貿易與外商直接投資對中國碳排放的影響
——基于面板ARDL方法的實證檢驗

黨玉婷

（天津理工大學國際工商學院，天津市300384）

一、引言

中國是世界上碳排放量最高的國家。研究顯示，2015年中國的碳排放總量占全世界碳排放量的29%[1]，人均碳排放量也超過了歐盟，成為世界第二大人均碳排放國[2]。從1990年到2015年，中國的碳排放總量和人均碳排放量分別上升了346%和355%[1]。與此同時，中國也經歷了高速的經濟增長和工業化發展，并吸引了大量的外商直接投資（FDI）。研究顯示，涌入中國的外商直接投資從1985年的20億美元增長到了2016年的1 390億美元，2016年，中國成為繼美國、英國之后的世界第三大外商直接投資流入國[3]。中國的對外貿易也蓬勃發展，從1990年至2014年，年均出口增速和進口增速分別達到18%和16.6%，貿易順差從1990年的90億美元增加到2014年的3 800億美元[4]，2013年中國超過美國成為世界上第一大商品貿易國。外商直接投資與對外貿易在中國工業化和經濟增長中扮演了非常重要的角色，那么它們對中國環境污染的影響又是怎樣的呢？

現有文獻中已有大量關于外商直接投資流入和環境污染之間關系的研究，涉及發達國家和發展中國家。在已有研究中，相關的理論假說主要有以下三種：一是“污染避難所”假說，認為發展中國家的環境標準相對于發達國家較為寬松，因此，跨國公司傾向于將污染產業轉移到發展中國家進行生產，從而加重了發展中國家的環境污染，因此，“污染避難所”假說認為外商直接投資會導致東道國污染增加和環境惡化；二是“污染光環”假說，認為外商直接投資對東道國的環境有積極的溢出效應，原因在于跨國公司會將本國清潔的技術和環境友好管理方法帶到發展中國家，同時外商直接投資會推動東道國的經濟增長，隨著收入的增加，民眾對清潔環境的需求上升，從而引起發展中國家環境標準的上升；三是“規模效應”說，認為外商直接投資會推動東道國經濟增長，從而總體上增加了東道國的污染排放。

在國際貿易對環境污染影響的研究中，有兩個非常著名且觀點相反的假設：“向底線賽跑”假說和“貿易利得”假說。按照“向底線賽跑”假說，國內廠商為保持在國際市場上的競爭力，往往抵制環境規制以免提升生產成本，因此，來自于國內廠商的壓力迫使政府不能實行嚴格的環境保護政策，從而惡化了本國環境；“貿易利得”假說認為貿易對環境有利，因為貿易促進了環境友好技術的革新，加快了一國對于先進清潔生產技術和管理實踐的吸收。

有關外商直接投資與碳關系實證研究結論不完全支持“污染避難所”假說[5]。邁瑞肯等（Meri?can et al）[6]以馬來西亞、泰國、印度尼西亞、新加坡和菲律賓為樣本，實證檢驗了外商直接投資對碳排放的影響，研究結果表明，在馬來西亞、泰國和菲律賓，外商直接投資對碳排放的影響為正，在印度尼西亞的影響為負，而在新加坡則沒有影響；有研究則發現外商直接投資與碳的關系因行業不同而有所差異，如布蘭科（Blanco L）等[7]通過1980—2007年間18個拉丁美洲國家樣本研究發現，對污染密集行業的外商直接投資增加導致上述國家的碳排放顯著上升，然而并未有證據表明流入其他行業的外商直接投資對碳排放有影響。總而言之，關于外商直接投資與碳排放之間關系的實證檢驗結果并不一致。在關于國際貿易對碳排放的影響研究中，有研究顯示貿易增加了碳的排放量，支持“向底線賽跑”假說[8-9]；有研究則發現自由貿易對環境是有利的[10]。關于國際貿易對碳排放影響的實證研究結論也并不一致。

