郭 沛，張曙霄

（東北師范大學 經(jīng)濟學院，吉林 長春130117）

一、引 言

進入21世紀后，世界各國在追求經(jīng)濟發(fā)展之余，對環(huán)境污染和碳排放給予了特別關(guān)注。2009年12月，192個國家的環(huán)境部長和其他政府官員們于哥本哈根召開聯(lián)合國氣候會議，就未來應對氣候變化的全球行動簽署新的協(xié)議。2011年11月，世界各國于德班再次召開聯(lián)合國氣候變化大會，各方再次聚焦應對氣候變化和環(huán)境污染問題?？梢姡瑧獙Νh(huán)境問題和氣候變化已經(jīng)成了當今社會炙手可熱的話題。

中國在吸引外商直接投資的過程中，雖然客觀上促進了經(jīng)濟的發(fā)展和就業(yè)的增加，但更多的是替發(fā)達國家的跨國公司賺取利潤，與此同時還付出了沉重的環(huán)境惡化的代價。隨著國內(nèi)外經(jīng)濟形勢的變化，我國逐步認識到構(gòu)建環(huán)境友好型社會、提高生態(tài)文明水平的重要性，因此如何轉(zhuǎn)變招商引資方式，推動FDI產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級也是當前面臨的重要課題?；诖?，筆者將對中國第二產(chǎn)業(yè)的碳排放量進行測算，并對外商直接投資對碳排放量的影響進行實證檢驗。

二、文獻綜述

在經(jīng)濟全球化的大潮中，世界范圍內(nèi)對外貿(mào)易和外商直接投資的規(guī)模不斷擴大，與此同時，環(huán)境污染、氣候變化以及碳排放量等問題也受到國際社會的普遍關(guān)注。隨著國際社會要求環(huán)境保護的呼聲越來越高，世界各國逐漸關(guān)注對外貿(mào)易和外商直接投資的碳排放效應。

Hoffmann R，Lee C，Ramasamy B and Yeung M（2005）利用格蘭杰因果關(guān)系對112個國家的外商直接投資和污染水平進行了檢驗，研究結(jié)果表明：二者之間的關(guān)系取決于國家的發(fā)展水平，具體而言：在低收入國家，CO2排放量是FDI的格蘭杰原因；在中等收入國家，F(xiàn)DI是CO2排放量的格蘭杰原因；在高收入國家，二者之間不存在格蘭杰因果關(guān)系［1］。Christopher Dick（2010）使用了1990—2000年52個國家的數(shù)據(jù)，建立了面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果表明，外商直接投資與欠發(fā)達國家的碳排放量成正向關(guān)系，即碳排放量較大的國家，其吸引外商直接投資額也較大，碳排放量較少的國家，其吸引外商直接投資額也較?。?］。

李斌，彭星（2011）選取了中國1991—2010年的時間序列數(shù)據(jù)，基于全球價值鏈的視角，通過構(gòu)建聯(lián)立方程組，分析了對外貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系。結(jié)果表明：對外貿(mào)易規(guī)模的擴張、技術(shù)的不斷進步、逐漸融入全球價值鏈是影響中國碳排放的三大因素，而對外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的差異對碳排放的影響則不顯著［3］。杜運蘇，張為付（2012）采用1997—2007年的投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)分解法分析了中國出口貿(mào)易隱含碳排放增長及其驅(qū)動因素。結(jié)果表明：出口總量增長是導致中國出口貿(mào)易隱含碳排放增長的主要因素，但出口結(jié)構(gòu)改善對抑制碳排放增加的作用非常有限［4］。

縱觀現(xiàn)有文獻，目前國內(nèi)外學者對碳排放、環(huán)境污染問題的研究已逐漸增多，但針對外商直接投資對中國碳排放影響的研究尚為數(shù)不多，而在發(fā)達國家向發(fā)展中國家進行直接投資的過程中，有選擇性地進行了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，將其國內(nèi)污染較大的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，給發(fā)展中國家?guī)硖寂欧帕吭龃蟮纫幌盗袉栴}，同時發(fā)達國家紛紛擬針對高含碳產(chǎn)品征收碳關(guān)稅，在這種背景下，研究外商直接投資對中國碳排放量的影響就顯得尤為重要。考慮到我國的外商直接投資大多集中于第二產(chǎn)業(yè)，因此本文擬選取工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對當前外商直接投資對中國碳排放量的影響進行實證檢驗，以便為我國未來制定招商引資政策和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提供有益參考。

