向 宇

四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610000

代沁雯

四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610000

西南財(cái)經(jīng)大學(xué)《財(cái)經(jīng)科學(xué)》編輯部，四川 成都 610000

一、問題提出

全球自然災(zāi)害頻發(fā)的客觀事實(shí)已經(jīng)證明過去工業(yè)化國(guó)家“先污染、后治理”的粗放模式不可持續(xù)，但作為世界最大發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)依然需要足夠的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為保障社會(huì)發(fā)展的重要前提。因此，面對(duì)資源約束趨緊、環(huán)境污染嚴(yán)重、生態(tài)系統(tǒng)退化的嚴(yán)峻形勢(shì)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)迫切需要化解粗放發(fā)展帶來的生態(tài)危機(jī)，并以此激勵(lì)經(jīng)濟(jì)、環(huán)境、資源三位一體的可持續(xù)發(fā)展。2020年9月，習(xí)近平在第七十五屆聯(lián)合國(guó)大會(huì)一般性辯論上向世界承諾，“中國(guó)將提高國(guó)家自主貢獻(xiàn)力度，采取更加有力的政策和措施，二氧化碳排放力爭(zhēng)于2030年前達(dá)到峰值，努力爭(zhēng)取2060年前實(shí)現(xiàn)碳中和”。這一莊嚴(yán)承諾既體現(xiàn)了世界第二大經(jīng)濟(jì)體的大國(guó)擔(dān)當(dāng)，也對(duì)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展提出新的挑戰(zhàn)。

當(dāng)前，中國(guó)生態(tài)文明建設(shè)進(jìn)入以降碳為重點(diǎn)戰(zhàn)略方向、推動(dòng)減污降碳協(xié)同增效、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型和實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量改善由量變到質(zhì)變的關(guān)鍵時(shí)期，全社會(huì)的生產(chǎn)方式和生活方式正在經(jīng)歷重大變革。理論研究主要從“碳中和、碳達(dá)峰”的具體實(shí)現(xiàn)路徑和政策優(yōu)化(胡鞍鋼，2021[1]；平新喬等，2020[2])以及影響碳排放、碳效率的經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素等方面展開。學(xué)者們嘗試尋求經(jīng)濟(jì)對(duì)環(huán)境的內(nèi)在影響機(jī)制并提出政策建議推動(dòng)綠色發(fā)展，主要的影響因素包含人均收入水平、人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、城市化水平、交通工具、環(huán)境規(guī)制、金融政策和對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易等，體現(xiàn)了從國(guó)內(nèi)因素到國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)的研究脈絡(luò)。

實(shí)行高水平對(duì)外開放，開拓合作共贏新局面是中國(guó)“十四五”規(guī)劃和2035年愿景目標(biāo)的重要建議內(nèi)容。在此背景下，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的碳減排效更加值得深入研究。無論是割裂IFDI和OFDI各自對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響，還是將雙向FDI納入同一分析框架考察兩者相互的調(diào)節(jié)效應(yīng)，現(xiàn)有針對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)環(huán)境效應(yīng)的研究都未達(dá)成一致結(jié)論。首先，基于“污染避難所假說”和“污染光環(huán)假說”的爭(zhēng)論早已存在；其次，并未有特定的理論用于分析國(guó)際直接投資對(duì)環(huán)境的影響，既有研究多是參考Grossman and Krueger(1995)[3]以及Copeland and Taylor(1994)[4]對(duì)國(guó)際貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)的分解，從規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)三方面展開討論(He，2007[5]；盛斌和呂越，2012[6]；龔夢(mèng)琪和劉海云，2018[7])；最后，現(xiàn)有針對(duì)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)研究，多停留在非空間的靜態(tài)或動(dòng)態(tài)模型(龔夢(mèng)琪和劉海云，2020[8])，考慮空間溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)較少?；诖?，本文在提出IFDI與OFDI協(xié)調(diào)發(fā)展并通過綠色技術(shù)進(jìn)步改善生態(tài)環(huán)境理論框架的基礎(chǔ)上，對(duì)Dietz and Rosa(1997)[9]的STIRPAT模型進(jìn)行相應(yīng)改進(jìn)和拓展，在考慮空間溢出的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的碳減排效應(yīng)及其機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述

雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的碳減排效應(yīng)的研究基礎(chǔ)是雙向FDI之間的互動(dòng)關(guān)系。近年來，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系成為新的研究焦點(diǎn)，如二者協(xié)調(diào)關(guān)系的測(cè)度與衡量(黃凌云等，2018[10])；影響二者協(xié)調(diào)關(guān)系的具體因素(許靜和周敏，2021[11])。隨著綠色發(fā)展成為各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要方向，開放經(jīng)濟(jì)條件下的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)受到關(guān)注。該領(lǐng)域的研究強(qiáng)調(diào)IFDI與OFDI的雙向互動(dòng)關(guān)系在綠色發(fā)展過程中發(fā)揮的作用。按照因變量的不同，學(xué)者們大致將雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的環(huán)境效應(yīng)拆分為對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)效率和治理環(huán)境污染兩方面的影響并分別進(jìn)行考察。

在雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展提高綠色經(jīng)濟(jì)效率或生產(chǎn)率方面，雙向FDI可能表現(xiàn)為互補(bǔ)或替代關(guān)系,其中互補(bǔ)關(guān)系體現(xiàn)為：盡管IFDI可能對(duì)東道國(guó)環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面作用，但I(xiàn)FDI對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)效應(yīng)會(huì)提高東道國(guó)信息甄別和風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別能力，從而加強(qiáng)OFDI的逆向技術(shù)溢出以及提高IFDI的準(zhǔn)入門檻，最終提升綠色經(jīng)濟(jì)效率；而替代關(guān)系則主要體現(xiàn)在OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)綠色投資的擠出效應(yīng)，以及為了規(guī)避擠出效應(yīng)，本國(guó)降低IFDI準(zhǔn)入門檻帶來的負(fù)向影響(王慧等，2020[12])。鄭強(qiáng)和冉光和(2018)[13]發(fā)現(xiàn)雖然雙向FDI的互動(dòng)可以顯著促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)效率提升，但I(xiàn)FDI表現(xiàn)為促進(jìn)作用，而OFDI則表現(xiàn)為抑制作用；王慧等(2020)利用交互項(xiàng)衡量雙向FDI的深度和廣度的協(xié)同作用后，交互項(xiàng)對(duì)低碳全要素生產(chǎn)率發(fā)揮顯著的提升作用，說明雙向FDI之間存在互補(bǔ)效應(yīng)，能夠協(xié)同作用提高綠色經(jīng)濟(jì)效率；王曉紅等(2021)[14]將上述研究拓展到空間計(jì)量視角，將IFDI、OFDI、兩者交互項(xiàng)以及空間滯后項(xiàng)納入同一回歸方程，發(fā)現(xiàn)雙向FDI僅在人力資本矩陣下，并需要進(jìn)行空間效應(yīng)分解，才對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)效率表現(xiàn)出協(xié)同效應(yīng)；而在考慮了動(dòng)態(tài)效應(yīng)后，則僅在地理屬性的矩陣下表現(xiàn)出協(xié)同作用；宋曉玲和李金葉(2021)[15]基于技術(shù)創(chuàng)新視角，采用耦合協(xié)調(diào)度衡量了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展，其使用非期望產(chǎn)出的非徑向方向距離函數(shù)測(cè)度綠色經(jīng)濟(jì)效率(GEE)，發(fā)現(xiàn)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)效率提升，這種正向影響僅在中西部地區(qū)顯著，在東部地區(qū)并不顯著。

在雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展治理環(huán)境污染方面，龔夢(mèng)琪和劉海云(2018)發(fā)現(xiàn)除高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外，其他行業(yè)IFDI流入會(huì)增加中國(guó)工業(yè)行業(yè)的污染排放水平，但資源尋求性和技術(shù)尋求性O(shè)FDI能有效轉(zhuǎn)移污染，IFDI和OFDI兩者交互項(xiàng)可抑制環(huán)境污染，因此，兩者對(duì)降低污染排放表現(xiàn)出較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系；龔夢(mèng)琪和劉海云(2020)基于工業(yè)“三廢”和雙向FDI耦合協(xié)調(diào)水平，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級(jí)化在雙向FDI和環(huán)境污染的關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化抑制環(huán)境污染，但卻抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化從而導(dǎo)致環(huán)境污染加重，總體上，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平有助于總體上抑制工業(yè)環(huán)境污染；韓永輝等(2021)[16]以霧霾為觀測(cè)對(duì)象，同樣采用耦合協(xié)調(diào)度指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)雙向FDI的耦合協(xié)調(diào)會(huì)顯著抑制霧霾污染，并且隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平提高，其抑制作用越強(qiáng)。

既往研究的內(nèi)容極具洞見且能引發(fā)進(jìn)一步思考，主要涉及雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系對(duì)環(huán)境污染、綠色經(jīng)濟(jì)效率的影響，但囿于數(shù)據(jù)獲取和核算上的障礙，針對(duì)碳排放強(qiáng)度的研究文獻(xiàn)支撐較少?，F(xiàn)階段，“碳達(dá)峰”與“碳中和”已成為中國(guó)社會(huì)發(fā)展的重要發(fā)展目標(biāo)，因此需要深入考察雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展是否具備碳減排效應(yīng)。文獻(xiàn)在探討雙向FDI對(duì)環(huán)境的影響機(jī)理時(shí)，多將影響具體分解為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)，但雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展和雙向FDI本身絕對(duì)值水平內(nèi)涵不同，本文認(rèn)為不能將絕對(duì)值高等價(jià)于協(xié)調(diào)發(fā)展水平高，因此直接將其協(xié)調(diào)發(fā)展水平對(duì)環(huán)境的影響進(jìn)行規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的分解欠缺科學(xué)性。此外，由于中國(guó)相鄰省份之間的資源稟賦具有相似性，碳排放呈現(xiàn)顯著的空間特征，將空間溢出效應(yīng)納入研究具有必要性。

三、理論分析及模型構(gòu)建

(一)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的碳減排機(jī)制

黃凌云等(2018)認(rèn)為，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平是指外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)與對(duì)外直接投資的逆向溢出效應(yīng)的協(xié)調(diào)發(fā)展效果。因此，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵體現(xiàn)是技術(shù)溢出和逆向技術(shù)溢出相互滲透?，F(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，中國(guó)的雙向FDI發(fā)展趨勢(shì)雖存在個(gè)別經(jīng)典理論無法解釋的現(xiàn)象，但基本符合國(guó)際生產(chǎn)折衷理論和投資發(fā)展階段理論(Dunning，1980)[17]。因此，本文在融合國(guó)際生產(chǎn)折衷理論和跳板理論的雙向FDI循環(huán)框架之下分析雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的環(huán)境溢出機(jī)制。

