寇紫峰，許 贏，陽思博

（1.上海立信會計(jì)金融學(xué)院統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，上海201209；2.上海立信會計(jì)金融學(xué)院金融科技學(xué)院，上海201209；3.上海立信會計(jì)金融學(xué)院國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，上海201209）

一、引言

十九大報(bào)告明確提出，我國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)從高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，高質(zhì)量發(fā)展的重要一環(huán)就是綠色發(fā)展。2019年3月15日，第十三屆全國人民代表大會第二次會議表決通過《中華人民共和國外商投資法》。該法案可以更好地保護(hù)外商在我國投資的合法權(quán)益，這將大大增強(qiáng)中國市場對外資的吸引力，也可充分彰顯我國擴(kuò)大對外開放、積極引進(jìn)外商投資的決心及信念。但在外商投資拉動?xùn)|道國經(jīng)濟(jì)的同時，也可能帶來污染轉(zhuǎn)移問題，關(guān)于環(huán)境污染與引入外商直接投資（FDI）矛盾的研究，已經(jīng)被愈來愈多的學(xué)者所重視。目前，主要通過“污染天堂”和“污染光環(huán)”兩個對立假說進(jìn)行解釋?！拔廴咎焯谩奔僬f是指由于被投資國環(huán)境規(guī)制較寬松且人力成本較低，會吸引來自較嚴(yán)格環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)國家的投資，導(dǎo)致東道國環(huán)境惡化?！拔廴竟猸h(huán)”假說則認(rèn)為，在不同發(fā)展水平的國家或地區(qū)，外商直接投資并不一定會導(dǎo)致環(huán)境污染更加嚴(yán)重，為了在競爭中戰(zhàn)勝東道國的本土企業(yè)，外商投資企業(yè)會引入高新技術(shù)；FDI 不僅直接促進(jìn)東道國的經(jīng)濟(jì)增長，且能通過“溢出效應(yīng)”提升東道國整體技術(shù)水平，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)資源投入和要素投入的節(jié)約，提高環(huán)境質(zhì)量。環(huán)境污染水平隨FDI的增加而加重，到達(dá)一個臨界值之后，環(huán)境污染水平會隨FDI 增長而下降，因此FDI 最終會減輕環(huán)境污染，持這種觀點(diǎn)的主要有孫淑琴和何青青（2018）以及楊子暉和田磊（2017）。

二、文獻(xiàn)綜述

格蘭杰因果關(guān)系是一種對時間序列數(shù)據(jù)間相互影響關(guān)系的刻畫，常被用于分析經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)間的相互關(guān)系和影響機(jī)制。針對環(huán)境污染與FDI 格蘭杰因果關(guān)系的研究，目前主要集中在以下幾方面：Hoffmann 等（2005）研究了東道國發(fā)展水平對FDI與環(huán)境污染的影響，認(rèn)為低收入國家存在CO2到FDI的格蘭杰因果關(guān)系，中等收入國家則相反；楊永華（2010）研究認(rèn)為中國的FDI與環(huán)境污染構(gòu)成雙向因果的循環(huán)關(guān)系，若不加以合理引導(dǎo)，會對生態(tài)環(huán)境造成威脅；黃慶波和趙忠秀（2011）以外商主要投資的制造業(yè)為研究對象，得出外商向中國投資制造行業(yè)是廢氣及固體廢棄物增加的格蘭杰原因。

“污染光環(huán)”與“污染天堂”假說，一直以來都是學(xué)者們討論的焦點(diǎn)。自Copeland和Taylor（1994）提出“污染天堂”假說之后，很多學(xué)者對此進(jìn)行了研究。He（2006）構(gòu)建基于面板數(shù)據(jù)的模型對中國29個省級地區(qū)工業(yè)SO2的排放量進(jìn)行測算，發(fā)現(xiàn)FDI 引起經(jīng)濟(jì)增長和成分轉(zhuǎn)化所造成的排放增加大于FDI對加強(qiáng)環(huán)境監(jiān)管所帶來的減排效果，為“污染天堂”假說提供了令人信服的證據(jù)。然而，Liang（2006）在研究中國260個城市數(shù)據(jù)之后得出了截然相反的結(jié)論，并指出外商投資企業(yè)有可能會擠出污染程度較高的本土企業(yè)。

