周 力 龐辰晨

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210095;2.美國Rutgers大學(xué)人力資源管理學(xué)院，新澤西08901)

中國對外直接投資的母國環(huán)境效應(yīng)研究
——基于區(qū)域差異的視角

周 力1龐辰晨2

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210095;2.美國Rutgers大學(xué)人力資源管理學(xué)院，新澤西08901)

本研究基于1999－2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了中國對外直接投資的母國環(huán)境效應(yīng)?；诼?lián)立方程及情景模擬的結(jié)果顯示:①華東包括上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東;華南包括廣東、廣西、海南;華中包括江西、河南、湖北、湖南;西北包括陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆;西南包括重慶、四川、貴州、云南;東北包括遼寧、吉林、黑龍江;華北包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古。對外直接投資對規(guī)模、結(jié)構(gòu)與技術(shù)的影響機(jī)制存在明顯的區(qū)域差異，此外，規(guī)模、結(jié)構(gòu)與技術(shù)對工業(yè)污染的影響機(jī)制也同樣存在明顯的區(qū)域差異，基于傳導(dǎo)機(jī)制與終端影響的區(qū)域異質(zhì)性，采用區(qū)域模型比采用全國模型更加合理;②對外直接投資對區(qū)域環(huán)境影響充滿了不確定性，有贏家，有輸家，也有許多地區(qū)輸贏參半。其中，受益地區(qū)往往為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)(比如，華東)，受損地區(qū)往往為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)(比如，東北)。然而，贏者，其受益機(jī)制各有不同;輸者，其受損機(jī)制也截然有異。③綜合看來，對外直接投資產(chǎn)生積極母國環(huán)境效應(yīng)的一般機(jī)制在于，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)與逆向技術(shù)溢出效應(yīng);對外直接投資產(chǎn)生消極母國環(huán)境效應(yīng)的一般機(jī)制在于，技術(shù)效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)的非期望傳導(dǎo)。可見，因地制宜地制定區(qū)域性開放經(jīng)濟(jì)政策，對中國對外直接投資向環(huán)境友好型轉(zhuǎn)變具有重要意義。

對外直接投資;污染避難所;母國環(huán)境效應(yīng);環(huán)境污染

隨著“污染避難所”假說的提出［1］，對外直接投資所引致的環(huán)境效應(yīng)引起了發(fā)展中國家高度關(guān)注。實(shí)證研究中，有關(guān)“污染避難所”假說的檢驗(yàn)結(jié)果并無定論［2－3］，這使東道國(特別是發(fā)展中國家)無所適從。學(xué)界針對FDI的實(shí)證研究主要集中于東道國效應(yīng)(Host Country Effect)，對于母國效應(yīng)(Home Country Effect)的實(shí)證研究卻相對較少，其中，有關(guān)母國效應(yīng)的實(shí)證研究對象仍主要集中于發(fā)達(dá)國家，對發(fā)展中國家對外直接投資母國效應(yīng)的實(shí)證研究寥寥可數(shù)?；诖?，本研究擬基于世界最大的發(fā)展中國家——中國的1999－2010年省際面板數(shù)據(jù)，采用全國與區(qū)域的聯(lián)立方程模型展開實(shí)證分析。中國的對外直接投資歷經(jīng)了30多年的發(fā)展，已躍居世界前茅，據(jù)《2011年世界投資報(bào)告》顯示，2010年中國對外直接投資流量名列全球第5位，存量位居全球第17位。與此同時(shí)，與開放經(jīng)濟(jì)息息相關(guān)的中國環(huán)境質(zhì)量好轉(zhuǎn)之勢初見端倪，與2005年相比，2010年全國化學(xué)需氧量排放量和SO2排放量分別下降12.5%和14.3%，兩項(xiàng)主要污染物均超額完成了“十一五”的總量減排目標(biāo)。由此試問:中國對外直接投資是否引致了母國的環(huán)境質(zhì)量變化?若如此，其傳導(dǎo)機(jī)制何在?這是一個(gè)有趣且重要的新興議題。就筆者所知，本文以中國對外直接投資為例所進(jìn)行的母國環(huán)境效應(yīng)研究，應(yīng)是學(xué)界的首次嘗試。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面:第一，分析對外直接投資對母國(而非東道國)的環(huán)境影響;第二，以中國為例，研究發(fā)展中國家(而非發(fā)達(dá)國家)對外直接投資的環(huán)境效應(yīng);第三，基于聯(lián)立方程模型，估計(jì)對外直接投資母國環(huán)境效應(yīng)的三大傳導(dǎo)機(jī)制——規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng);第四，基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)模型，評估對外直接投資母國環(huán)境效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性①華東包括上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東;華南包括廣東、廣西、海南;華中包括江西、河南、湖北、湖南;西北包括陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆;西南包括重慶、四川、貴州、云南;東北包括遼寧、吉林、黑龍江;華北包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古。。

1 對外直接投資對母國工業(yè)污染的影響機(jī)制分析

本文認(rèn)為，中國對外直接投資并不會直接影響母國工業(yè)污染，而會通過規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)對母國環(huán)境構(gòu)成間接影響?；诖耍P者首先構(gòu)建了廢水和廢氣的決定方程。

