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中国环境管制与FDI企业的行业进入
　　摘要 在对环境管制与FDI关系相关研究文献回顾的基础上,构建了一个包含环境管制及其进入壁垒的分析模型,并利用近几年的数据实证检验了其对FDI企业行业进入数量的影响。研究发现,环境管制对FDI企业进入我国工业部门各个行业的数量增长不仅没有阻碍作用,反而起到了很大的促进作用;并且这种促进作用随着环境管制强度的加强而急剧增加。同时,行业技术水平、必要资本量、产品差异程度与利润率也对FDI企业的行业进入数量增长起到了促进作用。这表明在中国,企业进入壁垒对FDI企业存在“负效应”,这与FDI企业在资本与技术上的相对比较优势有紧密的关系。该研究结果为协调环境保护政策、自主创新政策与招商引资政策提供了依据。我国各行业应该尽快提高环境管制标准和强度,积极实行自主创新政策,这不仅能够促进高技术的FDI企业的进入,实现招商引资政策的战略目的,也能够形成自主创新与吸收FDI外溢技术的良性互动。 中国论文网 http://www.xzbu.com/7/view-3083810.htm　　关键词 环境管制;FDI;行业进入 　　中图分类号 F062.6 文献标识码 A 文章编号 10)08-0092-07 doi:10.3969/j.issn.10.08.017 　　改革开放以来,中国经济获得了飞速的发展。在中国经济增长中,外商直接投资(FDI)具有重要地位。我国通过实施积极的外贸战略,大量吸引外商直接投资。截止到2008年底,我国实际使用外资累计金额达到了10 498.18亿美元,注册登记的FDI企业达到434 937个,分布在中国几乎所有的行业,其中以工业行业最为集中,占比达到59.96%。大量外资的流入直接促进了中国的经济增长与产业结构调整,改善产业技术水平与规模结构。同时,随着我国经济的快速发展,环境问题愈加严重,国家逐步加强了对环境的管制。环境政策的变化会影响到外资企业的进入成本与生产成本,从而成为FDI进入中国以及何种行业要考虑的重要因素。因此,研究我国环境管制对FDI企业的行业进入的影响,对我国的引资战略的制定与实施具有重要的意义。 　　1 文献综述 　　国内外学者关于环境管制与FDI关系的理论与实证研究已经相当丰富了,其中最为重要的是“污染避难所”假说与波特假设。“污染避难所”假说认为如果一个国家实施严格的环境管制政策,会使企业的生产成本增加,以利润最大化为目标的企业会重新考虑它们的生产决策,会导致污染企业转移到环境标准相对较低的国家,从而导致该国的环境恶化,即污染密集产业的企业倾向于建立在环境标准相对较低的国家或地区。对于该观点的实证研究存在分歧。有学者认为是环境管制对外商直接投资没有影响作用。Walter、Friedman等人的研究表明环境管制对FDI的区位选择并无明显影响[1-2]。Grehter和Melo、Busse的研究认为“污染避难所”假说没有获得支持证据[3-4]。也有学者认为环境管制对外商直接投资具有影响作用。Daly、Esty、Dua和Esty、Esty和Geradin均认为,在贸易自由化的背景下,各国会纷纷降低自己的环境管制标准以争取吸引更多的FDI,其结果必然出现“向底线赛跑”的现象,甚至会出现阻挠环境立法等漠视环境管制的现象[5-8]。Xing and Kolstad、Benarroch和Thille、Cole的实证研究表明较弱的环境管制能够吸引FDI流入,这将最终导致全球环境质量下[9-11]。 　　而以波特为代表的一批研究者则认为实施严厉的环境管制政策在短期确实会使企业的生产成本有所提高,对其竞争力产生不利影响,但从长期来看,恰当的环境管制可以激发被管制企业的创新,从而可能会产生竞争优势,因此环境管制通过刺激创新可对企业的国际市场地位产生正面影响,进而影响企业投资区位选择。对于波特假说,学者们也存在争议。如Repetto的研究表明,环境管制与企业获得的市场优势之间没有必然的联系[12]。但是Simpson和Bradford、Wilcoxen和Xepapadeas和Zeeuw等人或认为创新能减轻甚至抵消环境管制成本,或认为环境管制通过促进技术创新而增加了企业利润[13-15]。