FDI、市场分割与区域生态效率：直接影响与溢出效应
龚新蜀 王曼 张洪振
摘要本文从新经济地理理论与市场经济理论出发，在运用SuperSBM模型测算中国省域生态效率水平的基础上，应用2000—2015年省际面板数据和空间杜宾模型（SDM），深入探讨了外商直接投资（Foreign Direct Investment， FDI）、市场分割对区域生态效率的影响。研究发现，第一，中国区域生态效率在样本期内呈不断恶化的趋势，并表现出较强的空间依赖和空间分异，总体呈东-中-西梯度递减的空间分布格局；第二，FDI对生态效率的直接效应为负，间接效应为正，表明FDI对本地区生态效率的效应为负，但对邻近地区具有较强的正向空间溢出效应；第三，地方保护主义引致的市场分割导致资源扭曲错配，技术进步缓慢，不利于生态效率的提升，并随着市场分割程度的提高，限制内资企业获取FDI技术效应的能力与动力，抑制FDI对生态效率的正向溢出效应。拓展性分析发现，市场分割存在显著的路径依赖特征，短期FDI的流入受地方政府非市场竞争手段的影响，在一定程度上强化了市场分割程度，但长期的累积效应可有效打破市场分割。因此，为实现“资源-环境-经济”的协调发展，东部地区应主动发挥生态效率高值区的“示范作用”与“溢出效应”；地方政府应继续加大引资力度，坚持以“以开放促改革”，充分利用外资的技术溢出效应和市场整合作用，在区域生态发展中发挥积极作用；中央政府应加快破除“诸侯割据”藩篱，鼓励区域联动和经济合作，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用。
关键词外商直接投资；市场分割；区域生态效率；空间杜宾模型
中图分类号F124.6文献标识码A文章编号1002-2104（2018）08-0095-10DOI：10.12062/cpre.20180409
在市场化进程深入推进的过程中，中央政府制定多项措施以实现资源的跨区域流動，但地方政府对市场的管束手段呈现出多元化和隐蔽化的特点[1]。这种中央与地方的利益博弈对市场整合的影响较为复杂，导致的市场分割通过资源扭曲错配、降低竞争行为，不断抑制我国区域生态效率的提高和经济的可持续发展。因此，在我国经济转型发展的关键时期，削弱地方政府干预、推进区域市场融合，成为制度红利得以释放的重要手段，也是实现我国经济可持续发展，提升区域生态效率的重要方式。
随着开放型经济的深入推进，开放逐渐成为全面深化改革的强大动力，通过构建开放型经济新体制，以新一轮开放促进新一轮改革，全面破除地方保护对市场要素自由流动的限制，才能真正实现经济的可持续发展。外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）作为对外开放的重要方式，无论是对国内的环境与经济发展，还是市场经济体制改革，均产生了不可估量的影响。随着市场在资源配置中决定地位的确定，如何在保护环境、节约资源的同时，发挥外商直接投资的环境与经济效应，推动国内市场经济体制改革，提升区域生态效率，成为当前新常态下“转方式、调结构”的重要课题。
本文将对外开放、市场分割与区域生态效率纳入统一的分析框架，在新经济地理理论与市场经济理论的基础上，探究对外开放、市场分割与区域生态效率的逻辑关系，以期为以开放促改革、发挥FDI整合市场、提升区域生态效率提供理论依据与现实建议。
1文献综述与研究假设
1.1FDI与区域生态效率
国内外学者从不同角度探讨了FDI对东道国环境污染的影响，早期研究主要集中在FDI对环境污染绝对数量的影响[2-3]，随着经济发展与资源环境的矛盾日益突出，部分学者将生态效率作为衡量环境污染的标准，综合考量FDI的环境和经济效应[4-5]。
借鉴Grossman和Krueger的分析框架[6]，本文认为FDI对生态效率的影响主要通过以下三种途径进行传导：一是规模效应。FDI的流入在促进经济增长的同时，伴随着资源消耗与环境污染，当经济增长达到一定水平后，人们逐渐重视生活质量的提高与生存环境的改善，将更多社会财富用于污染治理，生态环境得以改善[7]。二是结构效应。FDI对东道国产业结构调整具有重要影响，由于FDI投资行业的异质性，一方面将污染较为严重的产业转移到环境规制水平较低的发展中国家，从而造成东道国生态环境的恶化[8]；另一方面，以先进制造业、现代服务业和高新技术产业为代表的外资企业的进入，反而会促进东道国产业结构升级，提升产出效率。三是技术效应。FDI的技术转移和溢出效应，将在母国已经淘汰但在东道国相对先进的技术进行转移，提高东道国企业的技术效率；同时从事环境技术开发的跨国公司所带来的技术转移与扩散直接促进东道国生态效率的改善[9]。因此，FDI对本地生态效率的影响取决于以上三种效应对比的综合效果。考虑到FDI的技术溢出效应的空间特性，即FDI不仅对本地区的内资企业形成技术溢出效应，还有可能跨区域对其他地区内资企业产生影响，促进邻近地区生态效率的提升。至此，提出假说1：
H1：FDI对本地生态效率的影响取决于规模效应、技术效应和结构效应综合作用的结果，但FDI对邻近地区生态效率具有正向空间溢出效应。
1.2市场分割与区域生态效率
市场分割的实质是地方政府为了自身利益限制资源、要素、产品等跨区域流动。因此，市场分割可能导致资源配置扭曲，造成要素生产率的损失。目前学术界尚未对市场分割与生态效率的关系进行系统研究，但从生态效率的本质出发，市场分割对生态效率的影响可从经济与环境两条路径间接实现。
在市场分割与经济增长关系的研究中，尚未形成统一观点。陆铭和陈钊认为市场分割与经济增长之间呈倒“U”型关系[10]；李文洁进一步研究发现市场分割对中国经济增长的影响在加入WTO前后存在差异。加入WTO之前，市场分割通过促进固定资本投入和减缓政府消费比重促进经济增长；而加入WTO之后，市场分割通过减缓经济的对外开放度和资产投入阻碍了经济增长[11]。但更多研究表明地方政府采取的市场分割策略对经济绩效具有负效应[12-13]。
关于市场分割与环境污染的关系，多数学者研究认为市场分割导致环境污染问题更为严重，概括原因主要有以下几点：第一，市场分割制约产业结构升级，导致单位GDP的污染排放居高不下[14]。源于地方保护主义的市场分割，打破了不同地区基于比较优势从事生产活动的生产规律，诱发企业对低端要素的结构性依赖，并长期从事粗放式的生产活动，产业结构升级缓慢。第二，市场分割通过改变企业的竞争行为影响污染排放[15]。研发投入是企业技术进步的关键，但在市场分割的环境中，企业在地方政府的保护伞下失去了加大研发投入的动力，导致绿色清洁的环保生产技术出现缓慢，抑制了技术进步。此外，企业将过多的资源用于寻租，以维持自身的垄断行为，造成社会资源配置的扭曲与浪费[16]。第三，市场分割导致跨区域的环境治理合作难以实现，环境污染在区域之间的负外部性更加明显[17]。
基于上述分析，不难发现市场分割虽短期促进当地经济增长，但不利于经济可持续发展。市场分割不仅严重制约了劳动力、资本和资源能源等要素在全国市场中的有效、合理流动，源于要素扭曲的能效低下和环境污染也给区域生态效率的提升带来了严重阻力。由此，提出假说2：
H2：市场分割导致区域资源配置扭曲，技术进步缓慢，环境治理合作难以实现，不利于生态效率的提升。
龚新蜀等：FDI、市场分割与区域生态效率：直接影响与溢出效应中国人口·资源与环境2018年第8期1.3FDI、市场分割与区域生态效率
