新疆碳排放量與外商直接投資關系的實證研究

楊萍+李豫新

[摘要] 在國家“一帶一路”戰略中，新疆被定位為絲綢之路經濟帶的核心區，這為新疆吸引更多的外商直接投資帶來機遇，但由此將引發的環境問題也不容忽視。利用1995—2011年新疆碳排放量與外商直接投資額對新疆碳排放量與外商直接投資關系進行實證分析，結果表明二者互為格蘭杰因果關系，這意味著伴隨著外商直接投資的流入，新疆環境問題將日趨凸顯。提出由招商“引資”向招商“選資”轉變，實施碳標簽制度和低碳產品認證制度，調整外商直接投資產業分布，加大環境執法力度來減少FDI對環境的負面影響，促進FDI與環境協調發展。

[關鍵詞] 新疆；外商直接投資；碳排放量；實證研究

[中圖分類號] F273.2 [文獻標識碼] A

一、引言

隨著我國“一帶一路”戰略的提出，外商直接投資在經濟發展中扮演著越來越重要的角色，但外商直接投資在拉動經濟增長的同時，也給環境帶來了一定的負面影響。新疆被國家定位為絲綢之路經濟帶的核心區，這為新疆吸引更多的外商直接投資帶來機遇，但由此將引發的環境問題也不容忽視。因此，本文對新疆外商直接投資與碳排放量二者的關系進行實證研究，以期可以幫助新疆解決環境問題，同時為新疆引進外商直接投資提供參考。

關于環境與外商直接投資關系的研究，Beata K.Smarzynska和Shang-Jin Wei（2001）認為由于發達國家的環保標準高于發展中國家，向發展中國家投資產業的生產技術仍高于當地水平，因此并未對發展中國家的環境造成負面影響。也有學者認為外商直接投資會給發展中國家的環境帶來負面影響，Anderw K Jorgenson（2007）選取了1975—2000年欠發達地區的面板數據，建立了固定效應回歸模型，分析了外商直接投資對欠發達地區的環境效應，結果證明，外商直接投資與欠發達地區的二氧化碳和有機水污染物的排放量都呈正相關關系。國內學者的研究結論也不盡相同。易艷春等（2015）應用自回歸分布滯后模型（ARDL）研究外商直接投資與中國碳排放之間的長短期相互關系，發現在長短期內，FDI的流入增加了碳排放。與之相反，張晶、蔡建峰（2014）基于1998—2011年中國29個省市的面板數據，通過構建聯立方程模型，分析了外商直接投資與二氧化碳排放之間的關系，結果表明，外商直接投資對二氧化碳排放起到了一定的抑制作用。

綜上所述，關于外商直接投資對環境的影響，學術界有兩種主要觀點，即外商直接投資對環境的正效應與負效應；而環境對外商直接投資的影響，多數學者論證的結果一致，即“污染天堂假說”，也就是污染密集產業的企業傾向于建立在環境標準相對較低的國家或地區。關于新疆碳排放量與外商直接投資的關系，本文將選取新疆1995—2011年的數據進行實證分析。