Majumdar和Marcus则发现设计较好的、灵活的规制工具对生产率有正的影响,而设计不好的规制工具对生产率有负的影响[16]。 　　从我国学者的研究来看,也存在分歧。在近期的研究文献中中,吴玉鸣研究发现,中国环境管制对FDI的影响很小,且近期对吸引外资的负面影响不大[17]。黄德春、刘志彪的模型表明环境管制可以同时减少污染和提高生产效率,这暗合了波特的环境管制能使受管制的企业受益的观点[18]。李国柱、贾洪波与李从欣的实证分析发现,环境管制对外商直接投资呈现负效应,但这种效应并不显著[19]。刘志忠、陈果的实证研究显示环境管制是我国外商直接投资区位分布不均的原因,环境管制对吸引外商直接投资具有负效应,且这种负效应在中西部地区大于东部地区[20]。 　　吴?磊等:中国环境管制与FDI企业的行业进入中国人口•资源与环境 2010年 第8期环境管制与FDI关系研究的分歧促使许多学者从新的视角来考察这一问题。Dean等人认为中国低水平的环境管制对来自不同国家和地区FDI的吸引力的差异,可以用FDI企业的技术差距解释[21]。郭建万、陶锋在新经济地理模型框架下研究结果表明:在不考虑聚集经济情况下,“污染避难所”现象在我国一定程度上成立,考虑到集聚经济,外商投资与环境管制关系则呈正相关关系[22]。陈刚、李树则从中国式分权的背景下指出,地方政府为最大化目标函数将有动机以放松环境管制为手段来吸引更多的FDI流入[23]。同时,也有学者认为环境管制是一个内生变量,因而必须在政府的目标内考察对FDI的影响。吴磊则从FDI内含技术提升的角度,考察了环境管制、自主创新对FDI企业的影响[24]。 　　上述关于环境管制与FDI的关系的实证研究具有极大地借鉴意义。但是相关研究多集中在环境管制对FDI区位选择以及绩效影响上,而较少从FDI行业进入的角度来分析其行业分布,更少有涉及对环境管制与FDI企业行业进入数量的关系的分析。从严格意义上来讲,FDI流入可以从不同的角度来考察,从数量上来看,可以考察其进入的资本数量,也可以考察其进入的企业数量,二者具有一定的相关性,但是却有着不同的经济学含义。企业数量的变化,直接影响到市场结构的变化。另外对于FDI的分布,既可以考察其在东道国的区位分布,也可以考察其在东道国的行业分布,二者的影响因素是不一样的。Taylor的研究表明,国家的特征影响在环境管制与FDI的关系中具有重要作用[25]。我国作为一个发展中大国,行业众多,不同行业的环境管制强度、技术水平、资本积累与市场结构都有不尽相同。因此,本文将结合我国实际情况,对环境管制与FDI企业行业进入数量的关系进行分析。 　　2 模型与数据 　　2.1 模型的构建 　　分析和研究环境管制与FDI行业进入二者之间的关联机制,可通过建立一个包括环境管制变量以及其他控制变量的回归函数来实现。与FDI的区位选择不同,FDI企业进入某个行业必须要考虑该行业的进入壁垒。进入壁垒是影响市场结构的重要因素,是指产业内既存企业对于潜在进入企业和刚刚进入这个产业的新企业所具有的某种优势的程度。换言之,是指潜在进入企业和新企业若与既存企业竞争可能遇到的种种不利因素。形成壁垒的原因很多,主要包括规模经济、必要资本(需要)量、埋没费用、绝对费用、产品差别化以及政府管制等造成的进入壁垒。进入壁垒越高,现有企业在不招致新企业进入的同时,能够获得的利润越高。在此基础上,我们建立如下计量模型:
　　lnNFDI?it=a?0+a?1lnE?it+a?2lnP?it+a?3lnK?it+a?4lnD?it?+a?5lnR?it+ε?it(1) 　　其中NFDI表示FDI企业进入的数量,E表示环境管制强度,P表示技术水平,K表示必要资本量,D表示产品差异程度,R表示利润率,a?0表示截距项,ε表示随机扰动项,下标i和t分别表示行业与时间,为了便于比较,所有变量均采用对数形式。?在模型中,我们用行业中FDI企业的存量NFDI来反映外资企业进入,主要原因在于存量指标是FDI企业进入与退出行为的综合结果,从而也包含了埋没费用壁垒的影响;我们用环境管制指标E部分反映由法律、行政管制造成的进入壁垒,这也本文考察的重点;我们在模型中引入了行业技术水平P,原因是技术水平P反映了绝对费用形成的进入壁垒。绝对费用形成的进入壁垒主要体现在既存企业对资源的占有、技术、销售渠道和市场的垄断,以及对本行业的专家和技术工人的拥有等各个方面的优势。