在關于中國的實證研究中，研究結論也同樣不盡一致，有研究認為外商直接投資流入惡化了中國的環境質量[11]；郝和劉（Hao and Liu）[12]采用中國省級數據研究則發現外商直接投資對人均碳排放并沒有顯著影響。造成上述結論差異的原因之一就是研究方法的不同。

已有研究尚存在改進空間：第一，關于貿易和外商直接投資對環境污染的影響研究并無定論，以往實證研究中很少有學者同時將貿易和外商直接投資納入模型中（僅有任等（Ren et al）[13]，然而他們關注的是中國18個制造行業）；第二，任等（Ren et al）采用地區投入產出模型分析國際貿易中的內涵碳排放。與之不同的是，本研究擬采用面板自回歸分布滯后（ARDL）模型來估計外商直接投資和國際貿易對碳排放的長期及短期影響。

格羅斯曼（Grossman）將貿易對環境的影響分為三部分：規模效應、結構效應和技術效應。規模效應指貿易導致的經濟活動規模擴大，提高了對自然資源的使用水平和污染程度，規模效應影響為負；結構效應指在國際貿易中，各國專注于生產本國具有比較優勢的產品，如果一國在清潔產業具有比較優勢，則貿易有利于降低污染排放，如果一國在污染產業具有比較優勢，則貿易會增加污染排放；技術效應則是指隨著國際貿易的展開，有利于促進清潔生產技術和環境友好技術的擴散，從而降低一國的環境污染。本文將據此進行分析。

二、研究方法

（一）理論模型

碳排放與經濟增長、外商直接投資、國際貿易的長期關系可以用對數線性形式表示為：

其中，CO2為人均碳排放量，GDPPC為人均實際國內生產總值，FDI為人均外商直接投資額，Trade為貿易開放度，eit為誤差項。

（二）實證研究

1.數據說明

本研究采用1990—2016年中國省級面板數據，涵蓋22個省、4個自治區及3個直轄市。碳排放數據為8種主要化石燃料燃燒所產生的碳排放數據，化石燃料數據選自于《中國能源統計年鑒》，外商直接投資和貿易數據來自于中國經濟和社會發展統計數據庫，GDP數據來自于中國國家統計局，人均數據為上述變量與人口數量的比值，貿易開放度為（出口額+進口額）/GDP。

2.實證模型

為了估計外商直接投資和國際貿易對碳排放的長期和短期影響，本研究采用面板自回歸分布滯后模型，ARDL模型相較于傳統協整模型具有眾多優勢，其主要優勢在于不論回歸項是I（0）、I（1），都可以進行檢驗和估計，在小樣本情況下也足夠穩健，能夠克服非平穩時間序列數據帶來的許多問題，而且ARDL模型還可以線性變化為整合短期影響及長期影響的誤差修正模型，同時估計變量的短期和長期關系。

采用面板ARDL模型，則被解釋變量y（人均碳排放量）可以被定義為：

i=1，2，…，N，代表不同的省份；t=1，2，…，T，代表不同年份；Xit代表解釋變量即人均GDP、人均外商直接投資和貿易開放度；μi代表固定效應。

上式還可以被參數化為VECM模型：φi代表長期影響系數，λ*ij和δ*'ij代表短期影響系數，qi代表誤差修正項，如果qi顯著為負則證明yit和Xit.之間存在協整關系，且存在反向調節機制。

采用ARDL模型進行分析的步驟主要有：第一步，通過F檢驗考察變量間是否存在長期關系，其中，原假設認為變量之間不存在協整關系：H0：λ1=λ2=λ3=λ4=λ5=0，將計算得到的F統計量與裴沙連等（Pesaran et al）[14]提供的兩組臨界值進行比較，如果模型計算的F統計量比臨界值表中所對應的最高臨界值大，則拒絕原假設，變量間存在長期協整關系；如果模型計算的F統計量低于最低的臨界值，則不能拒絕原假設，變量間不存在長期協整關系；如果計算的F統計量處于臨界值表中最高和最低臨界值之間，則要考慮變量是I（0）、I（1）或混合的情況。第二步，運用ARDL模型估計變量間關系的長期和短期系數。