1. IFDI到OFDI方向的碳減排機(jī)制。IFDI到OFDI方向的環(huán)境溢出效應(yīng)，主要體現(xiàn)了國(guó)際生產(chǎn)折衷理論的思想。在外資進(jìn)入的早期階段，IFDI進(jìn)入對(duì)本國(guó)可能產(chǎn)生環(huán)境負(fù)擔(dān)。由于本國(guó)具有要素價(jià)格和自然資源優(yōu)勢(shì)，并且經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展時(shí)期環(huán)境規(guī)制的較弱，可能促使IFDI產(chǎn)生“污染避難所”效應(yīng)，對(duì)環(huán)境直接產(chǎn)生負(fù)向影響，造成碳排放增加。然而，IFDI的進(jìn)入也為一國(guó)獲得所有權(quán)優(yōu)勢(shì)和內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)提供條件：在所有權(quán)優(yōu)勢(shì)方面，已有大量文獻(xiàn)證明IFDI能夠促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Hejazi and Safarian，1999[18]；魏后凱，2002[19]；Doku et al.2017[20])，從而促進(jìn)企業(yè)獲取生產(chǎn)設(shè)備、工人、廠房、能源、資金存量等有形資產(chǎn)；同時(shí)，IFDI帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)可幫助東道國(guó)企業(yè)通過引進(jìn)、模仿、創(chuàng)新等方式獲取專利技術(shù)、研發(fā)能力、跨國(guó)公司經(jīng)營(yíng)管理水平等無形資產(chǎn)(Helpman et al.2004[21]；Branstetter，2006[22]；景光正等，2017[23])；此外，IFDI的區(qū)位選擇通常伴隨經(jīng)濟(jì)集聚效應(yīng)(吳林海和陳繼海，2003[24]；何興強(qiáng)和王利霞，2008[25])，有利于東道國(guó)企業(yè)在集聚區(qū)內(nèi)合理調(diào)配資源、規(guī)避交易風(fēng)險(xiǎn)，獲取交易性所有權(quán)優(yōu)勢(shì)；而規(guī)模經(jīng)濟(jì)和集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)為企業(yè)吸收上、下游環(huán)節(jié)，將交易活動(dòng)納入統(tǒng)一內(nèi)部管理提供了基礎(chǔ)條件，有助于形成內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)。隨著本國(guó)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、集聚經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本國(guó)企業(yè)通過模仿示范、技術(shù)人員流動(dòng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)聯(lián)系的方式，從外資企業(yè)獲得綠色技術(shù)溢出，發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)，治理前期因?yàn)閿U(kuò)張而造成的環(huán)境污染，從而降低碳排放強(qiáng)度。

2. OFDI到IFDI方向的碳減排機(jī)制。OFDI到IFDI的發(fā)展方向的環(huán)境溢出則綜合體現(xiàn)國(guó)際生產(chǎn)折衷理論和跳板理論(Luo and Tung，2007[26])的思想。按照東道國(guó)類別差異，本文將OFDI分為對(duì)具有要素和資源優(yōu)勢(shì)的發(fā)展中國(guó)家OFDI和對(duì)技術(shù)先進(jìn)的發(fā)達(dá)國(guó)家OFDI。面向發(fā)展中國(guó)家的順梯度OFDI，旨在獲取要素資源和市場(chǎng)，并轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)本國(guó)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展和碳減排。然而近年來，隨著中國(guó)綜合國(guó)力不斷提升和技術(shù)水平逐漸接近發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)前沿，發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)關(guān)鍵技術(shù)的轉(zhuǎn)移設(shè)限，從發(fā)達(dá)國(guó)家獲取關(guān)鍵技術(shù)面臨的難度不斷增大，過去依靠吸引高水平IFDI產(chǎn)生技術(shù)溢出的技術(shù)引入模式變得困難。在此背景之下，若要繼續(xù)獲取前沿技術(shù)，則需要進(jìn)行技術(shù)獲取型OFDI。在跳板理論下，新興市場(chǎng)國(guó)家的企業(yè)通過并購(gòu)等一系列積極措施向發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行OFDI以尋求戰(zhàn)略資產(chǎn)并彌補(bǔ)劣勢(shì)。通過技術(shù)獲取型OFDI，企業(yè)將外國(guó)戰(zhàn)略資產(chǎn)進(jìn)行整合并轉(zhuǎn)移回國(guó)內(nèi)。實(shí)際上，中國(guó)很多企業(yè)最近的跨國(guó)收購(gòu)都旨在將高端一流的技術(shù)反饋回國(guó)，提高本國(guó)研發(fā)能力，進(jìn)而增加技術(shù)所有權(quán)。因此，面向發(fā)達(dá)國(guó)家的OFDI則旨在獲取前沿技術(shù)等戰(zhàn)略資產(chǎn)彌補(bǔ)自身劣勢(shì)，并將綠色技術(shù)能力等轉(zhuǎn)移回國(guó)，實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)綠色技術(shù)提升，促進(jìn)碳減排。隨著綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展和綠色技術(shù)提升，本國(guó)對(duì)外資進(jìn)入的環(huán)境門檻也不斷增強(qiáng)，吸引更多綠色I(xiàn)FDI。因此，在IFDI和OFDI的雙向作用下，本國(guó)實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)超越，降低碳排放強(qiáng)度。本文邏輯演繹路線如圖1所示。

綜合上述分析，本文提出研究假設(shè):雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展能夠促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步，降低碳排放強(qiáng)度。

(二)理論模型構(gòu)建

以二氧化碳為主的溫室氣體排放作為一項(xiàng)重要的全球性問題，已獲得不同視角的研究。在二氧化碳排放的人為驅(qū)動(dòng)因素方面，Dietz and Rosa(1997)在IPAT模型的基礎(chǔ)上改進(jìn)的STIRPAT模型(Stochastic Impacts by Regression on Population,Affluence and Technology)被廣泛運(yùn)用于實(shí)證研究和政策建議?？紤]到新增變量與模型的相容性問題,本文在基本的STIRPAT模型上根據(jù)乘法規(guī)范進(jìn)行變量調(diào)整，將環(huán)境影響(I)進(jìn)行因素分解：STIRPAT模型在IPAT模型的基礎(chǔ)上放松彈性系數(shù)恒為1的假設(shè)，認(rèn)為環(huán)境影響I可以表示為式(1)。

I=aPbAcTde

(1)

其中，ɑ為常數(shù)；P為人口規(guī)模；A為人均消費(fèi)或人均產(chǎn)值；T為能源利用技術(shù)，表示除P、A以外其他影響環(huán)境的因素；e為隨機(jī)誤差項(xiàng)；b、c、d分別為各變量的彈性系數(shù)，體現(xiàn)環(huán)境變化對(duì)各驅(qū)動(dòng)因素變化的反應(yīng)程度。根據(jù)本文的理論分析部分，雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)顯著提升綠色經(jīng)濟(jì)效率并提高能源利用效率。因此能源利用技術(shù)進(jìn)步T可以寫為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展指標(biāo)的增函數(shù)：

T=T0Dτ1Xτ2,τ1>0,τ2>0

(2)