蘇振東和周瑋慶（2010）研究認(rèn)為FDI與我國污染情況明顯正相關(guān)，就整體而言，F(xiàn)DI 每增加1%，環(huán)境污染程度提高0.035%。包群等（2010）考慮了FDI與環(huán)境污染的非線性相關(guān)情況，證實(shí)FDI與環(huán)境污染倒U型關(guān)系的存在，但由于區(qū)域發(fā)展失衡，大陸地區(qū)FDI 遠(yuǎn)未達(dá)到臨界點(diǎn)。李子豪和劉輝煌（2011）利用30個省級地區(qū)2000—2008年數(shù)據(jù)研究中國碳排放，認(rèn)為FDI對碳排放具有正向影響，并具有一定的滯后效應(yīng)。秦曉麗和于文超（2016）基于空間面板數(shù)據(jù)的SLM模型和SEM模型，發(fā)現(xiàn)“污染天堂”假說并不成立，相反能夠改善地區(qū)環(huán)境質(zhì)量；除此之外產(chǎn)出與環(huán)境污染呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，且存在技術(shù)溢出。彭紅楓和華雨（2018）依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異將中國劃分為中、東、西部地區(qū)，并將FDI和GDP 分兩個時間段依次與碳排放進(jìn)行回歸分析，實(shí)證結(jié)果顯示，F(xiàn)DI 碳減排及GDP 碳增排效應(yīng)在三個地區(qū)均存在，GDP 碳增排效應(yīng)在東、中、西部地區(qū)顯著，但FDI 碳減排效應(yīng)在中、西部地區(qū)不顯著。

FDI對碳排放的影響，主要體現(xiàn)在規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)（Grossman和Krueger，1991），這三個效應(yīng)分別指：產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大會加重環(huán)境負(fù)擔(dān)；FDI 流向第二產(chǎn)業(yè)還是第三產(chǎn)業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不同；內(nèi)資企業(yè)對高新技術(shù)的模仿學(xué)習(xí)，通過更新技術(shù)從而減少污染。中國的現(xiàn)狀究竟如何，目前在學(xué)術(shù)界并無明確定論。但很顯然，我國希望能夠引入更多高質(zhì)量的外商投資，通過溢出效應(yīng)、擠出效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)（鄧玉萍和許和連，2016；孫淑琴和何青青，2018；楊樹旺等，2012），達(dá)到刺激經(jīng)濟(jì)的目的，同時減輕環(huán)境污染，從而實(shí)現(xiàn)雙贏。

環(huán)境污染與FDI的相互作用主要體現(xiàn)在兩方面：一方面，環(huán)境規(guī)制過嚴(yán)，會導(dǎo)致企業(yè)成本大幅上升，外商投資積極性下降；另一方面，許多發(fā)展中國家在經(jīng)濟(jì)增長動機(jī)驅(qū)使下，忽視環(huán)境污染，引入良莠不齊的外商直接投資（Cetin 等，2018）。“污染天堂”和“污染光環(huán)”假說都假設(shè)外商投資企業(yè)對環(huán)境規(guī)制敏感，環(huán)境規(guī)制的提高會使外資企業(yè)更改投資對象。根據(jù)“污染天堂”的設(shè)想，環(huán)境污染與FDI之間應(yīng)該存在雙向因果關(guān)系（Yildirim，2014）。Mutafoglu（2012），以及Pao和Tsai（2011）認(rèn)為若環(huán)境污染是FDI的格蘭杰原因，低環(huán)境規(guī)制會導(dǎo)致外資進(jìn)一步流入，支持“污染天堂”假說，若外商直接投資是污染的格蘭杰原因，則支持“污染光環(huán)”假說。

