1、外商直接投资、环境管制与环境污染郭红燕 韩立岩（北京航空航天大学 经济管理学院，北京 100083）摘 要：本文就外商直接投资、环境管制和环境污染的关系建立联立方程模型，并运用中国 1992-2006 年的数据对其进行计量检验，结果表明：外商直接投资通过影响中国的经济规模、结构和技术进步从而对环境产生影响，外商直接投资存量的增加扩大了经济规模，使工业污染排放增加，同时其存量增加也优化了经济结构和提高了技术水平，进而又减少了工业污染排放，外商直接投资对中国环境的总效应是正面的，但影响程度较小。另外，宽松的环境管制是吸引外商直接投资进入的一个重要因素，已经显现出一定“污染避难所”效应，但中国并未成
2、为“污染避难所” 。关键词：经济规模； 经济结构； 技术； 外商直接投资； “污染避难所”假说中图分类号 C812 文献标识码 A Foreign Direct Investment, Environmental Regulation and Environmental PollutionGuo Hongyan, Han LiyanSchool of Economics and Management, Beihang University, Beijing, 100083Abstract: This paper constructs a simultaneous model to assess
3、 the effect of foreign direct investment (FDI) on the environment. The results show: During 1992-2006, FDI entry enlarged Chinese industrial production scale, which increased pollution emission. At the time, FDI entry also reduced pollution emission through optimizing economic structure and improvin
4、g technology. As a result, the total effect of FDI on environment is small and positive. In addition, the weaker environmental regulation is one of main factors attracting FDI, which indicates there is a pollution haven effect in China, but China didnt be changed into a “pollution haven”.Key words:
5、FDI; economic scale; economic structure; techonology; pollution haven hypothesis一、前言自 1978 年实行改革开放政策以来，我国的外商直接投资（FDI）的规模迅速扩大，1984 年我国吸收外商直接投资 12.58 亿美元，2006 年已经增长到 694.68 亿美元，1979 年至 2006 年间我国累计吸收外商直接投资 6901.88 亿美元，是吸引 FDI 最多的发展中国家。外商直接投资的进入，减小了国内生产的非效率，提高了生产技术效率，对经济增长产生了积极的影响 1。显然，外商直接投资给东道国带来资金促进经
6、济的发展的同时，也可能给东道国带来一定的负面影响，尤其是对于那些迫切要求发展经济而利用低标准的环境管制吸引外资的国家，外资的进入将会导致一系列的环境问题。那么，中国作为一个发展中国家，大量的FDI 的进入是否会对中国的环境产生负面影响？关于外商直接投资与环境关系的文献中，讨论和争议的焦点是“污染避难所”假说。该假说认为，环境管制的差异是外商直接投资区位分布的重要影响因素，过于严格的环境管制会使污染产业转移到环境管制较松的国家，将环境管制较松的国家变成“污染避难所” 。一些学者对“污染避难所”假说进行验证，找到了一些经验支持。Birdsall and Wheeler(1992)发现，在 OECD
7、 国家 20 世纪 80 年代进行了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，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，而同时期发展中国家的这个比例不断上升，为“污染避难所”假说提供了证据。Xing and Kolstad(2002)选取美国工业的 6 个行业，通过分析这些行业向其他22 个国家的投资数据发现，其中 2 个污染密集型行业的海外投资与接受投资国的环境管制显著负相关，而其余 4 个清洁产业的海外投资与环境管制关系不显著，这就说明宽松的环境管制是吸引美国污染密集型产业海外投资的一个因素。Joan and Catherine(2000)对