随着技术竞争的加剧,企业的研发投入越来越大的,技术水平反映的绝对费用壁垒将越来越大。我们用K表示行业必要资本量,企业进入某一行业时最低限度的资本数量越大,则筹措越困难,壁垒就越高;我们用D表示行业的产品差异程度,其原因在于产品差别(设计、广告等)形成的成本对新厂商会更高,从而成为进入壁垒。我们用R表示利润率,一般认为如果存在由企业进入带来的利润,那么新企业很快就会出现。因此,利润率对企业进入有一定的激励作用。 　　进一步来看,模型中的诸多自变量指标对FDI企业进入的时效并不一致,考虑到环境管制政策具有强制性,必要资本量具有即时性,因此,变量E与K取当期数值。而技术水平、产品差异程度与利润率指标对FDI进入的影响具有滞后效应,因此本文按照相关研究的做法,取滞后1期。(1)式可以变为: 　　lnNFDI?it=a?0+a?1lnE?it+a?2lnP?it-1+a?3lnK?it+a?4lnD?it-1?+a?5lnR?it-1+ε?it(2) 　　式(2)中,估计系数a?1、a?2、a?3、a?4、a?5分别衡量了环境管制强度、技术水平、必要资本量、产品差异程度与利润率对FDI行业进入企业数量的弹性。对于估计系数,当其不显著时,表明上述变量对FDI行业进入的影响较弱;如果其显著为正,则表明上述自变量有力促进了FDI行业进入;如果显著为负,则表明上述自变量对对FDI行业进入产生了抑制效应。当我们控制了除环境管制以外的其它因素的影响后,回归系数a?1就较为准确的反映了环境管制对FDI行业进入影响的方向与程度。 　　2.2 数据说明 　　本文的数据来自于年的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》与《中国科技统计年鉴》。样本的时间区间的选择主要考虑我国环境污染状况和国家相关政策的变化。选择的样本范围为我国工业部门39个行业的大中型工业企业数据。在数据处理过程中,考虑到其他采矿业、废弃资源和废旧材料回收加工业、工艺品及其他制造业部分数据缺失,因此从样本中去除,最终得到工业行业36个行业的相关数据。 　　模型中NFDI用各行业当年的FDI企业的存量表示;必要资本量K使用行业资产总额除以当年行业内企业数量表示;产品差异程度D使用各行业新产品开发项目数来表示产品差别化程度,因为对于新进入的FDI企业,不仅要解决设计和制造方面的困难,还要使公众相信新企业的产品的与众不同,这需要花费更多的费用,因此原有企业的新产品开发项目越多,产品差别程度会越高。从而成为一道进入壁垒。利润率R使用各行业的成本费用利润率表示,该指标反映企业投入的生产成本及费用的经济效益,同时也反映企业降低成本所取得的经济效益,因此,该指标综合反映了企业进入的规模经济壁垒与利润率的影响。 　　关于环境管制程度变量E,学者们采用了多个不同的方法和指标衡量,主要包括:污染治理支出和成本、环境管理情况、污染排放情况以及多个因素的综合指标等。鉴于数据的可获得性,本文借鉴刘建民和陈果的处理方法,采取各行业污水排放达标量除以该行业污水排放总量获得。严格来讲,造成环境污染的因素还包括废气排放与固体废弃物排放,但是按照相关文献的研究,工业废水排放达标率对于衡量环境管制水平最具代表性,因此,本文使用该指标反映环境管制程度。 　　模型中P用各行业每年的专利申请量来表示。在相关文献中有的学者使用全要素生产率来表示行业的技术水平,考虑到全要素生产率还包含制度因素与结构因素,不能准确反映行业技术水平,而且采用专利作为技术创新能力的衡量在文献中是一种广泛的做法,因此本文选用了各行业每年的专利申请量来表示技术水平。但是专利申请量并不能反应有关技术创新的质量和创新产生的价值,而且技术创新者可能不选择专利作为知识产权保护方式,从而也不能准确衡量技术的进步。但是在没有更好的选择的情况下,采用专利作为技术水平的衡量是一个次优的选择。同时,专利包括发明、实用新型和外观设计,从三者体现的技术水平分析,发明所要求的技术水平最高,而实用新型和外观设计所达到的技术水平较低,我国的专利申请主要集中在实用新型和外观设计上面。因此,我们使用包括三种专利申请的数据来衡量。 　　3 计量结果分析?由于采用的数据既包括我国工业部门36个行业的截面单元数据,也有各个行业的时间序列变化情况,而且时间跨度较短,故本文采用面板数据模型(Panel Data)的方法进行估计。