研究中國外商直接投資與CO2因果的傳導(dǎo)方向結(jié)論中存在矛盾（Hoffmann 等，2005；王麗萍和李淑琴，2018；熊美珍和祝樹金，2007），且研究碳排放與外商投資之間的關(guān)系仍存在著諸多不足。首先，由于國家統(tǒng)計(jì)局未直接公布中國碳排放數(shù)據(jù)，在測算中國碳排放數(shù)據(jù)時，大多通過《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》的煤、石油、天然氣使用量乘以IPCC（Intergovernmental Panel on Climate Change）提供的碳排放因子得出（彭紅楓和華雨，2018；宋德勇和易艷春，2011），而該因子是西方國家的平均值，在中國使用并不準(zhǔn)確（Shan 等，2018；Tong 等，2015）。此外，近些年相關(guān)研究僅以中國東、中、西部三大區(qū)域?yàn)檠芯繉ο?，缺少對單?dú)省份數(shù)據(jù)的具體分析，不能體現(xiàn)各省份的具體情況，無法得出更進(jìn)一步的結(jié)論。

本文運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法研究面板數(shù)據(jù)，揭示變量間的因果傳導(dǎo)機(jī)制，結(jié)合分段檢驗(yàn)的結(jié)果，進(jìn)行聚類分析。相較于之前學(xué)者所做的研究，本文做出的邊際貢獻(xiàn)在于：利用中國碳排放數(shù)據(jù)庫（CEADs）提供的數(shù)據(jù)以及在個體固定效應(yīng)的前提下處理面板數(shù)據(jù)，得出了截然不同的結(jié)論。本文利用Hoffmann 等（2005）提供的檢驗(yàn)方法，得到了FDI與環(huán)境污染的直接因果關(guān)系，不存在中間傳導(dǎo)過程。這為以FDI和CO2關(guān)系為對象的研究提供有力證據(jù)支持。

三、模型設(shè)定

（一）面板格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)方法由格蘭杰于1969年提出（Granger，1969），該方法多運(yùn)用于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中變量影響傳導(dǎo)機(jī)制的探究。但大多應(yīng)用均基于時間序列數(shù)據(jù)，當(dāng)數(shù)據(jù)類型拓展到面板數(shù)據(jù)時，由于單個面板所含不同截面間的同質(zhì)或異質(zhì)關(guān)系，面板與面板之間的因果關(guān)系將取決于截面與截面間的因果關(guān)系。面板數(shù)據(jù)是一種同時包含截面數(shù)據(jù)與時間序列數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)類型。與時間序列數(shù)據(jù)相比，面板數(shù)據(jù)能提供更加有價值的數(shù)據(jù)信息，且面板數(shù)據(jù)可增加變量間的變異性，削弱變量間的共線性。

2003年，Granger 又指出，檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)間的因果關(guān)系旨在檢驗(yàn)全體截面間是否存在一一對應(yīng)的因果關(guān)系，顯然這是一個較強(qiáng)的假設(shè)。據(jù)此，本文采用Dumitrescu和Hurlin（2012）提出的基于截面Wald 統(tǒng)計(jì)量的面板格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，綜合分析截面間關(guān)系與面板間關(guān)系的聯(lián)系，更為準(zhǔn)確地解釋是否存在面板數(shù)據(jù)間的因果關(guān)系。

在此，定義兩組面板數(shù)據(jù)x=（xi，-K，…，xi，0）′與y=（yi，-K，…，yi，0）′。其中，xi，t與yi，t均為已知觀測值。yit表示第i個截面在t 時刻的變量y的取值?？傻米曰貧w模型：

其中，K表示滯后階的個數(shù)，αi表示各截面的固定效應(yīng)截距項(xiàng)。假設(shè)滯后階數(shù)K對面板所有截面都相同，且面板平衡。此外，自回歸系數(shù)γi（k）和βi（k）與時間t無關(guān)，且在不同截面上允許存在差異。在固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上，同時做如下假設(shè)條件：

假設(shè)一：各個截面的擾動項(xiàng)εi，t對不同的時間t是相互獨(dú)立的，且均服從均值為0的正態(tài)分布。此外，還假定同一截面不同時間t存在有限異方差，即