8、1986-1993 年美国各州的环境管制对跨国公司选址的影响进行分析，结果表明，某些地区的环境管制严格化会减少该地 FDI 的流入。但是，另外一些研究成果表明，环境管制对外商直接投资的区位分布几乎没有影响或影响很小(McConnell and Schwab, 1990; Tobey, 1990; Friedman, 1992; Smarzynska and Wei, 2001)。他们一致的观点是，与其他因素相比，严厉的环境管制导致的生产成本的增加很小且可以被忽略。Friedman(1992)找到了反对“污染避难所”假说的证据，认为环境管制对 FDI 没有任何不利影响，有时甚至具有刺激促进的正向
9、作用。国内，少数学者对于对外商直接投资和环境的关系也进行了研究。沙文兵和石涛（2006）运用中国 1999-2004 年面板数据对外商直接投资的环境效应进行测度，结果显示FDI 对我国的生态环境具有显著的负面效应。吴玉鸣（2006）运用时间序列分析二者的关系，结果发现，中国环境规制标准的严格化将会对滞后期的外商直接投资产生实际影响，但与国民经济市场化及经济发展对 FDI 的影响比较起来，环境规制对 FDI 的影响很小，且近期对吸引外资的负面影响不大。黄顺武（2007）运用多元线性回归模型与 Granger 因果检验模型，对环境管制对中国 FDI 关系作经验分析，结果表明，环境管制对 FDI 的
10、负向影响不显著，且不存在因果关系。总结上述研究成果可以看出，现有文献在研究外商直接投资与环境污染之间的关系时有两方面的不足，一方面是大多数文献都是从外商直接投资选址时环境管制因素是否对决策产生影响的视角考察二者的关系，很少分析FDI进入后如何对环境产生影响；另一方面，经济和环境是一个相互作用的大系统，现有的研究往往将其中之一作为被解释变量，而将另一个变量作为解释变量，建立单方程回归模型进行独立研究，没能将问题统一在一个系统框架中进行系统研究，参数估计难免有偏和不一致。考虑到这些问题，本文将环境污染和外商直接投资作为系统内生变量，建立联立方程，运用中国1992-2006年数据对联立方程进行估计，
11、以期得出外商直接投资和环境污染相互影响关系的研究结果，从而为我国经济发展和环境保护提供有益参考。二、计量模型和变量说明（一）计量模型外商直接投资、环境管制和环境污染之间是相互联系、互为影响的，参考 Jie He(2006)的模型，本文构建了一个由五个单方程组成的联立方程组：01231t ttttEGDPSET（1）456782ttttttKLFDI（2）91013t tttSETI（3）123144ttttGDP（4）15617185t t tttFDIETWA（5）其中，下标 t 表示年份， 表示随机误差项； E 为环境污染水平；GDP 为经济规模；S 为经济结构；ET 为技术；K 为资本；
12、L 为劳动；FDI 为外商直接投资存量；WAGE 为职工平均工资。所有变量均取自然对数。方程(1)是关于影响中国环境污染的经济因素的分解，根据 Grossman and Krueger(1991)，将影响环境污染的因素分解为经济规模、经济结构和技术三个因素。方程（2）到方程（4）通过建立外商直接投资与经济规模、经济结构和技术之间的联系，从而达到建立外商直接投资和环境污染之间联系的目的。在方程（2），除了传统的生产要素资本和劳动因素外，环境污染变量也作为一个生产要素被加入方程，由于环境污染会使环境质量下降，降低劳动生产率，减少产出。因此，理论上，环境污染变量与经济规模变量应反向变动。加入变量 F
13、DI 来考察外商直接投资对经济规模的扩大作用， FDI 应该与经济规模同向变动。对于方程（3），选取外商直接投资 FDI 和环境管制 ET 作为解释变量，用来考察外商直接投资对经济结构的直接和间接影响。在方程（4）中没有直接加入 FDI，而是加入经济规模变量 GDP，FDI 通过对 GDP 产生作用进而影响技术变量；最后，方程（5）是根据传统的外商直接投资区位理论建立的，为了考察环境管制对外商直接投资的影响，在方程中加入环境管制变量 ET，严厉的环境管制会阻止污染型外资的进入，因此 ET 与 FDI 应同向变动。（二）变量选取及数据来源由于本文涉及的工业废水中具体污染物的数据从 1992 年开