三、外商直接投資對中國碳排放量影響的計量檢驗

為了更準確地描述外商直接投資對中國第二產(chǎn)業(yè)碳排放量的影響，筆者擬對二者進行計量檢驗。

（一）變量選擇和統(tǒng)計量描述

在變量的選取上，令tpf表示中國第二產(chǎn)業(yè)的碳排放量，fdi表示外商直接投資企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值，同時為了解決回歸計量中可能會存在的潛在內(nèi)生性問題，并保證考察結(jié)果的穩(wěn)健性，得到更準確的影響系數(shù)，本文選取各行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值和外貿(mào)依存度作為控制變量。

1．因變量：tpf，碳排放量。

對于碳排放量的測算，本文采用能源消費量的估算值數(shù)據(jù)，利用碳排放系數(shù)計算中國第二產(chǎn)業(yè)分行業(yè)的碳排放量?？紤]到中國第二產(chǎn)業(yè)消費的能源主要集中在煤、石油和天然氣三種能源上，且水電、核電、風電基本屬于清潔能源，因此

其中tpfi代表我國第二產(chǎn)業(yè)各行業(yè)消費能源所產(chǎn)生的碳排放量，i為第二產(chǎn)業(yè)的行業(yè)數(shù)；Cir表示第i行業(yè)的第r類能源消耗所產(chǎn)生的碳排放量；r＝1，2，3為煤、石油、天然氣三種能源；Fir，Eir分別表示第i行業(yè)第r類能源的碳排放系數(shù)和第i行業(yè)第r類能源的消費總量。我國第二產(chǎn)業(yè)行業(yè)的煤、石油、天然氣消費總量數(shù)據(jù)來自2003—2010年《中國能源統(tǒng)計年鑒》；各種能源的碳排放系數(shù)參照許廣月、宋德勇（2010）的計算方法［5］。

2．自變量：fdi，外商直接投資，用外商投資和港澳臺商投資工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值來表示，數(shù)據(jù)來源于2003—2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

3．控制變量：z，為考察結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別選取如下控制變量：

（1）各行業(yè)規(guī)模，用各行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值來表示，記為scale。（2）各行業(yè)外貿(mào)依存度，用各行業(yè)進出口之和與各行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值之比來表示（以美元表示的進出口值均根據(jù)同期的匯率換算成人民幣）記為foreign。其中，各行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)、人民幣—美元匯率數(shù)據(jù)均來源于2003—2011年《中國統(tǒng)計年鑒》；各行業(yè)的進出口額數(shù)據(jù)來源于UN Comtrade數(shù)據(jù)庫中按《國際貿(mào)易標準分類》（SITC3．0）統(tǒng)計的三位數(shù)進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，并依據(jù)盛斌（2002）中的劃分方法進行了重新集結(jié)［6］。

鑒于數(shù)據(jù)的一致性和可得性，本文不包括“其他采礦業(yè)”、“木材和竹材采運業(yè)”、“工藝品及其他制造業(yè)”和“廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)”的行業(yè)數(shù)據(jù)，最終采用中國2002—2010年34個工業(yè)行業(yè)的306個樣本數(shù)據(jù)進行分析。在檢驗過程中，為降低序列的自相性和異方差性本文分別對原始變量取自然對數(shù)進行計算，記作lntpf、lnfdi，lnscale、lntrade，變量的基本統(tǒng)計描述見表1。本文碳排放量的測算主要依據(jù)煤、石油和天然氣的相關(guān)數(shù)據(jù)。碳排放估算公式如下：

表1 經(jīng)濟變量的統(tǒng)計描述

（二）模型設定

為了測度分行業(yè)外商直接投資對中國第二產(chǎn)業(yè)制造部門碳排放量的影響，可以建立一個碳排放量與外資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之間關(guān)系的函數(shù)。利用中國2002—2010年34個工業(yè)行業(yè)的306個樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中下標i表示第i個行業(yè)，i＝1，2，…，34，為截面單元；下標t表示第t年，t＝1，2，……，9為時序期數(shù)；tpfit表示中國第二產(chǎn)業(yè)碳排放量；fdiit表示外商直接投資企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值；scaleit表示各行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值；tradeit表示各行業(yè)的外貿(mào)依存度；μit為殘差項。模型系數(shù)β1i，β2i，β3i的正負與大小反映了外商直接投資、行業(yè)規(guī)模和外貿(mào)依存度對碳排放量影響的方向與強度。