假設(shè)二：不同截面的擾動項(xiàng)εi=（εi，1，…，εi，T）′是相互獨(dú)立的，即E（εi，t，εj，s）=0，其中，i≠j。

假設(shè)三：對各截面的變量xi=（xi，1），…，xi，T）′與yi=（yi，1），…，yi，T）′都存在有限的方差，即E（x2i，t）<∞與E（y2i，t）<∞；且E（xi，txj，z）、E（yi，tyj，z）與E（yi，txj，z）僅是關(guān)于t-z的函數(shù)，即E（yi，t）和E（yi，t）均與t 相互獨(dú)立。

由兩個變量所組成的面板混合自回歸模型構(gòu)成格蘭杰因果檢驗(yàn)的基本框架。如果是基于時間序列數(shù)據(jù)的因果關(guān)系檢驗(yàn)，問題的重心主要落在對回歸系數(shù)βi的檢驗(yàn)；如果是基于面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)，則需要重點(diǎn)考慮各截面之間的異質(zhì)性。

顯然，若變量x與y之間存在同質(zhì)性，則此面板混合自回歸模型將不能用于因果關(guān)系的檢驗(yàn)。因此，本文將主要通過對自回歸異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)而對因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

結(jié)合以上論述，得出格蘭杰因果檢驗(yàn)的原假設(shè)和備擇假設(shè)：

其中，βi=（βi（1），…，βγi（k））′表示混合回歸系數(shù)。在此，原假設(shè)中βi均為0表示x 不是造成y的格蘭杰因果，即在x對y的方向上不存在因果關(guān)系的傳導(dǎo)機(jī)制；在備擇假設(shè)中，βi部分不為0 則表明x對y方向上存在因果關(guān)系。其中，N1是一個介于0和N的未知數(shù)，當(dāng)N1=N的時候，所有截面所對應(yīng)的回歸系數(shù)均為0，表明面板中不存在截面使得x與y之間存在因果傳導(dǎo)機(jī)制；當(dāng)N1=0 時，即表示所有截面均存在因果關(guān)系。在此，允許有N1個截面上不存在因果關(guān)系，即在N～N1個截面上存在因果關(guān)系，此時0≤N1/N<1。這樣的檢驗(yàn)方法與Pasaran 等（1995）所描述的單位根檢驗(yàn)中的一些步驟相類似。若結(jié)果接受原假設(shè)，則表示x與y之間在所有的截面上均不存在因果關(guān)系；且當(dāng)N1>0 時，因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果顯然是異質(zhì)性的?；诖思僭O(shè)檢驗(yàn)，可以得出一個齊次的結(jié)果，即確定面板數(shù)據(jù)整體上的因果關(guān)系機(jī)制。

基于此，本文選擇不同截面的Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的平均水平來表征假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果。定義表征平均水平的Wald 統(tǒng)計(jì)量WNH，Tnc為：

其中，Wi，T表示的是第i個截面數(shù)據(jù)的Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，且單個Wald 統(tǒng)計(jì)量Wi，T也與單個截面的回歸系數(shù)βi相關(guān)聯(lián)。據(jù)此，可對原假設(shè)βi=0 進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)Hurlin（2005）的研究成果可知，在T 趨于無窮的時候，Wi，T漸進(jìn)服從于自由度為K的卡方分布，即：

因此，當(dāng)N也趨于無窮大時，由Lindberg-Levy中心極限定理可推導(dǎo)出WNH，Tnc的漸進(jìn)分布：

其中，T，N→∞表示先T→∞，后N→∞。對于大樣本T和長面板N，若WNH，Tnc大于顯著性水平α所對應(yīng)的拒絕域臨界值，則拒絕原假設(shè)Hnc，即認(rèn)為在給定的變量x與y之間存在因果關(guān)系。這樣的大樣本前提下的漸進(jìn)分布在小樣本情況下仍有較好的功效，這在Hurlin（2005）的研究成果中運(yùn)用蒙特卡洛模擬方法時已得到驗(yàn)證。

