FDI質(zhì)量對(duì)中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

摘要：為了進(jìn)一步探索我國(guó)東部地區(qū)FDI質(zhì)量與綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，文章以2010—2022年中國(guó)東部地區(qū)11個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，采用SBM模型結(jié)合ML指數(shù)測(cè)算的綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)表征綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并采用熵值法構(gòu)建FDI質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)，最后采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，從而探討FDI質(zhì)量對(duì)中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，外商直接投資對(duì)中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響，F(xiàn)DI質(zhì)量的提高對(duì)中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：FDI；FDI質(zhì)量；綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；外商投資

中圖分類號(hào)：F426.2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1005-6432（2024）35-0001-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.35.001

1引言

2024年的《政府工作報(bào)告》中明確指出，要加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)，推進(jìn)綠色低碳發(fā)展。中國(guó)不僅要大力發(fā)展綠色低碳經(jīng)濟(jì)，同時(shí)要積極穩(wěn)妥推進(jìn)碳達(dá)峰碳中和。因此，在“雙碳”目標(biāo)下，以高水平開(kāi)放促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展的同時(shí)，通過(guò)引進(jìn)和利用高質(zhì)量FDI助力我國(guó)東部地區(qū)綠色轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展顯得尤為重要。那么，高質(zhì)量FDI的發(fā)展究竟能否成為中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)力？若能，影響程度又如何？這些問(wèn)題是中國(guó)新時(shí)代高水平開(kāi)放賦能區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展值得深入探討的重要課題。

有關(guān)FDI對(duì)于綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究，國(guó)外學(xué)者Hille等（2019）和Phung等（2023）通過(guò)構(gòu)建不同計(jì)量模型探討FDI與綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，其分析結(jié)果顯示，F(xiàn)DI的流入不僅推動(dòng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，還顯著降低了空氣污染的強(qiáng)度[1]，尤其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的經(jīng)濟(jì)體中其影響更為顯著[2]。而Aust等（2020）和Musah等（2022）的研究結(jié)果顯示，雖然FDI總體上促進(jìn)了東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的國(guó)家會(huì)帶來(lái)一些不利的環(huán)境后果[3]，驗(yàn)證了污染天堂假說(shuō)在相關(guān)領(lǐng)域的適用性[4]。國(guó)內(nèi)學(xué)者周杰琦和張瑩（2021）通過(guò)建立“FDI-經(jīng)濟(jì)集聚-綠色經(jīng)濟(jì)效率”的實(shí)證框架，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)效率的影響具有雙重性[5]。代沁雯（2023）的實(shí)證分析結(jié)果顯示，雙向FDI耦合協(xié)調(diào)顯著促進(jìn)了綠色經(jīng)濟(jì)效率的提升[6]。

有關(guān)國(guó)際投資的環(huán)境效應(yīng)，國(guó)際學(xué)者主要持兩種不同態(tài)度。一是以“污染天堂假說(shuō)”為代表的觀點(diǎn)，其認(rèn)為發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)傾向于通過(guò)FDI將高污染產(chǎn)業(yè)和夕陽(yáng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到環(huán)境法規(guī)標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)較低的國(guó)家，導(dǎo)致FDI會(huì)加重東道國(guó)的環(huán)境污染。另一種則是以“污染光環(huán)假說(shuō)”為代表的觀點(diǎn)，其認(rèn)為FDI的流入會(huì)帶來(lái)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、清潔技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，通過(guò)技術(shù)外溢和知識(shí)擴(kuò)散，對(duì)東道國(guó)的環(huán)境保護(hù)產(chǎn)生了正面影響，從而減少了其國(guó)內(nèi)的污染。因此，文章將進(jìn)一步探究中國(guó)FDI對(duì)環(huán)境的影響。