(1)式和(2)式分別表示廢水方程和廢氣方程，其中，因變量cod和so2分別表示工業(yè)廢水中的化學(xué)需氧量排放量(萬t)和工業(yè)廢氣中的SO2排放量(萬t)。解釋變量中，變量gdp、str、tec分別表示工業(yè)規(guī)模(工業(yè)總產(chǎn)值)、工業(yè)結(jié)構(gòu)(重工業(yè)比重)和工業(yè)技術(shù)(發(fā)明專利擁有項(xiàng))。除此之外，許多學(xué)者基于“環(huán)境庫茲涅茨曲線”(Environmental Kuznets Curve)假說認(rèn)為人均收入增長也對環(huán)境污染構(gòu)成影響［4］。本文的實(shí)證研究中，鑒于人均收入與工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)技術(shù)以及環(huán)境政策潛在的共線性，筆者采用了恩格爾系數(shù)(engel)及其平方項(xiàng)來作為環(huán)境質(zhì)量內(nèi)生需求的代理變量，以考察環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)的影響機(jī)制。此外，本文還納入了環(huán)境政策變量①環(huán)境政策變量的分母為企業(yè)個(gè)數(shù)(而非工業(yè)總產(chǎn)值)，原因在于，污染收費(fèi)、治理投資或運(yùn)行費(fèi)用往往是依據(jù)工業(yè)總產(chǎn)值而設(shè)定的，且工業(yè)總產(chǎn)值是本研究系統(tǒng)模型的內(nèi)生變量，相對而言，單位企業(yè)的相關(guān)情況應(yīng)該可以更好的體現(xiàn)環(huán)境規(guī)制水平。，其中，charge表示單位企業(yè)排污費(fèi)(萬元/個(gè)，2010年價(jià)格)，einvest表示污染治理項(xiàng)目完成投資額除以排污單位數(shù)(萬元/個(gè)，2010年價(jià)格)，mwater和mgas分別表示單位企業(yè)廢水和廢氣治理設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用(萬元/個(gè)，2010年價(jià)格)。本文假定恩格爾系數(shù)與環(huán)境政策變量是外生的，中國對外直接投資將基于規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)的間接傳導(dǎo)機(jī)制，對母國工業(yè)污染構(gòu)成影響。

依據(jù)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，工業(yè)規(guī)模會受到生產(chǎn)要素投入——?jiǎng)趧优c資本(內(nèi)資與外資)的影響，此外，貿(mào)易開放度對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長也會有相應(yīng)影響。在此，本文特別關(guān)注對外直接投資對母國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用。Gao(2005)基于“南北模型”的設(shè)定，提出對外直接投資對母國經(jīng)濟(jì)增長可能存在間接因果關(guān)系的假說［5］。基于此，本文構(gòu)建了工業(yè)規(guī)模的影響因素模型(見式3)，其中，coi表示中國對外投資存量②本研究實(shí)證分析中，采用對外直接投資存量(而非流量)，其目的在于考察累積至當(dāng)前的外資企業(yè)規(guī)模(而非新增投資)對中國本土工業(yè)污染、規(guī)模、結(jié)構(gòu)乃至技術(shù)的影響。(億元，2010年價(jià)格)，fdi表示三資工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額(億元，2010年價(jià)格)，di表示內(nèi)資工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額(億元，2010年價(jià)格)，labor表示工業(yè)企業(yè)從業(yè)人數(shù)(萬人)，open表示貿(mào)易開放度(進(jìn)出總額占GDP的比重，%)。

但在現(xiàn)實(shí)中，對外直接投資與其他解釋變量可能存在交互關(guān)系。比如，對外直接投資與母國對外貿(mào)易之間往往呈現(xiàn)的互補(bǔ)關(guān)系。因此，我們進(jìn)一步考慮了含有交互項(xiàng)的拓展模型(見式4):

其次，本文需要在界定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分類之后，對其影響因素進(jìn)行推導(dǎo)?；谘芯磕繕?biāo)，本文將工業(yè)劃分為輕工業(yè)和重工業(yè)。需要強(qiáng)調(diào)的是，工業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對環(huán)境的影響可能是多維的，無法簡單以正、負(fù)效應(yīng)來總結(jié)。一般而言，開放經(jīng)濟(jì)在很大程度上會促進(jìn)中國工業(yè)內(nèi)比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，就“輕、重”工業(yè)結(jié)構(gòu)而言，輕工業(yè)往往是勞動密集型，重工業(yè)是資本密集型的，基于各國間要素稟賦的差異，中國的輕工業(yè)由于勞動力價(jià)格便宜而具有明顯的比較優(yōu)勢，開放經(jīng)濟(jì)則應(yīng)該會促進(jìn)中國工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜。因此，中國對外直接投資應(yīng)該會促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜。此外，影響工業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響因素還應(yīng)包括國有化程度、城市化水平、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展等因素。

綜合上述討論，本文設(shè)定了中國工業(yè)結(jié)構(gòu)決定方程(見式5)。除了中國對外直接投資(coi)、外資(fdi)、內(nèi)資(di)、貿(mào)易開放度(open)之外，方程中還包含了國有化程度(nation)，表示為國有企業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重(%);城市化率(city)，表示為城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎?%);收入差距(gap)，表示為城鎮(zhèn)人口可支配收入與農(nóng)村人口純收入之間的比重;第三產(chǎn)業(yè)比重(third)，表示為第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重(%)。此外，中國對直接投資與其他控制變量之間可能存在交互關(guān)系，本文將同樣采取交互項(xiàng)方式處理。