（二）多元時間序列的聚類分析

當(dāng)影響時間序列｛Xt：t∈T｝的因素大于1 時，這類時間序列被稱為多變量時間序列，也稱為多元時間序列（Multivariable Time Series，簡稱為MTS）。MTS數(shù)據(jù)具有樣本容量大、維度高、數(shù)據(jù)更新快等特點(diǎn)，若直接運(yùn)用傳統(tǒng)方法進(jìn)行聚類往往效率較低。因此，本文先對MTS數(shù)據(jù)運(yùn)用主成分分析進(jìn)行降維，之后采用K中值算法（Kmedoids）進(jìn)行聚類。相比于K 均值算法，K中值算法受到簇的噪聲和邊緣值的影響更小，因此更加能提升聚類分析的精度（程靜等，2016）。

MTS數(shù)據(jù)的變量眾多，且每個變量都會提供一定的樣本信息，從而在所提供的信息中有一定程度的重合，因此，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行降維處理，一方面可以簡化原始數(shù)據(jù)，另一方面也可以增加分析效率。主成分分析降維的原理在于通過向量的正交變換，將一組本來相關(guān)的變量轉(zhuǎn)化為線性無關(guān)的變量，從而達(dá)到降維的目的。其幾何意義表示為坐標(biāo)軸的旋轉(zhuǎn)與平移。

鑒于時間序列數(shù)據(jù)的特性，其相似度的計(jì)算問題往往較為復(fù)雜。因此，在時間序列間的距離度量問題中，本文選擇結(jié)合其自身相關(guān)性而改進(jìn)的CORT算法。Montero和Vilar（2014）在CORT算法中，兩個時間序列的相似性由滯后一階的時間相關(guān)系數(shù)度量，其表達(dá)式為：

CORT（XT，YT）的值越大，表示兩個時間序列每時刻的變化率方向與大小越相似。因此，兩個時間序列的CORT 距離可以寫作：

其中，φk（u）是一個指數(shù)調(diào)整函數(shù)，其表達(dá)式為：

d（XT，YT）是傳統(tǒng)的距離，如歐氏距離等，在距離的選擇中，本文選用Berndt和Clifford（1994）提出的DWT 距離方法，其目的在于尋找兩個序列間的映射R=[（Xa1，Yb1），…，（Xam，Ybm）]，其中，ai，bj∈｛1，…，T｝，并且度量每對映射中兩個時刻屬性的距離，并使其達(dá)到最小，即：

在得出任意兩個時間序列的CORT 距離后，便可采用K中值聚類的方法進(jìn)行聚類，并分析所得結(jié)果。

四、樣本選取與實(shí)證分析

（一）樣本選取

本文參考Hoffmann 等（2005）選用碳排放量作為環(huán)境污染指標(biāo)，使用的CO2排放量數(shù)據(jù)來自中國碳排放數(shù)據(jù)庫（CEADs），該數(shù)據(jù)綜合考慮了中國的煤炭含碳量較低的特點(diǎn)，以及“使用開采量代替使用量”更能避免統(tǒng)計(jì)不全面和“調(diào)整”的問題，重新測量了中國的碳排放數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)與之前文獻(xiàn)所使用的數(shù)據(jù)相比，更具代表性。少量缺失值運(yùn)用指數(shù)平滑法進(jìn)行處理，西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)大量缺失，不納入所選樣本。FDI數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，外商直接投資以美元記，參考楊萬平和袁曉玲（2008）、彭紅楓和華雨（2018）文章的處理方法，用人民幣兌美元平均匯率折算為人民幣，并利用CPI 進(jìn)行處理。

考慮到FDI數(shù)據(jù)不平穩(wěn)的特性，對FDI和CO2數(shù)據(jù)做了對數(shù)差分處理。

（二）實(shí)證分析

1.變量描述統(tǒng)計(jì)