其中，T0為常數(shù)，衡量初始技術(shù)水平；D為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平；X為其他影響能源技術(shù)的因素，τ1、τ2為彈性系數(shù)。將式(2)帶入式(1)，可以得到：

I=aPbAcT0θ1Dθ2Xθ3e

(3)

其中，θ1=d；θ2=dτ1；θ3=dτ2分別衡量初始技術(shù)水平、雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平和其他影響因素的彈性系數(shù)。由于環(huán)境影響I可以表達(dá)為碳排放總量除以地區(qū)生產(chǎn)總值即碳排放強(qiáng)度(Intensity)，式(3)兩邊取自然對(duì)數(shù)，即可得到影響碳排放強(qiáng)度的線性方程：

ln(Intensity)=α0+blnP+clnA+θ2lnD+θ3lnX+ε

(4)

韓峰和謝銳(2017)[27]指出，碳排放作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的附加產(chǎn)物，不僅會(huì)隨自然氣候條件變化而在空間擴(kuò)散，也可通過要素流動(dòng)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的方式在空間傳播，因而碳排放呈現(xiàn)空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。因此，本文構(gòu)建一般的靜態(tài)空間計(jì)量模型(5)：

(5)

四、實(shí)證策略

(一)變量測(cè)度及設(shè)定

1. 被解釋變量：碳排放強(qiáng)度。本文引用中國(guó)碳核算數(shù)據(jù)庫(CEADS)(Shan et al.,2018[28];Shan et al.,2020[29];Guan et al.,2021[30])中表觀核算的省份碳排放清單，該數(shù)據(jù)包含17種能源和水泥生產(chǎn)過程的二氧化碳排放量，指標(biāo)相對(duì)全面客觀。具體計(jì)算上，利用單位實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值(以2004年價(jià)格計(jì)算)的碳排放量衡量碳排放強(qiáng)度。此外，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中利用人均碳排放量作為被解釋變量替代指標(biāo)。

2. 解釋變量：雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平。參考黃凌云等(2018)衡量方式，借鑒物理學(xué)容量耦合系統(tǒng)，用雙向FDI耦合度衡量二者關(guān)系，具體計(jì)算方式為：

(6)

其中，IFDIit為省份i在t年外商直接投資實(shí)際使用金額，考慮到中國(guó)各省隊(duì)外直接投資流量波動(dòng)性較大，OFDIit為非金融類對(duì)外直接投資存量，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，為了更準(zhǔn)確衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放程度，本文采用單位地區(qū)生產(chǎn)總值IFDI和單位地區(qū)生產(chǎn)總值OFDI構(gòu)成相對(duì)指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)。α、β為特定權(quán)重，由于IFDI和OFDI現(xiàn)階段具備互動(dòng)效應(yīng)且對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)同樣重要，設(shè)定α、β的值均為0.5，并將調(diào)節(jié)系數(shù)γ設(shè)定為2。由于耦合度高可能包含IFDI和OFDI位于較低值互動(dòng)的狀態(tài)，而高水平對(duì)外開放應(yīng)該建立在雙向FDI均處于較高值且互動(dòng)的基礎(chǔ)上，因此本文構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度指標(biāo)，用以衡量雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平：

(7)

3. 控制變量。為減少遺漏變量帶來的估計(jì)偏差，本文參考邵帥等(2019)[31]、龔夢(mèng)琪等(2019)[32]、張平淡和張惠琳(2021)[33]引入控制變量。主要包括貿(mào)易開放度(trade)、人口規(guī)模(pop)、勞動(dòng)生產(chǎn)率(productivity)、人均收入水平(pgdp)、城鎮(zhèn)化率項(xiàng)(ur)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)(es)、市場(chǎng)化程度(market)、研發(fā)水平(rd)和污染治理(govpollu)。各變量的具體定義如表1所示。

表1 各變量定義

(二)數(shù)據(jù)來源

基于研究數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，本文選取2004—2018年中國(guó)除西藏自治區(qū)及港澳臺(tái)地區(qū)以外的30個(gè)省(市、自治區(qū))為樣本。原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》《中國(guó)碳核算數(shù)據(jù)庫》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及商務(wù)部、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。針對(duì)個(gè)別變量存在缺失值的情況，本文首先采取多種數(shù)據(jù)庫相互補(bǔ)充的方式，若無官方數(shù)據(jù)，則采用插值法填補(bǔ)。

(三)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間計(jì)量分析之前，需要檢驗(yàn)變量在不同地區(qū)是否存在顯著的空間相關(guān)性。本文通過計(jì)算全局莫蘭指數(shù)(Moran’s I Index)識(shí)別關(guān)鍵變量在省份之間的平均空間相關(guān)性。莫蘭指數(shù)的取值介于-1和1之間，大于0表示高值與高值相鄰、低值與低值相鄰的區(qū)域間正相關(guān)的關(guān)系，反之，小于0則表示高值與低值相鄰的負(fù)相關(guān)關(guān)系。由莫蘭指數(shù)計(jì)算公式可知，變量在區(qū)域之間的空間相關(guān)性取決于空間權(quán)重矩陣，因此，需要正確設(shè)定空間權(quán)重矩陣以度量各省份之間的地理或經(jīng)濟(jì)距離。本文分別設(shè)定地理鄰接矩陣W1、地理反距離矩陣W2、經(jīng)濟(jì)地理嵌套權(quán)重矩陣W3。

1. 地理鄰接矩陣。根據(jù)省份地理位置信息，具有共同邊界的省份構(gòu)成的矩陣元素賦值為1，不相鄰的省份構(gòu)成的矩陣元素則賦值為0。

2. 地理反距離矩陣。根據(jù)省份經(jīng)緯度，測(cè)算省份i和省份j之間的實(shí)際地理距離，并計(jì)算距離的倒數(shù)作為空間權(quán)重矩陣的元素，用于表征省份之間的空間關(guān)系。

3. 經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣。經(jīng)濟(jì)地理嵌套權(quán)重矩陣由地理距離與經(jīng)濟(jì)距離嵌套而成，具體計(jì)算方式為：

(8)

