基于聯(lián)立方程模型的FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放互動(dòng)關(guān)系研究

引用格式：毛明明，孫建.基于聯(lián)立方程模型的FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放互動(dòng)關(guān)系研究[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)，2015(4):28-34.

Citation format：MAO Ming-ming,SUN Jian.Research on Interactive Relationship Among FDI, Economic Growth and Carbon Emission: Based on Simultaneous Equation Model[J].Journal of Chongqing University of Technology:Social Science,2015(4):28-34.

基于聯(lián)立方程模型的FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放互動(dòng)關(guān)系研究

毛明明a，孫建b

(重慶工商大學(xué)a.長江上游經(jīng)濟(jì)研究中心； b. 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶400067)

摘要：通過中國30個(gè)省區(qū)1997—2012年能源消費(fèi)數(shù)據(jù)，依據(jù)電(熱)碳分?jǐn)傇瓌t測算出各省區(qū)的碳排放量，運(yùn)用面板單位根和面板協(xié)整理論，建立了包含經(jīng)濟(jì)增長、碳排放以及外商直接投資在內(nèi)的聯(lián)立方程來分析區(qū)域FDI與二氧化碳排放的關(guān)系。結(jié)果表明：聯(lián)立方程中每個(gè)模型的協(xié)整關(guān)系是成立的，區(qū)域FDI對區(qū)域碳排放的直接彈性是-0.001，間接彈性是0.146，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域碳排放的直接彈性是0.032，間接彈性是1.882。研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)區(qū)域FDI、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域能源強(qiáng)度都是促進(jìn)區(qū)域碳排放的重要因素，并且區(qū)域FDI和區(qū)域碳排放量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出雙向的因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：碳排放；FDI；經(jīng)濟(jì)增長；聯(lián)立方程

收稿日期：2014-11-17

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新碳減排效應(yīng)及優(yōu)化政策研究”(13BJY024)；重慶市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“中國技術(shù)創(chuàng)新宏觀績效一般均衡分析及政策優(yōu)化研究”(2012BS13)

作者簡介：毛明明(1989—)，女，河南濮陽人，碩士研究生，研究方向：環(huán)境經(jīng)濟(jì)；孫建(1974—)，男，四川崇州人，博士，碩士生導(dǎo)師，副教授，研究方向：應(yīng)用數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

doi:10.3969/j.issn.1674-8425(s).2015.04.006

中圖分類號：F224.2

文章編號：1674-8425(2015)04-0028-07

Research on Interactive Relationship Among FDI, Economic Growth

and Carbon Emission: Based on Simultaneous Equation Model

MAO Ming-minga, SUN Jianb

(a.Research Center of the Economy of the Upper Reaches of the Yangtze River;

b.School of Economics, Chongqing Technology and Business University，Chongqing 400067, China)

Abstract:This paper estimated the carbon emissions based on principles of electricity (hot) carbon allocation by using the energy consumption data of China’s 30 provinces from 1997 to 2011 and applied panel unit root and panel co-integration theory to analyze the relationship between regional FDI and carbon emissions by establishing the simultaneous equations including economic growth, carbon emissions and FDI. The results show that each model’s co-integration relationship of the simultaneous equations is established and the directly elasticity regional FDI on regional carbon emissions is -0.001, the indirect elasticity is 0.146,the directly elasticity regional industrial structure on regional carbon emissions is 0.032 and the indirect elasticity is 1.882. The study further found that regional FDI, regional economic growth, regional industrial structure and regional energy intensity are important factors in promoting regional carbon emissions, and there is a two-way causal relationship between regional FDI, regional carbon emissions and regional economic growth.