最后，本文需要依據(jù)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)［6］設(shè)定工業(yè)技術(shù)的決定方程，其影響因素從投入要素的角度來看應(yīng)主要包括研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入和人力資本投入等。此外，這種逆向技術(shù)溢出往往存在著較大的地區(qū)差異，且與區(qū)域的吸收能力有關(guān)。可見，在研究逆向技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)，是否考察區(qū)域差異與吸收能力往往會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果差異化，基于此，本文擬采用區(qū)域模型以及含交互項(xiàng)的拓展模型來解決此問題。

(6)式中，考察了中國對外直接投資對母國的技術(shù)逆向溢出效應(yīng)。方程中，還納入了人力資本和研發(fā)投入變量，其中，hr表示為工業(yè)企業(yè)中科技活動人員數(shù)(萬人);變量rdnew表示新產(chǎn)品研發(fā)經(jīng)費(fèi)(億元，2010年價(jià)格);變量rdtrans表示技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)(億元，2010年價(jià)格);變量rdimp表示技術(shù)引進(jìn)及消化吸收經(jīng)費(fèi)(億元，2010年價(jià)格);變量rdbuy表示購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)(億元，2010年價(jià)格)。

表1 聯(lián)立方程基本模型設(shè)定及變量預(yù)期Tab.1 Basic model of simultaneous equations and its variables'expected impact

綜上所述，我們可以構(gòu)建一個(gè)含有五個(gè)方程的聯(lián)立方程模型(基本模型)，請見表1。為了考察中國對外直接投資潛在的貿(mào)易效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)、吸收能力效應(yīng)等機(jī)制，本文進(jìn)一步設(shè)立了含有對外直接投資與其他外生控制變量的交互項(xiàng)的拓展模型。

2 中國對外直接投資的母國環(huán)境效應(yīng)檢驗(yàn)

2.1 基本模型的計(jì)量檢驗(yàn)

本文首先采用3SLS方法估計(jì)了基本模型，估計(jì)結(jié)果見表2。

從全國范圍內(nèi)看:①在廢水方程中，工業(yè)規(guī)模對工業(yè)化學(xué)需氧量有顯著的正向影響，工業(yè)總產(chǎn)量每增加1%，工業(yè)化學(xué)需氧量會增加2.192%;其次，工業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)化學(xué)需氧量的影響不顯著(估計(jì)參數(shù)為－0.012);再次，工業(yè)技術(shù)對工業(yè)化學(xué)需氧量有顯著的負(fù)向影響，工業(yè)技術(shù)水平每提升1%，工業(yè)化學(xué)需氧量會減少1.044%。②在廢氣方程中，工業(yè)規(guī)模對工業(yè)SO2排放量有顯著的正向影響，工業(yè)總產(chǎn)量每增加1%，工業(yè)SO2會增加1.595%;其次，工業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)SO2也有顯著的正向影響，重工業(yè)比重每上升1%，工業(yè)SO2會排放量增加2.794%;再次，工業(yè)技術(shù)對工業(yè)SO2排放量有顯著的負(fù)向影響，工業(yè)技術(shù)水平每上升1%，工業(yè)SO2會下降0.555%。就全國層面的環(huán)境影響而言，消極的規(guī)模效應(yīng)和積極的技術(shù)效應(yīng)在廢水和廢氣方程中都較為顯著，但是，結(jié)構(gòu)效應(yīng)僅在廢氣方程中顯著，而在廢水方程中不顯著。

從區(qū)域模型來看:①在廢水方程中，工業(yè)規(guī)模增加往往會促使工業(yè)化學(xué)需氧量上升(除了華南地區(qū))，其中，工業(yè)規(guī)模的估計(jì)參數(shù)在華北和華東模型中較高(分別為2.284和1.661)，在華南、華中模型中較低(分別為0.327和0.467);其次，工業(yè)結(jié)構(gòu)對化學(xué)需氧量的影響方向存有顯著差異，其中，重工業(yè)比重會顯著導(dǎo)致華北和華南區(qū)域的工業(yè)化學(xué)需氧量上升(估計(jì)參數(shù)分別為5.539和6.828)，卻促使西北和西南區(qū)域的工業(yè)化學(xué)需氧量顯著下降(估計(jì)參數(shù)分別為－11.631和 －2.958)，此外，工業(yè)結(jié)構(gòu)對華東、華中、東北區(qū)域工業(yè)化學(xué)需氧量排放量的影響卻是不顯著的;再次，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步往往可以促使區(qū)域工業(yè)化學(xué)需氧量下降(華北、華東、東北、西北)，與此同時(shí)，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步卻會致使另一些區(qū)域的化學(xué)需氧量上升，比如，西南、華南和華中地區(qū)化學(xué)需氧量對工業(yè)技術(shù)的估計(jì)參數(shù)分別為0.521、0.238和0.156，可以認(rèn)為工業(yè)技術(shù)革新并不必然伴隨著水環(huán)境的質(zhì)量改善(特別對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言)。②在廢氣方程中，工業(yè)規(guī)模同樣會促使工業(yè)SO2排放量上升，其中，估計(jì)參數(shù)較高的同樣為華北和華東(與廢水方程結(jié)果相似);其次，重工業(yè)比重會促使工業(yè)SO2排放量上升(除了西北地區(qū));再次，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步往往會促使工業(yè)SO2下降，但是，在西北和華南地區(qū)，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步卻導(dǎo)致了工業(yè)SO2上升(估計(jì)參數(shù)分別為0.352和0.348)。從區(qū)域?qū)用婵?，工業(yè)規(guī)模增加、重工業(yè)化傾向往往導(dǎo)致工業(yè)廢氣污染上升，此外，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步并不必然伴隨著工業(yè)污染(廢水或廢氣)的下降。特別對于缺乏有效環(huán)境規(guī)制的落后地區(qū)，工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與技術(shù)變遷往往與

