摘 ? ? ? ? ? 要：文章選取了中國29個省份1998—2018年的面板數(shù)據(jù)，采用偏線性可加面板模型實(shí)證檢驗了外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長對中國二氧化碳排放的影響，并對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)以下結(jié)論：第一，外商直接投資與二氧化碳排放之間存在倒N形關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放之間存在倒U型關(guān)系;第二，能源消費(fèi)增加了二氧化碳排放，而產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)水平和貿(mào)易開放有利于二氧化碳減排;第三，對不同階段的經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資對碳排放的影響進(jìn)行了邊際效應(yīng)分析，并檢驗了不同模型的效果，為政策的制定提供了參考價值。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長;外商直接投資;碳排放;偏線性可加面板模型

在中國改革開放的40年里，外商投資取得了長足的發(fā)展，截止到2018年，中國實(shí)際使用外資金額達(dá)到了1349.7億美元，同比增長了3%（國家統(tǒng)計局，2018），伴隨著外商直接投資的引入，中國的經(jīng)濟(jì)勢頭與日俱增。然而，在我們?yōu)橥馍讨苯油顿Y與經(jīng)濟(jì)增長取得的驕人成績歡呼的同時，環(huán)境問題卻日益凸顯，成了制約中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的關(guān)鍵因素，如何在保持經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定的前提下實(shí)現(xiàn)碳減排，是中國面臨的重要問題。理清外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放的關(guān)系尤為重要，雖然已有文獻(xiàn)獨(dú)立研究了三者之間的關(guān)系，但是結(jié)論仍不一致，鑒于此，我們首次采用偏線性可加面板模型，考察外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放的非線性關(guān)系。

1.文獻(xiàn)綜述

關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放之間的關(guān)系，主要集中于考察兩者是否遵循“環(huán)境庫茨涅茨曲線”，而中國作為世界上最大的二氧化碳排放國，是否存在EKC曲線引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。Riti et al.（2017）利用中國1970-2015年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，認(rèn)為中國的經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放之間遵循EKC假說。Han et al.（2011）使用中國1981-2008年的面板數(shù)據(jù)所進(jìn)行的研究也支持了這一結(jié)論。但是，有些研究持有不同的看法，例如：Pal和Mitra（2017）的研究則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放之間沒有EKC關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者張慶宇等（2019）研究了中國改革開放40年經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)符合EKC假說。范躍民等（2019）研究了旅游收入與旅游業(yè)碳排放的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)旅游收入與碳排放強(qiáng)度符合EKC假說，與碳排放強(qiáng)度不符。不同學(xué)者得到了不同結(jié)果，甚至結(jié)果之間相沖突，一個很重要的原因就是研究方法的不同（彭水軍，2006），隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，我們?nèi)杂斜匾捎闷€性可加面板模型對其關(guān)系進(jìn)行研究。

關(guān)于外商直接投資與東道國二氧化碳排放的研究主要有兩種思路。一種是檢驗“污染天堂假說”，即考察外商直接投資是否向東道國轉(zhuǎn)移了污染密集產(chǎn)業(yè)進(jìn)而導(dǎo)致當(dāng)?shù)靥寂欧诺脑黾樱↗orgenson，2007;Acharkyya，2009），多數(shù)研究支持外商直接投資促進(jìn)了碳排放的結(jié)論。另一種則主要是驗證“波特假說”的存在性，即考察外商直接投資是否通過技術(shù)渠道提高了發(fā)展中國家的技術(shù)水平進(jìn)而導(dǎo)致當(dāng)?shù)靥寂欧诺南陆担℅rimes and Kentor，2003;Perkins and Neumayer，2009）。中國作為新興經(jīng)濟(jì)體，高速的經(jīng)濟(jì)增長一直吸引著外商直接投資的流入，外商直接投資對中國碳排放的影響也越來越受到學(xué)者們的關(guān)注，但是關(guān)于外商直接投資是否促進(jìn)了碳排放這一問題并沒有一致的結(jié)論。一些學(xué)者認(rèn)為FDI促進(jìn)了中國的碳排放，例如：Sun et al.（2017）驗證了外商直接投資對碳排放的影響，他們的結(jié)果表明，外商直接投資每增加1%，碳排放量增加0.058%。相反，Zhu et al.（2016）使用國外數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，外商直接投資抑制了二氧化碳排放。國內(nèi)學(xué)者宋德勇等（2011）認(rèn)為外商直接投資會產(chǎn)生技術(shù)外溢，在一定程度上改善了環(huán)境，彭紅楓等（2018）的也就也支持這一結(jié)論。而李子豪等（2011）進(jìn)一步研究認(rèn)為，外商直接投資會通過規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)增加二氧化碳排放。冉啟英等（2019）研究認(rèn)為外商直接投資對碳排放具有非線性門檻效應(yīng)。