我们首先要对模型设定形式进行假设检验,判断是选择固定效应模型或随机效应模型。本文根据豪斯曼检验(Hausman?test)的检验结果在两者之间进行选择。豪斯曼检验的原假设是个体效应与解释变量不相关,当豪斯曼检验的显著性水平小于5%时,拒绝原假设选用固定效应模型,否则接受原假设选用随机效应模型。 　　模型(2)的豪斯曼检验结果显示,显著性水平(P值)为0,因此选择固定效应模型。然后运用固定效应模型对模型(2)进行估计,最终所得结果如下: 　　 LnNFDI?it=5..650784lnE?it+ 0.156052lnP?it-1 　　(27.93675)***(2.296792)**(9.495965)*** 　　+0.198644lnK?it+0.085748lnD?it-1+0.329486lnR?it-1 　　(1.809074)*(4.324791)***(7.400956)***?R=0.999499 R?2=0.999347 F= D-W=1.627135 　　Chi-Sq.=76.724980H-test Prob.=0.0000?样本数为:5*36 　　采用Eview6.0软件回归所得。括号内值为t统计量,*、**、***分别表示通过了10%、5%和1%显著性水平假设检验。 　　总体回归结果说明:R?2在0.999以上,F统计量在1%的显著性水平上高度显著,表明模型拟合较好,D-W统计量表明在1%的显著性水平上不存在序列自相关现象,各个变量系数回归系数显著,除必要资本变量在7%显著性水平通过之外,其余变量均在5%显著性水平中通过检验。因此可以认为模型不存在明显的设定偏误,具有较好的解释力。总的来看,在整体模型中,环境管制强度对FDI企业的行业进入数量的弹性最大,利润率次之,其它依次为必要资本量、技术水平与产品差异程度。
　　估计结果显示,环境管制与FDI企业在各行业的进入数量正相关,说明环境管制不仅没有阻碍FDI企业的行业进入,反而促进了其进入数量的增长,而且这种促进作用在统计上相当显著;这种状况的产生可能主要由以下原因综合影响导致的:一是我国当前的环境管制水平与FDI企业母国相比,仍然存在差距,从而导致环境管制对FDI企业的进入不能产生壁垒,反而成为其产业转移的动因;二是我国作为一个大的发展中国家,本土企业是在低技术水平、低强度环境管制的环境中发展起来的,随着环境管制的加强,越来越多的低水平本土企业不得不退出市场竞争,这为竞争力强的FDI企业的进入提供了广阔的市场空间。 　　估计结果显示,行业技术水平对FDI企业在各行业的进入数量的弹性也为正,说明行业技术水平的提升不仅没有阻碍FDI企业的行业进入,反而促进了其进入数量的增长,而且这种促进作用在统计上极其显著;这个结果与波特假说的隐含推论以及邓宁的国际生产折衷论的结论相矛盾。我们认为合理的解释是该种现象的出现与我国的具体情况相关。如前文所述,技术水平P反映了绝对费用形成的进入壁垒,当企业的技术竞争加剧、研发投入加大以及行业整体的技术水平提高时,企业的行业进入壁垒相应提高,这必然导致我国大量的本土低技术水平企业由于缺乏竞争力而退出市场,因此,行业整体的技术水平提高对本土企业数量的增长也是起到了阻碍作用的。而技术水平相对较高、竞争力强的FDI企业能够轻易突破绝对费用形成的进入壁垒,导致其进入数量的增长。 　　模型显示,必要资本量的增加也对FDI企业在各行业的进入数量起到了促进作用,其作用效果在统计上比较显著;其原因在于从静态比较优势的角度看,我国是属于资本稀缺性的国家,我国引进外资的目的之一就是弥补资本缺口。当进入行业的必要资本量的增加时,本土企业筹措资本的困难加大,行业进入壁垒增加;然而对于FDI企业而言,由于拥有资本上的优势,从而能够逾越必要资本所形成的进入壁垒,即行业进入必要资本量的增加,FDI企业越加拥有进入的比较优势。 　　对于产品差异程度变量而言,模型显示其对FDI企业在各行业的进入数量的影响效果显著,但是其系数仅为0.085 748,弹性并不大。