目前将FDI、市场分割纳入统一分析框架讨论其对经济、环境影响的研究成果较少。现有文献在探究FDI的生态经济效应时，常忽略制度因素对二者关系的影响。但要促进生态效率的提升，推动经济可持续发展，既要关注经济开放等外在因素的影响，又要对体制内的制度因素进行考量。就制度改革而言，受“晋升锦标赛”机制驱使的地方政府竞争及其衍生的地方保护行为造成的市场分割无疑是其中重要的一面。一方面，市场分割导致资源扭曲错配，要素配置效率低下，抑制企业技术创新能力的提升，进而影响到内资企业获取FDI技术溢出效应的能力与动力。另一方面，市场分割阻碍国内竞争机制的形成，使得国内企业的竞争意识与竞争能力无法得以培育，国内企业的相对竞争力被削弱，导致更多的跨国公司伴随着FDI进入东道国同本地企业竞争市场份额，造成FDI的“市场窃取”效应增加，不利于生态效率的提升。此外，市场分割抑制FDI的产业结构升级与技术进步效应，从而导致产出配置结构和要素配置结构的非最优损失，抑制FDI对区域生态效率的提升作用。由此，提出假说3：
H3：源于地方保护主义的市场分割抑制内资企业获取FDI技术溢出效应的能力与动力，阻碍国内竞争机制的形成，不利于FDI发挥对区域生态效率的促进作用。
综上所述，尽管学界关于FDI的生态经济效应有了较为丰富的研究，然而鲜有学者考虑FDI的外部环境，尤其是市场因素对FDI生态经济效应的影响。中国特定的晋升模式以及由此产生的政治晋升冲突，导致国内市场呈现明显的碎片化特征，这种“诸侯经济”是否会阻碍FDI生态经济效应的发挥？此外，现有研究认为市场分割导致资源配置扭曲，不利于经济的可持续发展，但如何破解中国现有的市场分割难题，实现国内统一大市场的形成，还尚未有学者进行深入探究。因此，本文将FDI、市场分割与区域生态效率纳入统一的分析框架，在剖析FDI与市场分割对区域生态效率的综合影响机制的基础之上，进一步应用中国省际面板数据和空间杜宾模型进行实证检验，以期为开放型经济发展背景下中国区域生态效率的提升和促进国内市场整合提供新的解决思路。
2中国区域生态效率的测算与演变趋势
2.1测算方法与指标选取
生态效率是指一定时期内增加的经济价值与增加的生态环境负荷的比值。现有文献大都采用数据包络分析（DEA）方法进行测算，但传统的CCR和BCC模型虽能解决投入、产出单位不一致的问题，但无法考虑投入产出松弛变量对模型可靠性的影响。Tone[17]提出的非径向SBM模型将松弛变量加入目标函数，可以合理有效解决投入或产出之间存在的非零松弛问题。但在实际情况中，可能存在多個决策单元均有效，SBM模型无法对其进行进一步的比较分析。为克服此缺陷，Tone进一步提出超效率SBM模型，可对多个有效决策单元进行区分排序。因此，本文采用包含非合意产出的SuperSBM模型，并使用MAXDEA pro软件测算得出中国省域生态效率值。
考虑到数据的完整性和平稳性，选取2000—2015年中国30个省市（剔除西藏，不含港、澳、台）作为研究对象，借鉴罗能生[18]的做法对生态效率进行测度。具体的指标选取如下：以2000年为基期的各地区实际生产总值（GDP）作为生态效率测算的合意产出指标；工业废气排放量、工业废水排放量和工业固体废弃物产生量为非合意产出；投入要素依次选取固定资本存量、从业人员数、建成区面积、能源消费、用水量。所有指标数据均来源于《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国环境年鉴》《中国水资源公报》和各地区统计年鉴。其中固定资本存量的测算参考单豪杰的估算方法[19]，展期更新到2015年。
2.2中国区域生态效率的演变趋势
由图1的核密度曲线可知中国区域生态效率的动态演变特征：一是随着年份的增加，核密度曲线的波峰逐渐左移，说明整体而言中国区域生态效率存在恶化趋势；二是核密度分布由“单峰”逐步向“双峰”转变。2015年第一个波峰的效率值为0.3左右，第二个波峰的效率值达到1.05左右，但对应的核密度要远远低于第一个波峰，说明这一时期区域间的生态效率差距不断拉大，尽管部分地区生态效率水平有所改善，但大多数地区的生态效率水平持续降低，整体呈不断恶化的趋势。通过图2进一步可以看出，中国省域生态效率不断下降，并呈现出显著的空间异质性。其中，东部地区的生态效率水平明显优于中西部地区，总体上呈现东—中—西梯度递减的分布模式。这主要源于东部地区经济发展水平较高，技术先进，治污资金充裕，环保意识较强，尤其是近几年，产业结构升级的深化促进了经济与环境的耦合协调发展；而中西部地区的产业结构偏重，低碳环保技术落后，经济发展付出了沉重的环境代价，导致生态效率水平偏低且持续下降。
3模型设定、指标选取与数据说明
3.1空间自相关检验
为识别中国区域生态效率的空间自相关性，运用全局自相关指标（Morans I指数）对2000—2015年中国省域生态效率进行检验。计算公式如下：
Morans I=∑ni=1∑mj=1Wij（Yi-Y）（Yj-Y）S2∑ni=1∑mj=1Wij（1）
其中，S2=1n∑ni=1（Yi-Y）；Y=1n∑ni=1Yi；Yi和Yj表示各
地区的生态效率观测值；n为省份总数；Wij表示空间权重矩阵，选择被普遍采用的二进制邻接权重矩阵：若两地区在地理空间分布上相邻Wij取值为1，否则为0。Moran s I指数的取值范围为[-1，1]，大于零表示呈现正自相关，小于零表示呈现负自相关。
检验结果显示，中国省域生态效率的Moran s I指数在样本期内均显著为正，表明中国区域生态效率存在较强的正空间自相关性。如图3所示，2000年和2015年中国省域生态效率Moran s I指数分别为0.132和0.272，进一步说明中国各地区的生态效率分布具有一定的空间集聚与依赖特征。因此，对生态效率进行计量分析时不可忽视区域间可能存在的空间依赖性。
3.2空间计量模型设定
检验结果显示区域生态效率具有显著的空间外溢性，因此本文从广义嵌套空间模型（general nesting spatial model，GNS）出发，对多种常用的空间计量模型的不同形式及其关系进行梳理。GNS一般表述形式如下：
Y=ρWY+αIN+Xβ+WXθ+μ，μ=λWμ+ε（1）
其中，WY表示因变量的空间滞后项，WX表示自变量的空间滞后项，Wμ为扰动项的空间滞后项；IN为N×1且元素都为1的列向量，μ为N×1的扰动项列向量；ρ、α、β、θ、λ为对应的回归系数。
在式（1）中，当λ=0，模型退化为空间杜宾模型SDM。在SDM中，当θ=0时，则为空间自回归模型SAR；当θ=-ρβ时，则为空间误差自相关模型SEM；当ρ=0时，则为空间滞后模型SLX。在空间关联作用下，任何一个地区的自变量变动不仅会对本区域因变量产生影响，而且会影响到其他相关区域的因变量，前者被称为直接效应，后者被称作间接效应。而SDM在捕获直接效应与间接效应时比SEM、SLX甚至SAR更具优势[20]。鉴于此，本文选择空间杜宾模型，重点考察SDM回归结果中FDI、市场分割与区域生态效率之间的逻辑关系，并将相关模型设定为如下形式：
ecoit=ρWecoit+αIN+Xitβ+WXtθ+μi+λt+εit（2）
其中，ecoit为N×1的被解释变量向量，矩阵X为包括FDI、市场分割的解释变量和相应控制变量在内的解释变量矩阵，同时为了考察FDI与市场分割对区域生态效率的交互效应，将FDI与市场分割的交互项也纳入矩阵X中；W为空间权重矩阵，同样选用二进制邻接权重矩阵；IN为单位向量，μi、λt和εit分别为空间效应、时间效应和扰动项向量。