二、新疆碳排放量與外商直接投資關系的實證分析

（一）數據來源

本文數據主要來自《新疆統計年鑒》（1996—2011），部分數據來自2012年《中國能源統計年鑒》和新疆維吾爾自治區國民經濟和社會發展統計公報。

為降低序列的自相關性和異方差性，本文分別對TC和FDI取對數。表1列出新疆碳排放量（TC）、外商直接投資（FDI）及二者的對數值（LNTC和LNFDI）。

表1 1995—2011年新疆碳排放量與外商直接投資

年份 TC LNTC FDI LNFDI

1995 1753.896 7.469594663 21850 9.991956201

1996 1951.786 7.576500215 28489 10.25727333

1997 2029.459 7.615524452 30961 10.34048363

1998 2064.780 7.632778832 33128 10.40813413

1999 2021.833 7.611759727 35547 10.47861104

2000 2097.654 7.648574979 37470 10.53129589

2001 2164.632 7.680005658 39505 10.58418253

2002 2260.512 7.723346451 43839 10.68827911

2003 2513.842 7.82956747 47844 10.775701

2004 2979.695 7.999576381 52430 10.86723423

2005 3388.474 8.128134859 57179 10.95394198

2006 3712.576 8.21948133 67545 11.12054932

2007 4055.232 8.307763121 80029 11.29014435

2008 4389.724 8.387021539 99013 11.50300643

2009 4726.872 8.461018945 120583 11.70009359

2010 5164.214 8.549508247 144325 11.87982298

2011 6141.031 8.722747892 177810 12.08847084

數據來源：新疆維吾爾自治區統計局；新疆統計年鑒（1996—2012）；國家統計局能源統計司；中國能源統計年鑒（2012）

（二）模型的設定

對LNTC和LNFDI兩變量設立模型如下（鑒于本文偏重于外商直接投資對碳排放量的影響，選用LNTC作為被解釋變量）：LNTC=ɑ+βLNFDI+u （1）endprint

用普通最小二乘法進行簡單回歸后，結果如表2：

表2 LNTC 和LNFDI序列的OLS回歸結果

Dependent Variable： LNTC

Method： Least Squares

Sample： 1995 2011

Included observations： 17

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.877765 0.343431 2.555867 0.0219

LNFDI 0.650498 0.031435 20.69342 0.0000

R-squared 0.966157 Mean dependent var 7.974289

Adjusted R-squared 0.963900 S.D. dependent var 0.400022

S.E. of regression 0.076004 Akaike info criterion -2.205934

Sum squared resid 0.086649 Schwarz criterion -2.107909

Log likelihood 20.75044 F-statistic 428.2175

Durbin-Watson stat 1.457230 Prob（F-statistic） 0.000000

根據表2回歸結果，得出LNTC和LNFDI的模型如下：

LNTC=0.877765+0.650498LNFDI （2）

（2.555867） （20.69342）

R = 0.966157，F=428.2175 DW=1.457230

（三）模型檢驗

1.單位根檢驗

在對數據進行實證分析之前，首先對數據進行平穩性檢驗，只有平穩的時間序列數據才能進行回歸分析。在此，本文利用ADF檢驗對序列LNTC和LNFDI的平穩性進行檢驗。LNTC檢驗結果如表3所示：

表3 LNTC的單位根檢驗結果

變量 檢驗形式

（C，T，K） ADF檢驗值 1%顯著性水平臨界值 5%顯著性水平臨界值 10%顯著性水平臨界值 結論

LNTC （C，T，1） -2.301764 -4.7315 -3.7611 -3.3228 非平穩

ΔLNTC （C，T，1） -2.416192 -4.8025 -3.7921 -3.3393 非平穩

Δ LNTC

（0，0，1） -2.163311 -2.7760 -1.9699 -1.6295 平穩

注：ΔLNTC表示LNTC的一階差分，Δ LNTC表示LNTC的二階差分，下同；檢驗形式（C，T，K），其中C，K分別表示ADF檢驗含有常數項和趨勢項，K表示滯后階數，根據AIC和SC準則確定，下同。

由表3可以看出，序列LNTC原值在1%的顯著性水平下，ADF檢驗值為-2.301764，大于臨界值-4.7315，因此，在1%的顯著性水平下，接受存在單位根原假設，同理，在5%與10%的顯著性水平下，均接受序列LNTC存在單位根的原假設，則LNTC在三個顯著性水平下均未通過平穩性檢驗；對LNTC的一階差分序列進行單位根檢驗，在1%的顯著性水平下，ADF檢驗值-2.416192大于臨界值-4.8025，接受存在單位根的原假設，即在1%的顯著性水平下，LNTC的一階差分序列是非平穩的，同理，LNTC的一階差分序列在5%和10%的顯著性水平下也是非平穩的；對LNTC的二階差分序列進行單位根檢驗，在5%的顯著性水平下，ADF檢驗值-2.163311小于臨界值-1.9699，拒絕存在單位根的原假設，表明在5%的顯著性水平下，LNTC序列是二階差分平穩的，即LNTC～I（2）。