Key words: carbon emission；FDI；economic growth；simultaneous equation

一、引言

在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，國際間的貿(mào)易合作越來越多，自從改革開放以來，我國吸引了大量的外商直接投資。1997—2013年，我國吸引的外商直接投資額高達(dá)12 171億美元，儼然成為世界上吸引外資最多的國家。通過外資，可以促進(jìn)我國物質(zhì)資本的積累以及技術(shù)的改進(jìn)，進(jìn)而促進(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)增長。然而越來越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)隨著FDI水平的不斷提高，F(xiàn)DI通過資金、技術(shù)渠道給中國經(jīng)濟(jì)帶來迅速發(fā)展的同時(shí)，也給中國的資源環(huán)境和碳排放問題帶來較大壓力。在溫室效應(yīng)日益引起全球關(guān)注、中國也已成為全球最大的碳排放國的背景之下，對 FDI與中國二氧化碳排放的關(guān)系進(jìn)行研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

綜觀已有文獻(xiàn)，大多數(shù)學(xué)者主要利用面板數(shù)據(jù)或時(shí)間序列數(shù)據(jù)來建立單方程模型從而檢驗(yàn)區(qū)域FDI與區(qū)域碳排放之間的關(guān)系。區(qū)域FDI的引入是否對碳排放有促進(jìn)作用，不同學(xué)者研究的結(jié)果不盡一致。美國學(xué)者Hoffman研究了112個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果檢驗(yàn)考察了FDI和二氧化碳的排放關(guān)系，得出了低收入國家的碳排放水平影響了FDI的進(jìn)入、中等收入國家的FDI的流入助長了碳排放的增加、在高收入國家沒有檢測到FDI與碳排放存在因果關(guān)系的結(jié)論[1]。Perkins和Neumayer 運(yùn)用98個(gè)不發(fā)達(dá)國家1980—2005年的面板數(shù)據(jù)，對進(jìn)出口貿(mào)易、外商直接投資與不發(fā)達(dá)國家碳排放效率的關(guān)系進(jìn)行研究，研究表明：進(jìn)出口水平和外商直接投資的增加有利于東道國碳排放效率的提升[2]；我國學(xué)者宋德勇，易艷春選取時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立的單方程回歸分析,發(fā)現(xiàn)我國FDI的引入對二氧化碳的排放有負(fù)的影響，即FDI的引入，減少了二氧化碳的排放[3]；孫德紅，李錫玲通過對我國1991—2012年的外商直接投資和低碳經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù),建立外商直接投資與低碳經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果表明，外商直接投資與人均二氧化碳排放量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[4]，這說明外商直接投資的增加能夠降低我國人均二氧化碳的排放量，進(jìn)而促進(jìn)我國低碳經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

對于通過建立聯(lián)立方程來研究FDI對碳排放的影響的研究，近幾年也受到了學(xué)者們的普遍關(guān)注。陳德湖、陳子寅利用我國1985—2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立聯(lián)立方程組模型,對外商直接投資和我國碳排放之間相互關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果表明：FDI對我國碳排放的規(guī)模效應(yīng)、規(guī)制效應(yīng)均為正向影響,技術(shù)效應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)向影響,結(jié)構(gòu)效應(yīng)不明顯,總效應(yīng)為正。據(jù)此可以得出，隨著FDI的增加，碳排放也依次增加[5]。王奕鋆基于2000—2011年江蘇省工業(yè)部門數(shù)據(jù)，建立碳排放強(qiáng)度、FDI、人均固定投資以及R&D之間相互聯(lián)系的聯(lián)立方程，結(jié)果表明：從整體上看，F(xiàn)DI的引入顯著增強(qiáng)了江蘇省工業(yè)部門的二氧化碳的排放，而隨著FDI的引入，江蘇省人均固定投資也顯著增強(qiáng)[6]。

從以上文獻(xiàn)可以看出：FDI確實(shí)與碳排放呈現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系，而FDI的引入，通常是從兩方面來影響碳排放：一是FDI可以通過影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展來影響碳排放量；二是FDI本身就有可能對碳排放帶來直接的影響。碳排放、經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和FDI四者之間存在著內(nèi)在關(guān)系，僅僅建立單方程模型，只能說明區(qū)域FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的單一效應(yīng)，而不能說明區(qū)域FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長、碳排放四者之間內(nèi)在的互動(dòng)關(guān)系，從而使得估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。同時(shí)，以上研究在建模時(shí)未考慮對變量進(jìn)行單位根以及協(xié)整檢驗(yàn)，未考慮到偽回歸情況的出現(xiàn)。因此，本文采用全國30個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，利用面板單位根和協(xié)整理論，構(gòu)造相應(yīng)的聯(lián)立方程模型，分析FDI與碳排放的雙向因果關(guān)系，避免以前單方程模型考察區(qū)域FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳排放關(guān)系的單一性。