通過對前人研究的回顧，我們發(fā)現(xiàn)，外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳排放影響尚存在分歧。本文將外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放納入到統(tǒng)一的研究框架當(dāng)中，理清它們的內(nèi)在聯(lián)系。有兩個方面創(chuàng)新之處：第一，首次采用偏線性可加面板模型研究外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放的關(guān)系;第二，討論了在當(dāng)前中美貿(mào)易摩擦背景下中國的外商直接投資政策，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2.模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設(shè)定

我們使用由Dietz和Rosa （1997）提出的STIRPAT模型來探討各因素對碳排放的具體影響，STIRPAT模型的具體形式如下：

[I=aPbAcTd] ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中I表示環(huán)境影響，P、A和T分別表示人口、富裕程度和技術(shù)因素a、b、c、d為未知參數(shù)。

在STIRPAT理論框架的基礎(chǔ)上，我們將外國直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的一次項及二次項引入到模型中，推導(dǎo)出改進(jìn)的STIRPAT模型，以分別確定外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放的關(guān)系，各變量對數(shù)化之后得到的模型如下所示：

[lnCO2=α+γ1lnGDP+γ2（lnGDP）2+θ1lnFDI+θ2（lnFDI）2+θ3（lnFDI）3+βZ+ε] ? （2）

其中CO2表示人均二氧化碳排放，GDP表示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，F(xiàn)DI表示外商直接投資，其他重要因素我們用Z代替，ε代表隨機(jī)誤差項，ɑ、θ、γ和β是未知參數(shù)。由于模型（2）屬于參數(shù)模型，存在著模型預(yù)先設(shè)定的偏誤，一般估計方法難以準(zhǔn)確探究外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的影響，因此，我們采用偏線性可加面板模型來探究經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資對碳排放的非線性影響。

2.2 數(shù)據(jù)說明

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和完整性，本文選取了29個省份（香港、澳門、臺灣以及西藏數(shù)據(jù)缺失，重慶市數(shù)據(jù)納入四川?。?998-2018年的面板數(shù)據(jù)。二氧化碳排放是被解釋變量，外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長是核心解釋變量，能源消費(fèi)、技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)升級和貿(mào)易開放度是控制變量，各變量統(tǒng)計性描述如表1所示。

3.實(shí)證結(jié)果

本文首先利用偏線性可加面板模型研究了經(jīng)濟(jì)增長與外商直接投資對二氧化碳排放的影響，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了邊際效應(yīng)分析，最后是穩(wěn)健性檢驗。

3.1 偏線性面板可加模型估計結(jié)果

通過偏線性可加面板模型的非線性估計，對外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放的影響變化趨勢進(jìn)行測算，結(jié)果如表2所示。

首先，由表2中經(jīng)濟(jì)增長一次項、二次項系數(shù)可知，經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳排放的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)倒U形結(jié)構(gòu)，即呈現(xiàn)出先上升后下降變化趨勢。結(jié)合中國實(shí)際情況，倒U形的關(guān)系符合中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，經(jīng)濟(jì)增長模式主要以固定資產(chǎn)投資為主，粗放式、高耗能的生產(chǎn)方式和消費(fèi)方式迅速提高了碳排放總量。近年來我國開始轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，開發(fā)新能源，對減少二氧化碳的排放產(chǎn)生了顯著影響。例如2011年之后，電力供應(yīng)中有接近半數(shù)來自新能源，使得來自能源供給的碳排放總量下降。這種產(chǎn)業(yè)格局和能源利用格局的變動是拐點(diǎn)來臨的主要原因。2013年之后，我國主要基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)量已經(jīng)接近飽和，對重化工產(chǎn)品的需求開始下降，二氧化碳排放量也隨著能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化而減少。