在利用ARDL方法進行估計時，還需要考慮以下問題：首先，ARDL模型最優滯后階數的選擇，因為F統計量對于公式（3）中每個一階差分項的滯后階數較為敏感，關于最優滯后階數的選擇可以使用赤池信息量準則（Akaike Information Criterion，AIC）或施瓦茲貝葉斯準則（Schwartz Bayesian Crite?rion，SBC）。本文采用SBC準則作為滯后期選擇標準，原因在于已有研究中蒙特卡羅模擬顯示SBC準則優于AIC準則；其次，ARDL模型不能被應用于I（2）回歸項，原因在于當回歸項是I（2）時，計算得到的F統計量是無效的，因此，研究中還需要確認變量的單整階數不超過1。本研究采用了面板單位根檢驗，然而由于面板數據的特征，可能會有某種共同沖擊如全球金融危機影響所有省份，從而導致截面相關性的出現，因此本研究采用截面相關性檢驗（Pesaran-CD）來進行檢驗[15]，當存在截面相關時，傳統的面板單位根檢驗如ADF（Aug?mented Dickey Fuller）檢驗、PP（hillips-Perron）檢驗和KPSS（Kwiatkowski—Phillips—Schmidt—Shin）檢驗均無效，如果Pesaran-CD檢驗結果顯示存在截面相關，則采用考慮截面相關因素的Pesaran-CADF面板單位根檢驗[16]。另外，本研究采用了裴沙連等（Pesaran et al）[17]提出的基于最大似然估計的混合組群平均數估計法（Pooled Mean Group，PMG），它允許截距項、不同組之間的短期系數和誤差變量是不同的，而不同組之間的長期系數應該是一致的。PMG估計的主要優勢在于能夠減輕內生性問題的影響，如反向因果關系或同時受其他變量影響等[18]。

三、實證研究結果

（一）貿易、外商直接投資對碳排放的影響研究（全國樣本）

1.單位根檢驗

表1列出了Pesaran-CD檢驗結果。根據CD檢驗結果，人均碳排放量、人均GDP、人均外商直接投資和貿易開放度具有截面相關性，因此，本文采用考慮截面相關因素的Pesaran-CADF面板單位根檢驗，檢驗結果如表2所示，人均碳排放為平穩過程，人均GDP、人均外商直接投資和貿易開放度為非平穩過程，且均為一階單整I（1），這也符合ARDL模型對于變量的要求，即變量應為I（0）或I（1）。

表1 全國樣本截面相關性檢驗（Pesaran-CD檢驗）

表2 全國樣本面板單位根檢驗（Pesaran CADF檢驗）

2.協整檢驗

ARDL方法的第一步即確定變量間是否存在協整關系。表3列出了協整檢驗的臨界檢驗結果，結果顯示F統計量超過了5%顯著性水平下的最高臨界值，因此原假設被拒絕，即人均碳排放量、人均GDP、人均外商直接投資和貿易開放度之間存在長期關系。

3.長短期影響系數估計及解釋

本文采用SBC準則確立最優滯后期，建立了ARDL（1，1，1，1）模型來估計長期和短期影響系數（估計結果見表4），結果顯示，誤差修正項系數顯著為負，這證明變量間存在協整關系。各影響因素對碳排放的長期影響都是顯著的，而短期影響中外商直接投資和人均GDP較為顯著。分變量來看，外商直接投資的流入無論是在短期還是長期都有利于降低中國的碳排放量，外資企業通過將本國清潔生產技術和環境友好技術帶到中國，通過技術擴散降低了中國的碳排放量，支持“污染光環”假說；人均GDP的上升無論是在短期還是長期都加劇了中國的碳排放問題，即由于規模效應，經濟增長顯著增加了中國的碳排放；貿易對中國碳排放的影響在短期內并不顯著，但在長期內則顯著增加了中國的碳排放，從長期來看，中國還需要積極調整貿易結構，降低碳排放較高行業的出口份額，推廣使用清潔生產技術，降低貿易對碳排放帶來的負面影響。誤差修正項系數為-0.54，意味著反向調節機制存在，在受到沖擊以后向均衡狀態調整的速度很快，當年對長期均衡的偏離在下一年將很快得到修正，當短期波動偏離長期均衡的時候，將以53.80%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

