新興市場國家FDI、出口貿易與碳排放關聯關系的實證研究

劉 倩，王 遙

(中央財經大學 財經研究院，北京 100081)

近三十年來，新興市場經濟體重要性日益增長，在全球產出占比方面表現得尤為突出。1960－1985年，發達經濟體平均GDP 占全球GDP 的3/4;隨后，這一比例逐漸下降;到2008－2009年，降至57%;而新興市場經濟體所占比重穩步上升，到2008－2009年，占比已接近40%，且這一比例在金融危機時期進一步得到強化［1］。伴隨著經濟增長、對外貿易、以及資金流動的不斷強勁攀升，新興市場國家加速攀升的CO2排放量和排放強度也受到了全球的高度重視。根據世界銀行的統計，僅巴西、印度、中國、印尼、南非、俄羅斯六個新興市場國家就需要承擔全球1/3 的減排責任，約等于經合組織所有高收入國家碳減排責任之和①根據世界銀行的分類，高收入的OECD 國家為:澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、單買、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、并到、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、羅森堡、荷蘭、新西蘭、挪威、波多黎各、斯洛伐克、西班牙、瑞典、英國和美國。。如果以這六國為代表的新興市場國家的碳強度持續按目前的趨勢增長，那么將全球氣溫升高控制較工業化前水平僅升高2 攝氏度的目標將無法實現［2］。經濟增長無疑是碳排放的關鍵驅動因素，近年來，新興市場國家的外商直接投資(FDI)和出口貿易則是經濟增長背后強大的推動力，貿易、投資對碳排放的直接和間接影響研究成為近期的研究熱點。

一、文獻綜述

貿易自由化和外商直接投資理論起源于20 世界60年代，Zarsky(2008)Lyuba Zarsky 把貿易自由化和FDI 角色與作用的演化劃分為四個階段，最初，新自由主義認為自由貿易能夠改善相關國家的福利、促進經濟增長，因此，貿易政策主要出發點是投資保護、促進貿易和投資自由化，環境影響的管控最初僅依賴于東道國的環境標準和跨國公司環境管理體系的轉移和擴散(見表1)。到了20世紀70年代有學者和組織開始關注貿易、全球化對環境的影響，但采取的措施以行業、企業、產品的自愿環境標準，倡導企業履行社會責任為主，缺乏強制力。20 世紀80年代以來，新增長理論對FDI 的影響逐步取代原來的理論基礎，新增長理論更加強調經濟對外開放、國際資本流動和開展國際貿易的外溢效應，加速世界先進科學技術、知識和人力資本在世界范圍內傳遞。這一階段有關國際貿易與環境保護之間關系的多元化傳導機制成為學界理論分析與實證檢驗的熱點，到目前為止，這些研究的結論依然存在較大分歧，主要的觀點可劃分為悲觀和樂觀兩派(見表1)。

表1 貿易、投資角色演化的四個階段［3］

表2 FDI 與二氧化碳排放關聯性的研究總結

隨著應對氣候變化成為全球共識，新興市場面臨增加能源供應與減少碳排放的雙重壓力。2009年以來，世界貿易組織(WTO)、聯合國、世界銀行等組織機構先后發布了主題為發展、貿易以及氣候變化的相關報告，在全球氣候變化框架下如何尋找環境規制和促進貿易自由的平衡點成為新興市場國家不可回避的難題。很多學者對新興市場國家貿易與碳排放的規律展開定量研究。從表2 實證研究的總結可以發現，近期已經有單個國家時間序列模型的定量研究成果出現，但由于時序模型尚無法解釋不可觀測因素的作用，研究結果通常只適用于單一研究對象，為了把握新興市場國家出口貿易、FDI 流入與碳排放的互動演化規律，本文將以環境庫茲涅茨曲線為基本模型，以經濟增長和能源消費為控制變量，重點分析出口依存度、FDI 凈流入與新興市場國家碳排放的聯動關系及交互作用機制，相信這一研究結果更加有利于發現新興市場開放經濟背景下碳排放的基本規律，以及碳排放與經濟系統相互作用的基本規律。本文下面的研究主要分成以下幾個部分:第二部分主要介紹研究方法和數據來源進行;第三部分是實證檢驗;第四部分是研究結論與政策建議。

二、研究方法和數據來源

面板數據(panel data)是包含了變量的個體(如國家、地區、行業、企業或消費者)與時間的二維數據。面板數據模型則是利用面板數據分析變量間的相關關系預測其變化趨勢的計量經濟模型，模型一般形式可以表示為:

i=1，2，…，N，表示N 個個體;t =1，2，…，T，表示已知的T 個時點。yit是被解釋變量對個體i在t 時的觀測值;Xkit是第k 個非隨機解釋變量對于個體i 在t 時的觀測值;βki是待估計參數;uit是隨機誤差項。面板數據模型通常分為三類，即混合模型、固定效應模型，需要通過對模型設定形式進行F 檢驗和Hausman 檢驗，以選擇合適的面板數據模型。為了保證模型估計的有效應，并獲得數據短期關系、長期關系的詳細信息，需要進行面板數據的單位根檢驗、協整檢驗和因果關系檢驗。