14、始公布，因此本文的统计时段为 1992-2006 年，相关数据主要来源于相应各年的 中国工业经济统计年鉴 、 中国统计年鉴和中国环境年鉴 。由于环境污染主要来源于工业生产，因此本文重点考虑工业污染。相关数据涉及工业行业划分，由于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，本文统一以 1992 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匹配。相匹配的行业共有 17 个，包括：采掘业，食品、饮料和烟草制造业，纺织业，皮革、毛皮、羽绒及制造业，造纸及纸制品业，印刷业、记录媒介的复制，化工原料及化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业
15、，橡胶制品业，塑料制品业，非金属矿物制造业，黑色金属冶炼及压延加工业，有色金属冶炼及压延加工业，金属制品业，机械、电气、电子设备制造业和电力、煤气及水的生产供应业。关于环境污染指标，国内外大多采用二氧化硫排放量来表征(List and Gallet, 1999; Antweiler and Copeland, 2001; Stern, 2002; 张连众等, 2003) ，也有部分学者分别用工业废水、废气和固体废气物来表征(彭水军和包群， 2006)，为了更全面地考察中国环境的污染状况，本文采用具体工业污染物（9 种工业废水污染物、3 种废气污染物和 1 种固体废弃物）排放总量来表示环境污染水
16、平。具体地，工业废水中污染物排放量主要由废水中所含的汞、镉、六价铬、铅、砷、挥发酚、氰化物、石油类、化学需氧量 9 种污染物本身的纯重量加总而得；工业废气污染物排放量由废气中所含的二氧化硫、烟尘和粉尘 3 种污染物的纯重量加总而得；工业固体废弃物排放量为生产过程中排放的所有固体状、半固体状和高浓度液体状废弃物的总量，包括危险废物、冶炼矿渣、粉煤灰、炉渣、煤矿石、化工废渣、尾矿、放射性废渣等废物。关于经济规模、经济结构和技术的变量，对应于工业污染数据，本文的经济规模变量采用工业总产值表示。对于经济结构和技术指标，可以参考现有的研究采用的表征变量。一些学者用资本劳动比率表示经济结构，认为资本劳动比
17、率越高，经济结构污染越严重，而用人均收入（或滞后的人均收入）表示技术水平，认为人均收入越高，公众对环境的需求越多，进而促进技术水平提高(Grossman and Krueger, 1991; Antweiler and Copeland, 2001; Copland and Taylor, 1994; 于峰和齐建国, 2007)；也有学者采用一些综合指数来表示经济结构和技术变量(Chai, 2002; Jie He, 2006)。根据本文的需要，借鉴后者的思路来构建经济结构和技术的代理变量，工业经济结构用合成指数 表示，,()itt ioiGDPSETGDPit/GDPt 表示第 t 年工业行
18、业 i 总产值占整个工业总产值的比例， ETi,o 表示初年（1992年）的工业各行业污染排放强度。本文选取的 17 个行业的总产值占整个工业总产值的90以上，因此能够较好地反映工业行业结构的变化。工业技术由合成指数表示，GDP i,o/GDP0 表示初年（ 1992 年）工业各行业总产值占整,0()iot itiGDPETET个工业总产值的比例，ET it 为第 t 年行业 i 的污染排放强度。外商直接投资存量由累积外商直接投资额表示，从 1979 年开始计算累积额。与采用每年的外商直接投资流量指标相比，采用存量指标能够更好地反映 FDI 对经济规模、结构和技术的影响。外商直接投资额采用外商
19、直接投资实际利用额，由于官方统计资料提供的数据都是以美元计算的，为了保持计量单位的统一，用各年的人民币对美元的官方年平均汇率转换成相应数量的人民币，再用中国各年的 GDP 指数对其进行紧缩，以 1990 年不变价格计算。资本存量采用张军等（2004）估算的数据 1。劳动变量由第二产业从业人员数表示。最后，为了保证检验结论的稳健性，我们还采用相关价格指数对变量数据进行价格调整，以消除由于各年份价格不同对统计结果造成的影响。用工业产品价格指数来消除工业总产值价格影响，采用职工平均工资指数剔除职工平均工资的价格因素，统一用 1990 年不变价格计算。三、计量结果及分析通过阶条件和秩条件识别，本文建立
20、的联立方程的每个方程均为过度识别，故采用两1 张军等（2004）估计了 1952-2000 年资本存量数据，上海财经大学的张学良博士把数据库的数据按照张军等（2004）的方法更新到了 2005 年，作者推算了 2006 年数据。阶段最小二乘法（2SLS）对方程参数进行估计，估计结果如下：表 1 联立方程估计结果方程式 式（1） 式（2） 式（3） 式（4） 式（5）变量 LN(Et) LN(GDPt) LN(St) LN(ETt) LN(FDIt)常数项 -12.71(-6.92*) -23.22(-1.78*) 4.16(13.81*) 10.48(4.56*) -8.52(-1.79*)L