企業(yè)利益相連，卻并不必然帶來節(jié)能減排效應(yīng)。

表2 聯(lián)立方程3SLS估計(jì)結(jié)果(基本模型)Tab.2 3SLS estimated results of the simultaneous equations(basic model)

基于規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)在區(qū)域?qū)用鎮(zhèn)鲗?dǎo)機(jī)制的異質(zhì)性，中國對外直接投資所引致的環(huán)境效應(yīng)將進(jìn)一步呈現(xiàn)復(fù)雜性:

(1)在控制了外商直接投資、內(nèi)資、勞動稟賦、貿(mào)易開放度等因素的條件下，規(guī)模方程估計(jì)了中國對外直接投資對工業(yè)規(guī)模的影響。從全國范圍看，中國對外直接投資對工業(yè)規(guī)模的影響是顯著為正的，估計(jì)參數(shù)為0.050。但是，在區(qū)域?qū)用娴墓烙?jì)參數(shù)存在顯著差異，其中，變量log(coi)在華北地區(qū)的估計(jì)參數(shù)顯著為正(0.042)，但是在華東、西南地區(qū)的估計(jì)參數(shù)顯著卻為負(fù)數(shù)(分別為 －0.054和－0.034)，在其他地區(qū)的估計(jì)參數(shù)不顯著?？梢钥闯?，雖然在全國范圍內(nèi)，中國對外直接投資對本土工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有積極的拉動效應(yīng)，但是，區(qū)域?qū)用娴木唧w結(jié)果卻并無定論，相對來看，中國對外直接投資對華北地區(qū)的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的擠入效應(yīng)，對華東和西南地區(qū)的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的擠出效應(yīng)。

(2)在控制了國有化、城市化、收入差距、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展等外生變量的條件下，本文估計(jì)了中國對外直接投資對工業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。從全國范圍看，中國對外直接投資會促使工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜(估計(jì)參數(shù)為－0.021)。從區(qū)域?qū)用婵?，中國對外直接投資會促進(jìn)華北及華東地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜，而對其他地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不顯著?？梢钥闯觯袊鴮ν庵苯油顿Y往往可以基于比較優(yōu)勢因素，而促使本土工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜，這一結(jié)論在區(qū)域間的影響方向上是一致的，但作用程度不同。中國目前的對外直接投資(特別是源自華北與華東等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的對外直接投資)主要集中于資源開發(fā)業(yè)和初級加工制造業(yè)，例如，首鋼在秘魯進(jìn)行了大量的鐵礦項(xiàng)目的投資，用以彌補(bǔ)國內(nèi)鐵礦資源的短缺。本文認(rèn)為，中國對外直接投資仍處于發(fā)展時(shí)期，由于資金、技術(shù)和人力的硬性約束，中國對外直接投資仍會長期局限于資源密集型行業(yè)與輕工業(yè)，這符合國際投資的一般發(fā)展規(guī)律——由資源開發(fā)業(yè)、到輕工業(yè)、到重工業(yè)、再到服務(wù)業(yè)。

(3)在控制了外資、內(nèi)資、貿(mào)易開放度、人力資本、研發(fā)資本的條件下，技術(shù)方程估計(jì)了中國對外直接投資對母國工業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響。在全國模型中，變量的log(coi)估計(jì)參數(shù)為0.053，在5%的水平上顯著。在區(qū)域?qū)用?，中國對外直接投資對工業(yè)技術(shù)的影響方向并不一致，其中，變量的log(coi)在華南、華北的區(qū)域模型中估計(jì)參數(shù)為正、且顯著(分別為1.580和0.078)，在華東、華中、西南、西北地區(qū)的估計(jì)參數(shù)不顯著，在東北地區(qū)的估計(jì)參數(shù)為－0.331，且在5%的水平上顯著。我們發(fā)現(xiàn)，在東北區(qū)域模型中，技術(shù)引進(jìn)及消化吸收經(jīng)費(fèi)(rdimp)對工業(yè)技術(shù)有顯著的正向影響，而新產(chǎn)品研發(fā)經(jīng)費(fèi)(rdnew)對工業(yè)技術(shù)有顯著的負(fù)向影響，這一估計(jì)結(jié)果與其他區(qū)域模型存在明顯差異。筆者認(rèn)為，東北地區(qū)對國外直接引進(jìn)技術(shù)有較高依賴性，自主創(chuàng)新的實(shí)力相對較弱，同時(shí)，東北地區(qū)對外直接投資可能更趨向于技術(shù)水平相對落后的國家或產(chǎn)業(yè)，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯。總體看來，中國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在一定范圍內(nèi)是存在的，但伴隨著顯著的區(qū)域差異。

2.2 拓展模型的計(jì)量檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步估計(jì)了含有交互項(xiàng)的拓展模型(為了節(jié)省篇幅，本文略去了估計(jì)結(jié)果，拓展模型與基本模型的結(jié)果對比由下一節(jié)的情景模擬展示)。為了保障拓展模型的穩(wěn)健性，筆者基于變量共線性、內(nèi)生性等特征，進(jìn)行了大量的模型調(diào)試;此外，筆者還采用了工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果同樣展示了考察對外直接投資與內(nèi)資、FDI、外貿(mào)等變量交互項(xiàng)的重要性，且估計(jì)結(jié)果的影響方向基本一致。