其次，由表2中外商直接投資一次項、二次項及三次項系數(shù)可知，外商直接投資對碳排放的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)倒N形結(jié)構(gòu)，即呈現(xiàn)出先下降后上升再下降的變化趨勢。結(jié)合實(shí)際情況來看，當(dāng)外商投資規(guī)模較小時，外商直接投資帶來了相對先進(jìn)的技術(shù)，提高了當(dāng)?shù)氐哪茉蠢眯剩瑥亩鴾p少了碳排放。由于外商投資的增多拉動了經(jīng)濟(jì)的快速增長，地方政府在提供大量優(yōu)惠政策的同時還競相降低了環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)以吸引外資流入，使得高污染、高耗能的外資企業(yè)大量涌入，使得二氧化碳排放量大幅增加。當(dāng)外商投資規(guī)模增大到一定程度時，外商投資對碳排放的貢獻(xiàn)開始迅速增大。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升和環(huán)境問題的日益凸顯，人們不再單純地追求經(jīng)濟(jì)增長的速度，轉(zhuǎn)而開始關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量，更加重視環(huán)境問題。對外資開始進(jìn)行嚴(yán)格審查，提高環(huán)境準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，從而使得外商直接投資對碳排放的貢獻(xiàn)開始下降。

表2還給出了控制變量對碳排放影響的估計結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)，能源消費(fèi)促進(jìn)了二氧化碳的排放，且在1%的顯著性水平上影響顯著，能源消費(fèi)與碳排放之間的彈性系數(shù)為0.7959，即當(dāng)其他變量保持不變時，能源消費(fèi)每增加1%，導(dǎo)致碳排放增加0.7959%;產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)擴(kuò)散和貿(mào)易開放度抑制了二氧化碳的排放，且分別在10%、5%和1%的水平上影響顯著。產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)擴(kuò)散和貿(mào)易開放度與碳排放之間的彈性系數(shù)分別為-0.0618、-0.0135和-0.0549，這意味著當(dāng)其他變量保持不變時，產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)擴(kuò)散和貿(mào)易開放度每增加1%， 二氧化碳排放量相應(yīng)減少為0.0618%、0.0135%和0.0549%。

3.2 邊際效應(yīng)分析

經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)數(shù)大于0的部分對應(yīng)倒U型曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)之前的部分，該部分的平均彈性為0.1787，這意味著當(dāng)其他條件不變時，在經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳排放存在正效應(yīng)的階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平每增加1%，碳排放相應(yīng)增加0.1787%;同樣，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平導(dǎo)數(shù)小于0的部分對應(yīng)對應(yīng)倒U型曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)之后的部分，該部分的平均彈性為-0.0309，這意味著當(dāng)其他條件不變時，在經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳排放存在負(fù)效應(yīng)的階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平每增加1%，碳排放相應(yīng)增加0.0309%;

類似的，外商直接投資導(dǎo)數(shù)第一次小于0的部分對應(yīng)著倒N型曲線第一個轉(zhuǎn)折點(diǎn)之前的部分，該部分的平均彈性為-0.0201。這意味著當(dāng)其他條件不變時，在外商直接投資對碳排放最初存在負(fù)效應(yīng)的階段，外商直接投資每增加1%，二氧化碳的排放量相應(yīng)減少0.0201%;外商直接投資導(dǎo)數(shù)大于0的部分對應(yīng)著倒N型曲線中第一個轉(zhuǎn)折點(diǎn)和第二個轉(zhuǎn)折點(diǎn)之間的部分。在該階段，外商直接投資對碳排放存在正效應(yīng)且平均彈性為0.0385，當(dāng)其他條件不變時，在外商直接投資每增加1%，二氧化碳排放量相應(yīng)增加0.0385%;外商直接投資導(dǎo)數(shù)第二次小于0的部分對應(yīng)著倒N型曲線第二個轉(zhuǎn)折點(diǎn)之后的部分，在該階段，外商直接投資又開始抑制二氧化碳的排放且平均彈性為-0.0276%，這意味著當(dāng)其他條件不變時，外商直接投資每增加1%，二氧化碳的排放量相應(yīng)減少0.0276%。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗偏線性可加面板模型估計結(jié)果的可靠性，本文對實(shí)證模型分別進(jìn)行了參數(shù)和非線性的穩(wěn)健性檢驗。

