区拒绝零假设的犯错概率,可以看出,无论在中部地区,还是在西部地区,排污费都不是引起FDI的格兰杰原因,但FDI都是引起排污费的格兰杰原因。这些结果说明,中国的情形不符合“污染避难所”假说。四、稳定性因素:环境规制水平是fdi的负相关关系,西部地区根据上述实证分析的结果,对于环境规制和FDI的关系可以得出如下结论:第一,东部地区FDI和环境规制水平之间存在着稳定的正相关关系,同时环境规制水平不是吸引FDI的格兰杰原因,而FDI是环境规制水平变化的原因。这进一步说明,外商之所以投资东部,主要是青睐其良好的经济基础、投资环境、开放政策及发达的交通运输条件,而不仅仅是政府环境管制的力度。而东部地区为了维持良好的投资硬件环境,避免外商将其本国的垃圾产品转移到中国,不可能允许过多的污染密集型产业在东部投资建厂,同时对原来在东部的污染密集型产业进行更加严格的环境规制。面对越来越多的FDI,为保证外商增加的投资都集中于清洁产业,政府必然进一步加大排污费的征收力度,加强环境规制。第二,中部地区FDI和环境规制水平之间存在着稳定的负相关关系,同时环境规制水平不是吸引FDI的格兰杰原因,而FDI是环境规制水平变化的原因。这是因为,外商看重中部地区丰富的自然矿产资源、廉价的劳动力和其承接东西部的地理位置;而中部地区尤其是山西、河南等地有丰富的矿产资源,近些年来外商开始加大对中部地区的投资,并且对这些产业的直接投资带来了国外新的开采设备和技术,减少了对以前落后且污染严重的原始机器设备和技术的使用,所以随着FDI的增多,排污费也随之减少。第三,西部地区FDI和环境规制水平之间存在着稳定的负相关关系,同时环境规制水平不是吸引FDI的格兰杰原因,而FDI是环境规制水平变化的原因。究其原因,西部地区优惠的发展政策、良好的发展前景及国家西