根據(jù)三個(gè)權(quán)重矩陣和Moran’s I指數(shù)計(jì)算方法，本文對(duì)樣本期內(nèi)每一年各省份碳排放強(qiáng)度的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)(表2)。由表2可知，在不同的空間權(quán)重矩陣下，上述樣本范圍內(nèi)的30個(gè)省份(直轄市、自治區(qū))的碳排放強(qiáng)度存在顯著為正的空間相關(guān)性，即碳排放強(qiáng)度高的省份周圍也聚集著碳排放強(qiáng)度高的省份，同理，低碳排放省份也呈現(xiàn)聚集的態(tài)勢(shì)。

表2 空間相關(guān)性分析：各年全局莫蘭指數(shù)

續(xù)表2

(四)空間計(jì)量回歸模型選擇及適用性檢驗(yàn)

空間計(jì)量模型根據(jù)空間交互效應(yīng)來源不同而呈現(xiàn)不同種類，本文遵循Elhorst(2014)[34]從特殊到一般，再?gòu)囊话愕教厥獾姆绞?，分別利用LM檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)以及聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，選擇最適合本研究的空間計(jì)量模型。

1. LM檢驗(yàn)。本文首先進(jìn)行SAR和SEM模型的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(表3)。在鄰接矩陣下,LM-err統(tǒng)計(jì)量和LM-lag統(tǒng)計(jì)量都在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明空間誤差效應(yīng)和空間滯后效應(yīng)均存在，但穩(wěn)健的LM-err統(tǒng)計(jì)量拒絕了原假設(shè)，而穩(wěn)健的LM-lag統(tǒng)計(jì)量則接受“不存在空間滯后效應(yīng)”的原假設(shè)，因此在鄰接矩陣下，應(yīng)該傾向選擇空間誤差模型(SEM)；但在反距離矩陣和地理經(jīng)濟(jì)嵌套矩陣之下，所有的空間誤差和空間滯后乘數(shù)都顯著拒絕原假設(shè)。由于不同矩陣的結(jié)果有所差異，所以應(yīng)優(yōu)先考慮使用空間杜賓模型(SDM)(LeSage and Pace,2009)[35]，其同時(shí)包含自變量和因變量的空間滯后算子，較全面地反映外生空間效應(yīng)、內(nèi)生空間效應(yīng)，又能夠排除干擾項(xiàng)帶來的參數(shù)估計(jì)失去意義的問題，更具有一般性和普遍性。

表3 LM檢驗(yàn)結(jié)果

2. LR檢驗(yàn)。由于LM檢驗(yàn)的結(jié)果存在不一致性，因此本文選擇能更加精準(zhǔn)識(shí)別模型的似然比檢驗(yàn)(LR)，進(jìn)一步驗(yàn)證初選的空間杜賓模型(SDM)能否退化為空間滯后模型(SAR)或空間誤差模型(SEM)。將本文設(shè)定的變量在不同空間權(quán)重矩陣下，分別進(jìn)行SAR、SEM和SDM模型回歸并進(jìn)行LR檢驗(yàn)后(表4)。LR檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量在1%水平下均顯著拒絕SAR模型和SEM模型，即SDM模型無法退化為SAR或SEM模型，本文選擇SDM模型進(jìn)行空間計(jì)量回歸是合適的。

表4 LR檢驗(yàn)結(jié)果

3. Hausman檢驗(yàn)。本文采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行甄別回歸過程采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)(表5)。在鄰接矩陣和反距離矩陣下，由于統(tǒng)計(jì)量為負(fù)值，無法判定其顯著性，而在嵌套矩陣下，統(tǒng)計(jì)量顯著拒絕隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)。結(jié)合前人研究經(jīng)驗(yàn)，當(dāng)Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為負(fù)值時(shí)，優(yōu)先選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證，考慮到結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也將隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果加以匯報(bào)。

表5 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

4. 聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)。本文還需要在時(shí)間固定、空間固定或時(shí)間省份雙固定效應(yīng)下做出選擇，因此再次借助似然比檢驗(yàn)，對(duì)不同空間權(quán)重矩陣下的不同固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)(表6)。所有檢驗(yàn)的備擇假設(shè)H1均為雙向固定效應(yīng)模型，由檢驗(yàn)結(jié)果可知，無論采用何種空間權(quán)重矩陣，原假設(shè)均被拒絕，應(yīng)采用時(shí)間空間雙向固定效應(yīng)模型。

表6 聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與碳排放強(qiáng)度

根據(jù)前期理論模型構(gòu)建和實(shí)證模型選擇，本文將采用固定效應(yīng)空間杜賓模型研究雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平與碳排放強(qiáng)度之間的關(guān)系及空間溢出效應(yīng)?？臻g杜賓模型的解釋變量中包含被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，因此不滿足經(jīng)典假定，普通最小二乘法的回歸結(jié)果有偏且不一致，結(jié)合模型適用性選擇的檢驗(yàn)結(jié)果，本文使用極大似然回歸法對(duì)空間杜賓模型進(jìn)行時(shí)間空間雙向固定效應(yīng)回歸，同時(shí)也報(bào)告了隨機(jī)效應(yīng)的回歸結(jié)果。此外，本文在空間杜賓模型的回歸過程中，對(duì)控制變量的空間溢出效應(yīng)做一定篩選并排除空間溢出效應(yīng)不顯著的控制變量。

在三種權(quán)重矩陣下的回歸結(jié)果如表7所示。在三種矩陣下，考慮了時(shí)間空間雙向固定效應(yīng)的關(guān)鍵解釋變量雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平(Dio)的系數(shù)都顯著大于隨機(jī)效應(yīng)的系數(shù)結(jié)果，說明若忽視不隨時(shí)間改變的因素和不隨個(gè)體改變的因素，會(huì)造成內(nèi)生空間交互效應(yīng)被低估。在鄰接矩陣W1下，固定效應(yīng)回歸顯示出無論是本地還是鄰地的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平(Dio和wDio)提升都會(huì)顯著降低本地碳排放強(qiáng)度，但是在反距離矩陣和經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣下的回歸結(jié)果中，本地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展(Dio)具有顯著的碳減排效應(yīng)，而wDio系數(shù)不顯著說明碳減排的空間溢出效果并不明顯。空間溢出效應(yīng)在不同矩陣下的結(jié)果差異反映出空間權(quán)重的選擇對(duì)本文結(jié)果具有重要影響。碳減排空間溢出效應(yīng)僅在鄰接矩陣下取得顯著結(jié)果的原因是相較于反距離矩陣和經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣，鄰接矩陣具有更直觀的地理相鄰屬性，這反映出中國(guó)相鄰省份之間自然資源的相似屬性確實(shí)產(chǎn)生碳排放在空間上的聯(lián)動(dòng)。

