我國引進FDI與碳排放的實證性研究

謝麗超

【摘 要】本文概述了1996-2010年全國引進FDI的規(guī)模和結構特征，應用簡單的碳排放計算公式評估了1996-2010年年度全國碳排放量。應用單整檢驗和EG兩步檢驗法，證明了全國FDI規(guī)模與碳排放之間存在協(xié)整關系，但并沒有很好地證明他們之間是否存在因果關系。從產(chǎn)業(yè)結構來看，在各個滯后期內(nèi)，第二產(chǎn)業(yè)FDI的變化從長期來看是碳排放量變化的原因。但是第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)并沒有明顯地顯示因果關系。

【關鍵詞】外商直接投資；碳排放；相關性

隨著我國改革開放的進一步開展，外商直接投資（FDI）規(guī)模在逐漸提高。FDI對東道國帶來資金、技術、管理經(jīng)驗以及就業(yè)機會的同時，也給生態(tài)環(huán)境帶來了一定程度的負面影響，尤其是發(fā)展中國家東道國，很容易成為發(fā)達國家跨國公司的污染工廠。從相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，我國至2010年FDI達到1057.352億美元，連續(xù)二十多年持續(xù)增長。但是，由于我國人口基數(shù)大，人均環(huán)境容量有限，單位國土面積工業(yè)負荷比較大，環(huán)保任務比較重。我國在“十二五”總體發(fā)展規(guī)劃中明確指出，要進一步減少單位GDP能耗和二氧化碳排放量，并且要控制主要污染物。如何更好地協(xié)調(diào)引進FDI與降低全國二氧化碳排放量之間的關系，是我國“十二五”期間面臨的重大課題。因此，有必要對全國近十幾年來引進FDI的碳排放效應進行評估，分析FDI規(guī)模與全國二氧化碳排放總量的相關性，探討FDI的產(chǎn)業(yè)結構分布與我國碳排放之間的關聯(lián)性，為今后進一步優(yōu)化外資政策和節(jié)能減排提供依據(jù)。本文所選取的時間范圍為1996-2010年，從總量和產(chǎn)業(yè)結構方面，分析這一時期我國FDI的碳排放效應。

一、全國引進FDI的規(guī)模與行業(yè)分布

（一）全國引進FDI的規(guī)模特征

20世紀90年代以來我國實際引進利用FDI增長迅速，由1996年的417.26億美元增長為2010年的1057.32億美元，引資規(guī)模在波動中不斷擴大，1996-2002年在波動中緩慢增長，2002年至2008年有較大增長幅度，一定程度上驗證了2001年入世后由于更加開放的政策，帶來FDI的迅猛增長。2009年有一定程度地小規(guī)模地下降，2010年呈現(xiàn)恢復性增長。

（二）全國FDI的產(chǎn)業(yè)與行業(yè)分布特征

1996年以來，全國三次產(chǎn)業(yè)引進FDI的情況表，投資于第一產(chǎn)業(yè)的FDI規(guī)模很小，多數(shù)年份所占份額不足 第二產(chǎn)業(yè)引進FDI的規(guī)模居絕對優(yōu)勢，但其比重有所下降，從1996年的76.4%下降到2010年的50.9%，第三產(chǎn)業(yè)引進FDI規(guī)模呈現(xiàn)波動上升趨勢，其比重從1996年的20.9%增加到2010年的47.3%，而第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)引進FDI的比重總體上也呈現(xiàn)出上升趨勢，最終從所占比1996年的11.393%增加至2010年的19.120%，期間有所波動。

如果細分各大產(chǎn)業(yè)的行業(yè)來看，第二產(chǎn)業(yè)中的幾大行業(yè)一直是外資比較集中進入的行業(yè)，例如裝備制造業(yè)，石油化工業(yè)等。而第三產(chǎn)業(yè)FDI比重上升很大一部分原因是由于，隨著我國經(jīng)濟進一步融入全球市場，尤其是入世以后，逐漸放開了服務領域，近年來房地產(chǎn)行業(yè)、交通運輸、倉儲、郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)引進FDI的規(guī)模在逐漸增大，增長率在提高。

二、全國1996—2010年碳排放的評估

（一）計算公式和數(shù)據(jù)來源

本文簡單利用主要一次能源的消耗量來計算碳排放量，包括煤炭、石油、天然氣。而不選取電力等二次能源，主要是為了避免重復計算。運用簡單的計算公式：碳排放量=三次能源各自的消耗量*各種化石燃料折標準煤系數(shù)*三次能源各自的碳排放強度系數(shù)。

關于能源排放強度系數(shù)，國家發(fā)展和改革委員會能源研究所（2003）的相關顯示，我國煤炭、石油、天然氣的碳排放強度系數(shù)分別為0.7476，0.5825，0.4435。各種化石燃料折標準煤參考系數(shù)采用《中國能源統(tǒng)計年鑒2007》，原煤、石油和天然氣折合成標準煤的系數(shù)分別為0.7143，1.4286，1.3300 ，而各種能源的消耗量數(shù)據(jù)根據(jù)歷年的《中國能源統(tǒng)計年鑒》整理而得。