3.3.1 參數(shù)檢驗

由于經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資與二氧化碳排放之間存在著非線性關(guān)系，線性面板不能很好地擬合兩者之間關(guān)系，因此為了驗證偏線性可加面板模型的穩(wěn)健性，本部分對模型進(jìn)行重新設(shè)定，根據(jù)偏線性可加面板模型非參部分?jǐn)M合圖形的形狀，重新對變量之間的關(guān)系進(jìn)行參數(shù)檢驗，參數(shù)模型如下：

[lnCO2it=αi+γ1lnGDPit+γ2（lnGDPit）2+θ1lnFDIit+θ2（lnFDIit）2+θ3（lnFDIit）3+β1lnEit+β2lnTit +β3lnSit+β4lnTRit+eit] ? ? ?（3）

各變量定義與前文相同。同樣采用混合回歸、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，并進(jìn)行了面板F檢驗和豪斯曼檢驗，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表3所示。

根據(jù)表3結(jié)果，豪斯曼假案和F檢驗結(jié)果均強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，所以我們選擇固定效應(yīng)來檢驗偏線性可加面板模型的穩(wěn)健性，由上表各變量的估計結(jié)果可知：第一，經(jīng)濟(jì)增長的一次項和平方項對碳排放的影響分別在1%和5%的水平上顯著，且一次項的系數(shù)為正，二次項的系數(shù)為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的影響基本符合倒U形結(jié)構(gòu);第二，外商直接投資的一次項、平方項和三次項對碳排放的影響也分別在10%、5%和1%的水平上顯著，且一次項的系數(shù)為負(fù)，二次項的系數(shù)為正，三次項系數(shù)為負(fù)，說明外商直接投資對碳排放的影響基本符合倒N形結(jié)構(gòu);第三，控制變量的系數(shù)估計結(jié)果無論是大小、方向還是顯著性水平都與偏線性可加面板模型的估計結(jié)果基本保持一致。綜上所述，本部分通過參數(shù)檢驗進(jìn)一步驗證了偏線性可加面板模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.3.2 非線性檢驗

為了進(jìn)一步驗證偏線性可加面板模型的擬合效果是否最優(yōu)，本部分通過多項式設(shè)定又對經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資與碳排放之間的關(guān)系進(jìn)行了非線性檢驗，并通過AIC準(zhǔn)則來判斷不同模型的擬合效果，具體的非線性檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

[lnCO2it=αi+γ1lnGDPit+γ2（lnGDPit）2+β1lnEit+β2lnT it+β3lnSit+β4lnTRit+eit] ? ? ? （4）

[lnCO2it=αi+θ1lnFDIit+θ2（lnFDIit）2+θ3（lnFDIit）3+β1lnEit+β2lnT it+β3lnSit+β4lnTRit+eit] ? ? ? ? ?（5）

各變量定義與前文相同。AIC指數(shù)的計算方式：

[AIC=-2logL∧C+2df] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （6）

LC為模型的均方差，df為模型的自由度，AIC指數(shù)越小，表示模型的擬合效果越好。經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資的非線性檢驗結(jié)果及其AIC指數(shù)見表4。