對于面板數(shù)據(jù)在回歸時要考慮固定效應模型和隨機效應模型，前者指被忽略的變量在各個時間段上對被解釋變量的影響是固定的，即截距項是固定參數(shù)；后者則指被忽略的變量在各個時間段上對被解釋的變量的影響是隨機的，即截距項是隨機的。對于選擇固定效應還是隨機效應模型，本文使用Hausman檢驗來確定。

在實證檢驗過程中，考慮到不同類型的第二產(chǎn)業(yè)制造部門具有較大的差異性，不同制造部門的外商直接投資對中國碳排放量的影響也可能不同，因此本文根據(jù)盛斌（2002）的劃分方法，把中國的第二產(chǎn)業(yè)制造部門按照要素密集程度分為五類，分別為：初級產(chǎn)品部門、勞動和資源密集制造部門、低技術(shù)制造部門、中等技術(shù)制造部門和高級技術(shù)制造部門，并進一步分析不同制造業(yè)部門的FDI對碳排放量的影響情況，具體分類如表2所示。

表2 根據(jù)國際貿(mào)易標準分類（SITC3．0）歸結(jié)的中國中間產(chǎn)品工業(yè)部門

（三）檢驗結(jié)果

1．整體制造業(yè)部門

在整體制造業(yè)部門的檢驗中，Hausman檢驗的統(tǒng)計值十分顯著，拒絕隨機效應模型的零假設，表明選擇固定效應方法更為合適，因此本文將使用固定效應模型來進行計量檢驗，估計結(jié)果如表3所示，各變量的系數(shù)估計值在5%的顯著性水平上都顯著。

表3 第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資對中國碳排放量影響的面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果可以看出：第一，從全國總體而言，外商直接投資和行業(yè)規(guī)模對我國的碳排放量的影響為正，具體而言，外商直接投資企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值每增加1%，中國的碳排放量約增加0．11%，這說明，目前外商直接投資企業(yè)確實存在“污染天堂”的現(xiàn)象，將高污染、高碳排放的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到我國；第二，行業(yè)規(guī)模對碳排放的影響系數(shù)絕對值大于外商直接投資，這表明外商直接投資企業(yè)雖然給我國帶來了一定程度的碳排放量增加，但這一影響仍小于國內(nèi)總體行業(yè)的影響，也就是說外商直接投資企業(yè)的總體技術(shù)標準仍高于國內(nèi)企業(yè)；第三，外貿(mào)依存度對中國碳排放的影響系數(shù)為負，具體而言，外貿(mào)依存度每增加1%，中國碳排放量約減少0．099%，這說明開放程度的提高有助于降低中國的碳排放量，其中可能的原因是：一方面，從出口的角度來看，根據(jù)新新貿(mào)易理論，只有生產(chǎn)率高的企業(yè)或行業(yè)才有可能夠出口，而生產(chǎn)率高的行業(yè)，其節(jié)能技術(shù)水平也相應較高；另一方面，從進口的角度來看，進口越多，其行業(yè)的競爭程度相應的也越強，相對激烈的競爭有利于企業(yè)采用更先進的技術(shù)，這也有利于行業(yè)的節(jié)能減排。

2．不同要素密集度制造部門

Hausman檢驗的結(jié)果表明：各制造部門的外商直接投資對碳排放的影響均應采用固定效應模型，估計結(jié)果如表4。

表4 不同制造部門外商直接投資對中國碳排放量影響的面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

從表4可以看出，第一，初級產(chǎn)品部門、勞動和資源密集型制造部門、低技術(shù)制造部門的外商直接投資對碳排放量影響系數(shù)為正，這一方面說明外商直接投資在傳統(tǒng)制造業(yè)部門方面，一定程度上符合“污染天堂”的假設，即外商直接投資企業(yè)將其污染較重、碳排放量較大的制造業(yè)部門轉(zhuǎn)移到我國，增加了我國的碳排放量，另一方面也表明了中國上述類型部門中本土企業(yè)和外商直接投資企業(yè)在碳減排技術(shù)水平上相差不大；第二，勞動和資源密集型制造部門的外商直接投資對碳排放量的影響系數(shù)最大，這說明目前我國第二產(chǎn)業(yè)仍處于國際分工的低端環(huán)節(jié)，中國依靠廉價的勞動力和資源承接了碳排放量較大的外商直接投資。第三，值得注意的是，高技術(shù)制造部門對碳排放量的影響系數(shù)也為正，這是由于在國際分類中屬于高技術(shù)的行業(yè)，如醫(yī)藥制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械等，在我國仍處于低端加工環(huán)節(jié)，因此產(chǎn)生了生產(chǎn)要素密集度的錯位，導致這些行業(yè)對碳排放量的增加也產(chǎn)生了較大的影響。第四，中等技術(shù)制造部門的外商直接投資對碳排放的影響系數(shù)為負，這說明這些制造部門的外商直接投資對中國的碳排放有減少的作用，這可能源于外商直接投資企業(yè)在此類制造部門上技術(shù)溢出效應更大，抵消了由于規(guī)模擴大帶來的碳排放增加量。