表7 空間杜賓模型在不同權(quán)重矩陣下的回歸

(二)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分解

LeSage and Pace(2009)認(rèn)為，由于空間杜賓模型同時(shí)考慮了自變量和因變量的空間滯后算子，被解釋變量不僅受到本地解釋變量的影響也受其他地區(qū)解釋變量的影響，表7的參數(shù)估計(jì)結(jié)果并不能衡量各解釋變量對(duì)被解釋變量的邊際影響，因此不能通過表7的系數(shù)判斷雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)碳排放強(qiáng)度的作用。而對(duì)空間模型求偏微分能夠作為檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)假設(shè)的有效依據(jù)。因此，本文用偏微分系數(shù)觀察解釋變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。將空間杜賓模型式(5)用矩陣表示，并將因變量Y移到等式左側(cè)，轉(zhuǎn)化為式(9)。

(9)

其中，In為n階單位矩陣。隨后將上述等式寫為以下形式：

(10)

被解釋變量對(duì)解釋變量求偏微分后，在等式右側(cè)的方陣中，由元素Sr(W)ij構(gòu)成的矩陣的對(duì)角線元素平均值為直接效應(yīng)，即本地解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，而非對(duì)角線元素的行或列平均值則為間接效應(yīng)，反映其他地區(qū)解釋變量對(duì)本地被解釋變量的空間溢出效應(yīng)。具體來看，直接效應(yīng)主要為本地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平對(duì)本地碳排放強(qiáng)度的影響，間接效應(yīng)則表示鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平對(duì)本地碳排放強(qiáng)度的影響。此外，直接效應(yīng)包含鄰地碳排放強(qiáng)度對(duì)本地碳排放強(qiáng)度的反饋?zhàn)饔?，參考既往研究的處理方式，本文在分析時(shí)忽略這部分影響。不同矩陣下，本文的偏微分分解結(jié)果見表8。

表8 雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)碳排放強(qiáng)度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

在不同的空間權(quán)重矩陣下，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平(Dio)對(duì)碳排放強(qiáng)度的直接效應(yīng)都在1%顯著性水平下為負(fù)，說明本省雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平會(huì)帶動(dòng)本省的碳排放強(qiáng)度下降，即FDI與OFDI協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的碳減排效應(yīng)，符合前文理論部分的假設(shè)；就影響效果分析，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平每提升1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使得地區(qū)二氧化碳強(qiáng)度降低0.07個(gè)百分點(diǎn)左右。結(jié)合本文的理論基礎(chǔ)，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的碳減排效應(yīng)一方面可能源自各省份在吸引外資過程中所獲得的綠色技術(shù)溢出，上述過程也為企業(yè)帶來所有權(quán)優(yōu)勢(shì)和內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)；另一方面，結(jié)合其他發(fā)展中國(guó)家的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，各省份能夠在順梯度對(duì)外投資的過程中轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)，而面向發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行技術(shù)獲取型的逆梯度對(duì)外投資，從而轉(zhuǎn)移綠色技術(shù)等戰(zhàn)略資產(chǎn)回國(guó)，并提高未來對(duì)外資的環(huán)境門檻。通過IFDI—OFDI—IFDI基本循環(huán)模式中的綠色技術(shù)溢出與獲取，各省份得以實(shí)現(xiàn)碳減排。

雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平的間接效應(yīng)反映了各省份之間的空間溢出，但在不同矩陣下結(jié)果有所差異。具體來看，和空間杜賓模型的基礎(chǔ)回歸結(jié)果一致，僅在鄰接矩陣下，相鄰省份雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展才會(huì)產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)，對(duì)本地碳減排做出貢獻(xiàn)。在反距離矩陣和地理經(jīng)濟(jì)嵌套矩陣下，空間溢出效應(yīng)并不顯著，說明雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的溢出效應(yīng)僅在相鄰省份之間發(fā)生，也反映出地理位置相鄰決定的自然資源相似性在碳排放和碳減排中發(fā)揮的重要作用。鄰接矩陣下間接效應(yīng)強(qiáng)于直接效應(yīng)，反映出相鄰省份高水平對(duì)外開放的過程中，相互促進(jìn)的雙向FDI可能對(duì)本地經(jīng)濟(jì)規(guī)模產(chǎn)生較大“虹吸”效應(yīng)，使本地被動(dòng)碳減排。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 人均二氧化碳排放的需求端視角。前文以每單位地區(qū)生產(chǎn)總值的二氧化碳排放量作為被解釋變量，能夠從生產(chǎn)視角進(jìn)行碳排放強(qiáng)度的衡量，尚未考慮到需求端的碳排放強(qiáng)度。根據(jù)邵帥等(2019)研究經(jīng)驗(yàn)，消費(fèi)者是生產(chǎn)活動(dòng)的主要服務(wù)對(duì)象，從消費(fèi)者行為角度測(cè)度碳排放強(qiáng)度具有客觀性。因此，本文就雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平對(duì)人均碳排放的影響進(jìn)行實(shí)證分析(表9)。解釋變量的偏微分系數(shù)得到的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)結(jié)果顯示，在三種不同的空間權(quán)重矩陣下，本地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平會(huì)緩解人均碳排放量，而僅在鄰接矩陣下，雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展水平會(huì)發(fā)揮空間溢出作用，對(duì)本地的人均碳排放產(chǎn)生顯著緩解作用。由此看出，從需求視角進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)符合前文基礎(chǔ)回歸結(jié)果。