由表4可知，首先，模型（4）的多項式系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著，且模型的一次項系數(shù)為正、二次項系數(shù)為負(fù)，故模型（4）很好地擬合了經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的倒U形關(guān)系;其次，模型（5）的多項式系數(shù)也分別在5%、1%和5%的水平上顯著，且模型一次項系數(shù)為負(fù)、二次項系數(shù)為正，三次項系數(shù)為負(fù)，模型（5）很好地擬合了外商直接投資與碳排放之間的倒N形關(guān)系;最后，在碳排放的估計模型中，模型（3）（4）和（5）的AIC指數(shù)均大于模型（2），故模型（2）的估計結(jié)果更穩(wěn)健。綜上所述，非線性檢驗再次驗證了偏線性可加面板模型估計結(jié)果的最優(yōu)性和穩(wěn)健性。

4.結(jié)論及建議

本文選取1998-2018年中國29個省份的面板數(shù)據(jù)，使用偏線性可加面板模型探究了外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳排放的影響，進(jìn)行了邊際效應(yīng)分析，為了進(jìn)一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了參數(shù)檢驗和非線性檢驗，得出如下結(jié)論：

第一，經(jīng)濟(jì)增長和碳排放之間存在著倒U形關(guān)系，驗證了EKC假說。這一結(jié)果可以用中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段來解釋，在經(jīng)濟(jì)快速增長的早期階段，大量的固定資產(chǎn)投資和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需要大量的原材料，它們需要消耗能源并排放大量的二氧化碳，這種能源密集型的經(jīng)濟(jì)增長模式導(dǎo)致了二氧化碳排放量的迅速增加。隨著日益嚴(yán)峻的環(huán)境形勢，中國已經(jīng)開始轉(zhuǎn)變其經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，開發(fā)新能源，這對減少二氧化碳排放具有重大影響。

第二，不同于以往研究，本文發(fā)現(xiàn)外商直接投資與碳排放之間存在著倒N形關(guān)系。當(dāng)外商直接投資水平較低時，外商直接投資的進(jìn)入帶來了先進(jìn)的技術(shù)，提高了能源利用率，降低了碳排放;當(dāng)外商直接投資達(dá)到某一固定值之后， 各地政府看到了外商直接投資對經(jīng)濟(jì)的刺激作用，競相降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)以吸引外資，導(dǎo)致高耗能污染性的外資企業(yè)大量涌入，加劇了二氧化碳排放。隨著生活水平的提高和環(huán)境問題的嚴(yán)峻，各地政府逐漸開始提高環(huán)境準(zhǔn)入門檻，嚴(yán)格審查，外商直接投資對碳排放的貢獻(xiàn)開始減弱。

第三，能源消費(fèi)對碳排放存在著正向促進(jìn)作用，而產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)擴(kuò)散和貿(mào)易開放度對碳排放存在抑制作用。

基于以上結(jié)論，給出以下建議：

第一，完善外商直接投資進(jìn)入政策，優(yōu)化外資利用水平，強(qiáng)化外商直接投資的技術(shù)效應(yīng)，以達(dá)到二氧化碳減排的目的。首先，要實(shí)行產(chǎn)業(yè)準(zhǔn)入限制政策，對外商直接投資有選擇地引入，規(guī)避外資中粗放式、高耗能的生產(chǎn)技術(shù)，吸收外資中清潔高效先進(jìn)的能源技術(shù)。其次，導(dǎo)外資進(jìn)入生態(tài)安全、環(huán)保節(jié)能的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，利用外資完成對國內(nèi)現(xiàn)有高污染高能耗企業(yè)的改造升級。

第二，加強(qiáng)宏觀領(lǐng)域的調(diào)控，利用適當(dāng)?shù)恼咭龑?dǎo)外商促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高效能增長，以跨越庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)。當(dāng)前，中國正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時期，各個省份應(yīng)當(dāng)積極出臺相應(yīng)政策，引導(dǎo)資金流向低碳技術(shù)科創(chuàng)板塊，培育節(jié)能環(huán)保的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，由過去生產(chǎn)“低附加值，高耗能”產(chǎn)品向生產(chǎn)“高附加值，低耗能”產(chǎn)品轉(zhuǎn)變。

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作者簡介：

王蕾（1995.7- ?），女，漢族，山西晉城人，北京化工大學(xué)馬克思主義學(xué)院，碩士研究生，生態(tài)文明建設(shè)和可持續(xù)發(fā)展研究。