3.3指标选取与数据说明
（1）生态效率（eco）：被解释变量。中国省域生态效率水平由包含非合意产出的SuperSBM模型计算所得。
（2）外商直接投资水平（fdi）：核心解释变量。采用实际利用FDI与地区GDP之比来表示，并按照每年人民币对美元的中间价进行折算。
（3）市场分割程度（segm）：既是核心解释变量也是调节变量。借鉴桂琦寒等[21]的做法，选择使用较为广泛的“价格法”测量各省的市场分割强度。具体做法：①利用2000—2015年中国30个省市12类商品（食品、饮料烟酒类、服装鞋帽类、纺织品类、家用电器及音像器材类、文化办公用品类、日用品类、化妆品类、金银珠宝类、中西药品及医疗保健用品类、书报杂志及电子出版物类、燃料类）的商品零售价格指数，构建一个涵盖时间（t）、地区（i）和商品（k）的三维（16×30×12）面板数据。②计算相邻地區i图32000年和2015年中国区域生态效率Moran
与地区j，在年份t，商品k的相对价格绝对值|ΔQkijt|，其中，ΔQkijt=Qkijt-Qkijt-1=ln（Pkit/Pkjt）-ln（Pkit-1/Pkjt-1）。根据12类商品66对相邻省市16年的样本数据可得到12 672个差分形式的相对价格指标|ΔQkijt|。③采用去均值的方法剔除与商品异质性相关的固定效应导致的系统偏误ak。假定|ΔQkijt|=ak+εijt，其中ak仅与商品种类k有关，εijt与i、j两地区特殊的市场环境相关，在特定年份t，对商品k的66对省市组合的相对价格绝对值求均值得|Qkijt|，令qkijt=|ΔQkijt|-|ΔQkijt|=（ak-ak）+（εijk-εijk），保留只与地区间的市场分割因素和一些随机因素有关的信息qtijk。④计算qtijk的方差var（qkijt），并将16×30×12对地区组合的相对价格方差按照省市合并，从而计算出各省市与其他相邻省市的市场分割指数segmit=（∑i≠jvar（qkijt））/N，其中N表示相邻省市的个数。为使市场分割在后续的估计中系数不至于过小，将测算得到的原始市场分割指数扩大1 000倍。
（4）控制变量。参考已有相关文献，选取以下指标作为控制变量：①技术水平（lntec）：专利申请授权数可以较为客观地反映一个地区或区域的科技创新能力，因此选择各省市专利申请授权数的对数来衡量各地区的技术水平；②产业结构（is）：选用工业增加值与地区GDP之比来刻画工业发展对生态效率的影响；③贸易开放度（trade）：选取进出口贸易总额占地区GDP的比重来反映；④人力资本水平（hum）：用各省市大专及以上学历人员占六岁及以上人口的比重来衡量；⑤城镇化水平（ul）：采用城镇人口占地区总人口的比重来表示；⑥经济发展水平：用各地区的人均GDP的对数值（lnpergdp）及其平方项（lnpergdp2）来衡量，检验“环境库兹涅茨曲线”在我国是否存在。
以上相关数据均来源于2001—2016年中国各地区（因数据可得性原因，不含西藏、港、澳、台地区）统计年鉴、《中国统计年鉴》《中国人口统计年鉴》，缺失数据采用插值法进行补充。
4实证结果与分析
4.1FDI、市场分割与生态效率的空间效应
为避免FDI、市场分割与二者交互项出现多重共线性，本节运用中心化处理方法对交互项进行处理。表1给出了在邻接权重矩阵下，模型（2）的估计结果，（1）、（2）和（3）、（4）列分别表示不包括FDI与市场分割的交互项和含有交互项的固定效应与随机效应估计结果。为了使模型估计结果更具稳健性，采用LR检验最优计量模型SDM是否应该退化为SAR或者SEM，同时采用Hausman检验判断模型（2）选择固定效应抑或随机效应。检验结果表明，SDM模型选择恰当，固定效应模型优于随机效应，下文主要针对固定效应进行分析。
FE or RE47.2738.09[0.000][0.000]注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上显著，（ ）内为参数估计的t统计量，[ ]内给出了参数估计的P值。
表1中固定效应估计结果显示：①生态效率的空间自相关系数在邻接地理权重矩阵下显著为正，说明中国省域生态效率在相邻地区存在较强的空间依赖性，与空间自相关检验结果一致。②和市场分割的回归系数均显著为负，二者交互项的系数在10%的显著性水平下为正值。表明FDI和市场分割均不利于本地区生态效率的提升，但市场分割强度的提升可抑制FDI对本地区生态效率的负效应。③从解释变量的空间滞后项的回归系数来看，W′fdi 和W′segm的回归系数显著为正，二者交互项W′fdi_segm空间滞后项回归系数显著为负。表明市场分割限制了劳动、资源、技术等要素的跨区域流动，抑制了FDI对邻近地区生态效率的提升作用。在空间计量模型中，解释变量的回归系数不仅包含解释变量对被解释变量的直接影响，还包括反馈效应。因此，表1中的回归系数并不严谨，需进一步将解释变量对被解释变量的影响分解为直接效应和间接效应。
4.2FDI、市场分割与生态效率的空间效应分解
通过表2-Ⅰ中固定效应模型下FDI、市场分割与生态效率的空间效应分解结果可知：①在不考虑fdi与市场分割交互效应的情况下，fdi的回归系数在直接效应中显著为正，在间接效应中显著为负，表明对本地区而言，FDI的规模效应和结构效应大于技术溢出效应，FDI的流入不利于本地区生态效率的提升。但FDI对邻近地区的生态效率具有较强的正向空间溢出效应，在市场竞争的条件下，邻近地区企业主动吸收和模仿FDI带来的相对先进的技术和绿色生产流程，提高自身技术和生产力水平，促进了生态效率的提升，验证了假说1。②市场分割（segm）在直接效应中的系数显著为负，间接效应中不显著，表明市场分割阻碍产业结构升级和技术进步，不利于生态效率的提升，从而验证了假说2。③从fdi与市场分割的交互项估计结果中可以看出，直接效应中fdi与市场分割的估计系数在1%的显著性水平下为正值，二者交互项的回归系数在10%的显著性水平下为负，表明市场分割强度的提升，有利于削弱fdi对本地区生态效率的不利影响，原因可能在于市场分割出于对本地区企业的保护，会有选择性的甄别与筛选对环境污染强度较小的外资企业进入，引导FDI合理流动，防止本地区成为“污染天堂”。在间接效应中，fdi与市场分割的系数均显著为正，而交互项的系数显著为负，表明市场分割强度的提升，限制了内资企业获取FDI技术转移和溢出效应的能力与动力，不利于fdi发挥对邻近地区的技术溢出效应，由此验证了假说3。
从控制变量的直接效应来看，科技水平（lntec）和产业结构（is）的估计系数分别在1%与10%的显著性水平下显著为正，表明科技创新与产业结构优化均有利于提升本地区的生态效率；而城镇化水平在1%的显著性水平下为负值，说明目前城鎮化的发展模式依然较为粗放，效率低下，积极推进集约、智能、绿色、低碳的新型城镇化建设是解决目前现状的主要方式之一。经济发展水平的一次系数显著为正，而二次项系数显著为负，表明经济发展水平与生态效率之间呈倒“U”型关系，说明我国经济增长并不存在环境库兹涅茨曲线，经济增长仍然存在以牺牲环境为代价的粗放式增长，坚持绿色发展是破解增长方式转变难题，实现经济发展转型升级的重要途径。从控制变量的间接效应来看，产业结构（is）和城镇化水平（ur）的估计系数均显著为负值，说明现阶段工业发展存在向邻近地区污染转移的现象；此外，城镇化的发展存在相互争夺资源，恶性竞争的现象，不利于生态效率的提升。贸易开放水平（trade）和人力资本水平（hum）的估计系数分别在1%和5%水平下显著为正，说明贸易开放水平和人力资本水平的提升对生态效率都具有较强的正向空间溢出效应。