表9 人均二氧化碳排放的需求端視角

2. 雙向FDI占地區(qū)生產(chǎn)總值的相對(duì)值視角。前述研究均采用了IFDI和OFDI的絕對(duì)數(shù)值計(jì)算雙向FDI的耦合協(xié)調(diào)度，以此衡量其協(xié)調(diào)發(fā)展水平，而沒有考慮地區(qū)總產(chǎn)值規(guī)模。為了更加客觀反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)投資開放程度，參考貿(mào)易開放度的計(jì)算方式，計(jì)算單位地區(qū)生產(chǎn)總值的IFDI和OFDI相對(duì)值，并重新計(jì)算兩個(gè)相對(duì)指標(biāo)的耦合協(xié)調(diào)度(Dio2)，用以替代基礎(chǔ)回歸中的解釋變量。采用相對(duì)值視角計(jì)算耦合協(xié)調(diào)度的偏微分分解結(jié)果如表10所示。雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平都能夠?qū)Ρ镜禺a(chǎn)生碳減排作用均顯著，且在鄰接矩陣之下，呈現(xiàn)顯著的空間溢出效應(yīng)，相鄰省份的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平能夠降低本地碳排放強(qiáng)度。

表10 雙向FDI占地區(qū)生產(chǎn)總值的相對(duì)值視角

(四)機(jī)制檢驗(yàn)：本地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、綠色經(jīng)濟(jì)效率與碳減排

本文對(duì)省份進(jìn)行綠色經(jīng)濟(jì)效率核算，并設(shè)定中介效應(yīng)模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，觀測(cè)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展是否顯著提高綠色經(jīng)濟(jì)效率，最終產(chǎn)生碳減排效應(yīng)。回歸結(jié)果如表11所示。綠色經(jīng)濟(jì)效率的測(cè)算方法較為豐富，本文選擇非徑向、非角度的SBM方向性距離函數(shù)測(cè)算綠色經(jīng)濟(jì)效率。投入要素包括勞動(dòng)、資本和能源。勞動(dòng)和能源指標(biāo)和前文變量使用數(shù)據(jù)一致，資本存量采用永續(xù)盤存法計(jì)算，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資作為當(dāng)年投資額，設(shè)定各省份固定資本的經(jīng)濟(jì)折舊率為9.6%。期望產(chǎn)出為各省(直轄市、自治區(qū))地區(qū)生產(chǎn)總值(2004年不變價(jià)),非期望產(chǎn)出設(shè)定為二氧化碳排放量。

中介效應(yīng)第一階段綠色經(jīng)濟(jì)效率(GEE)對(duì)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平的回歸結(jié)果顯示，不同空間權(quán)重矩陣下，直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都顯著為正，說明本地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平會(huì)顯著促進(jìn)本地綠色經(jīng)濟(jì)效率提升，鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平也具有上述作用。從而印證本地吸納外商直接投資所獲的綠色技術(shù)溢出能夠緩解外資進(jìn)入的“污染避難所”效應(yīng)，而對(duì)外投資又能夠幫助本地實(shí)現(xiàn)綠色技術(shù)獲取，并且這一良性循環(huán)過程對(duì)鄰地會(huì)產(chǎn)生示范效應(yīng)和正向綠色溢出。在中介效應(yīng)回歸的第二階段，將綠色經(jīng)濟(jì)效率(GEE)納入到基礎(chǔ)回歸模型的解釋變量中后，直接效應(yīng)顯示綠色經(jīng)濟(jì)效率表現(xiàn)出中介效應(yīng)，本地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展通過綠色經(jīng)濟(jì)效率提升，降低碳排放強(qiáng)度?？紤]空間溢出的間接效應(yīng)時(shí)，不同矩陣下的結(jié)果均顯示，鄰地綠色經(jīng)濟(jì)效率不能充當(dāng)鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與本地碳減排的作用中介，因此，鄰地的綠色經(jīng)濟(jì)效率提升不能為本地碳減排做出貢獻(xiàn)。這一結(jié)論說明地區(qū)綠色發(fā)展的過程中主動(dòng)作為的重要性。

在中國(guó)對(duì)外開放的早期階段，IFDI進(jìn)入各省份帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)總量擴(kuò)張并產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，幫助中國(guó)縮小一定綠色技術(shù)差距，各省份獲取綠色技術(shù)所有權(quán)并促進(jìn)OFDI，同時(shí)治理由引進(jìn)外資產(chǎn)生的環(huán)境污染。隨著技術(shù)引進(jìn)受限，中國(guó)開始進(jìn)行以獲取發(fā)達(dá)國(guó)家關(guān)鍵戰(zhàn)略資源為主要目的的OFDI和以獲取發(fā)展中國(guó)家要素和自然資源為主要目的的OFDI，實(shí)現(xiàn)技術(shù)積累和邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，最終完成綠色技術(shù)超越，提高引資的環(huán)境門檻和對(duì)綠色I(xiàn)FDI的吸引力。此外，得益于中國(guó)在部分省份進(jìn)行的碳減排政策試點(diǎn)的持續(xù)推廣，加之近年來要素市場(chǎng)流通更加順暢，綠色技術(shù)進(jìn)步在各省份間也發(fā)揮了較強(qiáng)的正向溢出效應(yīng)。綠色技術(shù)進(jìn)步最終表現(xiàn)為綠色經(jīng)濟(jì)效率的提升。因此，本地和鄰地的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展均通過提高本地綠色經(jīng)濟(jì)效率實(shí)現(xiàn)本地碳減排。