在廢水與廢氣方程中，規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果與基本模型相一致，不存在系統(tǒng)性差異。在此，本文特別關(guān)注中國對外直接投資與其他控制變量交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。就全國層面而言:①在工業(yè)規(guī)模方程中，變量log(coi)與log(di)的交互項(xiàng)、變量log(coi)與log(open)的交互項(xiàng)分別在1%的水平上顯著，估計(jì)參數(shù)分別為－0.105和－0.048;變量log(coi)與log(fdi)的交互項(xiàng)在10% 的水平上顯著，估計(jì)參數(shù)為0.028;此外，變量 log(coi)與 log(labor)的交互項(xiàng)估計(jì)參數(shù)不顯著?？梢哉J(rèn)為，在保障工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的前提下，中國對外直接投資對內(nèi)資企業(yè)、對外貿(mào)易具有顯著的替代效應(yīng)，而對吸引FDI具有一定的促進(jìn)效應(yīng)。②在工業(yè)結(jié)構(gòu)方程中，變量log(coi)與log(fdi)的交互項(xiàng)、變量 log(coi)與 log(fdi)、log(nation)、log(city)、log(gap)交互項(xiàng)的估計(jì)參數(shù)分別為 0.030、0.115、0.131、0.098，可以推論，在國有化率與城市化率較高的地區(qū)，對外直接投資對工業(yè)結(jié)構(gòu)輕化的積極影響往往會受到嚴(yán)重抑制。③工業(yè)技術(shù)方程的估計(jì)結(jié)果顯示，在人力資本較高的地區(qū)，對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)往往較高;在技術(shù)引進(jìn)及消化經(jīng)費(fèi)較高的地區(qū)，對外直接投資對技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)較高;但是，在購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)較高的地區(qū)，對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)往往較低?？梢哉J(rèn)為，以人力資本和引進(jìn)消化吸收經(jīng)費(fèi)為表現(xiàn)的吸收能力，對中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)有顯著的貢獻(xiàn);但是，以購買國內(nèi)經(jīng)費(fèi)為表現(xiàn)的自主創(chuàng)新能力，對逆向技術(shù)溢出效應(yīng)有負(fù)向作用。

從區(qū)域?qū)用婵?，對外直接投資與控制變量的交互項(xiàng)存在顯著的區(qū)域差異。比如，在工業(yè)規(guī)模方程中，對外直接投資對華北、東北、西北地區(qū)的內(nèi)資企業(yè)具有顯著的擠出效應(yīng)，但是對華南地區(qū)的內(nèi)資企業(yè)有顯著的擠入效應(yīng);對外直接投資對華北、華南、西南地區(qū)的對外貿(mào)易具有顯著的擠出效應(yīng)，對其他地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易影響不顯著;對外直接投資對華北地區(qū)吸引外商直接投資具有顯著的擠入效應(yīng)，但對西南地區(qū)吸引外商直接投資的擠出效應(yīng)卻很明顯;對外直接投資對華北及西南地區(qū)具有積極的就業(yè)效應(yīng)，但是對華南地區(qū)的工業(yè)就業(yè)水平有顯著的擠出效應(yīng)。此外，在工業(yè)結(jié)構(gòu)與工業(yè)技術(shù)方程中，交互項(xiàng)估計(jì)參數(shù)的區(qū)域性差異同樣明顯存在，本文不再贅述。

3 情景模擬

為了考察中國對外直接投資對母國工業(yè)污染的終端影響，本研究采用了樣本內(nèi)情景模擬的方式進(jìn)行分析。依據(jù)基本模型和拓展模型的估計(jì)結(jié)果，本文模擬了中國對外直接投資(coi)上升1%的情景下，工業(yè)規(guī)模(gdp)、工業(yè)結(jié)構(gòu)(str)、工業(yè)技術(shù)(tec)的相應(yīng)變化，以及對工業(yè)化學(xué)需氧量(cod)、工業(yè)SO2(so2)的終端影響。其中，筆者進(jìn)一步將終端影響依據(jù)規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)的傳導(dǎo)進(jìn)行了細(xì)分，估計(jì)結(jié)果見表3。

由基本模型的情景模擬結(jié)果可以看出，在全國范圍內(nèi)，中國對外直接投資(coi)每上升1%，會導(dǎo)致全國工業(yè)總產(chǎn)量(gdp)上升 0.050%，重工業(yè)比重(str)下降0.021%，工業(yè)技術(shù)(tec)上升0.053;工業(yè)化學(xué)需氧量(cod)上升0.055%(其中，規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)分別為0.110%、0.000 3%和 －0.055%);工業(yè) SO2(so2)微量下降0.009%(其中，規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)分別為0.080%、－0.060%和－0.029%)?？梢姡腿珖鴮用娑?，中國對外直接投資產(chǎn)生了顯著的規(guī)模增長效應(yīng)，與此同時(shí)，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)及工業(yè)結(jié)構(gòu)輕化效應(yīng)并未足以抵消規(guī)模效應(yīng)所引致的消極環(huán)境影響，綜合上述機(jī)制，中國對外直接投資會促使全國層面的工業(yè)化學(xué)需氧量排放量上升，工業(yè)SO2排放量微量下降。

但是，中國對外直接投資的區(qū)域環(huán)境效應(yīng)是不確定的(參見基本模型的情景模擬結(jié)果):