（二）貿易、外商直接投資對碳排放的影響研究（分地區樣本）

本文進一步將樣本數據中的兩組分別做估計：東部地區和西部地區，也同時檢驗模型估計的穩健性。其中，東部地區主要集中在沿海地區，經濟相對較為發達。假設東部地區更關注環境標準和管制，從而貿易和外商直接投資對碳排放的影響為負。

1.單位根檢驗

本文采用ARDL模型，分地區（東部地區和西部地區）估計外商直接投資、人均GDP和貿易開放度對碳排放的影響。首先，截面相關檢驗（參見表5）結果顯示，在東部地區和西部地區，所有變量均存在截面相關，因此，傳統的單位根檢驗方法并不適合，本文進一步進行考慮截面相關因素的Pesa?ran-CADF面板單位根檢驗（參見表6），結果顯示，在東部地區和西部地區，有些變量為I（0），有些則為I（1），沒有變量為I（2）。因此，分地區來看，也符合采用ARDL模型進行估計的條件。

表3 全國樣本用于協整檢驗的F統計量臨界范圍

表4 全國樣本面板ARDL模型估計結果

表5 分地區樣本截面相關性檢驗（Pesaran-CD檢驗）

表6 分地區樣本面板單位根檢驗（PesaranCADF檢驗）

2.協整檢驗

表7進一步列出了協整檢驗的臨界檢驗結果，顯示F統計量超過了5%顯著性水平下的最高臨界值，因此原假設被拒絕，即分地區來看，人均碳排放量、人均GDP、人均外商直接投資和貿易開放度之間存在長期關系。

3.長短期影響系數估計及解釋

分地區PMG/ARDL估計結果見表8。從結果來看，無論是在東部地區還是西部地區，誤差修正項系數均顯著為負，這與全國的估計結果一致，即在東部和西部地區，外商直接投資、貿易、人均GDP均與碳排放存在長期協整關系，且系數為-0.46和-0.54，意味著存在反向調節機制，且向長期均衡調整的速度較快，當年對長期均衡的偏離在下一年得到修正的速度很快。各影響因素對碳排放的長期影響均較為顯著，與全國結果類似，無論是在東部還是西部地區，外商直接投資在長期均有利于降低中國的碳排放，支持“污染光環”假說；貿易在長期則加劇了中國的碳排放問題，這主要是由于就長期而言貿易的規模效應大幅度增加了一國的污染物排放[18]，應在發展對外貿易的同時，積極調整貿易結構，降低碳排放強度較高行業的出口份額；人均GDP對碳排放的影響在短期和長期均較為顯著，也是影響中國碳排放的主要因素，這一結論也與以往相關研究結論一致，即中國的經濟高速增長帶來了碳排放的大幅度上升。

總體來看，貿易、外商直接投資和經濟增長對中國碳排放的影響并無明顯的地區差異。從短期來看，影響中國碳排放的主要因素為經濟增長，貿易和外商直接投資的影響并不顯著；從長期來看，影響中國碳排放的主要因素仍然為經濟增長，但是貿易和外商直接投資的影響則凸顯出來，貿易主要通過規模效應大幅提高了中國的污染排放量，而外商直接投資流入則相對有利于中國的碳減排。在短期來看，貿易和外商直接投資的流入有利于清潔生產技術和環境友好管理方法的傳播，貿易通過技術效應有利于降低中國的環境污染，但從長期來看，規模效應的影響會逐漸超過技術效應和結構效應，使得長期貿易對環境的影響顯著為負；而在外商直接投資對環境的影響中，技術效應扮演了主要角色，外資企業通過使用并推廣清潔生產技術，有助于降低中國的碳排放。