21、N(GDPt) 1.35(13.76*) -1.06(-12.25*)LN(St) 1.02(3.87*)LN(ETt) 1.23(15.39*) 0.02(0.92) 0.53(1.70*)LN(Kt) 0.86(9.99*)LN(Lt) 4.12(2.88*)LN(Et) -1.29(-3.52*)LN(FDIt) 0.56(3.71*) -0.09(-3.32*)LN(Et-1) -0.43(-1.5)LN(ETt-1)LN(WAGEt)1.55(2.84*)LN(GDPt-1) 1.53(4.22*)R2 0.98 0.99 0.78 0.93 0.90调整后 R2 0.97 0.98
22、 0.74 0.91 0.87内生变量 E GDP S ET FDI外生变量 K L WAGE Et-1 ETt-1 GDPt-1注：估计系数右边括号内的数字为 T 检验值，*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的统计水平上显著。从统计检验的角度来看，本回归的效果令人满意：联立方程的拟合程度较高，绝大部分变量的系数都较为显著，而且参数符号均与理论预期相一致。（一）中国环境污染分解首先，从方程（1）的估计结果可以看出，规模变量 GDP、结构变量 S 和技术变量 ET均与污染变量 E 在 1的显著水平上正相关，这表明，中国经济规模的扩大增加了污染排放，而经济结构的升级和技术水平的提高降低了污染排
23、放，由于本文采用的技术变量的值为加权污染密集度，变量值的大小与技术水平方向相反，即变量的值越低，表明技术水平越高，因此技术变量与污染变量正相关，说明技术提高能够减少污染排放。正如前面提到的，经济对环境产生的规模效应是负面的。1992 年，中国工业总产值为19474.8 亿元（1990 年价） ，到 2006 年已经增长为 146709.61 亿元（1990 年价） ，是 1992年的 7.5 倍。在经济结构和技术不变的情况下，经济规模的扩大必然增加污染排放。下面通过分析具体工业行业样本数据来讨论结构效应和技术效应减少污染排放的原因。1.结构效应下面采用 1992 年污染密集度，假定污染密集度不
24、变的基础上，通过比较 1992-1994 年和 2004-2006 年这两个时期的工业各行业产值占全部工业总产值百分比，来分析工业行业结构的变化对工业污染排放的影响。结果见表 2。表 2 中国工业各行业的结构变化（单位：亿元 1990 年价）19921994(均值) 20042006(均值) 行业 工业总产值 份额(%) 工业总产值 份额(%) 份额变化(%)1992 年污染密集度（吨/百万元）1 采掘业 1210.78 6.61 7167.13 5.23 -1.38 135.23 2 食品、饮料和烟草制造业 2373.45 12.97 10555.17 7.71 -5.26 16.50 3
25、纺织业 2324.35 12.70 9204.12 6.72 -5.98 5.78 4 皮革、毛皮、羽绒及制造业 261.08 1.43 1592.17 1.16 -0.26 6.30 5 造纸及纸制品业 442.42 2.42 2411.37 1.76 -0.66 89.83 6 印刷业、记录媒介的复制 226.11 1.24 1202.22 0.88 -0.36 2.74 7 化工原料及化学制品制造业 1677.27 9.16 10146.11 7.41 -1.75 30.90 8 医药制造业 485.25 2.65 2629.79 1.92 -0.73 15.05 9 化学纤维制造业 3
26、26.94 1.79 1603.99 1.17 -0.61 17.86 10 橡胶制品业 325.76 1.78 1367.30 1.00 -0.78 6.33 11 塑料制品业 485.44 2.65 3173.87 2.32 -0.33 1.54 12 非金属矿物制造业 1009.47 5.51 4965.29 3.63 -1.89 76.93 13 黑色金属冶炼及压延加工业 1327.05 7.25 8047.23 5.88 -1.37 40.65 14 有色金属冶炼及压延加工业 409.40 2.24 3405.02 2.49 0.25 24.09 15 金属制品业 484.57 2.