對LNFDI序列進行單位根檢驗，結果如表4所示：

表4 LNFDI的單位根檢驗結果

變量 檢驗形式

（C，T，K） ADF檢驗值 1%顯著性水平臨界值 5%顯著性水平臨界值 10%顯著性水平臨界值 結論

LNFDI （C，0，1） 5.867755 -3.9635 -3.0818 -2.6829 非平穩

ΔLNFDI （C，T，1） -2.713171 -4.8025 -3.7921 -3.3393 非平穩

Δ LNFDI

（0，0，1） -3.346798 -2.7760 -1.9699 -1.6295 平穩

由表4可知， 序列LNFDI原值在1%的顯著性水平下，ADF檢驗值5.867755大于臨界值-3.9635，接受LNFDI序列存在單位根的原假設，即LNFDI序列在1%的顯著性水平下是非平穩的，同理知，LNFDI序列在5%和10%的顯著性水平下也是非平穩的，即LNFDI序列在三個顯著性水平下均未通過平穩性檢驗；對LNFDI的一階差分序列進行檢驗，根據檢驗結果，在1%的顯著性水平下，ADF檢驗值為-2.713171，大于臨界值-4.8025，則接受存在單位根的原假設，同理，在5%和10%的顯著性水平下，LNFDI的一階差分序列接受存在單位根的原假設，因此，LNFDI的一階差分序列在三個顯著性水平下均未通過平穩性檢驗；對LNFDI的二階差分序列進行檢驗，在5%的顯著性水平下，ADF檢驗值為-3.346798，小于臨界值-1.9699，拒絕存在單位根的原假設，即在5%的顯著性水平下序列LNFDI是二階差分平穩的，即LNFDI～I（2）。endprint

通過以上對LNTC和LNFDI兩個序列的單位根檢驗，得出二者均是二階差分平穩的，即兩序列是二階單整時間序列。

2.協整檢驗

對變量進行單位根檢驗后，為確定其相互之間是否存在長期關系，需要進行協整檢驗，常用的協整檢驗法有EG兩步法和JJ檢驗法。Engle-Granger（1987）兩步法通常用于檢驗兩變量之間的協整關系，結合本文實際情況，采用Engle-Granger兩步法進行協整檢驗。

將表2回歸得到的殘差序列進行單位根檢驗，結果如表5所示：

表5 殘差的單位根檢驗結果

變量 檢驗形式

（C，T，K） ADF檢驗值 1%顯著性水平臨界值 5%顯著性水平臨界值 10%顯著性水平臨界值 結論

E （0，0，1） -2.830770 -2.7411 -1.9658 -1.6277 平穩

由表5知，殘差序列的ADF檢驗值為-2.830770，小于三個顯著性水平的臨界值，則在1%、5%、10%的顯著性水平下，均拒絕存在單位根的原假設，即在三個顯著性水平下殘差序列均是平穩的，因此，LNTC和LNFDI兩變量具有長期協整關系，證明設立的模型（2）成立，即LNTC和LNFDI存在長期協整方程 ，該協整關系表明，新疆碳排放量與外商直接投資之間存在正相關關系，且新疆碳排放量對外商直接投資的彈性約為0.650498，即實際利用外商直接投資規模每增加1%，將導致新疆整體碳排放量平均增加0.650498%。

3.誤差修正模型

由以上的協整檢驗可知，外商直接投資與碳排放量之間存在長期穩定關系，因此可以對上述兩個變量建立誤差修正模型。首先對引入二階滯后項的模型進行估計，結果為：LNTC =0.123+1.523LNTC -1.007LNTC +0.284LNFDI-0.109LNFDI +0.167LNFDI （3）