4.3稳健性检验
市场分割作为核心解释变量，其指标的选取对理论假设验证至关重要，以上利用相对价格法衡量了市场分割程度。现有研究发现，行政性分权把部分国有企业划归地方政府管理，成为地方政府财政的重要来源，国有经济比重在一定程度上反映了市场分割程度的高低[22]。因此，采用国有经济比重（soe）作为市场分割的代理变量，对FDI、市场分割与区域生态效率进行稳健性检验。
为节约篇幅，表2-Ⅱ中的稳健性检验仅报道了空间效应分解结果。结果显示，FDI的直接效应为负，间接效应为正，表明FDI对本地区生态效率的综合效应为负，但其技术溢出效应可有效提升邻近区域的生态效率。国有经济比重的直接效应为负，间接效应不显著，说明国有经济发展恶化了区域生态效率，并且从交互项的回归结果中可以看出，国有经济比重的提高，抑制FDI对生态效率的溢出效应。其他控制变量的系数符号与表2-Ⅰ基本一致，进一步说明核心解释变量的测度变化并未改变上文的基本结论，研究结果较为稳健。
5拓展性分析
上述实证结果显示，市场分割抑制生态效率的提升，并弱化了fdi对区域生态效率的正向空间溢出效应。因此，打破现有的市场分割制度，促进国内市场整合是促进生态效率提升的重要手段。而对外开放作为推动中国经济非国有化和政府放松管制的重要力量，对削弱市场分割，促进国内市场一体化可能产生一定影响。一方面，当对外开放水平提高时，外资的准入门槛降低，企业形式逐渐多样化，大量非国有企业在市场活动中的作用日益增强，削弱了政府非市场行为的有效性。另一方面，外资的进入形成了大量跨区域、合营企业集团，促使地方政府加强区域经济合作，降低了市场分割程度。因此，本文在梳理国内外文献的基础上，构建如下计量模型，深入剖析FDI与市场分割的复杂关联。
segmit=β0+β1segmit-1+β2fdiit+β3tradeit+β4govit+β5soeit+β6lnpergdpit+β7roadit+λi+εit（4）
为全面深入刻画fdi与市场分割的关系，分别使用FDI流量和存量对FDI水平进行衡量，其中流量指标采用实际FDI额占地区GDP的比重来表示，存量指标采用实际利用FDI存量占地区GDP的比重来测度，λi为不可观察的省份效应，εit为残差项，其他为控制变量。考虑到市场分割可能存在惯性特征，因此在式（4）中引入被解释变量的滞后项，构建动态面板数据模型来捕捉市场分割的路径依赖特征。控制变量的选择，参考国内外文献的做法，主要选取地方经济国有化程度（soe）、政府干预程度（gov）、对外开放度（trade）、经济发展水平（lnpergdp）和交通基础设施水平（road）来衡量。其中，政府干预程度（gov）采用地方财政支出占地区GDP的比重来衡量；地方经济国有化程度（soe）以国有单位职工人数占全国城镇职工人数的比例来表示；对外开放度（trade）以各省市进出口贸易总额占地区GDP的比重表示；经济发展水平（lnpergdp）用各省市的人均GDP的对数来衡量；交通基础设施水平（road）用各省市的公路里程与辖区面积之比来表示。
为消除上述模型存在的省份效应，采用动态面板广义矩估计（GMM）方法进行估计，并使用解释变量和控制变量的一阶滞后作为工具变量，解决可能存在的内生性问题。同时为了确保回归结果的稳健性，表3分别报告了静态面板数据模型的固定效应与随机效应估计结果。
从表3可以看出，静态面板与动态面板数据模型的估计结果中控制变量的回归系数符号基本一致，说明估计结果较为稳健。其中，动态面板数据模型的估计结果显示，无论是以FDI流量还是以FDI存量为关键解释变量的模型中，市场分割一阶滞后项的系数均显著为正，表明上一年度的市场分割程度对本年度市场分割产生正向影响，市场分割程度的调整存在显著的路径依赖特征。差别较大的是，在以FDI流量为解释变量的模型中，FDI水平的系数在1%水平下为正，而在以FDI存量为解释变量的模型中，FDI水平的系数显著为负，这意味着通过FDI打破现有的市場分割程度并不是一朝一夕可以完成的。短期来看，在晋升激励视角下，地方政府往往会通过各种非市场竞争手段，吸引外商资本，当期的FDI往往被这种“特惠条件”所吸引，这在一定程度上减弱了市场竞争，加深了地区间的市场分割。但从长期来看，FDI可有效发挥技术溢出效应，改善区域资源配置扭曲，削弱市场分割强度。
控制变量中，地方经济国有化程度和地方财政支出的估计系数显著为正，表明政府干预存在较强的地方保护色彩，加强了市场分割程度；贸易开放度与经济发展水平的估计系数显著为负，说明贸易开放与经济发展水平的提高有利于促进国内市场趋于整合；公路网密度的估计系数为正，与预期结果相悖，可能存在的解释是区域内部基础设施建设对市场分割的影响并不显著，应注重跨区域基础设施建设，削弱地理界限对市场的不利影响。
6结论及政策建议
本文在新经济地理理论和市场经济理论的基础上，梳理了FDI、市场分割影响区域生态效率的内在机理，并应用2000—2015年的中国省域数据和空间杜宾模型（SDM）探讨了FDI、市场分割对区域生态效率的现实影响。研究发现：①中国区域生态效率在样本期内呈不断恶化趋势，并表现出较强的空间依赖和空间分异，总体呈东-中-西梯度递减的空间分布格局。②FDI对本地区生态效率的综合效应为负，但对邻近地区生态效率具有显著的正向空间溢出效应。③地方保护主义引致的市场分割导致资源扭曲错配，技术进步缓慢，不利于生态效率的提升，并随着市场分割程度的提高，限制内资企业获取FDI技术效应的能力与动力，抑制FDI对生态效率的正向溢出效应。④拓展性分析发现，市场分割具有较强的路径依赖特征，短期内外资的流入在一定程度上强化了市场分割强度，但长期的累积效应可有效削弱市场分割强度。
本文的研究结论具有明显的政策启示。①东部经济发达地区应充分发挥生态效率高值区的“示范作用”与“溢出效应”，加强对中西部地区的清洁技术帮扶，推动生
态文明建设；中西部地区应主动挖掘资源集约利用、生态环境管理创新方面的潜力，加大资金与政策扶持力度，积极引进先进技术与设备，构建资源节约、环境友好的生产体系。②“污染天堂”假说在中国并不成立。一方面，我国应继续加大引资力度，但各级政府部门在引资过程中应有针对性地引入高质量、高效益的外资，积极引进和学习国外的先进工艺和绿色生产流程，引导FDI向高端设计和高附加值的领域拓展。另一方面，要充分利用FDI的溢出效应和市场整合作用，坚持“以开放促改革”，深化对外开放体制机制，引致其在区域生态发展中发挥积极作用。③应加快破除“诸侯割据”藩篱，鼓励区域联动和经济合作，通过区域要素市场一体化促进各类要素自由流动，建立统一的国内大市场，发挥市场在资源配置中的决定性作用。④优化地方政府政绩考核体系，适当提高环境保护、生态开发等环保指标比重，建立完善的环境保护评价体系，形成以生态效益为核心的约束机制，注重经济绩效与环境绩效的协调统一。
（编辑：刘照胜）