(一)面板單位根檢驗

面板數據單位根檢驗是指將面板數據中的變量各個橫截面序列作為一個整體進行單位根檢驗。構建基于面板數據的AR(1)過程。

I=1，2，…，N 為面板單位數目;t =1，2，…，Ti 為面板單位的時間跨度;ρi為自回歸系數;μit為相互獨立的異質的攪動項，當|ρit| ＜1，yi為弱(趨勢)穩定過程，當|ρit| =1，為非平穩的I(1)過程［11］。根據ρ1對同(異)質性假定的不同，具體的檢驗方法可以分為兩類，一類是假定所有面板單位包含共同的單位根，代表性檢驗方法為LLC 檢驗、Breitung 檢驗;另一類則放寬了了同質性假定，代表性方法包括IPS 檢驗、ADF 檢驗和PP 檢驗法。由于面板數據的單位根檢驗的方法目前還沒有成熟統一的結論，本文采用了以上五種檢驗法，其原假設均為個面板單位存在單位根(非平穩)。

(二)面板協整檢驗

協整是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述。在經濟領域，多數宏觀經濟變量都是非平穩的，其對數的變量一般都是一次單積的。由于經濟變量之間的內在規律(均衡機制)使得某些特定變量的線性組合是平穩的，維持著一種平衡關系［12］。主要的檢驗方法主要有基于Johansen 協整檢驗的Fisher 協整檢驗法以及建立在Engle and Granger 二步法檢驗基礎上的協整檢驗，具體方法主要有Pedroni 檢驗和Kao 檢驗。本文同時采用以上三種方法，從而提高檢驗的可信度。

田朵心里沒了底，哭哭啼啼地到處打電話，小寧早就關機了，她又給父母、公婆打過去，父母趕來訓斥女兒魯莽，公婆擔心兒子的傷情，急忙去了市醫院。還好，小寧只是受了輕傷，縫幾針，打兩天消炎藥就沒事了。可是，他的心涼透了，這次堅決要跟田朵離婚。

(三)因果關系檢驗

在變量存在協整關系的前提下，通過建立誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)，檢驗變量之間的短期波動情況。運用Engle－Granger 兩步法，按照模型(3)，采用兩階段最小二乘法(Two Stage Least Squares，TSLS)對模型進行估計。誤差修正模型［13］為研究變量間的因果關系開辟了新的途徑。在(3)中，如果β顯著不等于零，則表明變量間存在短期格蘭杰因果關系，如果θ 顯著不等于0，則變量間存在長期的格蘭杰因果關系。

(四)模型設定與數據來源

本研究在庫茲涅茨曲線經典模型的基礎上考慮出口依存度、FDI 對新興發展中國家CO2排放的影響，以經濟增長和能源消耗量為控制變量，模型假設如下:

lnCO2it = αit+ β1lnGDPit+ β2(lnGDPit)2+β3ECit+β4FDIit+β5EXPOit+εit

其中CO2it表示CO2排放量，以人均CO2排放作為指標，GDPit為人均GDP。EXPO 為出口依存度，本文以進出口貿易額占GDP 比重之來表示。FDI 為FDI 流入額占GDP 比重來表示。i 表示國家;t 代表年份;εit為隨機誤差項;αit為常數項;β1、β2…β5為變量的估計系數。為了消除異方差，對二氧化碳排放量、GDP 和能源消費數據取對數。

其中人均二氧化碳排放量、GDP、FDI、EXPO指標數據均來自世界銀行統計數據庫(World Development Indicators online，WDI online)數據庫，能源消費數據來自美國能源信息署(Energy Information Administration，EIA)數據庫①EIA 數據下載:http://www． eia． gov/cfapps/ipdbproject/IEDIndex3． cfm?tid =5＆pid =5＆aid =2;WDI 數據下載:http://data． worldbank．org/data－catalog/world－development－indicators。。樣本時期除越南與俄羅斯之外，其他國家均可取得1985－2007年的數據，越南數據時期為1987－2007，俄羅斯數據時期為1992－2007。為了獲得更多的數據信息，本文根據16 個新興國家在所研究時間段內的平均GDP 水平，將人均GDP 超過2000 美元國家劃分為A 組(包括韓國、墨西哥、土耳其、俄羅斯和南非)，人均GDP 低于2000 美元國家劃分為B 組(包括巴基斯坦、埃及、印度尼西亞、伊朗、尼日利亞、巴基斯坦、菲律賓、越南、印度和中國)。