分析其原因可能在于:一方面我国市场巨大,消费层次丰富,不同企业的差异化产品都能够拥有较大的市场需求,产品差别形成的进入壁垒较小,因而对企业在各行业的进入数量的影响显著而程度较小;另一方面,由于FDI企业的品牌、技术与质量等因素的影响,国内消费者对FDI企业的差别产品的认同较为迅速,而且FDI企业在推销和服务方面可能具有比较优势,使得产品的差异化成为FDI企业快速的低成本进入某行业的契机。 　　估计结果显示,行业成本费用利润率与FDI企业在各行业的进入数量正相关,说明利润率的增长促进了其进入数量的增长,而且这种促进作用在统计上极其显著,并且弹性巨大,其系数为0.329 486,这说明进入中国的赚钱效应仍然是外资的主要目的之一。 　　由于整体模型显示环境管制不仅没有阻碍FDI企业的行业进入,反而促进了其进入数量的增长,为了检验环境管制是否存在负门槛效应,我们按照环境管制的严厉程度将36个工业行业分为弱管制、中管制与强管制3个组,并对它们分别进行了回归。豪斯曼检验结果表明,弱管制行业组与中管制行业组的显著性水平小于1%,拒绝原假设,强管制行业组的显著性水平小于10%,因此总体来看,固定效应模型是最佳选择。分组检验与计量结果与整体回归结果的比较见表1。 　　我们从表1的回归结果可以看出,在弱管制的行业分组模型中,利润率对FDI企业的行业进入数量的弹性最大,环境管制强度次之,其它依次为技术水平与产品差异程度,而且前三者的作用效果显著,这表明在弱的环境管制的情况下,利润率与环境管制强度是FDI企业行业进入的主要原因;在所有自变量中,只有必要资本的弹性显著为负,其原因在于:当环境管制较弱时,企业生产的环境成本外在化,导致该组行业进入的必要资本门槛较低,大量的本土企业充斥市场,FDI企业的资本优势不能够体现,从而抑制了FDI企业进入弱环境管制行业。 　　在中管制的行业分组模型中,环境管制强度对FDI企业的行业进入数量的弹性最大,利润率次之,其它依次为技术水平、必要资本量与产品差异程度,而且均为正效应;除了必要资本量作用效果在统计上不显著外,其它的变量的弹性都十分显著。与弱环境管制下的行业相比,在中等强度的环境管制的行业中,环境管制成为影响FDI企业的行业进入数量的最主要的因素,其弹性系数达到1.298,而利润率对FDI企业的行业进入数量的影响虽然仍然十分重要,但已经在逐步下降,行业技术水平、必要资本量的促进作用也在迅速上升。分析其原因在于:随着环境管制的 　　 　　表1 整体行业与按照环境管制的严厉程度分组的回归结果 　　Tab.1 Regression result of models of overall industry and the groups in accordance with environmental regulatory intensity 　　系数 　　coefficient整体行业 　　Overall industry弱管制行业组?Weak regulation group 中管制行业组 　　Intermediate regulation group强管制行业组 　　Strong regulation groupa?05.928 235 　　(27.936 75)***7.645 104 　　(25.294 00)***5.428 461 　　(11.962 54)***6.171 781 　　(15.728 53)***a?1、0.650 784 　　(2.296 792)**0.575 401 　　(2.132 022)**1.297 964 　　(1.676 066)*2.672 207 　　(2.084 132)**a?2、0.156 052 　　(9.495 965)***0.075 110 　　(3.413 252)***0.268 677 　　(7.991 450)***0.145 748 　　(3.673 429)***a?3、0.198 644 　　(1.809 074)*-0.358 275 　　(-2.835 556)***0.230 127 　　(0.973 452)0.270 761 　　(1.581 440)a?4、0.085 748 　　(4.324 791)***0.013 954 　　(0.599 336)0.092 432 　　(2.804 807)***0.049 040 　　(0.787 514)a?50.329 486 　　(7.400 956)***0.804 274 　　(16.300 68)***0.340 223 　　(3.714 667)***0.237 391 　　(4.189 753)***R0.999 0.993 R?20.999 0.991 F6 585.430.702 D-W1.627 1.690 H-testP0.000 00.000 00.000 00.098 5注:采用Eview6.0软件回归所得。