二 、聯(lián)立方程模型構(gòu)建以及樣本數(shù)據(jù)

(一)模型構(gòu)建

為了研究FDI與碳排放之間的內(nèi)在聯(lián)系，本文通過建立碳排放方程、產(chǎn)出方程以及外商直接投資方程3個(gè)方程綜合分析內(nèi)在聯(lián)系：借鑒王瑋采用LMDI方法，將影響碳排放的因素分解為經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源強(qiáng)度[7]，以及許廣月、宋德勇對中國碳排放環(huán)境庫茲涅茨曲線的驗(yàn)證，建立碳排放方程[8]；借鑒C-D函數(shù)的思路，將資本投入細(xì)分為國內(nèi)資本存量K以及國外資本的投入FDI，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中會(huì)越來越關(guān)注環(huán)境狀況，因此碳排放量也會(huì)影響經(jīng)濟(jì)的增長，以此建立產(chǎn)出方程；外商直接投資直接受一國經(jīng)濟(jì)的影響，一國的經(jīng)濟(jì)情況較好越能夠吸收外資，代迪爾、李子豪認(rèn)為絕大多數(shù)外資在華投資主要是利用我國廉價(jià)的勞動(dòng)力優(yōu)勢，投資的行業(yè)也主要集中于第二產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)，并且外國直接投資到我國制造業(yè)中的投資是以勞動(dòng)密集型投資為主[9]，因此選取GDP、勞動(dòng)投入以及第二產(chǎn)業(yè)所占比重作為影響FDI規(guī)模的因素。

lnCit=β0+β1lnGDPit++β2(lnGDPit)2+

β3lnFDIit+β4lnNYQDit+

β5lnCYJGit+β6lnMTBLit+δit

(1)

lnGDPit=α0+α1lnCit+α2lnFDIit+

α3lnLit+α4lnKit+εit

(2)

lnFDIit=γ0+γ1lnGDPit+γ2lnCYJGit+

γ3lnLit+μit

(3)

其中方程(1)、(2)、(3)分別代表碳排放方程、產(chǎn)出方程、外商直接投資方程。i代表地區(qū)；t代表年份；C代表碳排放量；GDP是經(jīng)濟(jì)增長，即地區(qū)生產(chǎn)總值；FDI是外商直接投資；NYQD是能源強(qiáng)度，能源強(qiáng)度指標(biāo)常用來反映技術(shù)進(jìn)步水平[10-12]；CYJG代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，即第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例；MTBL代表能源結(jié)構(gòu)，即煤炭消耗量占總能源消耗量的比例；L是勞動(dòng)投入，代表地區(qū)就業(yè)人數(shù)；K代表地區(qū)資本存量。

(二)數(shù)據(jù)來源

考慮到西藏統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的不齊全，本文選用1997—2012年全國30個(gè)省市自治區(qū)作為研究對象。地區(qū)生產(chǎn)總值來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，為消除價(jià)格波動(dòng)和和其他因素對數(shù)據(jù)可比較性的影響，地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)均以1997年為基期的GDP平減指數(shù)消除價(jià)格影響，單位為億元；外商直接投資數(shù)據(jù)、地區(qū)就業(yè)人數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來源于各地方統(tǒng)計(jì)年鑒以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位分別為億美元、萬人、百分比。

由于我國未對資本投入進(jìn)行核算，無法直接獲得，因此本文根據(jù)張軍等估算資本存量的永續(xù)盤存法進(jìn)行核算，以1997年的固定資產(chǎn)投資額除以當(dāng)年第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為初始的物質(zhì)資本存量，然后按照永續(xù)盤存法以0.096的資本折舊率計(jì)算1998—2011年的物質(zhì)資本存量，最后以1997年為基期的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)消除價(jià)格因素的影響[13]。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位分別為億元。

表1　轉(zhuǎn)換系數(shù)與排放系數(shù)

三、 實(shí)證分析

(一)變量單位根檢驗(yàn)