2機(jī)理分析

FDI通過(guò)資本累積效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，很大程度上彌補(bǔ)了由于國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄不足而出現(xiàn)的資金缺口。首先，隨著FDI所創(chuàng)造出的生產(chǎn)活動(dòng)和污染治理活動(dòng)的規(guī)模效益逐漸遞增，其經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷擴(kuò)大，并且通過(guò)提升東道國(guó)居民的人均收入和環(huán)保意識(shí)，進(jìn)而降低環(huán)境污染。其次，高質(zhì)量FDI的流入會(huì)減緩東道國(guó)資本回報(bào)率的邊際遞減趨勢(shì)，通過(guò)提升東道國(guó)資本回報(bào)率和資本配置效率，進(jìn)一步消化東道國(guó)未能充分利用的過(guò)剩的低端產(chǎn)能，進(jìn)而緩和由于國(guó)內(nèi)粗放式經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式產(chǎn)生的環(huán)境污染和資源約束。最后，高質(zhì)量FDI的引進(jìn)會(huì)帶來(lái)先進(jìn)的技術(shù)、生產(chǎn)方式和管理模式，以及綠色的消費(fèi)方式，通過(guò)“倒逼”東道國(guó)原有產(chǎn)業(yè)的形成，助力其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，進(jìn)而促進(jìn)東道國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

綜上所述，引進(jìn)高質(zhì)量的FDI在促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的同時(shí)，有利于改善環(huán)境污染，降低污染排放，進(jìn)而助力東道國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與發(fā)展。

3研究設(shè)計(jì)

3.1研究對(duì)象

考慮到中國(guó)FDI不同地區(qū)的發(fā)展現(xiàn)狀和影響程度，文章選取中國(guó)東部地區(qū)11個(gè)省份、直轄市為研究對(duì)象，分別為北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省。這些東部地區(qū)的外商投資和進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與發(fā)展產(chǎn)生極為重要的影響，同時(shí)中國(guó)東部發(fā)達(dá)省市也是我國(guó)開(kāi)放程度最高、吸引外資進(jìn)入最多和綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于前列的地區(qū)。因此，文章選取了2010—2022年這11個(gè)省份、直轄市的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象。

3.2模型構(gòu)建

根據(jù)上文分析可知，F(xiàn)DI對(duì)一個(gè)地區(qū)的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著影響，因此文章將綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為被解釋變量，將FDI質(zhì)量作為核心解釋變量，并引入多個(gè)控制變量，通過(guò)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而探討FDI質(zhì)量對(duì)于中國(guó)區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。文章選取2010—2022年中國(guó)東部地區(qū)的11個(gè)省份、直轄市構(gòu)成研究的面板數(shù)據(jù)。具體回歸計(jì)量模型構(gòu)建如下：

GTFPit=β0+β1FDIQit+∑6i=2βiControlit+ui+λt+εit（1）

其中，GTFPit是被解釋變量綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用第t年該省份i的綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)表征；FDIQit是核心解釋變量FDI質(zhì)量，用第t年該省份i的FDI質(zhì)量的綜合指標(biāo)體系來(lái)表征；Controlit為其余控制變量，包含對(duì)外開(kāi)放水平（OOW）、金融發(fā)展水平（FD）、城鎮(zhèn)化水平（UL）、人力資本水平（HC）和研發(fā)投入強(qiáng)度（RI）五個(gè)控制變量；ui為個(gè)體（省份）固定效應(yīng)；λt為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.3變量選取

文章的被解釋變量為綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，選取了綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)進(jìn)行表征。文章采用由Tone提出的非徑向的、非角度的超效率SBM模型來(lái)測(cè)算綠色全要素生產(chǎn)率。SBM模型測(cè)算的是某一時(shí)期的生產(chǎn)增長(zhǎng)率，無(wú)法對(duì)不同時(shí)期的生產(chǎn)變化進(jìn)行動(dòng)態(tài)測(cè)算。Malmquist-Luenbenrger指數(shù)能夠運(yùn)用不同時(shí)間點(diǎn)的數(shù)據(jù)對(duì)生產(chǎn)率的變化進(jìn)行動(dòng)態(tài)測(cè)算，還可以進(jìn)一步分解成技術(shù)效率變化和技術(shù)進(jìn)步變化兩部分，技術(shù)效率變化說(shuō)明了由生產(chǎn)效率內(nèi)部變化所引起的產(chǎn)出效率增長(zhǎng)，技術(shù)進(jìn)步變化則說(shuō)明了由技術(shù)進(jìn)步變化所引起的產(chǎn)出效率增長(zhǎng)。ML指數(shù)的計(jì)算公式如下：

ML=1+D→to（xt，yt，bt;yt，－bt）1+D→to（xt+1，yt+1，bt+1;yt+1，－bt+1）×1+D→t+1o（xt，yt，bt;yt，－bt）1+D→t+1o（xt+1，yt+1，bt+1;yt+1，－bt+1）（2）