表7 分地區樣本用于協整檢驗的F統計量臨界范圍

表8 分地區樣本面板ARDL模型

四、結論

本文采用自回歸分布滯后模型檢驗了中國外商直接投資、貿易開放度和經濟增長（人均GDP）對碳排放的短期及長期影響，研究結果顯示，在短期和長期中，外商直接投資對碳排放的影響均顯著為負，即外商直接投資的增加無論在短期還是長期均有利于降低中國的碳排放；貿易開放度對碳排放的影響在短期內并不顯著，但從長期來看影響顯著為正，即就長期而言對外貿易增加了中國的碳排放；人均實際GDP在短期和長期均為影響碳排放的主要因素，且顯著為正，即中國的經濟增長無論在長期還是短期都增加了碳排放；本文進一步分析東部地區和西部地區，發現分地區的估計結果與全國總體結果類似。東部地區經濟相對較為發達，按照理論假設，東部地區因為收入水平較高，公眾對環境的要求也會相對較高，會更加關注環境問題，因此，貿易和外商直接投資對碳排放影響預計為負，然而實證結果卻并不完全支持這一假設。從東部地區估計結果來看，外商直接投資對碳排放的影響為負，符合預期，然而貿易對碳排放的影響則顯著為正，這說明即使在經濟較為發達的東部地區，雖然公眾環保意識相對較強，但并未通過影響環境規制水平降低碳排放量，且貿易的規模效應大大超過了技術效應和結構效應，從而增加了東部地區的碳排放。

從理論角度來看，外商直接投資對碳排放的負向影響支持了“污染光環”假說，即跨國公司在對外投資過程中使用的先進清潔生產技術和環境管理體系會向東道國即中國擴散。研究同時表明，貿易開放度對碳排放的短期影響并不顯著，然而在長期內影響卻顯著為正，這可能是因為雖然貿易部門接受了先進的環境友好技術，但從長期來看，隨著貿易量的劇增，貿易對環境影響的規模效應超過了技術效應和結構效應，換言之，長期內隨著貿易量的增加，生產規模擴大，勢必會引起污染的增加，這對環境所帶來的負面作用可能遠遠超過跨國公司帶來的清潔生產技術對環境產生的正面作用。

外商直接投資流入總體上有利于降低中國的碳排放，其可能原因有以下兩個方面：第一，外商直接投資流入的行業結構改變。從表9中可見，對照2005年與2015年，外商直接投資在中國的行業分布有了較大變化。2005年，外商直接投資流入制造業所占比例為61.17%，流入服務業領域的占29.68%，而到了2015年，流入制造業的外商直接投資占比僅為43.85%，流入服務業領域的占比為47.72%。眾所周知，相較于制造業等工業行業，服務業的碳排放強度相對較低，因此，越來越多的外商投資流入相對環保的服務業，有助于降低中國的碳排放水平。第二，外商直接投資對于清潔生產技術的擴散作用。外商直接投資通過技術溢出效應、競爭效應、示范效應等，有力地促進了本土企業生產技術的提升和生產方式的改變，有利于降低中國整體的碳排放水平。

表9 外商直接投資額行業分布比例%

貿易開放在長期內顯著增加了中國的碳排放，這一結論也與眾多已有研究結論相一致，其主要原因在于貿易對中國污染排放的規模效應超過了結構效應和技術效應。黨玉婷[19]研究顯示，在貿易的環境影響中，規模效應為負，結構效應在部分污染物中表現為正，技術效應為正，且規模效應的負作用大大超出了正向的結構效應和技術效應，從而造成貿易對環境的影響總體為負。中國的貿易開放雖然有助于傳播清潔的生產技術，且近年來中國的出口結構正在優化，逐步降低了在部分高碳排放強度行業的出口份額（參見表10），在煤炭采選業、石油和天然氣開采業、食品飲料煙草加工業、造紙及印刷業、石油加工及煉焦業、化學工業、非金屬礦制品業、金屬冶煉及壓延加工業、電力蒸汽及水的生產供應業等重度碳排放行業的出口比重有所下降，由2000年的21.71%下降到了2013年的16.16%，但巨大的出口規模抵消了結構效應和技術效應的正面影響。