選用LLC和ADF的檢驗(yàn)方法對碳排放的對數(shù)、實(shí)際GDP的對數(shù)、能源強(qiáng)度的對數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的對數(shù)、FDI的對數(shù)、勞動(dòng)投入的對數(shù)、資本投入的對數(shù)以及其一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，4種方法的原假設(shè)均為“存在單位根”，即序列是非平穩(wěn)的，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　各變量的對數(shù)及其一階差分的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，除個(gè)別情況外，對全國30個(gè)省際數(shù)據(jù)各變量對數(shù)的原值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著性水平下，都表明接受原假設(shè)，即各變量的對數(shù)序列是非平穩(wěn)的；而對各變量對數(shù)的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著性水平下，都表明拒絕原假設(shè)，即各變量對數(shù)的一階差分序列是平穩(wěn)的；因此綜合認(rèn)為各變量序列都是I(1)過程，即LNCAR、LNGDP、LNFDI、LNNYQD、LNCYJG、LNL和LNK的面板數(shù)據(jù)為一階單整的。由于上述數(shù)據(jù)在應(yīng)用最小二乘法估計(jì)時(shí)可能導(dǎo)致偽回歸，所以必須要分析相關(guān)變量的協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而分析理論模型的長期均衡關(guān)系。

(二)變量面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

為防止偽回歸線性的出現(xiàn)，現(xiàn)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)各個(gè)非平穩(wěn)狀態(tài)下的序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系。采用Kao檢驗(yàn)的方法，以回歸的殘差序列為基礎(chǔ)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。3個(gè)方程式的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

從表3的協(xié)整關(guān)系可知：3個(gè)方程式的ADF統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。由此可知，可建立我國各省地區(qū)碳排放方程、產(chǎn)出方程以及外商直接投資的面板協(xié)整方程。

表3　三方程式的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(三)協(xié)整方程式估計(jì)及分析

對30個(gè)省際區(qū)域進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析。考慮到各個(gè)區(qū)域內(nèi)部依然存在著較大差異，因此采用固定效應(yīng)模型更合適，似然比檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也支持模型采用固定效應(yīng)模型。為消除截面數(shù)據(jù)的異方差和自相關(guān)問題，本文采用可行的加權(quán)最小二乘法對聯(lián)立方程中各面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。本文采取對各變量的對數(shù)進(jìn)行回歸，且各數(shù)據(jù)均通過單位根檢驗(yàn)，涉及的參數(shù)估計(jì)均利用Eviews 8.0軟件進(jìn)行計(jì)算。

1.碳排放方程的實(shí)證結(jié)果

表4為環(huán)境庫茲涅茨曲線的驗(yàn)證結(jié)果以及碳排放方程式的估計(jì)結(jié)果，由表4可以看出：方程通過了F檢驗(yàn)，且每個(gè)系數(shù)估計(jì)值在顯著性水平為10%的情況下均顯著，調(diào)整的可決系數(shù)為0.999，說明方程模擬的效果也比較好。