與外商直接投資的系數(shù)相比，除了勞動和資源密集型制造部門外，行業(yè)規(guī)模對我國碳排放量的影響系數(shù)均為正值，即行業(yè)規(guī)模越大，碳排放量也就越大。與整體的情況類似，除了勞動和資源密集型制造部門外，外貿(mào)依存度對碳排放量的影響均為負值，即擴大行業(yè)開放程度，有助于降低中國的碳排放量。

四、主要結(jié)論與對策建議

本文主要分析了中國第二產(chǎn)業(yè)的外商直接投資對碳排放量的影響。首先，選取2002—2010年的分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，運用固定效應模型對二者的相互關(guān)系進行了實證分析，結(jié)果表明：外商直接投資與中國碳排放量之間存在正向關(guān)系，碳排放量隨著外商直接投資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的增長而增加，其彈性值為0．11，這說明外商直接投資在為我國經(jīng)濟增長做出重要貢獻的同時，也帶來了大量的碳排放，對我國的環(huán)境造成不利影響；其次，按照不同要素密集度對我國第二產(chǎn)業(yè)進行了分類，并檢驗了不同類型制造部門的外商直接投資對碳排放量的影響，結(jié)果表明：初級產(chǎn)品部門、勞動和資源密集型制造部門、低技術(shù)制造部門和高等技術(shù)制造部門的外商直接投資對碳排放量影響系數(shù)為正，中等技術(shù)的外商直接投資對碳排放的影響系數(shù)為負，這說明了我國在引進外商直接投資方面存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)落后的情況。

從整體上看，外商直接投資對中國碳排放量確實產(chǎn)生了不容忽視的負面影響，從各類行業(yè)來看，不同行業(yè)的外商直接投資對碳排放量的影響有所不同［7］，因此各級政府在招商引資的同時，應該綜合考慮外商直接投資對我國經(jīng)濟增長和環(huán)境的雙重影響，在引進外商直接投資的同時，加大環(huán)境保護的力度，針對不同行業(yè)的外商直接投資情況，制定不同標準的招商引資標準，從招商“引資”轉(zhuǎn)變?yōu)檎猩獭斑x資”，調(diào)整外商直接投資的結(jié)構(gòu)，控制污染密集程度較高的外資企業(yè)進入，逐步減少碳排放量。對于部分高碳排放量的外商直接投資企業(yè)，可以通過政府引導其簽署《外商直接投資企業(yè)節(jié)能自愿協(xié)議》［8］，由企業(yè)做出承諾，政府負責監(jiān)督，以此達到促進外商直接投資企業(yè)節(jié)能減排的目的。

［1］Hoffmann R，Lee C，Ramasamy B and Yeung M．FDI And Pollution：A Granger Causality Test Using Panel Data［J］．Journal of International Development，2005（17）：311－317．

［2］Christopher Dick．Do Environmental Characteristics Influence Foreign Direct Investment Growth？A Cross－National Study，1990—2000［J］．International Journal of Comparative Sociology，2010，51（3）：192－209．

［3］李斌，彭星．中國對外貿(mào)易影響環(huán)境的碳排放效應研究——引入全球價值鏈視角的實證分析［J］．經(jīng)濟與管理研究，2011（7）：40－48．

［4］杜運蘇，張為付．中國出口貿(mào)易隱含碳排放增長及其驅(qū)動因素研究［J］．國際貿(mào)易問題，2012（3）：97－107．

［5］許廣月，宋德勇．我國出口貿(mào)易、經(jīng)濟增長與碳排放關(guān)系的實證研究［J］．國際貿(mào)易問題，2010（1）：74－79．

［6］盛斌．中國對外貿(mào)易政策的政治經(jīng)濟分析［M］．上海：上海人民出版社，2002．

［7］景躍軍，杜鵬．中日低碳技術(shù)合作現(xiàn)狀及前景探討［J］．現(xiàn)代日本經(jīng)濟，2011（3）：25－30．

［8］劉國斌，許義嬌．低碳經(jīng)濟背景下中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)節(jié)能減排困境及對策［J］．東北師大學報：哲學社會科學版，2011（5）：22－25．