括号内值为t统计量,*、**、***分别表示通过了10%、5%和1%显著性水平假设检验。其中弱管制行业包括农副食品加工业、饮料制造业、有色金属矿采选业、木材加工及木竹藤棕等加工业、有色金属冶炼及压延加工业、烟草制品业、食品制造业、燃气生产和供应业、煤炭开采和洗选业、文教体育用品制造业、造纸及纸制品业、皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业;中管制行业包括:黑色金属矿采选业、化学原料及化学制品制造业、塑料制品业、非金属矿物制品业、专用设备制造业、非金属矿采选业、医药制造业、家具制造业、化学纤维制造业、纺织业、印刷业和记录媒介的复制、通用设备制造业、石油和天然气开采业、金属制品业、电气机械及器材制造业;高管制行业包括:仪器仪表及文化办公用品、交通运输设备制造业、电力、热力的生产和供应业、黑色金属冶炼及压延加工业、通信设备计算机及其他、纺织服装鞋帽制造业、石油加工炼焦及核燃料加工业、水的生产和供应业、橡胶制品业。
　　加强,环境成本逐步内在化,该行业淘汰了大量高成本小规模的企业,技术与资本在市场竞争中逐步占据了主导作用,产品的差异化也为FDI企业的进入提供了细分的市场空间。 　　在高管制的行业分组模型中,环境管制强度、利润率与技术水平对FDI企业的行业进入数量的弹性依次显著为正,而必要资本量与产品差异程度虽然也体现为正效应,但在统计上不显著。与前两种分组情况相比,环境管制对FDI企业的行业进入数量的弹性急剧增加,表明在该行业组严厉的环境管制是促进了FDI企业的行业进入数量增长的决定性因素;而行业技术水平与利润率对FDI企业的行业进入数量的弹性都有一定程度的下降,表明在严厉的环境管制下,行业技术水平与利润率并不是FDI企业进入数量增加的主要因素,但仍然发挥着重要影响。分析其原因在于:能够在严厉的环境管制条件下生存或进入的企业,必定要具备相当的资本规模,较好的盈利水平与一定的技术水平,此时企业间相互竞争的是一种综合的比较优势,这说明严格的环境管制已经成为一种筛选机制,通过淘汰掉不合格的企业,引进具有竞争优势的企业,从而能够显著的改变该行业的市场结构。 　　上述研究表明,随着环境管制强度的变化,影响FDI企业的行业进入数量的相关变量的作用弹性发生相应变化。为了行文的简洁与直观,我们运用平滑的曲线将各个弹性系数的变化趋势与环境管制强弱程度的变化联系起来,见图1。图1表明,在我国工业部门环境管制不仅显著促进了FDI企业的行业进入,而且这种促进效应随着环境管制的严厉程度的加强而急剧扩大,成为影响FDI企业的行业分布数量的主要因素;其它因素对FDI企业的行业进入数量的影响随着环境管制的严厉程度的加强而逐渐趋同,并基本表现为显著的促进作用。 　　4 结论与政策意义 　　虽然已有大量的研究对FDI的决定因素进行了实证检验,但是鲜有研究专注于在市场结构框架下考察环境管制对FDI企业的行业进入数量的影响,针对中国实证研究更加少见。本文通过构建一个包含环境管制和其它因素的企业进入壁垒模型,利用中国工业部门分行业面板数据分析了环境管制对FDI企业进入数量的影响。由计量检验与实证分析的结果可知,环境管制对FDI企业进入我国工业部门各个行业的数量不仅没有阻碍作用,反而起到了 　　图1 环境管制强度与变量趋势图 　　Fig.1 Changing trends of environmental regulatory ?intensity and variale flexibility coefficients 　　重大的促进作用;并且这种促进作用随着环境管制强度的加强而急剧增加,也即从FDI企业的行业进入数量的角度来看“污染避难所”假说在我国是不成立的。同时,行业技术水平、必要资本量、产品差异程度与利润率也对FDI企业的行业进入数量起到了促进作用,这表明在中国这个发展中的大国,企业进入壁垒对FDI企业存在“负效应”, 即环境保护、技术创新和规模化生产对FDI的进入具有良性的促进效应。 　　