表4　環(huán)境庫茲涅茨曲線的驗(yàn)證結(jié)果以及碳排放方程的估計(jì)結(jié)果

由環(huán)境庫茲涅茨曲線驗(yàn)證結(jié)果看，從變量估計(jì)的系數(shù)可知，碳排放與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在著庫茲涅茨曲線，這也驗(yàn)證了許廣月、宋德勇對中國碳排放與GDP之間關(guān)系的結(jié)論：在其他控制變量不變的情況下，碳排放量隨著地區(qū)生產(chǎn)總值的增加而增加，當(dāng)碳排放處于拐點(diǎn)時(shí)，碳排放量將減少[8]。而目前我國各地區(qū)的生產(chǎn)總值均在拐點(diǎn)的左側(cè)，隨著地區(qū)生產(chǎn)總值的增加碳排放量將繼續(xù)增加。因此，國家經(jīng)濟(jì)增長減速的政策，對于碳減排有著很大的影響。當(dāng)其他控制變量加入后，除了地區(qū)生產(chǎn)總值以外，對碳排放影響最大的因素是能源強(qiáng)度，當(dāng)其他條件不變的情況下，能源強(qiáng)度每降低1%(能源強(qiáng)度是指每增加一單位的增加值所消耗的能源，反映能源的利用效率)，碳排放量將降低1.014%。在其他條件不變的情況下，技術(shù)水平越高、節(jié)能水平越高，在能源消耗相同條件下能創(chuàng)造更多的生產(chǎn)總值。因此，應(yīng)加大投資以改善技術(shù)水平，從而使能源強(qiáng)度下降。本文使用煤炭消耗占能源總消耗的比值作為能源結(jié)構(gòu)，從估計(jì)的系數(shù)看來，消耗煤炭的比例每降低1%，就會(huì)使碳排放量減少0.031%。因此應(yīng)發(fā)展新能源，加大使用風(fēng)力、水利等新能源的使用，以此降低煤炭消耗比例，達(dá)到碳減排的效果。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)也為正，并且顯著，說明地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值與碳排放有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系[17]，我國目前正處于工業(yè)化進(jìn)程中，第二產(chǎn)業(yè)仍是我國經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Γ址判偷慕?jīng)濟(jì)增長方式也是影響我國碳排放增加的原因，并且在第二產(chǎn)業(yè)中制造業(yè)、化工業(yè)和鋼鐵行業(yè)這些高能耗、污染大的行業(yè)在行業(yè)結(jié)構(gòu)中占很大的比例，也因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。從系數(shù)值來看，F(xiàn)DI的估計(jì)系數(shù)為-0.001，是負(fù)值，說明外商直接投資即FDI對碳排放的直接影響效果是減少我國區(qū)域碳排放。原因可能是由于FDI的引進(jìn)，各地區(qū)本土企業(yè)有充足的資本改善技術(shù)，同時(shí)外商企業(yè)在進(jìn)入我國地區(qū)時(shí)帶來相關(guān)先進(jìn)技術(shù)，從而降低了碳排放量。然而影響的效果較弱，原因可能是FDI的增加仍然增加了能源消耗從而增加碳排放，使得其與帶來的技術(shù)進(jìn)步而降低的碳排放有所抵消。

2.產(chǎn)出方程的實(shí)證結(jié)果

表5為產(chǎn)出方程式的估計(jì)結(jié)果。由表5可以看出：方程通過了F檢驗(yàn)，并且每個(gè)系數(shù)估計(jì)值在顯著性水平為1%的情況下均顯著，調(diào)整的可決系數(shù)為0.980，說明方程模擬的效果也比較好。

資本和勞動(dòng)投入的系數(shù)均為正值，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性為0.300，資本的產(chǎn)出彈性為0.410。碳排放的估計(jì)系數(shù)也為正值，是0.154。說明其他條件不變的情況下，碳排放每提高1%，地區(qū)生產(chǎn)總值也增加0.154%，碳排放量對經(jīng)濟(jì)增長有著正向關(guān)系，也表明目前我國的經(jīng)濟(jì)增長主要靠高能耗、高污染的粗放型增長方式。因此我國經(jīng)濟(jì)增長方式急需轉(zhuǎn)變。FDI的系數(shù)估計(jì)值為0.150，即其他條件不變的情況下，F(xiàn)DI每提高1%，地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.150%，引入FDI促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)的增長，也說明了FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長起到十分重要的作用，這也與我國國情和相關(guān)學(xué)者的研究相符。

3.外商直接投資方程的實(shí)證結(jié)果

表6為外商直接投資方程式的估計(jì)結(jié)果。由表6可以看出：方程通過了F檢驗(yàn)，除了勞動(dòng)投入外，每個(gè)系數(shù)估計(jì)值在顯著性水平為1%的情況下均顯著，調(diào)整的可決系數(shù)為0.939，說明方程模擬的效果也比較好。

表5　產(chǎn)出方程的估計(jì)結(jié)果

表6　外商直接投資方程的估計(jì)結(jié)果

從表6中可以看出：經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動(dòng)投入對FDI的引進(jìn)都存在較強(qiáng)的正向關(guān)系，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)估計(jì)值最大，為1.642且在1%的顯著性水平下顯著，說明FDI對我國第二產(chǎn)業(yè)的依存度較強(qiáng)，也側(cè)面反映了大部分FDI投向了我國的第二產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)估計(jì)值為1.548，在5%的顯著性水平同樣顯著，說明經(jīng)濟(jì)增長對FDI的引進(jìn)也有較強(qiáng)的影響作用；而勞動(dòng)投入的系數(shù)為0.013，但在5%的顯著性水平下卻不顯著。