表11 綠色經(jīng)濟(jì)效率的中介效應(yīng)檢驗(yàn)及偏微分分解

續(xù)表11

(五)機(jī)制檢驗(yàn)：鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與碳減排

上述研究表明鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可以提高本地綠色經(jīng)濟(jì)效率，從而間接促進(jìn)本地碳減排。但基礎(chǔ)回歸的偏微分分解結(jié)果指出，在鄰接矩陣之下，鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平對(duì)本地碳減排產(chǎn)生的作用效果比來自本地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的影響更強(qiáng)。因此，有必要繼續(xù)深入分析除技術(shù)進(jìn)步外，鄰地雙向FDI對(duì)本地碳減排的影響機(jī)制。本文參考干春暉等(2011)[36]研究，采用泰爾指數(shù)測(cè)度各省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)，并嘗試用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化解釋鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展碳減排效果的空間溢出效應(yīng)。由于在基礎(chǔ)回歸中，鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展僅在鄰接矩陣下能夠緩解本地碳排放強(qiáng)度，因此本文繼續(xù)驗(yàn)證在該矩陣下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的中介作用。泰爾指數(shù)的計(jì)算如式(11)：

(11)

其中，Y表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值；L表示地區(qū)總就業(yè)人數(shù)；i表示產(chǎn)業(yè)；n表示產(chǎn)業(yè)部門數(shù)，即為3；Y/L表示生產(chǎn)率。因此，當(dāng)泰爾指數(shù)取值為0時(shí)，代表產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)總生產(chǎn)率相等，經(jīng)濟(jì)體出于均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理；當(dāng)泰爾指數(shù)偏離0越多，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。

將泰爾指數(shù)(TL)作為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展和碳排放強(qiáng)度的中介變量，依次進(jìn)行兩階段回歸并進(jìn)行偏微分分解計(jì)算解釋變量的影響力度(表12)。第一階段用泰爾指數(shù)對(duì)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平進(jìn)行回歸，可觀察到間接效應(yīng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展有助于本地實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化；第二階段將泰爾指數(shù)納入基礎(chǔ)回歸的解釋變量，直接效應(yīng)顯示泰爾指數(shù)正向影響碳排放強(qiáng)度，即本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化能夠降低碳排放。綜合中介效應(yīng)回歸結(jié)果，鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展通過提升本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平，降低本地碳排放強(qiáng)度。對(duì)此，本文認(rèn)為鄰地若保持高水平IFDI與OFDI相互協(xié)調(diào)，會(huì)對(duì)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生一定的“虹吸”效應(yīng)或“輻射”效應(yīng)，本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨著相鄰省份的對(duì)外開放而進(jìn)行更加合理化的調(diào)整，最終有利于降低碳排放強(qiáng)度。

表12 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的中介效應(yīng)檢驗(yàn)及偏微分分解

續(xù)表12

六、結(jié)論與啟示

本文在國(guó)際生產(chǎn)折衷理論和跳板理論的基礎(chǔ)上，提出中國(guó)IFDI與OFDI協(xié)調(diào)發(fā)展過程中通過綠色技術(shù)進(jìn)步改善生態(tài)環(huán)境的理論分析框架，并檢驗(yàn)了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的碳減排及其空間溢出效應(yīng)，主要的研究表明，雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)顯著降低碳排放強(qiáng)度，且地理相鄰的省份能夠發(fā)揮空間溢出效應(yīng)；來自本地和鄰地的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展均能夠帶動(dòng)本地綠色技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)碳減排，而鄰地雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展還能通過產(chǎn)業(yè)調(diào)整提升本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平，降低本地碳排放強(qiáng)度。結(jié)合研究結(jié)論和現(xiàn)實(shí)背景，本文認(rèn)為有三點(diǎn)啟示。

第一，構(gòu)建并強(qiáng)化IFDI和OFDI的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。秉持綠色、共享、開放、廉潔的發(fā)展理念，持續(xù)推動(dòng)高水平對(duì)外開放的對(duì)外經(jīng)貿(mào)新發(fā)展格局。一方面，利用本國(guó)制度優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)率先復(fù)蘇優(yōu)勢(shì)吸引外商投資逆勢(shì)增長(zhǎng)，提高本國(guó)對(duì)外資的環(huán)境門檻；另一方面，挖掘國(guó)外優(yōu)質(zhì)戰(zhàn)略資源和發(fā)展機(jī)遇積極對(duì)外投資，在對(duì)外投資過程中吸收高水平外資流入，以此強(qiáng)化FDI與OFDI的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。

第二，關(guān)注對(duì)外開放中的綠色發(fā)展問題。如何實(shí)現(xiàn)綠色對(duì)外開放，是中國(guó)參與全球環(huán)境治理的重要課題。一是要強(qiáng)化對(duì)外開放中的綠色技術(shù)進(jìn)步，采用技術(shù)引進(jìn)、模仿學(xué)習(xí)、自主創(chuàng)新等多條路徑；二是要主動(dòng)采取措施率先在國(guó)內(nèi)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源系統(tǒng)轉(zhuǎn)型、終端部門減排等碳減排措施，改善國(guó)內(nèi)生態(tài)環(huán)境的同時(shí)提高外資進(jìn)入的環(huán)境門檻；三是采取綠色基建、綠色能源、綠色交通、綠色金融等一系列舉措，在對(duì)外投資過程中作全球生態(tài)文明建設(shè)的貢獻(xiàn)者和引領(lǐng)者，與國(guó)際社會(huì)一道構(gòu)建人與自然生命共同體。

第三，發(fā)揮地區(qū)間的正向溢出作用。在實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰”與“碳中和”目標(biāo)的推進(jìn)過程中，各地區(qū)要主動(dòng)作為、協(xié)同發(fā)展。一方面，促進(jìn)高水平人才和綠色技術(shù)等生產(chǎn)要素在地區(qū)間自由流通，發(fā)揮國(guó)內(nèi)市場(chǎng)間的綠色低碳技術(shù)示范與外溢效應(yīng)；另一方面，在“雙碳”目標(biāo)進(jìn)行的產(chǎn)業(yè)布局與調(diào)整應(yīng)該在結(jié)合本地優(yōu)勢(shì)的同時(shí)，考慮對(duì)周邊地區(qū)輻射效應(yīng)，為本地和周邊地區(qū)同時(shí)構(gòu)建既匹配資源優(yōu)勢(shì)又低碳環(huán)保的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極發(fā)揮地區(qū)之間的溢出作用。