27、65 2607.84 1.90 -0.74 3.72 16 机械、电气、电子设备制造业 4315.40 23.57 62528.39 45.65 22.08 6.44 17 电力、煤气及水的生产供应业 621.19 3.39 4362.90 3.19 -0.21 200.34 加权污染密集度19921994 33.9620042006 28.47注：加权污染密集度等于各行业产值份额与其污染密集度的加权求和。根据表 2 中 1992 年工业各行业污染密集度可知，1992 年工业各行业污染排放强度差别较大，污染排放强度较大的行业大多集中在采掘业，食品、饮料和烟草制造业，造纸及纸制品业，化工原料及化
28、学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，非金属矿物制造业，黑色金属冶炼及压延加工业，有色金属冶炼及压延加工业和电力、煤气及水的生产供应业，但是，通过比较 1992-1994 年和 2004-2006 年两个时期的行业产值份额变化项可以看出，除了有色金属冶炼及压延加工业有极少量的增加（0.25）外，其余污染密集型行业产值份额都有不同程度的下降，这就大大地减少了整个工业的污染排放。与此同时行业污染密集度相对较小的机械、电气、电子设备制造业的行业产值份额继续上升，上升幅度22.08%，说明中国工业行业正在向清洁化的产业结构转变。进一步地，我们以 1992 年的污染密集度为基础，以两个时期的行业产值
29、份额为权数分别计算两个时期的加权污染密集度，来衡量两个时期的污染水平。1992-1994 年的加权污染密集度为 33.96 吨/百万元， 2004-2006 年的加权污染密集度为 28.47 吨/百万元，由于工业行业结构的改变，中国工业污染水平下降了 16.17%。 2.技术效应下面我们假定工业行业结构不变，通过比较 1992 年和 2006 年的工业各行业污染密集度来讨论 1992-2006 年期间技术对环境污染水平的影响。表 3 中国工业对环境的技术效应19921994(均值) 污染密集度工业总产值 份额(%) 1992 2006 行业亿元（1990） 吨/百万元百分比变化(%)总排放量变
30、化（百吨）1 采掘业 1210.78 6.61 135.23 9.78 -92.77 -151899.61 2 食品、饮料和烟草制造业 2373.45 12.97 16.50 1.44 -91.28 -35755.33 3 纺织业 2324.35 12.70 5.78 0.71 -87.68 -11775.03 4 皮革、毛皮、羽绒及制造业 261.08 1.43 6.30 0.58 -90.85 -1493.39 5 造纸及纸制品业 442.42 2.42 89.83 7.88 -91.23 -36253.54 6 印刷业、记录媒介的复制 226.11 1.24 2.74 0.04 -98.
31、45 -609.77 7 化工原料及化学制品制造业 1677.27 9.16 30.90 2.29 -92.59 -47990.34 8 医药制造业 485.25 2.65 15.05 0.86 -94.27 -6882.44 9 化学纤维制造业 326.94 1.79 17.86 1.63 -90.88 -5306.89 10 橡胶制品业 325.76 1.78 6.33 0.46 -92.74 -1911.24 11 塑料制品业 485.44 2.65 1.54 0.09 -94.06 -703.54 12 非金属矿物制造业 1009.47 5.51 76.93 14.91 -80.61
32、-62601.74 13 黑色金属冶炼及压延加工业 1327.05 7.25 40.65 5.00 -87.71 -47321.57 14 有色金属冶炼及压延加工业 409.40 2.24 24.09 2.88 -88.05 -8685.85 15 金属制品业 484.57 2.65 3.72 0.33 -91.15 -1642.10 16 机械、电气、电子设备制造业 4315.40 23.57 6.44 0.09 -98.60 -27385.90 17 电力、煤气及水的生产供应业 621.19 3.39 200.34 29.90 -85.08 -105879.75 总计 18305.93 1