結(jié)合1997—2015年全國（除西藏和港澳臺地區(qū)，下同）CO2與FDI數(shù)據(jù)，分別計(jì)算各省份兩個指標(biāo)的時間序列的描述性統(tǒng)計(jì)量，如表1所示。從表1可以看出，各省份在同一指標(biāo)間存在不同差距。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1（續(xù)）

2.格蘭杰因果檢驗(yàn)

若使用不平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，因此在分析數(shù)據(jù)前對FDI與CO2數(shù)據(jù)進(jìn)行LLC檢驗(yàn)用以檢驗(yàn)其數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。從表2可以看出，CO2原數(shù)據(jù)面板平穩(wěn)，F(xiàn)DI 原數(shù)據(jù)面板不平穩(wěn)，一階差分后平穩(wěn)，這表明FDI與CO2一階單整。由于FDI與CO2之間存在單位根，因此需進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)以判斷數(shù)據(jù)間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

表2 單位根檢驗(yàn)

用Pedroni檢驗(yàn)來檢驗(yàn)FDI與CO2之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。可以看出，三個統(tǒng)計(jì)量均拒絕原假設(shè)，因此可認(rèn)為在5%顯著性水平下，F(xiàn)DI與CO2之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)

在因果檢驗(yàn)中，依據(jù)面板自回歸模型的不同滯后階，進(jìn)行三組因果檢驗(yàn)。其中，K=1表示短期效應(yīng)，K=2表示中期效應(yīng)，K=3表示長期效應(yīng)。所得到的分析結(jié)果如表4所示。

表4 全國格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果分類

由表4可以得出全國及各省份因果檢驗(yàn)的結(jié)果：

（1）全國總體上在長、短期CO2與FDI存在雙向因果，在中期僅存在FDI→CO2因果關(guān)系。且多數(shù)省份的傳導(dǎo)機(jī)制為FDI 導(dǎo)致CO2變化，但是仍有近三分之二的省份在中、短期雙向無因果。

（2）在長、短、中期都存在FDI→CO2因果關(guān)系的省份有天津、內(nèi)蒙古、江西和浙江。

（3）在中、短期存在CO2→FDI因果關(guān)系的省份有甘肅。

（4）在中、長期存在FDI→CO2因果關(guān)系的省份有湖南，存在CO2→FDI因果關(guān)系的省份有陜西。

（5）在滯后階不同時，因果關(guān)系方向發(fā)生反轉(zhuǎn)的省份有吉林（先CO2→FDI，后FDI→CO2）、山東（先FDI→CO2，后CO2→FDI）。這兩個省份的FDI與CO2可能存在螺旋促進(jìn)關(guān)系，因果關(guān)系的起點(diǎn)不同，但結(jié)果可能具有相似性。

（6）云南省僅在長期表現(xiàn)為雙向因果，此前無因果。

3.分段格蘭杰因果檢驗(yàn)

2006年頒布的“十一五”綱要，明確指出了中國的能耗要求。根據(jù)《BP能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國在2007年成為世界第一大碳排放國，且2005—2007年，中國對環(huán)境保護(hù)的政策力度大大提升（張國興等，2014）。因此，以2006年為界進(jìn)行分段格蘭杰因果檢驗(yàn)。結(jié)果表明，在2006年前后，部分省份在FDI和CO2因果關(guān)系方向上存在改變，詳見表5。

表5 分段格蘭杰因果檢驗(yàn)

圖1 時間序列曲線

基于各省份FDI與碳排放數(shù)據(jù)構(gòu)成的MTS數(shù)據(jù)，選取2006年前后因果關(guān)系發(fā)生改變（如之前存在因果關(guān)系，之后不存在）的18個省份，進(jìn)行多元時間序列聚類分析。得出結(jié)果分為兩類：一是江西、海南、廣西、云南、甘肅、寧夏，聚類中心為云南。這些省份多為中西部較不發(fā)達(dá)省份，F(xiàn)DI和CO2總量明顯較少，且變化小。江西省在斷點(diǎn)前存在因果關(guān)系，之后消失。其余各省均在斷點(diǎn)后突變出現(xiàn)格蘭杰因果關(guān)系。這可能與江西在FDI 總量上明顯高于其他省份，在該類中排名第一相關(guān)。二是天津、浙江、遼寧、福建、山東、陜西、河南、河北、上海、湖南、廣東、四川，聚類中心為山東，這些省份多為沿海省市，除遼寧、河南外經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)。其中，位于聚類中心的時間序列表示其序列走勢能夠較好地?cái)M合該類別中時間序列的共性走勢情況，較具有代表性。時間序列曲線見圖1。