因此，文章主要運(yùn)用超效率的SBM模型結(jié)合Malmquist-Luenbenrger指數(shù)對(duì)中國(guó)東部地區(qū)各省份綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。文章參考謝婷婷和劉錦華（2019）的綠色全要素生產(chǎn)率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[7]，對(duì)各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行選取。

文章的核心解釋變量為FDI質(zhì)量。鑒于從多方面綜合考慮評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，文章借鑒白俊紅和呂曉紅（2017）[8]的方法，從實(shí)際規(guī)模、技術(shù)含量、管理能力、出口規(guī)模和盈利能力五個(gè)指標(biāo)衡量一個(gè)地區(qū)的FDI質(zhì)量，并且采用熵值法構(gòu)建FDI質(zhì)量的綜合指標(biāo)，從而全面表征中國(guó)東部各省市FDI的質(zhì)量。

3.4數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到樣本數(shù)據(jù)的可得性與一致性，文章采用了2010—2022年中國(guó)東部地區(qū)11個(gè)省份、直轄市的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象。其中，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境年鑒》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，部分?jǐn)?shù)據(jù)由EPSDATA官網(wǎng)、國(guó)泰安、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)整理而得。同時(shí)，對(duì)于個(gè)別缺失數(shù)據(jù)，文章采用插值法和平均增長(zhǎng)率法對(duì)缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行了補(bǔ)全。最后，為了減少價(jià)格波動(dòng)對(duì)數(shù)據(jù)產(chǎn)生的影響，文章采用以2010年為基期的各種價(jià)格指數(shù)對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，以保證實(shí)證分析的有效性。

4實(shí)證分析

4.1變量相關(guān)性分析

首先，文章對(duì)上述各變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，表1報(bào)告了文章所使用樣本間的相關(guān)系數(shù)矩陣。從表中可以看出，綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）與FDI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）之間的相關(guān)系數(shù)為0.304，且在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與FDI質(zhì)量之間具有一定的正相關(guān)性，這一結(jié)構(gòu)也初步驗(yàn)證了文章的結(jié)論。此外，相關(guān)系數(shù)矩陣結(jié)果顯示，各控制變量之間與被解釋變量存在顯著的相關(guān)性，說(shuō)明控制變量的選取具有一定的作用，可以進(jìn)行后續(xù)的回歸分析。

4.2多重共線性檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)

由于上述變量相關(guān)性分析中，存在部分變量間具有較高的相關(guān)系數(shù)，為了避免出現(xiàn)嚴(yán)重的多重共線性，接下來(lái)文章對(duì)樣本變量進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)。在多重共線性檢驗(yàn)的結(jié)果中，除了城鎮(zhèn)化水平（UL）之外，其余解釋變量的VIF值均小于5，而且城鎮(zhèn)化水平（UL）變量的VIF值小于10。因此，樣本變量不存在嚴(yán)格的多重共線性，樣本數(shù)據(jù)可以進(jìn)行下一步的實(shí)證研究。

為了確定回歸模型采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，文章對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)P值為0。因此，回歸模型選用固定效應(yīng)模型更為合適。

4.3樣本基準(zhǔn)回歸

表2報(bào)告了樣本數(shù)據(jù)基準(zhǔn)回歸的研究結(jié)果。第一列報(bào)告了FDI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的單變量回歸結(jié)果，F(xiàn)DI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）的回歸系數(shù)為1.359，且在5%的水平上顯著（β=1.359，t=2.988）；第二列報(bào)告了增加省份和年份雙向固定效應(yīng)后的單變量回歸結(jié)果，F(xiàn)DI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）的回歸系數(shù)為0.603，且在1%的水平上顯著（β=0.603，t=3.317）；第三列報(bào)告了增加地區(qū)對(duì)外開(kāi)放水平（OOW）作為控制變量后的回歸結(jié)果，F(xiàn)DI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）的回歸系數(shù)為0.497，且在1%的水平上顯著（β=0.497，t=5.049）；第四列報(bào)告了增加金融發(fā)展水平（FD）和城鎮(zhèn)化水平（UL）作為控制變量后的回歸結(jié)果，F(xiàn)DI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）的回歸系數(shù)為0.552，且在1%的水平上顯著（β=0.552，t=6.570）；第五列報(bào)告了增加人力資本水平（HC）和研發(fā)投入強(qiáng)度（RI）作為控制變量后的回歸結(jié)果，F(xiàn)DI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）的回歸系數(shù)為0.609，且在1%的水平上顯著（β=0.609，t=5.473）。