（二）全國1996—2010年碳排放的特征

經(jīng)過上述計算后，我們發(fā)現(xiàn)1996年以來，全國年度碳排放規(guī)模逐年增加，由90172.049萬噸增至2010年的207714.256萬噸。同期，全國萬元GDP碳排放量由1996-2002年期間數(shù)值平穩(wěn)逐年增長，之后在03年經(jīng)歷小幅度下降之后，在2003-2010碳排放又呈現(xiàn)逐年增加趨勢，并且最終由1996年的0.778噸/萬元增至2010年1.914噸/萬元。這說明我國的粗放型經(jīng)濟并沒有很好地得到改善，節(jié)能減排措施沒有有效得到實施，甚至有惡化趨勢。

并且，從能源消費結構來看，三種一次能源消費均呈現(xiàn)逐年上漲趨勢，煤炭能源消費始終處于主體地位。三種一次能源的增長率分別為，煤炭消費增長了55.09%，石油消費增長了58.95%，天然氣消費增長了82.61%。這三次能源的消費增長變化將直接影響碳排放的變化甚至是環(huán)境的變化，因為煤炭的碳排放系數(shù)最大，導致碳排量增長較快。

三、全國FDI規(guī)模與碳排放量的相關性

（一）數(shù)據(jù)選取

本文把1996—2010年全國年碳排放量作為因變量，選用同期全國年度實際引進FDI作為自變量，并對其進行同期匯率換算。

為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對兩個變量取對數(shù)為LNT與LNFDI。由于本文采用的是時間序列數(shù)據(jù)，為避免謬誤回歸，在最終確立計量回歸之前，必須對所涉及的時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗。具體步驟分為三個步驟：一是利用單位根檢驗確定時間序列LNFDI和LNT的平穩(wěn)性；二是利用兩變量的Engle-Granger的檢驗方法（EG兩步檢驗法）來確定LNFDI與LNT之間是否具有協(xié)整關系。若存在，則給出兩變量之間的長期關系；三是利用EG檢驗考察LNFDI與 LNT之間的因果關系。以上均采用EVIEWS6.0計量分析軟件進行回歸。

（二）相關性分析

（1）單整性檢驗。首先對相關數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以避免對非平穩(wěn)時間序列進行分析時產(chǎn)生“偽回歸”問題，然后建立非平穩(wěn)時間序列的回歸模型。為了判斷LNFDI和LNT是否存在長期穩(wěn)定關系，首先要進行單整檢驗，只有二者的單整階數(shù)相同時，才可能存在協(xié)整關系。具體分析結果如下表：

單整性檢驗結果

從單整分析來看，只有LNT二階單整在1%水平下未通過平穩(wěn)檢驗，其余的檢驗水平下均通過。可以總體上判斷LNT和LNFDI基本平穩(wěn)，并且單整階數(shù)相同。

（2）協(xié)整關系檢驗。應用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗。第一步，將需要的變量進行回歸得到殘差；第二步，對殘差進行單位根檢驗，殘差如果沒有單位根，則表明變量間存在協(xié)整關系。否則，變量間不存在協(xié)整關系。對LNFDI和LNT進行回歸分析，LNT為因變量，回歸結果如下表

LNT和LNFDI的回歸結果

從上表回歸結果看，總體上回歸非常好。擬合優(yōu)度相當好，t檢驗值也通過了。

根據(jù)Engle定理，如果一組變量之間有協(xié)整關系，則可以用誤差修正模型（ECM）進行協(xié)整回歸。誤差修正模型克服了協(xié)整關系只反映變量間長期的均衡關系，建立短期的動態(tài)模型以彌補長期模型的不足。由上述回歸分析表可知，LNT與LNFDI的方程式：LNT=1.680386+0.102662LNFDI+u，通過了檢驗。根據(jù)e=LNT-（1.680386+0.102662LNFDI）計算殘差序列，對其進行單位根檢驗，結果如下表：

殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

由上表可知，殘差序列的ADF統(tǒng)計量為-2.658921，除了較為嚴格的1%顯著性水平通不過外，均小于5%和10%的臨界值。因此，可以總體上說明殘差平穩(wěn)，說明LNFDI和LNT之間存在協(xié)整關系。

（3）LNFDI和LNT之間的Granger因果關系檢驗。應用Granger因果關系檢驗法進行驗證，滯后期分別取1、2、3，檢驗結果顯示：

由分析可以看出，滯后期為1-3時候，F(xiàn)DI變化和碳排放變化沒有顯著性的因果關系，即碳排放變化不是引起FDI變化的原因，F(xiàn)DI變化也不是引起碳排放變化的原因。