綜合上述3個(gè)方程的估計(jì)結(jié)果，F(xiàn)DI對碳排放的直接效應(yīng)的彈性為-0.001，F(xiàn)DI對碳排放的的間接效應(yīng)是通過影響經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)而影響碳排放的效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果上看，F(xiàn)DI每提高1%，GDP將提高0.150%，進(jìn)而碳排放將間接提高0.150×0.983+2×0.150%×0.001=0.148%，F(xiàn)DI的總效應(yīng)為0.147，即引入的FDI每提高1%，則二氧化碳的排放量將提高0.147%。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對于碳排放的影響也分為直接影響和間接影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的直接效應(yīng)的彈性為0.032；若第二產(chǎn)業(yè)的比重上升一個(gè)百分點(diǎn)，F(xiàn)DI的引入也相應(yīng)提高1.642%，進(jìn)而碳排放則間接提高(1.642×0.147)%=0.241%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的總效應(yīng)為0.273，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)降低1%，則二氧化碳的排放量將下降0.273%。

四、主要結(jié)論與簡要建議

本文運(yùn)用面板單位根和協(xié)整檢驗(yàn)方法，建立碳排放、經(jīng)濟(jì)增長與外商直接投資3個(gè)方程的聯(lián)立方程來探討區(qū)域FDI與碳排放之間的雙向因果關(guān)系以及區(qū)域FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的彈性分析。選取了我國30個(gè)省市自治區(qū)1997—2012年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI、經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源強(qiáng)度促進(jìn)了二氧化碳的排放，并且FDI和碳排放量對經(jīng)濟(jì)增長也起到促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)增長也增加了FDI的引進(jìn)。從實(shí)證結(jié)果也可以得到，F(xiàn)DI每提高1%，對碳排放的直接效應(yīng)是-0.001%，間接效應(yīng)是0.148%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對碳排放的直接彈性是0.032，間接彈性是0.241。

以上結(jié)論對我國節(jié)能減排以及引進(jìn)外商直接投資等方面都有重要借鑒意義：

(1)經(jīng)濟(jì)增長是碳排放增加的主要推動(dòng)力量。FDI的引進(jìn)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而間接地促進(jìn)了二氧化碳的排放，因此不能一味的引進(jìn)外資來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長，應(yīng)適當(dāng)控制經(jīng)濟(jì)增長的速度。

(2)大部分FDI流向了第二產(chǎn)業(yè)中以勞動(dòng)力為主的加工貿(mào)易這些高能耗的行業(yè)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的影響也比較顯著。因此，在引進(jìn)外資時(shí)，要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，將外資應(yīng)用到低能耗高效率的行業(yè)以及技術(shù)密集型項(xiàng)目，減少高碳產(chǎn)品的生產(chǎn)。

(3)在引進(jìn)FDI的同時(shí)，應(yīng)積極培育高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、加快發(fā)展服務(wù)產(chǎn)業(yè)，為更多的FDI流入到低能耗的行業(yè)中創(chuàng)造市場環(huán)境；應(yīng)有選擇的引進(jìn)外資企業(yè)，對進(jìn)入服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的外資企業(yè)給予相應(yīng)的優(yōu)惠政策，以此來推動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型以及吸引更多的外資企業(yè)進(jìn)入低能耗產(chǎn)業(yè)。

(4)能源強(qiáng)度對碳排放有很強(qiáng)的抑制作用。在引進(jìn)外資時(shí)應(yīng)引進(jìn)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和高效節(jié)能設(shè)備，加大對舊設(shè)備的更新與改造，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，進(jìn)一步發(fā)揮科技創(chuàng)新的支撐作用，提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，推進(jìn)工業(yè)化和信息化融合發(fā)展，以提高能源的利用效率。

(5)以煤炭消耗占能源消耗的比例所代表的能源結(jié)構(gòu)對碳排放的影響作用也較強(qiáng)。降低煤炭在總能源消耗中所占的比例，對碳減排有著積極意義，因此應(yīng)加強(qiáng)對新能源的研發(fā)力度，積極使用風(fēng)能、水能等清潔能源。

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(責(zé)任編輯游小娟)