回歸結(jié)果表明，F(xiàn)DI質(zhì)量的提升增強(qiáng)了綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，文章的預(yù)期結(jié)果得到驗(yàn)證。從經(jīng)濟(jì)含義的角度來(lái)看，第五列的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)?shù)貐^(qū)FDI質(zhì)量提升時(shí)，該地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率在平均意義上會(huì)增加0.609，相當(dāng)于綠色全要素生產(chǎn)率水平的平均值（0.269）的2.3倍左右。

4.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.4.1更換被解釋變量度量方式

文章參考了余奕杉和衛(wèi)平（2021）對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)度方法[9]，結(jié)合GML生產(chǎn)率指數(shù)，運(yùn)用超效率的SBM模型，測(cè)算得到2010—2022年我國(guó)東部地區(qū)11個(gè)省份、直轄市的綠色全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率（GTFP2）作為區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)健性指標(biāo)。

在基準(zhǔn)回歸中，文章使用了超效率的ML-SBM模型測(cè)算的綠色全要素生產(chǎn)率作為綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量；在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，文章使用了超效率的GML-SBM模型測(cè)算的綠色全要素生產(chǎn)率作為綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量。在替換被解釋變量的度量方法后的回歸結(jié)果中，F(xiàn)DI質(zhì)量綜合指標(biāo)（FDIQ）的回歸系數(shù)為0.114，且在10%的水平上顯著為正（β=0.114，t=1.952），說(shuō)明FDI質(zhì)量水平的提升促進(jìn)了區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在更換被解釋變量的測(cè)算方法后文章的結(jié)論依然成立，回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

4.4.2滯后核心解釋變量

文章又對(duì)核心解釋變量FDI質(zhì)量進(jìn)行滯后效應(yīng)的檢驗(yàn)。根據(jù)滯后效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，在滯后一期核心解釋變量（FDIQ）后的回歸結(jié)果中，滯后一期FDI質(zhì)量綜合指標(biāo)的回歸系數(shù)為0.511，且在1%的水平上顯著為正；在滯后兩期核心解釋變量（FDIQ）后的回歸結(jié)果中，滯后一期FDI質(zhì)量綜合指標(biāo)的回歸系數(shù)為0.476，且在1%的水平上顯著為正。從滯后一期到滯后兩期，F(xiàn)DI質(zhì)量對(duì)于綠色全要素生產(chǎn)率的影響逐漸削弱，但是仍在1%的水平上顯著，說(shuō)明FDI質(zhì)量對(duì)于東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有滯后性。

由于滯后效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果中核心解釋變量的回歸系數(shù)仍然顯著為正，與上文實(shí)證結(jié)果一致，這表明實(shí)證回歸結(jié)論具有穩(wěn)健性。

5結(jié)論

通過(guò)前文FDI質(zhì)量對(duì)于中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析的總結(jié)，文章得出了以下研究結(jié)論：根據(jù)前文的相關(guān)性分析中，可以看出區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與FDI質(zhì)量、對(duì)外開(kāi)放程度、城鎮(zhèn)化水平、金融發(fā)展水平、人力資本水平以及研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著且較高的相關(guān)性，表明FDI對(duì)中國(guó)東部地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的影響。同時(shí)，實(shí)證分析表明FDI質(zhì)量對(duì)綠色全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)顯著為正，并且通過(guò)了滯后效應(yīng)檢驗(yàn)，證明了FDI質(zhì)量的提升對(duì)于中國(guó)區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向促進(jìn)作用。

FDI的質(zhì)量不僅包括投資者的資金實(shí)力和技術(shù)實(shí)力，還包括其環(huán)境意識(shí)和社會(huì)責(zé)任感。高質(zhì)量的FDI不僅能夠帶來(lái)更多的技術(shù)創(chuàng)新和管理經(jīng)驗(yàn)，還能夠促進(jìn)資源的有效利用和環(huán)境保護(hù)。與此相反，低質(zhì)量的FDI可能會(huì)導(dǎo)致資源過(guò)度開(kāi)發(fā)、環(huán)境污染和社會(huì)不穩(wěn)定，甚至可能逆轉(zhuǎn)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨勢(shì)。因此，中國(guó)政府應(yīng)當(dāng)采取措施吸引和引導(dǎo)高質(zhì)量的FDI，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)低質(zhì)量FDI的監(jiān)管和管理。

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