33、00 -554098.02 表 3 分别列出了 1992 年和 2006 年的污染密集度及其变化百分比。可以看出，本文所选的 17 个行业的污染密集度都呈现较大幅度下降，其中，下降幅度较低的是非金属矿物制造业和电力、煤气及水的生产供应业，但其污染密集度的下降幅度也超过了 80。这在一定程度上说明，中国技术水平的提高已经大大地降低了工业各行业的污染排放强度，污染排放强度的整体下降减少了整个工业的污染排放水平，这从表 3 中总排放量变化一列的数据也可以看出来，由于污染密集度下降导致的工业行业污染排放总体减少 5540.98 万吨，其中采掘业和电力、煤气及水的生产供应业的贡献最大，前者减少污染排放
34、1519 万吨，后者 1058.80 万吨。由此可见，提高中国的技术水平是降低污染排放的一条较好的途径。通过对行业结构及行业污染密集度（技术）变化的分析，可以知道，中国的工业结构正在向更清洁的方向转变，技术的发展及环境友好型技术的应用大大降低了污染密集度，经济对环境的结构效应和技术效应都是正面的，降低了污染排放水平，改善了环境。（二）FDI 对环境污染影响机制从前面的理论分析可以知道，FDI 分别通过作用于经济规模、经济结构和技术进而影响环境污染水平，FDI 对环境的影响机制和影响程度见图 1。工业总产值0.56%FDI1%规模效应0.56*1.35%0.76%技术即 ET0.56*1.06%
35、技术效应0.56*1.06*1.23%0.73%结构改变即 S0.09 %结构效应 20.09*1.02%0.10% FDI 增加 1%，则环境污染变化：0.76%-0.01%-0.73%0.10%-0.08%环境管制即 ET0.56*1.06%0.59%结构效应 10.01*1.02%0.01%结构改变即 S0.59*0.02 %0.01%图 1 FDI 对环境污染的影响机制从图 1 可以看出，FDI 对环境污染影响途径中，规模效应最大（0.76） ，依次是技术效应（-0.73）和结构效应（ -0.11） ，而且，正面的技术效应和结构效应已经超过了负面的规模效应，FDI 对环境的总效应是积极
36、的。规模效应表现在，外商直接投资存量的增加将引起工业总产值 GDP 的增加，工业生产规模的扩大将使污染排放增加，具体地，根据估计结果，FDI 存量增加 1，工业总产值 GDP 将增加 0.56，继而使污染排放增加 0.76。结构效应来自两条途径，一方面，FDI 的进入会直接改变中国的经济结构，从而对环境产生影响，具体地，FDI 存量增加1，污染排放减少 0.10，对环境产生了正面影响；另一方面，FDI 的进入首先扩大了中国的经济总量，经济发展水平的提高使公众对环境的需求增加，同时提高了政府治理环境的能力，因此，环境管制水平将不断提高，环境管制增强促使经济结构向清洁化转变，降低了污染排放，通过此
37、途径产生的结构效应较小但也减少了污染，FDI 存量增加 1，污染排放减少 0.01，合并两条途径，FDI 存量增加 1，经济结构的改变使污染排放减少了 0.11。类似于结构效应的第二条途径，技术效应表现在，FDI 的进入首先扩大了中国的经济总量，经济的发展又促进了技术水平的提高，进而减少了污染，FDI 存量增加1，由于技术因素引起的污染排放减少 0.73。因此，合并 FDI 通过经济规模、经济结构和技术三种媒介对环境产生的效应，FDI 存量增加 1，污染排放减少 0.08，影响较小。这说明，中国的 FDI 存量的增加扩大了经济规模进而增加了污染排放，但同时通过优化经济结构和提高技术减少了污染排
38、放，最终污染排放呈减少趋势。这与中国现实的情况也是相符的，从本文所选取的样本数据来看，1992 年中国工业废水、废气和固体废弃物排放总量为 6077.89 万吨，到 2006 年已经减少到 5204.07 万吨，减少了 14.4，其中外商直接投资的作用功不可没。（三）环境管制对 FDI 的影响“污染避难所”假说验证根据方程（5）的估计结果，FDI 存量与环境管制变量 ET 在 10的显著水平上正相关，表明中国宽松的环境管制是吸引外商直接投资的一个重要因素，显现出一定的“污染避难所”效应。但尽管这样，这并不意味着 FDI 存量增加一定使中国的污染水平增加。正如有的研究认为的那样，污染密集型的外资
39、企业运用的生产和污染消除技术通常比东道国本地的企业更先进和更有利于改善环境(Eskeland and Harrison, 2003)。如果这些企业能够替代部分东道国同行业低效生产的企业，则东道国的整个污染状况将有可能好转。事实上，根据前面外商直接投资对环境效应的分析可以知道，FDI 进入中国以后，对中国的整个环境影响尤其是结构效应是正面的，说明尽管宽松的环境管制是吸引外商直接投资的一个重要因素，但中国还没有变成发达国家或高收入国家的“污染避难所” ，这主要有以下三方面的原因：第一，中国引进外资，不仅是为了满足国内的资金需求，更重要的是通过外资引进国外先进的科学技术和管理经验，提高国内企业的核心