表3 單位根檢驗結果(一階差分)

表4 協整檢驗結果

三、實證分析

(一)面板數據的單位根檢驗和協整檢驗

首先在Eviews6.0 中，對兩組國家LCO2、LGDP、LGDP2、LEC、FDI 和EXPO 面板數據及其一階差分進行單根檢驗，檢驗回歸式中包括常數項與回歸項，結果所有變量數據的原值均不能拒絕“存在單位根”的零假設，一階差分結果則均可以顯著拒絕假設，因此，可判斷各個變量數據均為一階協整(一階差分結果見表4)。

表5 A 組國家各地固定系數

表6 B 組國家各地隨機變系數

采用Pedroni 檢驗、Kao 檢驗和Fisher 檢驗方法進行協整檢驗，結果如表5 所示。由檢驗結果可以看出，A 組數據僅有Group ADF 檢驗在10%水平下沒有拒絕原假設，B 組數據僅有Panel Rho 檢驗在10%水平下沒有拒絕原假設，其它檢驗法的檢驗結果均拒絕原假設，表明A 組、B 組國家的人均碳排放與經濟增長、能源消費、出口依存度、外商直接投資水平之間有長期協整關系。

(二)面板方程估計及分析

基于以上檢驗結果，可對存在長期協整關系的變量建立面板模型，估計碳排放與經濟增長、能源消耗、出口依存度以及FDI 的相關參數。首先A 組數據建立面板模型，通過F 檢驗和Hausman 檢驗可知，應建立固定效應模型，回歸方程表達式如(4)式所示:

回歸方程結果表明對于人均GDP 較高的A 組六國，碳排放與經濟增長符合庫茲涅茨曲線假設，人均碳排放的面板彈性為－0.142LnGD，庫茲涅茨曲線最高點在LGDP =9.359。六國碳排放的能源消費彈性系數為0.751，即能源供應增加1%，碳排放則增加0.751%。出口貿易依存度以及外商直接投資對碳減排有顯著正效應。FDI 流入占GDP 的比例每提高一個百分點，人均碳排放則減少0.018 個百分點，出口貿易額占GDP 的比重每提高一個百分點，人均碳排放則減少0.001 個百分點。

對存在長期協整關系的B 組數據建立面板模型，通過Hausman 檢驗可知，應建立隨機效應模型。

回歸方程結果表明對于人均GDP 較低的B 組六國出口貿易發展對碳排放沒有顯著影響，外商直接投資對碳減排同樣有正面效應。碳排放與經濟增長符合庫茲涅茨曲線假設，人均碳排放的面板彈性為，庫茲涅茨曲線最高點在LGDP=8.696。十六國碳排放的能源消費彈性系數為0.808，即能源供應增加1%，碳排放則增加0.808%;FDI 對碳排放的彈性為0.02，即FDI 占GDP 比率沒增加增加1%，碳排放減少0.02%。

(三)因果關系檢驗

變量間存在協整關系說明變量之間至少在一個方向上存在因果關系，為了進一步了解變量間相互作用的機制，對A、B 兩組面板數據在Eviews6.0 中作因果關系檢驗，結果列于表7 和8。

對于A 組國家來說，誤差修正項均沒有顯著性，說明A 組國家碳排放、能源消費、FDI 和對外貿易度以及經濟增長之間不存在長期的面板因果關系。可進一步通過對因變量和ECT 的聯合檢驗，單獨檢驗兩個變量之間的因果關系。結果表明:經濟增長在短期和長期內均是能源消費以及碳排放的格蘭杰原因，反之并不成立。能源消費是碳排放和出口貿易依賴度的短期格蘭杰原因;也是FDI 的短期和長期格蘭杰原因。碳排放是外商直接投資和外貿依存度的短期和長期格蘭杰原因，反向的因果關系均不成立。出口貿易依存貿易度是經濟增長的長期和短期格蘭杰原因，FDI 與經濟增長沒有顯著因果關系(作用機制如圖1a 所示)。

表7 A 組因果檢驗結果

表8 B 組因果檢驗結果

圖1 各因素面板因果關系圖

較為不發達國家B 組研究結果中，在以dLgdp和dLgdp2 為因變量的誤差修正模型中，ECM 項顯著不為零，誤差糾正機制發生，即碳排放、能源消費以及FDI 三者均是經濟增長的長期的格蘭杰原因。另外，CO2排放與能源消費互為因果關系。FDI 是能源消費的短期和長期格蘭杰原因，但反之不成立。CO2排放是FDI 的短期格蘭杰原因(作用機制如圖1b)。

四、主要結論與建議

本文將十六個新興市場國家劃分為兩組，分別對其碳排放及其影響因素進行了面板數據模型分析和格蘭杰因果檢驗。主要結論歸納如下:

(1)十六個新興市場國家在1985－2007年間的CO2排放、能源消費、經濟增長、FDI 和出口依存度之間有長期的均衡關系。

(2)分析結果并沒有發現有力的證據支持污染天堂假說，外商直接投資投入的綜合效應在一定程度上緩解了CO2排放的壓力，但FDI 對碳排放的影響相對于能源和經濟增長來說，程度較低。人均收入較高的國家，出口依存度的提高對碳減排產生了正效應，對于人均收入較低的國家，出口依存度與CO2排放不存在顯著關聯關系。

(3)兩組國家各因素之間的內在影響機制，首先，對于較發達的新興市場國家，能源消費是外貿依存度的短期格蘭杰原因，而外貿依存度是經濟增長的顯著長期因素，在短期內還顯著影響碳排放。能源消費是FDI 的長期格蘭杰原因，碳排放是FDI 的短期格蘭杰原因，但FDI 與GDP 之間并無顯著因果關系。對于較為不發達的新興市場國家，能源、CO2排放以及FDI 在短期和長期均是經濟經濟增長的格蘭杰原因，碳排放與能源消費互為因果，且碳排放在短期內是FDI 的格蘭杰原因。

雖然FDI 和外貿依存度對碳減排的影響在整體上檢驗結果是正效應，但較為發達國家出口貿易與FDI 與碳排放均存在顯著的聯動關系，在較為不發達國家，CO2變動引起FDI 份額的變動，說明碳減排策略和政策的制定必須以開放經濟為基本前提，出口貿易和FDI 政策需要應低碳經濟要求盡快調整［13］。本文的主要啟示如下:

第一:較為發達的新興市場國家經濟快速增長的一個重要因素是出口貿易，由于以上國家出口主要以高能耗的產品為主，因此也將首當其沖受到發達國家征收碳關稅、碳認證和碳標簽等“低碳壁壘”的影響。為了在貿易自由度、國家競爭力與碳減排之間找到一個平衡點，一方面應盡快通過調整出口政策，例如調整對資源能源出口的關稅/退稅和補貼;實行鼓勵環境標志產品出口，限制“兩高一低”產品出口等政策逐漸引導新興市場國家出口結構的優化，另一方面，應通過對比研究，挖掘新興市場國家在節能減碳(技術、發展模式、服務等)領域的相對優勢，推動新興市場內部建立貿易協議和交流平臺，促進先進低碳技術和發展經驗在新興市場國家之間的綠色出口貿易。

第二，目前在新興市場國家，尤其是墨西哥、巴西、中國以及其他人均收入仍然較低的國家，很多環境敏感性工程，高碳風險工程仍然能夠獲得大量的外國投資［14］，在這一趨勢下，應積極推動多變和雙邊的投資與貿易協議中增設碳排放規制的相關內容，并在新興市場國家范圍內建立統一的外商直接投資的國際規制框架，落實實施機制，防止新興市場國家內部出現“環境標準競次”。

第三，未來新興市場國家綠色轉型，在綠色轉型，在能源、農業、減災和適應氣候變化等方面，都需要重大的技術改進，而目前基本上所有的新興市場國(除俄羅斯)大量用于節能減碳、環保的投資都來源于本國資金，FDI 對新興市場綠色經濟發展的正效應還有待充分發揮。首先，要積極參與國際投資、貿易規則的創新，目前國家貿易規則更多是關注以環境保護為緣由的貿易限制是否或何時可獲得許可，而未來國際投資和貿易規則的創新應該轉為通過貿易協定和投資規則促進低碳環保為重要原則。其次，要制定嚴格的、可預期的低碳投資引導政策，引導資金流向綠色經濟部門。目前在金磚國家中，除了俄羅斯以外，其他國家都在積極建立引入了促進綠色金融、國際碳金融計劃發展的國家法律框架，并限制了能源和污染補貼，啟動了綠色公共投資，實行了新能源上網電價制度，設計了低碳技術更新的詳細時間表，從而力圖增加投資者對綠色投資在遠期獲利的信心，未來仍要應為進一步大力為引導FDI 向低碳環保領域投資創造更好的制度和法律環境。

第四，準確地掌握新興市場國家獲得投資的行業流向，評估其對環境以及碳減排的影響是引導外商直接投資轉型的重要依據，而目前在這方面還缺乏持續、有力的數據和信息支持。目前布隆伯格的新能源融資倡議(Bloomberg New Energy Finance Initiative)以及聯合國環境署的綠色經濟倡議(The Green Economy Initiative of The UN Environment Program)已經開始監測、收集與保護環境、低碳發展相關的投資數據，各國都應該加強對FDI流入的持續監測，開發適當的評估方法，將FDI 流入對生態環境、碳排放的影響整合到投資者和政策制定者的決策流程之中，建立相關信息報告與信息公開制度，從而方便社會和相關組織的監督和監管。

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