這一分析結果并沒有達到理想預期的結果。1996—2010這15年來我國引進FDI的規(guī)模在逐步擴大，尤其是在中國2001年入世以后，外資對中國的直接投資規(guī)模逐漸加大，而且我國現(xiàn)階段仍處于工業(yè)化前期，在國際分工中承接的仍是高耗能高污染的產(chǎn)業(yè)，按理論分析應該會給環(huán)境帶來一定的負面影響。但是結果并沒有很好地反映這一因果關系。原因可能是：首先，地區(qū)發(fā)展的不平衡性導致地區(qū)實際FDI的不平衡性。本文研究的是數(shù)據(jù)是基于全國范圍內(nèi)的數(shù)據(jù)，而我國中西部地區(qū)實際引進FDI與環(huán)境的碳排放，一定程度上稀釋了這一因果關系，從而導致檢驗不顯著。其次，三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實際引進FDI的不同，三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對環(huán)境影響不同，導致實際引進FDI與碳排放之間的因果關系總體上不顯著。例如，農(nóng)業(yè)引進FDI較少，并且處于比較初級的農(nóng)業(yè)發(fā)展狀態(tài)，機械化程度很低，碳排放較少。最后，可能是碳排放數(shù)據(jù)搜集計算整理過程的偏差，本文計算碳排放，比較簡單粗糙，主要是利用一次能源消耗量乘以各自的碳排放強度系數(shù)，這可能導致最后的數(shù)據(jù)不準確，從而，導致因果關系不準確。

基于以上幾點，本文接下來具體分析三次產(chǎn)業(yè)FDI的引進與碳排放之間的因果關系。

四、三次產(chǎn)業(yè)FDI的引進與碳排放的相關性

按照前述檢驗的三個步驟，分析中國這近十年來三次產(chǎn)業(yè)實際利用FDI與碳排放的相關性。首先，對三次產(chǎn)業(yè)利用FDI數(shù)據(jù)進行單整性檢驗，F(xiàn)DI1， FDI2， FDI3和LNT之間的協(xié)整關系。表顯示，三者是二階平穩(wěn)數(shù)列，可以進一步分析LNFDI1、LNFDI2、LNFDI3和LNT之間的協(xié)整關系。

接著，采用恩格爾——格蘭杰兩步法進行協(xié)整分析，對LNFDI1、LNFDI2、LNFDI3和LNT進行回歸。其中LNT為因變量，分別得到回歸方程，通過回歸結果，進行平穩(wěn)性檢驗，除了LNFDI1、LNFDI2和LNFDI3和LNT的方程通過了檢驗。然后，根據(jù)殘差序列的表達式，進行單位根檢驗。

最后，利用Granger因果關系檢驗法進行驗證，滯后期數(shù)分別取1、2、3，檢驗結果顯示：

平穩(wěn)序列LNFDI1、 LNFDI2 、LNFDI3和LNT之間存在協(xié)整關系，表明三次產(chǎn)業(yè)FDI規(guī)模與碳排放量之間存在長期均衡關系；從長期來看，第二產(chǎn)業(yè)FDI的變化是碳排放量變化的原因。不論從短期還是長期來看，第一產(chǎn)業(yè)FDI的變化與碳排放的變化不存在因果關系；當滯后期為2時，碳排放的變化是第三產(chǎn)業(yè)FDI變化的原因。

五、結論

本文概述了1996-2010年我國引進FDI的規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結構特征，應用簡單的碳排放計算公式，評估了1996-2010年期間年度碳排放量。結果發(fā)現(xiàn)，在這一時期，我國碳排放總量在逐步增加，并且萬元GDP碳排放這一指標數(shù)據(jù)也在逐步增加。這表明，我國并沒有很好地完成節(jié)能減排工作，經(jīng)濟發(fā)展結構依然是粗放型的高污染高能耗型經(jīng)濟。單整檢驗和EG兩步檢驗結果表明，1996-2010年期間全國FDI規(guī)模與碳排放量存在協(xié)整關系，說明了FDI和碳排放量之間存在長期均衡結果。但是，格蘭杰因果檢驗并沒有很好地顯示FDI與碳排放量之間存在因果關系，本文指出可能是由于全國范圍FDI引進不平衡性導致的。應用這一思路，進一步地分析全國三次產(chǎn)業(yè)FDI的碳排放效應進行檢驗。結果表明，在滯后期為1-3時，第二產(chǎn)業(yè)均是碳排放量增加的原因，而第一、第三產(chǎn)業(yè)并不能很好地顯示這一因果關系。

因此，今后我國在引進FDI時候要重視環(huán)境因素，尤其是碳排放的效應。要學會充分綠色利用FDI帶來的效益，進一步加強節(jié)能減排和產(chǎn)業(yè)結構轉型，減輕環(huán)境污染壓力，更好地更綠色地承接FDI。

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