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摘要本文从新经济地理理论与市场经济理论出发，在运用SuperSBM模型测算中国省域生态效率水平的基础上，应用2000—2015年省际面板数据和空间杜宾模型（SDM），深入探讨了外商直接投资（Foreign Direct Investment， FDI）、市场分割对区域生态效率的影响。研究发现，第一，中国区域生态效率在样本期内呈不断恶化的趋势，并表现出较强的空间依赖和空间分异，总体呈东-中-西梯度递减的空间分布格局；第二，FDI对生态效率的直接效应为负，间接效应为正，表明FDI对本地区生态效率的效应为负，但对邻近地区具有较强的正向空间溢出效应；第三，地方保护主义引致的市场分割导致资源扭曲错配，技术进步缓慢，不利于生态效率的提升，并随着市场分割程度的提高，限制内资企业获取FDI技术效应的能力与动力，抑制FDI对生态效率的正向溢出效应。拓展性分析发现，市场分割存在显著的路径依赖特征，短期FDI的流入受地方政府非市场竞争手段的影响，在一定程度上强化了市场分割程度，但长期的累积效应可有效打破市场分割。因此，为实现“资源-环境-经济”的协调发展，东部地区应主动发挥生态效率高值区的“示范作用”与“溢出效应”；地方政府应继续加大引资力度，坚持以“以开放促改革”，充分利用外资的技术溢出效应和市场整合作用，在区域生态发展中发挥积极作用；中央政府应加快破除“诸侯割据”藩篱，鼓励区域联动和经济合作，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用。
关键词外商直接投资；市场分割；区域生态效率；空间杜宾模型
中图分类号F124.6文献标识码A文章编号1002-2104（2018）08-0095-10DOI：10.12062/cpre.20180409
在市场化进程深入推进的过程中，中央政府制定多项措施以实现资源的跨区域流動，但地方政府对市场的管束手段呈现出多元化和隐蔽化的特点[1]。这种中央与地方的利益博弈对市场整合的影响较为复杂，导致的市场分割通过资源扭曲错配、降低竞争行为，不断抑制我国区域生态效率的提高和经济的可持续发展。因此，在我国经济转型发展的关键时期，削弱地方政府干预、推进区域市场融合，成为制度红利得以释放的重要手段，也是实现我国经济可持续发展，提升区域生态效率的重要方式。
随着开放型经济的深入推进，开放逐渐成为全面深化改革的强大动力，通过构建开放型经济新体制，以新一轮开放促进新一轮改革，全面破除地方保护对市场要素自由流动的限制，才能真正实现经济的可持续发展。外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）作为对外开放的重要方式，无论是对国内的环境与经济发展，还是市场经济体制改革，均产生了不可估量的影响。随着市场在资源配置中决定地位的确定，如何在保护环境、节约资源的同时，发挥外商直接投资的环境与经济效应，推动国内市场经济体制改革，提升区域生态效率，成为当前新常态下“转方式、调结构”的重要课题。
本文将对外开放、市场分割与区域生态效率纳入统一的分析框架，在新经济地理理论与市场经济理论的基础上，探究对外开放、市场分割与区域生态效率的逻辑关系，以期为以开放促改革、发挥FDI整合市场、提升区域生态效率提供理论依据与现实建议。
1文献综述与研究假设
1.1FDI与区域生态效率
国内外学者从不同角度探讨了FDI对东道国环境污染的影响，早期研究主要集中在FDI对环境污染绝对数量的影响[2-3]，随着经济发展与资源环境的矛盾日益突出，部分学者将生态效率作为衡量环境污染的标准，综合考量FDI的环境和经济效应[4-5]。
借鉴Grossman和Krueger的分析框架[6]，本文认为FDI对生态效率的影响主要通过以下三种途径进行传导：一是规模效应。FDI的流入在促进经济增长的同时，伴随着资源消耗与环境污染，当经济增长达到一定水平后，人们逐渐重视生活质量的提高与生存环境的改善，将更多社会财富用于污染治理，生态环境得以改善[7]。二是结构效应。FDI对东道国产业结构调整具有重要影响，由于FDI投资行业的异质性，一方面将污染较为严重的产业转移到环境规制水平较低的发展中国家，从而造成东道国生态环境的恶化[8]；另一方面，以先进制造业、现代服务业和高新技术产业为代表的外资企业的进入，反而会促进东道国产业结构升级，提升产出效率。三是技术效应。FDI的技术转移和溢出效应，将在母国已经淘汰但在东道国相对先进的技术进行转移，提高东道国企业的技术效率；同时从事环境技术开发的跨国公司所带来的技术转移与扩散直接促进东道国生态效率的改善[9]。因此，FDI对本地生态效率的影响取决于以上三种效应对比的综合效果。考虑到FDI的技术溢出效应的空间特性，即FDI不仅对本地区的内资企业形成技术溢出效应，还有可能跨区域对其他地区内资企业产生影响，促进邻近地区生态效率的提升。至此，提出假说1：
H1：FDI对本地生态效率的影响取决于规模效应、技术效应和结构效应综合作用的结果，但FDI对邻近地区生态效率具有正向空间溢出效应。
1.2市场分割与区域生态效率
市场分割的实质是地方政府为了自身利益限制资源、要素、产品等跨区域流动。因此，市场分割可能导致资源配置扭曲，造成要素生产率的损失。目前学术界尚未对市场分割与生态效率的关系进行系统研究，但从生态效率的本质出发，市场分割对生态效率的影响可从经济与环境两条路径间接实现。
在市场分割与经济增长关系的研究中，尚未形成统一观点。陆铭和陈钊认为市场分割与经济增长之间呈倒“U”型关系[10]；李文洁进一步研究发现市场分割对中国经济增长的影响在加入WTO前后存在差异。加入WTO之前，市场分割通过促进固定资本投入和减缓政府消费比重促进经济增长；而加入WTO之后，市场分割通过减缓经济的对外开放度和资产投入阻碍了经济增长[11]。但更多研究表明地方政府采取的市场分割策略对经济绩效具有负效应[12-13]。
关于市场分割与环境污染的关系，多数学者研究认为市场分割导致环境污染问题更为严重，概括原因主要有以下几点：第一，市场分割制约产业结构升级，导致单位GDP的污染排放居高不下[14]。源于地方保护主义的市场分割，打破了不同地区基于比较优势从事生产活动的生产规律，诱发企业对低端要素的结构性依赖，并长期从事粗放式的生产活动，产业结构升级缓慢。第二，市场分割通过改变企业的竞争行为影响污染排放[15]。研发投入是企业技术进步的关键，但在市场分割的环境中，企业在地方政府的保护伞下失去了加大研发投入的动力，导致绿色清洁的环保生产技术出现缓慢，抑制了技术进步。此外，企业将过多的资源用于寻租，以维持自身的垄断行为，造成社会资源配置的扭曲与浪费[16]。第三，市场分割导致跨区域的环境治理合作难以实现，环境污染在区域之间的负外部性更加明显[17]。
基于上述分析，不难发现市场分割虽短期促进当地经济增长，但不利于经济可持续发展。市场分割不仅严重制约了劳动力、资本和资源能源等要素在全国市场中的有效、合理流动，源于要素扭曲的能效低下和环境污染也给区域生态效率的提升带来了严重阻力。由此，提出假说2：
H2：市场分割导致区域资源配置扭曲，技术进步缓慢，环境治理合作难以实现，不利于生态效率的提升。
龚新蜀等：FDI、市场分割与区域生态效率：直接影响与溢出效应中国人口·资源与环境2018年第8期1.3FDI、市场分割与区域生态效率