五、結(jié)論

本文結(jié)合固定效應(yīng)面板格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃投嘣獣r間序列聚類分析研究中國內(nèi)地30個省級行政單位FDI和碳排放的動態(tài)躍遷過程及其直接因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)中國在2006年前后因果關(guān)系發(fā)生改變的省份可以被分成兩類：一類多數(shù)為中西部較不發(fā)達(dá)省份，這些省份在2006 前大多沒有出現(xiàn)CO2與FDI的因果關(guān)系，在2006年后才出現(xiàn)；另一類則多為東部發(fā)達(dá)省份，這些省份的突變沒有表現(xiàn)出特殊規(guī)律。

環(huán)境污染與外國直接投資之間必然存在著因果聯(lián)系，但兩者在不同動態(tài)遷躍過程中，是否存在直接因果關(guān)系并無具體論證。因此，本文從面板數(shù)據(jù)角度出發(fā)，通過固定效應(yīng)面板格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃投嘣獣r間序列聚類分析，深度探討了FDI與環(huán)境污染動態(tài)遷躍及其直接因果關(guān)系傳導(dǎo)機(jī)制。參考之前學(xué)者的研究，本文對因果關(guān)系傳導(dǎo)機(jī)制的解讀為：FDI 流入會直接導(dǎo)致CO2上升或下降，此為“污染光環(huán)”或“污染天堂”假說。當(dāng)FDI 流入超過臨界點(diǎn)之后，政府會提高環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，限制重污染FDI的流入，CO2排放量下降。政府提高環(huán)境規(guī)制水平，則可以解釋CO2對FDI的影響。而外資為了在與本土企業(yè)的競爭中占據(jù)優(yōu)勢，或多或少都會使用更先進(jìn)的技術(shù)，造成更少的污染，這些技術(shù)通過溢出效應(yīng)流出，是FDI對CO2的作用機(jī)制。但要驗(yàn)證東道國究竟是“污染天堂”還是“污染光環(huán)”則需要利用回歸模型進(jìn)一步檢驗(yàn)。

本文將長期影響解讀為：FDI與CO2存在積累，針對存在長期影響的省份，不能只關(guān)注短期FDI與CO2的變化，需要考慮政府政策的實(shí)施存在滯后性。若僅存在短期因果：一是考慮政策更新頻率較快，不能長久執(zhí)行；二是考慮政策執(zhí)行效率不佳，對碳排放或者FDI 反應(yīng)有限，需要因地制宜，提升政策效率。

中國地方政府出于政績要求，招商引資促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)的激勵往往要大于為保護(hù)環(huán)境而限制外資流入的激勵，這可能導(dǎo)致了污染型外商直接投資流入，出現(xiàn)FDI與碳排放同時上升的情況。但如果污染一旦超過環(huán)境所能承受的臨界點(diǎn)，環(huán)境治理成本很有可能遠(yuǎn)超外商投資對地方經(jīng)濟(jì)的正面影響。這警示引入外商投資要審慎，不能只在乎短期利益，更要放眼未來。

綜上，我國應(yīng)積極完善立法，積極與國際社會開展關(guān)于FDI與環(huán)境問題的討論和談判，堅(jiān)定、明確地展現(xiàn)我國保護(hù)環(huán)境的立場，為包括我國在內(nèi)的中等收入國家爭取合理、合法的權(quán)益。同時，鼓勵地方工業(yè)，特別是外商投資企業(yè)，用綠色技術(shù)取代可能導(dǎo)致污染的技術(shù)，適度給予稅收減免等激勵措施，激勵各行業(yè)積極實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。