首先，華東和華北是受益地區(qū)，但其受益機(jī)制有所不同:在華東地區(qū)，對外直接投資擠出了本土工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)了結(jié)構(gòu)輕化和技術(shù)進(jìn)步;在華北地區(qū)，對外直接投資雖然拉動了區(qū)域工業(yè)擴(kuò)張并導(dǎo)致了環(huán)境污染的規(guī)模效應(yīng)，但是逆向技術(shù)溢出效應(yīng)和結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)(特別是后者)的綜合效應(yīng)顯著超越了工業(yè)規(guī)模對工業(yè)污染的負(fù)面影響?？梢哉J(rèn)為，華北模式更加值得推崇，因?yàn)閷ν庵苯油顿Y在實(shí)現(xiàn)其積極環(huán)境效應(yīng)的同時(shí)，并不以犧牲母國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長為代價(jià);相對而言，華東地區(qū)的對外直接投資則更傾向于污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，在實(shí)現(xiàn)工業(yè)污染下降的同時(shí)，往往伴隨著本土工業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的縮減。

其次，華南、華中、東北與西北地區(qū)是受損地區(qū)。情景模擬結(jié)果顯示，隨著中國對外直接投資增加，華南、華中、東北與西北地區(qū)的化學(xué)需氧量和SO2排放量將同時(shí)上升。我們發(fā)現(xiàn)，這四個(gè)地區(qū)的受損模式也不盡相同:在華南地區(qū)，規(guī)模效應(yīng)不顯著(對化學(xué)需氧量及SO2排放量的規(guī)模效應(yīng)僅為0.006和0.005)，華南地區(qū)對外直接投資會促使工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜，并推進(jìn)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步，但是，技術(shù)進(jìn)步對華南地區(qū)工業(yè)污染的影響卻是正向的(與預(yù)期不符)，基于技術(shù)效應(yīng)的非期望傳導(dǎo)①本文假定工業(yè)規(guī)模、工業(yè)結(jié)構(gòu)與工業(yè)技術(shù)對工業(yè)廢水排放量的預(yù)期影響方向分別為正向、負(fù)向、負(fù)向;假定工業(yè)規(guī)模、工業(yè)結(jié)構(gòu)與工業(yè)技術(shù)對工業(yè)廢氣排放量的預(yù)期影響方向分別為正向、正向、負(fù)向。與上述假定預(yù)期方向相反的影響機(jī)制，被視為“非期望傳導(dǎo)”，比如，若工業(yè)技術(shù)進(jìn)步對工業(yè)二氧化硫排放量構(gòu)成正向影響，則可視為技術(shù)效應(yīng)的非期望傳導(dǎo)。，這導(dǎo)致了華南地區(qū)的廢水與廢氣污染同時(shí)上升;在華中地區(qū)，廢水污染上升主要源自規(guī)模效應(yīng)以及非期望傳導(dǎo)的技術(shù)效應(yīng)，廢氣污染增加主要因?yàn)橄麡O的規(guī)模效應(yīng)超越了積極的技術(shù)效應(yīng);在東北地區(qū)，雖然規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)對工業(yè)污染的影響機(jī)制與預(yù)期基本相符，但是，對外直接投資擠出了東北地區(qū)的工業(yè)規(guī)模，促使工業(yè)結(jié)構(gòu)向重工業(yè)傾斜，并抑制了技術(shù)進(jìn)步，而且結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的總值超過了規(guī)模效應(yīng)，這導(dǎo)致了消極的環(huán)境結(jié)果;在西北地區(qū)，對外直接投資擠入了工業(yè)規(guī)模、輕化了工業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)了工業(yè)技術(shù)，但是，西北地區(qū)的工業(yè)結(jié)構(gòu)輕化卻往往伴隨著工業(yè)污染的上升(變量log(str)在廢水和廢氣方程中的估計(jì)參數(shù)皆顯著為負(fù))，而且，西北地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步同樣伴隨著工業(yè)SO2污染的上升，基于結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的非期望傳導(dǎo)，西北地區(qū)對外直接投資往往引致了對環(huán)境不利的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng)。

相對而言，西南地區(qū)是部分受損地區(qū)。中國對外直接投資提升了西南地區(qū)的工業(yè)規(guī)模、促進(jìn)了其工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜，并推進(jìn)了西南地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步。西南地區(qū)廢水污染上升，是由于西南地區(qū)輕工業(yè)的化學(xué)污染排放量更加嚴(yán)重，加之技術(shù)效應(yīng)的非期望傳導(dǎo)(技術(shù)進(jìn)步會促使化學(xué)需氧量增加)，在結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的綜合影響下，西南地區(qū)的廢水污染更加嚴(yán)重。我們還發(fā)現(xiàn)，西南地區(qū)的規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)都是有利于工業(yè)廢氣污染減少的，該效應(yīng)主要源自對外直接投資所引致的工業(yè)規(guī)模縮減、重工業(yè)比重下降與工業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

筆者認(rèn)為，如果進(jìn)一步考慮對外直接投資與控制變量之間的交互關(guān)系(比如，貿(mào)易效應(yīng)、吸收能力、對內(nèi)資與外資企業(yè)的擠入、擠出效應(yīng)等)，拓展模型的模擬結(jié)果則會發(fā)生了一定程度的變化(參見拓展模型的情景模擬結(jié)果)。