目前将FDI、市场分割纳入统一分析框架讨论其对经济、环境影响的研究成果较少。现有文献在探究FDI的生态经济效应时，常忽略制度因素对二者关系的影响。但要促进生态效率的提升，推动经济可持续发展，既要关注经济开放等外在因素的影响，又要对体制内的制度因素进行考量。就制度改革而言，受“晋升锦标赛”机制驱使的地方政府竞争及其衍生的地方保护行为造成的市场分割无疑是其中重要的一面。一方面，市场分割导致资源扭曲错配，要素配置效率低下，抑制企业技术创新能力的提升，进而影响到内资企业获取FDI技术溢出效应的能力与动力。另一方面，市场分割阻碍国内竞争机制的形成，使得国内企业的竞争意识与竞争能力无法得以培育，国内企业的相对竞争力被削弱，导致更多的跨国公司伴随着FDI进入东道国同本地企业竞争市场份额，造成FDI的“市场窃取”效应增加，不利于生态效率的提升。此外，市场分割抑制FDI的产业结构升级与技术进步效应，从而导致产出配置结构和要素配置结构的非最优损失，抑制FDI对区域生态效率的提升作用。由此，提出假说3：
H3：源于地方保护主义的市场分割抑制内资企业获取FDI技术溢出效应的能力与动力，阻碍国内竞争机制的形成，不利于FDI发挥对区域生态效率的促进作用。
综上所述，尽管学界关于FDI的生态经济效应有了较为丰富的研究，然而鲜有学者考虑FDI的外部环境，尤其是市场因素对FDI生态经济效应的影响。中国特定的晋升模式以及由此产生的政治晋升冲突，导致国内市场呈现明显的碎片化特征，这种“诸侯经济”是否会阻碍FDI生态经济效应的发挥？此外，现有研究认为市场分割导致资源配置扭曲，不利于经济的可持续发展，但如何破解中国现有的市场分割难题，实现国内统一大市场的形成，还尚未有学者进行深入探究。因此，本文将FDI、市场分割与区域生态效率纳入统一的分析框架，在剖析FDI与市场分割对区域生态效率的综合影响机制的基础之上，进一步应用中国省际面板数据和空间杜宾模型进行实证检验，以期为开放型经济发展背景下中国区域生态效率的提升和促进国内市场整合提供新的解决思路。
2中国区域生态效率的测算与演变趋势
2.1测算方法与指标选取
生态效率是指一定时期内增加的经济价值与增加的生态环境负荷的比值。现有文献大都采用数据包络分析（DEA）方法进行测算，但传统的CCR和BCC模型虽能解决投入、产出单位不一致的问题，但无法考虑投入产出松弛变量对模型可靠性的影响。Tone[17]提出的非径向SBM模型将松弛变量加入目标函数，可以合理有效解决投入或产出之间存在的非零松弛问题。但在实际情况中，可能存在多個决策单元均有效，SBM模型无法对其进行进一步的比较分析。为克服此缺陷，Tone进一步提出超效率SBM模型，可对多个有效决策单元进行区分排序。因此，本文采用包含非合意产出的SuperSBM模型，并使用MAXDEA pro软件测算得出中国省域生态效率值。
考虑到数据的完整性和平稳性，选取2000—2015年中国30个省市（剔除西藏，不含港、澳、台）作为研究对象，借鉴罗能生[18]的做法对生态效率进行测度。具体的指标选取如下：以2000年为基期的各地区实际生产总值（GDP）作为生态效率测算的合意产出指标；工业废气排放量、工业废水排放量和工业固体废弃物产生量为非合意产出；投入要素依次选取固定资本存量、从业人员数、建成区面积、能源消费、用水量。所有指标数据均来源于《中国统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国环境年鉴》《中国水资源公报》和各地区统计年鉴。其中固定资本存量的测算参考单豪杰的估算方法[19]，展期更新到2015年。
2.2中国区域生态效率的演变趋势
由图1的核密度曲线可知中国区域生态效率的动态演变特征：一是随着年份的增加，核密度曲线的波峰逐渐左移，说明整体而言中国区域生态效率存在恶化趋势；二是核密度分布由“单峰”逐步向“双峰”转变。2015年第一个波峰的效率值为0.3左右，第二个波峰的效率值达到1.05左右，但对应的核密度要远远低于第一个波峰，说明这一时期区域间的生态效率差距不断拉大，尽管部分地区生态效率水平有所改善，但大多数地区的生态效率水平持续降低，整体呈不断恶化的趋势。通过图2进一步可以看出，中国省域生态效率不断下降，并呈现出显著的空间异质性。其中，东部地区的生态效率水平明显优于中西部地区，总体上呈现东—中—西梯度递减的分布模式。这主要源于东部地区经济发展水平较高，技术先进，治污资金充裕，环保意识较强，尤其是近几年，产业结构升级的深化促进了经济与环境的耦合协调发展；而中西部地区的产业结构偏重，低碳环保技术落后，经济发展付出了沉重的环境代价，导致生态效率水平偏低且持续下降。
3模型设定、指标选取与数据说明
3.1空间自相关检验
为识别中国区域生态效率的空间自相关性，运用全局自相关指标（Morans I指数）对2000—2015年中国省域生态效率进行检验。计算公式如下：
Morans I=∑ni=1∑mj=1Wij（Yi-Y）（Yj-Y）S2∑ni=1∑mj=1Wij（1）
其中，S2=1n∑ni=1（Yi-Y）；Y=1n∑ni=1Yi；Yi和Yj表示各
地区的生态效率观测值；n为省份总数；Wij表示空间权重矩阵，选择被普遍采用的二进制邻接权重矩阵：若两地区在地理空间分布上相邻Wij取值为1，否则为0。Moran s I指数的取值范围为[-1，1]，大于零表示呈现正自相关，小于零表示呈现负自相关。
检验结果显示，中国省域生态效率的Moran s I指数在样本期内均显著为正，表明中国区域生态效率存在较强的正空间自相关性。如图3所示，2000年和2015年中国省域生态效率Moran s I指数分别为0.132和0.272，进一步说明中国各地区的生态效率分布具有一定的空间集聚与依赖特征。因此，对生态效率进行计量分析时不可忽视区域间可能存在的空间依赖性。
3.2空间计量模型设定
检验结果显示区域生态效率具有显著的空间外溢性，因此本文从广义嵌套空间模型（general nesting spatial model，GNS）出发，对多种常用的空间计量模型的不同形式及其关系进行梳理。GNS一般表述形式如下：
Y=ρWY+αIN+Xβ+WXθ+μ，μ=λWμ+ε（1）
其中，WY表示因变量的空间滞后项，WX表示自变量的空间滞后项，Wμ为扰动项的空间滞后项；IN为N×1且元素都为1的列向量，μ为N×1的扰动项列向量；ρ、α、β、θ、λ为对应的回归系数。
在式（1）中，当λ=0，模型退化为空间杜宾模型SDM。在SDM中，当θ=0时，则为空间自回归模型SAR；当θ=-ρβ时，则为空间误差自相关模型SEM；当ρ=0时，则为空间滞后模型SLX。在空间关联作用下，任何一个地区的自变量变动不仅会对本区域因变量产生影响，而且会影响到其他相关区域的因变量，前者被称为直接效应，后者被称作间接效应。而SDM在捕获直接效应与间接效应时比SEM、SLX甚至SAR更具优势[20]。鉴于此，本文选择空间杜宾模型，重点考察SDM回归结果中FDI、市场分割与区域生态效率之间的逻辑关系，并将相关模型设定为如下形式：
ecoit=ρWecoit+αIN+Xitβ+WXtθ+μi+λt+εit（2）
其中，ecoit为N×1的被解释变量向量，矩阵X为包括FDI、市场分割的解释变量和相应控制变量在内的解释变量矩阵，同时为了考察FDI与市场分割对区域生态效率的交互效应，将FDI与市场分割的交互项也纳入矩阵X中；W为空间权重矩阵，同样选用二进制邻接权重矩阵；IN为单位向量，μi、λt和εit分别为空间效应、时间效应和扰动项向量。