（0.198526） （7.803939） （-4.037119） （0.586824） （-0.208473） （1.054634）

R = 0.995909，F=438.1818，DW=2.385629

經過適當變形，可得引入二階滯后項誤差修正模型：

ΔLNTC =0.283479ΔLNFDI -0.166477ΔLNFDI +1.006825ΔLNTC -0.483908ECM （4）

其中，ECM 為（LNTC -0.705473LNFDI -0.253988），誤差修正項系數為-0.483908，說明存在反向修正機制，則該誤差修正模型成立。

4.格蘭杰因果關系檢驗

本文運用格蘭杰檢驗對序列lnTC和lnFDI的因果關系進行檢驗，以此來判斷新疆碳排放量與外商直接投資二者之間的相互關系。檢驗結果如下（滯后階數為2）：

表6 格蘭杰因果檢驗結果

Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability

LNFDI does not Granger Cause LNTC 15 6.81638 0.01357

LNTC does not Granger Cause LNFDI 5.19092 0.02843

由檢驗結果表6可以看出，接受原假設LNFDI不是LNTC的格蘭杰原因的概率為0.01357<0.05，接受原假設LNTC不是LNFDI的格蘭杰原因的概率為0.02843<0.05。換句話說就是，LNFDI與LNTC互為格蘭杰原因的概率很大，他們互為因果關系，即LNFDI是LNTC的格蘭杰原因，同時，LNTC也是LNFDI的格蘭杰原因。

（四）結論

新疆碳排放量與外商直接投資之間存在著長期均衡關系，碳排放量隨著外商直接投資規模的擴大而增加，其彈性值為0.650498，即新疆實際利用外資增長1%，碳排放量將平均增加0.650498%；外商直接投資規模的擴大是導致新疆碳排放量增長的Granger原因，外商直接投資在為新疆經濟增長做出重要貢獻的同時，也帶來了大量的碳排放，對新疆的環境造成不利影響，即外商直接投資對新疆碳排放存在負面影響；同時，碳排放量增大也是新疆外商直接投資Granger原因。

三、對策建議

（一）由招商“引資”向招商“選資”轉變，促進FDI與環境協調發展

在引進外商投資時，不能僅考慮經濟效益，還要考慮可能給當地環境造成的影響。因此要由原來的招商“引資”轉變為招商“選資”，提高FDI的質量與效益，將引進外商直接投資的重點放在高新技術、“清潔”企業上，進而實現外商直接投資與環境的協調發展。

（二）加快實施碳標簽制度和低碳產品認證制度，減少FDI對環境的負面影響

對企業實施碳標簽制度和低碳認證制度，對其產品的含碳量進行檢測，從而達到在始端降低碳排放量的作用，倒逼企業自主節能減排或革新技術，真正通過技術創新實現減排降耗，從而減少FDI對環境所造成的負面影響。

（三）調整外商直接投資產業分布，加大環境執法力度

調整FDI在新疆三產中投入比例，給予投入到第一、三產業的外商直接投資優惠政策。這樣一方面避免了因環境保護而影響外商直接投資的引進，另一方面也相應地降低了碳排放量。此外，新疆政府及相關部門應增強環保意識，制定并完善相關環保制度和措施，對高排放的外商直接投資企業加大環境執法力度。

[參考文獻]

[1]Beata K.Smarzynska and Shang-Jin Wei，Pollution Havens and Foreign Direct Investment： Dirty Secret orPopular Myth？[C].NBER Working Paper，2001 No.8465， Cambridge，MA.

[2] Anderw K Jorgenson， Does Foreign Investment Harm the Air We Breathe and the Water We Drink [J].Organization Environment，2007（20）：137-156.

[3]易艷春、關衛軍、高玉方.外商直接投資與中國碳排放關系——基于ARDL的實證研究[J].貴州財經大學學報，2015（3）.

[4]張晶、蔡建峰.經濟增長、外商直接投資與二氧化碳排放——基于聯立方面模型的實證分析[J].管理現代化，2014（6）.

（責任編輯：董博雯）endprint