表3 外商直接投資上升1%的情景模擬Tab.3 Scenario simulation coi up 1%%

首先，受益地區(qū)由基本模型中的華北與華東，變成了拓展模型中的華東與華中。華北由受益地區(qū)變?yōu)椴糠质軗p地區(qū)(廢水污染上升)的原因主要在于，控制了國有化程度、貿(mào)易開放度、城市化率、外商直接投資、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度等因素與對外直接投資的交互影響情景下，華北地區(qū)對外直接投資對工業(yè)結(jié)構(gòu)的影響顯著遞減(由基本模型中的－0.029變?yōu)橹镣卣鼓Ｐ椭械模?.001)，這致使結(jié)構(gòu)效應(yīng)顯著下降，在華北地區(qū)的廢水方程中，環(huán)境友好型的結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的總和，未能超越環(huán)境損耗型的規(guī)模效應(yīng)。此外，華中地區(qū)由受損地區(qū)變成了受益地區(qū)的原因在于，雖然規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)在華中地區(qū)廢水和廢氣方程中的傳導(dǎo)方向保持不變(與基本模型相比)，但是，在控制了諸多交互項(xiàng)影響的條件下，華中地區(qū)對外直接投資對工業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)的影響方向全部由正變負(fù)，在拓展模型中，對外直接投資增加會促使華中地區(qū)工業(yè)規(guī)模下降、工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)傾斜、工業(yè)相對技術(shù)水平下降(這與基本模型估計(jì)結(jié)果的影響方向截然相反)。

其次，受損地區(qū)由基本模型中的華南、華中、東北與西北，僅余下拓展模型中的東北。其中，華南地區(qū)由受損地區(qū)變?yōu)椴糠质軗p地區(qū)(廢水污染微量減少、廢氣污染上升)的原因在于，盡管規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)在華南地區(qū)廢水和廢氣方程中的傳導(dǎo)方向保持不變(與基本模型相比)，但是在考慮到對外直接投資與貿(mào)易效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)交互影響的條件下，華南地區(qū)對外直接投資對工業(yè)規(guī)模及結(jié)構(gòu)的影響方向發(fā)生了逆轉(zhuǎn)，由基本模型中對規(guī)模的正向影響(0.019%)、對結(jié)構(gòu)的負(fù)向影響(－0.041%)，變?yōu)橥卣鼓Ｐ椭袑σ?guī)模的負(fù)向影響(－0.214)、對結(jié)構(gòu)的正向影響(0.023)。此外，西北地區(qū)由受損地區(qū)變?yōu)椴糠质軗p地區(qū)(廢水污染上升、廢氣污染減少)的原因主要在于，在控制了對外直接投資與收入差距等因素的交互影響條件下，對外直接投資對工業(yè)結(jié)構(gòu)的影響由基本模型中的負(fù)向影響(－0.005)變成了拓展模型中的微量正向影響(0.001)。

此外，與基本模型的模擬結(jié)果相比，拓展模型中僅有西南地區(qū)的估計(jì)影響保持一致，仍然表現(xiàn)為部分受損地區(qū)(廢水污染增加、廢氣污染減少)。

4 結(jié)論與討論

本研究基于1999－2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了中國對外直接投資的母國環(huán)境效應(yīng)。基于聯(lián)立方程及情景模擬的估計(jì)結(jié)果顯示:①與基本模型相比，規(guī)模、結(jié)構(gòu)與技術(shù)對污染的影響方向雖然并未發(fā)生系統(tǒng)性改變，但是，對外直接投資對規(guī)模、結(jié)構(gòu)乃至技術(shù)的影響方向或程度卻發(fā)生了顯著變化。考慮到對外直接投資與諸多控制變量的顯著交互關(guān)系(比如，貿(mào)易效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)、內(nèi)資替代效應(yīng)、吸收能力等)，含交互項(xiàng)的拓展模型估計(jì)結(jié)果應(yīng)優(yōu)于基本模型的估計(jì)結(jié)果。②對外直接投資對規(guī)模、結(jié)構(gòu)與技術(shù)的影響機(jī)制存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，此外，規(guī)模、結(jié)構(gòu)與技術(shù)對工業(yè)污染的影響機(jī)制也同樣存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，可見，以往關(guān)于FDI的實(shí)證研究所假定的經(jīng)濟(jì)參數(shù)在區(qū)域間是一致性，必然會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果可信度下降，本文認(rèn)為，F(xiàn)DI環(huán)境效應(yīng)的實(shí)證研究必須考察傳導(dǎo)機(jī)制與終端影響的區(qū)域異質(zhì)性，基于此，采用區(qū)域模型比采用全國模型更加合理;③總體看來，對外直接投資對區(qū)域環(huán)境影響的充滿了不確定性，有贏家，有輸家，還有許多地區(qū)輸贏參半。其中，受益地區(qū)往往為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)(比如，華東)，受損地區(qū)往往為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)(比如，東北)。然而，贏者，其受益機(jī)制各有不同;輸者，其受損機(jī)制也截然有異。需要特別強(qiáng)調(diào)的是，技術(shù)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)的非期望傳導(dǎo)應(yīng)是受損地區(qū)需警惕的重要問題，如若“走出去”投資戰(zhàn)略所換來的技術(shù)進(jìn)步與結(jié)構(gòu)調(diào)整并未與節(jié)能減排掛鉤，這種逆向技術(shù)溢出效應(yīng)以及所謂的結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)必然會危及中國對外直接投資的可持續(xù)發(fā)展。