3.3指标选取与数据说明
（1）生态效率（eco）：被解释变量。中国省域生态效率水平由包含非合意产出的SuperSBM模型计算所得。
（2）外商直接投资水平（fdi）：核心解释变量。采用实际利用FDI与地区GDP之比来表示，并按照每年人民币对美元的中间价进行折算。
（3）市场分割程度（segm）：既是核心解释变量也是调节变量。借鉴桂琦寒等[21]的做法，选择使用较为广泛的“价格法”测量各省的市场分割强度。具体做法：①利用2000—2015年中国30个省市12类商品（食品、饮料烟酒类、服装鞋帽类、纺织品类、家用电器及音像器材类、文化办公用品类、日用品类、化妆品类、金银珠宝类、中西药品及医疗保健用品类、书报杂志及电子出版物类、燃料类）的商品零售价格指数，构建一个涵盖时间（t）、地区（i）和商品（k）的三维（16×30×12）面板数据。②计算相邻地區i图32000年和2015年中国区域生态效率Moran
与地区j，在年份t，商品k的相对价格绝对值|ΔQkijt|，其中，ΔQkijt=Qkijt-Qkijt-1=ln（Pkit/Pkjt）-ln（Pkit-1/Pkjt-1）。根据12类商品66对相邻省市16年的样本数据可得到12 672个差分形式的相对价格指标|ΔQkijt|。③采用去均值的方法剔除与商品异质性相关的固定效应导致的系统偏误ak。假定|ΔQkijt|=ak+εijt，其中ak仅与商品种类k有关，εijt与i、j两地区特殊的市场环境相关，在特定年份t，对商品k的66对省市组合的相对价格绝对值求均值得|Qkijt|，令qkijt=|ΔQkijt|-|ΔQkijt|=（ak-ak）+（εijk-εijk），保留只与地区间的市场分割因素和一些随机因素有关的信息qtijk。④计算qtijk的方差var（qkijt），并将16×30×12对地区组合的相对价格方差按照省市合并，从而计算出各省市与其他相邻省市的市场分割指数segmit=（∑i≠jvar（qkijt））/N，其中N表示相邻省市的个数。为使市场分割在后续的估计中系数不至于过小，将测算得到的原始市场分割指数扩大1 000倍。
（4）控制变量。参考已有相关文献，选取以下指标作为控制变量：①技术水平（lntec）：专利申请授权数可以较为客观地反映一个地区或区域的科技创新能力，因此选择各省市专利申请授权数的对数来衡量各地区的技术水平；②产业结构（is）：选用工业增加值与地区GDP之比来刻画工业发展对生态效率的影响；③贸易开放度（trade）：选取进出口贸易总额占地区GDP的比重来反映；④人力资本水平（hum）：用各省市大专及以上学历人员占六岁及以上人口的比重来衡量；⑤城镇化水平（ul）：采用城镇人口占地区总人口的比重来表示；⑥经济发展水平：用各地区的人均GDP的对数值（lnpergdp）及其平方项（lnpergdp2）来衡量，检验“环境库兹涅茨曲线”在我国是否存在。
以上相关数据均来源于2001—2016年中国各地区（因数据可得性原因，不含西藏、港、澳、台地区）统计年鉴、《中国统计年鉴》《中国人口统计年鉴》，缺失数据采用插值法进行补充。
4实证结果与分析
4.1FDI、市场分割与生态效率的空间效应
为避免FDI、市场分割与二者交互项出现多重共线性，本节运用中心化处理方法对交互项进行处理。表1给出了在邻接权重矩阵下，模型（2）的估计结果，（1）、（2）和（3）、（4）列分别表示不包括FDI与市场分割的交互项和含有交互项的固定效应与随机效应估计结果。为了使模型估计结果更具稳健性，采用LR检验最优计量模型SDM是否应该退化为SAR或者SEM，同时采用Hausman检验判断模型（2）选择固定效应抑或随机效应。检验结果表明，SDM模型选择恰当，固定效应模型优于随机效应，下文主要针对固定效应进行分析。
FE or RE47.2738.09[0.000][0.000]注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上显著，（ ）内为参数估计的t统计量，[ ]内给出了参数估计的P值。
表1中固定效应估计结果显示：①生态效率的空间自相关系数在邻接地理权重矩阵下显著为正，说明中国省域生态效率在相邻地区存在较强的空间依赖性，与空间自相关检验结果一致。②和市场分割的回归系数均显著为负，二者交互项的系数在10%的显著性水平下为正值。表明FDI和市场分割均不利于本地区生态效率的提升，但市场分割强度的提升可抑制FDI对本地区生态效率的负效应。③从解释变量的空间滞后项的回归系数来看，W′fdi 和W′segm的回归系数显著为正，二者交互项W′fdi_segm空间滞后项回归系数显著为负。表明市场分割限制了劳动、资源、技术等要素的跨区域流动，抑制了FDI对邻近地区生态效率的提升作用。在空间计量模型中，解释变量的回归系数不仅包含解释变量对被解释变量的直接影响，还包括反馈效应。因此，表1中的回归系数并不严谨，需进一步将解释变量对被解释变量的影响分解为直接效应和间接效应。
4.2FDI、市场分割与生态效率的空间效应分解
通过表2-Ⅰ中固定效应模型下FDI、市场分割与生态效率的空间效应分解结果可知：①在不考虑fdi与市场分割交互效应的情况下，fdi的回归系数在直接效应中显著为正，在间接效应中显著为负，表明对本地区而言，FDI的规模效应和结构效应大于技术溢出效应，FDI的流入不利于本地区生态效率的提升。但FDI对邻近地区的生态效率具有较强的正向空间溢出效应，在市场竞争的条件下，邻近地区企业主动吸收和模仿FDI带来的相对先进的技术和绿色生产流程，提高自身技术和生产力水平，促进了生态效率的提升，验证了假说1。②市场分割（segm）在直接效应中的系数显著为负，间接效应中不显著，表明市场分割阻碍产业结构升级和技术进步，不利于生态效率的提升，从而验证了假说2。③从fdi与市场分割的交互项估计结果中可以看出，直接效应中fdi与市场分割的估计系数在1%的显著性水平下为正值，二者交互项的回归系数在10%的显著性水平下为负，表明市场分割强度的提升，有利于削弱fdi对本地区生态效率的不利影响，原因可能在于市场分割出于对本地区企业的保护，会有选择性的甄别与筛选对环境污染强度较小的外资企业进入，引导FDI合理流动，防止本地区成为“污染天堂”。在间接效应中，fdi与市场分割的系数均显著为正，而交互项的系数显著为负，表明市场分割强度的提升，限制了内资企业获取FDI技术转移和溢出效应的能力与动力，不利于fdi发挥对邻近地区的技术溢出效应，由此验证了假说3。
从控制变量的直接效应来看，科技水平（lntec）和产业结构（is）的估计系数分别在1%与10%的显著性水平下显著为正，表明科技创新与产业结构优化均有利于提升本地区的生态效率；而城镇化水平在1%的显著性水平下为负值，说明目前城鎮化的发展模式依然较为粗放，效率低下，积极推进集约、智能、绿色、低碳的新型城镇化建设是解决目前现状的主要方式之一。经济发展水平的一次系数显著为正，而二次项系数显著为负，表明经济发展水平与生态效率之间呈倒“U”型关系，说明我国经济增长并不存在环境库兹涅茨曲线，经济增长仍然存在以牺牲环境为代价的粗放式增长，坚持绿色发展是破解增长方式转变难题，实现经济发展转型升级的重要途径。从控制变量的间接效应来看，产业结构（is）和城镇化水平（ur）的估计系数均显著为负值，说明现阶段工业发展存在向邻近地区污染转移的现象；此外，城镇化的发展存在相互争夺资源，恶性竞争的现象，不利于生态效率的提升。贸易开放水平（trade）和人力资本水平（hum）的估计系数分别在1%和5%水平下显著为正，说明贸易开放水平和人力资本水平的提升对生态效率都具有较强的正向空间溢出效应。