该研究结果具有明确的政策含义,其对于协调环境保护政策、自主创新政策与招商引资政策具有重要的意义。目前我国某些部门或地区,为了促进经济发展,对外资提供优惠条件,以牺牲环境为代价扩大吸引外资的力度,对污染环境破坏生态的企业不予以限制。而本文的研究结论指出,各行业应该尽快提高环境管制标准和强度,以促进FDI企业的进入。这不仅能够改善环境压力,促进经济的可持续发展与社会的和谐,更能够有效淘汰低水平的企业,引进在技术、资本与规模上具有综合竞争优势的FDI企业,弥补资本与技术的双缺口,实现招商引资政策的战略目的。同时,我国各行业要积极实行自主创新政策,这不仅能够提高行业技术水平,还能够促进高技术的FDI企业的进入,从而形成自主创新与吸收FDI外溢技术的良性互动。 　　(编辑:田 红) 　　参考文献(References) 　　[1]Walter I. Environmentally Induced Industrial Relocation to Developing Countries in Environment And Trade [M]. New Jersey: Allanheld, Osmun, and Co.1982. 　　[2]Friedman J. What Attracts Foreign Multinational Corporations? Evidence from Branch Plant Location in the United States[J]. Journal of Regional,1992. 　　[3]Grehter J M, Melo J D. Globalization and Dirty Industries: Do Pollution Hav ensmatter[R]. CEPR Discussion Paper, . 　　[4]Matthias Busse,Trade,Environmental Regulation and the World Trade Organization:New Empirical Evidence. Journal World Trade, ): 285-306. 　　[5]Daly H. Debate: Does Free Trade Harm the Environment [J]. Scientific American, 1993,(9): 17-19. 　　[6]Estyd C. Greening the GATT: Trade, Environment and the Future [R]. Washington, DC: Institute for International Economics, 1994. 　　[7]Dua A, Estyd C. Sustaining the Asia Pacificmiracle [R]. Washington, DC: Institute for International Economics, 1997. 　　[8]Estyd C, Geradin D A. Market Access, Competitiveness, and Harmonization: Environmental Protection in Regional Trade Agreements [J]. The Harvard Environmental Law Review, ): 265-336. 　　[9]Xing Y, Kolstad C.Do Lax Environmental Regulations Attract Foreign Investment[J]. nvironmental and Resource Economics,-22. 　　[10]Michael Benarroch, Henry Thille. Transboundary Pollution and the Gains fromTrade[J]. Journal of International Economics, ):139-159.
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