本文認(rèn)為，中國基于對外直接投資將污染產(chǎn)業(yè)向國外轉(zhuǎn)移的難度較大，“污染避難所”假說在此并不成立。從中國對外投資的國別與產(chǎn)業(yè)分布可以看出，一方面，中國投資國家主要為發(fā)達(dá)國家(或地區(qū))，比如，中國香港、歐盟、澳大利亞、美國，2010年，中國對外投資流量總額中，香港占56%、英屬維爾京群島占8.9%、開曼群島5.1%、盧森堡占4.7%、澳大利亞占2.5%、瑞典2%、美國1.9%、加拿大1.7%、新加坡1.6%，這9個(gè)國家(地區(qū))投資流量皆在10億美元以上，占到中國對外投資流量總額的84%;另一方面，中國對外投資九成流向非制造業(yè)，2010年，中國對外直接投資流量中，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)占44%、金融業(yè)占12.5%、批發(fā)和零售業(yè)占9.8%，采礦業(yè)占8.3%，交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)8.2%，而制造業(yè)僅占6.8%。以中國最大的投資體——香港為例，中國內(nèi)地對香港地區(qū)2010年投資流量385.05億美元，占流量總額的56%，其行業(yè)構(gòu)成中，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)占 30.8%，金融占22.7%，批發(fā)零售業(yè)占17.9%，采礦業(yè)占10.3%，交通運(yùn)輸及倉儲業(yè)占9.4%，房地產(chǎn)業(yè)占3%，制造業(yè)僅占2.6%?？梢?，從投資區(qū)位和行業(yè)看，我國的污染密集型產(chǎn)業(yè)很難主動轉(zhuǎn)移過去。

本研究還發(fā)現(xiàn)，對外直接投資產(chǎn)生積極母國環(huán)境效應(yīng)的一般機(jī)制在于:①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)。中國所具有相對優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，仍然是勞動密集型和資源密集型，基于比較優(yōu)勢原則而進(jìn)行的中國對外直接投資，往往可以促使中國工業(yè)結(jié)構(gòu)向輕工業(yè)和資源密集型行業(yè)傾斜，而這些行業(yè)的工業(yè)污染相對較少(特別是廢氣污染)，相應(yīng)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)往往可以帶來一些積極的環(huán)境效應(yīng)。②逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在部分區(qū)域范圍內(nèi)是存在的，對外直接投資不失為發(fā)展中國家獲取發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)的一種嘗試性投資，對外直接投資可以間接通過提高中國技術(shù)進(jìn)步率，提高能源和原材料利用率，減少工業(yè)生產(chǎn)所造成的工業(yè)污染。

但是，隨著國際經(jīng)濟(jì)一體化與中國東部發(fā)達(dá)地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平的提升，污染產(chǎn)業(yè)可能在國內(nèi)產(chǎn)業(yè)梯度內(nèi)轉(zhuǎn)移，由于區(qū)域異質(zhì)性，中、西部地區(qū)未必能從中受益。從區(qū)位視角看，吸收能力、基礎(chǔ)設(shè)施配套、資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放程度都會左右中國對外直接投資的母國環(huán)境效應(yīng)，可見，因地制宜地制定區(qū)域性開放經(jīng)濟(jì)政策，對中國對外直接投資向環(huán)境友好型發(fā)展而言具有重要意義。中國應(yīng)特別重視向發(fā)達(dá)國家投資可能帶來的投資拉動(investing-up)效應(yīng)，因?yàn)闁|道國較高的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)會促使母國企業(yè)模仿與學(xué)習(xí)，實(shí)踐同樣證明，投資綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)與技術(shù)，不僅可以促使母國企業(yè)國際聲譽(yù)與財(cái)務(wù)績效提升，還可以減少環(huán)境事故所帶來的企業(yè)聲譽(yù)受損、環(huán)境懲罰成本以及國際貿(mào)易摩擦。綜上，制定以獲取綠色環(huán)保型領(lǐng)先技術(shù)為導(dǎo)向的對外投資政策，應(yīng)是中國“趕超戰(zhàn)略”下實(shí)現(xiàn)企業(yè)先發(fā)優(yōu)勢的關(guān)鍵所在。

(編輯:劉呈慶)

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Home Country Environmental Effects of China's Foreign Direct Investment:Based on the perspective of regional differences

ZHOU Li1 PANG Chen-chen2
(1.College of Economics and Management，Nanjing Agricultural University，Nanjing Jiangsu 210095，China;2.Human Resource Management，Rutgers University，New Jersey 08901 USA)

Based on China's inter-provincial panel data from 1999－2010，this study empirically analyses the home country environmental effects of China's Foreign Direct Investment.Based on simultaneous equations and scenario simulation，the results show that:①Foreign Direct Investment has significant regional effects on the size，structure and technology mechanism.In addition，the scale，structure and technology also have obvious regional effects on industrial pollution.Based on regional heterogeneity of conduction mechanisms and terminal impact，regional model is more reasonable than the national model;②The impacts of Foreign Direct Investment on regional environment are uncertain.There are winners and losers.The beneficial regions are always economically developed regions(for example，East China)，and the damaged areas are always economically underdeveloped regions(e.g.，Northeast);③The general positive mechanism are industrial structure optimization effect and reverse technology spillover effect;the general negative mechanism is the undesired conduction of technical effects and structural effects.Therefore，making economic policies to regional conditions is very significant for development of China's Foreign Direct Investment.

foreign direct investment;pollution haven;home country environmental effects;environmental pollution

F062.2

A

1002－2104(2013)08－0131－09

10.3969/j.issn.1002－2104.2013.08.019

2013－04－18

周力，博士，副教授，主要研究方向?yàn)橘Y源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)。

國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(編號:71203094)。