4.3稳健性检验
市场分割作为核心解释变量，其指标的选取对理论假设验证至关重要，以上利用相对价格法衡量了市场分割程度。现有研究发现，行政性分权把部分国有企业划归地方政府管理，成为地方政府财政的重要来源，国有经济比重在一定程度上反映了市场分割程度的高低[22]。因此，采用国有经济比重（soe）作为市场分割的代理变量，对FDI、市场分割与区域生态效率进行稳健性检验。
为节约篇幅，表2-Ⅱ中的稳健性检验仅报道了空间效应分解结果。结果显示，FDI的直接效应为负，间接效应为正，表明FDI对本地区生态效率的综合效应为负，但其技术溢出效应可有效提升邻近区域的生态效率。国有经济比重的直接效应为负，间接效应不显著，说明国有经济发展恶化了区域生态效率，并且从交互项的回归结果中可以看出，国有经济比重的提高，抑制FDI对生态效率的溢出效应。其他控制变量的系数符号与表2-Ⅰ基本一致，进一步说明核心解释变量的测度变化并未改变上文的基本结论，研究结果较为稳健。
5拓展性分析
上述实证结果显示，市场分割抑制生态效率的提升，并弱化了fdi对区域生态效率的正向空间溢出效应。因此，打破现有的市场分割制度，促进国内市场整合是促进生态效率提升的重要手段。而对外开放作为推动中国经济非国有化和政府放松管制的重要力量，对削弱市场分割，促进国内市场一体化可能产生一定影响。一方面，当对外开放水平提高时，外资的准入门槛降低，企业形式逐渐多样化，大量非国有企业在市场活动中的作用日益增强，削弱了政府非市场行为的有效性。另一方面，外资的进入形成了大量跨区域、合营企业集团，促使地方政府加强区域经济合作，降低了市场分割程度。因此，本文在梳理国内外文献的基础上，构建如下计量模型，深入剖析FDI与市场分割的复杂关联。
segmit=β0+β1segmit-1+β2fdiit+β3tradeit+β4govit+β5soeit+β6lnpergdpit+β7roadit+λi+εit（4）
为全面深入刻画fdi与市场分割的关系，分别使用FDI流量和存量对FDI水平进行衡量，其中流量指标采用实际FDI额占地区GDP的比重来表示，存量指标采用实际利用FDI存量占地区GDP的比重来测度，λi为不可观察的省份效应，εit为残差项，其他为控制变量。考虑到市场分割可能存在惯性特征，因此在式（4）中引入被解释变量的滞后项，构建动态面板数据模型来捕捉市场分割的路径依赖特征。控制变量的选择，参考国内外文献的做法，主要选取地方经济国有化程度（soe）、政府干预程度（gov）、对外开放度（trade）、经济发展水平（lnpergdp）和交通基础设施水平（road）来衡量。其中，政府干预程度（gov）采用地方财政支出占地区GDP的比重来衡量；地方经济国有化程度（soe）以国有单位职工人数占全国城镇职工人数的比例来表示；对外开放度（trade）以各省市进出口贸易总额占地区GDP的比重表示；经济发展水平（lnpergdp）用各省市的人均GDP的对数来衡量；交通基础设施水平（road）用各省市的公路里程与辖区面积之比来表示。
为消除上述模型存在的省份效应，采用动态面板广义矩估计（GMM）方法进行估计，并使用解释变量和控制变量的一阶滞后作为工具变量，解决可能存在的内生性问题。同时为了确保回归结果的稳健性，表3分别报告了静态面板数据模型的固定效应与随机效应估计结果。
从表3可以看出，静态面板与动态面板数据模型的估计结果中控制变量的回归系数符号基本一致，说明估计结果较为稳健。其中，动态面板数据模型的估计结果显示，无论是以FDI流量还是以FDI存量为关键解释变量的模型中，市场分割一阶滞后项的系数均显著为正，表明上一年度的市场分割程度对本年度市场分割产生正向影响，市场分割程度的调整存在显著的路径依赖特征。差别较大的是，在以FDI流量为解释变量的模型中，FDI水平的系数在1%水平下为正，而在以FDI存量为解释变量的模型中，FDI水平的系数显著为负，这意味着通过FDI打破现有的市場分割程度并不是一朝一夕可以完成的。短期来看，在晋升激励视角下，地方政府往往会通过各种非市场竞争手段，吸引外商资本，当期的FDI往往被这种“特惠条件”所吸引，这在一定程度上减弱了市场竞争，加深了地区间的市场分割。但从长期来看，FDI可有效发挥技术溢出效应，改善区域资源配置扭曲，削弱市场分割强度。
控制变量中，地方经济国有化程度和地方财政支出的估计系数显著为正，表明政府干预存在较强的地方保护色彩，加强了市场分割程度；贸易开放度与经济发展水平的估计系数显著为负，说明贸易开放与经济发展水平的提高有利于促进国内市场趋于整合；公路网密度的估计系数为正，与预期结果相悖，可能存在的解释是区域内部基础设施建设对市场分割的影响并不显著，应注重跨区域基础设施建设，削弱地理界限对市场的不利影响。
6结论及政策建议
本文在新经济地理理论和市场经济理论的基础上，梳理了FDI、市场分割影响区域生态效率的内在机理，并应用2000—2015年的中国省域数据和空间杜宾模型（SDM）探讨了FDI、市场分割对区域生态效率的现实影响。研究发现：①中国区域生态效率在样本期内呈不断恶化趋势，并表现出较强的空间依赖和空间分异，总体呈东-中-西梯度递减的空间分布格局。②FDI对本地区生态效率的综合效应为负，但对邻近地区生态效率具有显著的正向空间溢出效应。③地方保护主义引致的市场分割导致资源扭曲错配，技术进步缓慢，不利于生态效率的提升，并随着市场分割程度的提高，限制内资企业获取FDI技术效应的能力与动力，抑制FDI对生态效率的正向溢出效应。④拓展性分析发现，市场分割具有较强的路径依赖特征，短期内外资的流入在一定程度上强化了市场分割强度，但长期的累积效应可有效削弱市场分割强度。
本文的研究结论具有明显的政策启示。①东部经济发达地区应充分发挥生态效率高值区的“示范作用”与“溢出效应”，加强对中西部地区的清洁技术帮扶，推动生
态文明建设；中西部地区应主动挖掘资源集约利用、生态环境管理创新方面的潜力，加大资金与政策扶持力度，积极引进先进技术与设备，构建资源节约、环境友好的生产体系。②“污染天堂”假说在中国并不成立。一方面，我国应继续加大引资力度，但各级政府部门在引资过程中应有针对性地引入高质量、高效益的外资，积极引进和学习国外的先进工艺和绿色生产流程，引导FDI向高端设计和高附加值的领域拓展。另一方面，要充分利用FDI的溢出效应和市场整合作用，坚持“以开放促改革”，深化对外开放体制机制，引致其在区域生态发展中发挥积极作用。③应加快破除“诸侯割据”藩篱，鼓励区域联动和经济合作，通过区域要素市场一体化促进各类要素自由流动，建立统一的国内大市场，发挥市场在资源配置中的决定性作用。④优化地方政府政绩考核体系，适当提高环境保护、生态开发等环保指标比重，建立完善的环境保护评价体系，形成以生态效益为核心的约束机制，注重经济绩效与环境绩效的协调统一。
（编辑：刘照胜）
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