40、竞争力。因此，中国政府在对待外资方面，针对不同产业分别采取了鼓励、允许、限制和禁止四种态度，通过多次修订外商投资产业指导目录和指导外商投资方向规定来引导和规范外资，使其发挥推动自主创新、产业升级等方面的积极作用。2007 年修订的外商投资产业指导目录进一步鼓励外商投资我国高新技术产业，同时鼓励外商投资发展循环经济、清洁生产、可再生能源和生态环境保护，而对高物耗、高能耗、高污染外资项目实施限制或禁止。在这种背景下，越来越多的高质量外资的进入将会对中国的产业结构优化和技术进步起到更积极的作用，更有利于环境保护。第二，方程（5）的估计结果也显示，FDI 存量与职工的平均工资 WAGE 和上一期工业总
41、产值 GDPt-1分别在 5和 1的显著水平上正相关，说明除环境管制外，中国廉价的劳动力、良好的市场发展前景及日益改善的市场环境也是吸引外商直接投资的重要因素，也就是说，在影响外商直接投资区位选择的众多因素中环境管制并不一定占主导地位，这样鉴于宽松的环境管制进入的外资只占外资总量的较小的一部分，对环境的不良影响也是有限的。第三，中国政府近年来加大了环境管制力度，逐渐严厉的环境管制阻止了部分污染密集型外资的进入。环境管制力度的加强主要表现在：首先，污染物排放总量控制程度加强。污染物排放总量控制始于“九五”时期， “九五”计划是将全国主要污染物排放总量控制在“八五”末水平，而“十一五”规划则确立了
42、主要污染物排放总量减少 10%的目标。同时由原来的非约束性指标转为约束性指标；其次，将排污收费标准提高，范围扩大。2003 年7 月 1 日开始实施的排污费征收标准管理办法加大了排污费征收力度。将原来的超标收费改为排污收费与超标收费并行，同时提高了收费标准，并增加个体工商户为缴费对象。最后，环境影响评价制度日益完善。1998 年实施的建设项目环境保护管理条例明确提出环境影响评价制度，以及建设项目环境保护设施同时设计、同时施工、同时投产使用的“三同时”制度。2003 年 9 月 l 日开始实施的中华人民共和国环境影响评价法 ，将环境影响评价制度从建设项目扩展到各类开发建设规划，从源头开始环境保护
43、。一系列的举措对于环境污染排放的减少起到很好的作用。当然，由于中国各个区域环境管制程度不一，宽松的环境管制毕竟是影响部分外资进入的原因，另外，结构变量 S 对环境管制变量 ET 的弹性为正，也说明宽松的环境管制会导致经济结构朝污染型产业结构转变，进而增加污染水平，因此，决不能忽略环境管制的加强，否则过分宽松的环境管制将有可能把中国变为真正的“污染避难所” ，只有在加强环境管制的同时，引入更多高质量的外资，才能促进中国经济健康发展。四、结论运用全国 1992-2006 年数据，本文考察了外商直接投资、环境管制和环境污染的关系，并得到以下结论：1）经济规模、经济结构和技术是影响中国环境污染的三个决
44、定因素。经济规模的扩大增加了污染排放，经济结构的优化和技术水平的提高减少了污染排放。2）外商直接投资分别通过影响经济规模、经济结构和技术进步进而对环境产生作用，在中国，FDI 存量的增加导致经济总量的扩张，使污染排放增加，FDI 存量的增加同时也促进了经济结构的升级和环境技术的提高，进而减少了污染排放，FDI 存量对环境产生的总效应是正面的。具体地，1992-2006 年，中国外商直接投资存量每增加 1，通过扩大经济规模对环境产生的影响是，使工业污染排放增加 0.76，通过改善经济结构和提高技术水平对环境产生的影响是，使工业污染排放分别减少 0.11和 0.73，总效应是使污染减少0.08。3
45、）宽松的环境管制是吸引外商直接投资进入的一个重要因素，具有一定的“污染避难所”效应特征，但中国并未成为一个世界的“污染避难所” 。这主要是由于，首先，中国政府在对待外资方面，针对不同产业分别采取了鼓励、允许、限制和禁止四种态度来引导和规范外资，使其发挥推动自主创新、产业升级及环境保护等方面的积极作用；其次，在吸引 FDI 的众多因素中，中国巨大的市场潜力、廉价的劳动力及日益改善的市场环境对 FDI更具吸引力，污染密集型外资企业只占其中较小的一部分；最后，中国政府日益严厉的环境管制阻止了部分污染密集型外资企业的进入，促进了高质量的外资进入。参考文献黄顺武， （2007） “环境规制对 FDI 影
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