五、對策建議

本文的研究具有一定的政策借鑒意義，研究結果顯示，外商直接投資有利于降低中國的碳排放，因此應進一步鼓勵外商直接投資流入，鼓勵外商投資企業使用并傳播清潔生產技術和環境友好的管理方法，進一步使得大量的本土企業受益；進一步鼓勵對外開放，發展貿易，推動經濟增長，但是要注意調整貿易結構，降低碳排放強度較高行業出口所占的份額，提高碳排放強度較高行業進口所占的份額，推動出口產業升級，提升中國在全球價值鏈中的位置，降低污染排放強度較高工序的參與程度，通過提高技術水平降低產品生產的污染排放強度，從結構效應和技術效應兩方面努力，盡可能抵消由于規模效應對環境所帶來的負面影響；進一步提高環境規制水平，強化環境政策的嚴格性，提高環境標準，激勵企業提高技術水平，降低生產所帶來的環境污染，在發展貿易、繼續擴大對外開放的同時，盡可能將經濟增長對環境污染帶來的影響降到最低。具體有以下方面的政策建議：

表10 中國各工業行業出口所占比重及碳排放強度

第一，進一步鼓勵外商直接投資流入，提高外資質量。在引入外資的過程中，注意引導外資企業在高耗能產業采用先進技術，鼓勵其對本土企業的技術擴散，降低高耗能企業的污染排放。引導外資投入相對清潔產業，優化外資的產業布局。同時對外資在中國的地區分布上，注意引導其進入中西部地區，幫助中西部地區淘汰落后產能，節約能源，減少碳排放。積極發揮外資的示范效應、競爭效應、技術溢出效應，幫助東道國企業改進生產技術，減少碳排放。

第二，繼續擴大對外開放。應該注意的是，在提高貿易總量的同時，應大力調整貿易結構，進一步鼓勵產污系數較低行業的出口所占比例，降低高污染行業的出口份額，降低煤炭采選業、石油和天然氣開采業、食品飲料煙草加工業、造紙及印刷業、石油加工及煉焦業、化學工業、非金屬礦制品業、金屬冶煉及壓延加工業、電力蒸汽及水的生產供應業等高污染排放行業的出口份額，進一步提高中國在全球價值鏈中的地位，減少低端制造及低附加值商品出口行為。

第三，在擴大貨物貿易的同時，順應全球經濟發展趨勢，大力發展第三產業，促進服務貿易出口，服務業相較于制造業等工業行業而言，具有碳排放強度低的優勢，因此大力發展服務貿易有利于降低中國的污染排放水平。

第四，轉變經濟增長方式，大力發展低碳產業。本文研究發現，經濟增長是引起中國碳排放增加的主要原因之一，這說明我國還未擺脫傳統粗放的經濟增長方式，因此，未來應積極進行產業結構調整，鼓勵低碳產業、綠色產業發展，堅決制止高能耗、重污染產業的快速擴張。

第五，加大研發投入力度，降低行業能耗和污染排放強度。已有研究顯示，企業的研發投入會有效降低碳排放，因此，政府應鼓勵企業進行研發，提高企業自主創新能力，通過提高技術水平降低能耗水平和污染排放水平。

第六，加強環境治理，提高環境標準。應對各類環境違法事件嚴厲查處，提高環境標準，淘汰落后產能和污染排放不達標企業，通過政策調節引導企業加大研發投入和環境治理投入。

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