聶瑩 ，劉清杰，任德孝

（1. 北京市農(nóng)林科學(xué)院 數(shù)據(jù)科學(xué)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100097；2. 北京師范大學(xué) 一帶一路學(xué)院，廣東 珠海 519087；3. 廣州工商學(xué)院 管理學(xué)院，廣東 廣州 510850）

碳排放量的增加，導(dǎo)致氣候變化問題日趨嚴(yán)重，是人類面臨的重大而緊迫的全球性挑戰(zhàn)?！耙粠б宦贰背h提出以來，沿線國家加大了吸引外資力度以發(fā)展本地區(qū)經(jīng)濟(jì)，2018年“一帶一路”沿線國家共吸引外商直接投資（FDI）存量7.13萬億，占世界總量的22.1%，相比于2013年的5.3萬億美元，增長了34.7%?！耙粠б宦贰毖鼐€多數(shù)國家仍然處于中等收入水平，資本相對匱乏，F(xiàn)DI的流入可以有效緩解國家建設(shè)資金不足的壓力，其在科技、管理經(jīng)驗(yàn)等方面所發(fā)揮的正外部性也可以有效提高東道國勞動(dòng)生產(chǎn)率[1]。但是，外商直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大的同時(shí)，“一帶一路”沿線國家也正在面臨日漸嚴(yán)峻的環(huán)境問題。根據(jù)世界銀行公布的數(shù)據(jù)，2014年“一帶一路”沿線國家的碳排放總量達(dá)到200.68億噸，占全球碳排放的55.53%，而中國和印度的二氧化碳排放量幾乎占全球二氧化碳排放量的三分之一[2]。有研究發(fā)現(xiàn)，金磚國家在1985年和2016年二氧化碳排放量分別為49.01億噸和137.68億噸，增長近3倍，這四個(gè)金磚國家中有三個(gè)是“一帶一路”沿線國家[3]。在《巴黎協(xié)定》提出全球“碳中和”目標(biāo)背景下，“一帶一路”沿線國家面臨經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展與環(huán)境形勢嚴(yán)峻的雙重現(xiàn)象，研究這些國家FDI的環(huán)境效應(yīng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

已有文獻(xiàn)對FDI與CO2排放之間關(guān)系的研究，主要持有兩種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為FDI對環(huán)境污染的影響遵循的是污染避難所假說（Pollution Haven Hypothesis），這一假說認(rèn)為FDI的流入將促使東道國 環(huán) 境 惡 化。Walter & Ugelow[4]、Pethig[5]最 早 提 出這一觀點(diǎn)，他們認(rèn)為東道國為了發(fā)展經(jīng)濟(jì)將放松環(huán)境規(guī)制，薄弱的環(huán)境管制將導(dǎo)致一批高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)通過FDI流入東道國，從而造成東道國污染排放量大幅增長。之后大量學(xué)者對這一假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，均證實(shí)了FDI的流入將加劇東道國環(huán)境污染[6-7]。近年來，開始有文獻(xiàn)以二氧化碳排放作為環(huán)境污染物的代理變量，并引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展、貿(mào)易開放水平、人口發(fā)展水平、能源消耗等因素作為控制變量，檢驗(yàn)污染避難所假說是否成立[8-9]。關(guān)于FDI對環(huán)境污染影響的另一種觀點(diǎn)相對比較樂觀，認(rèn)為FDI可以有效抑制當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染物排放，即遵循環(huán)境“污染光暈”假說（Pollution Halo Hypothesis）。Birdsall & Wheeler[10]最早提出這一觀點(diǎn)，其認(rèn)為從事對外直接投資的跨國公司可以為東道國帶來高標(biāo)準(zhǔn)的生產(chǎn)模式和先進(jìn)技術(shù)，有助于減少當(dāng)?shù)氐奈廴疚锱欧?。Pao & Tsai[11]在檢驗(yàn)FDI對二氧化碳濃度的影響時(shí)也發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的流入將有助于緩解新興市場國家的二氧化碳排放。Zhu等[12]通過分位數(shù)回歸法得出了外國直接投資有利于東道國降低污染水平的結(jié)論。Zhang & Zhou[13]基于線性面板模型的實(shí)證研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI流入量與二氧化碳污染物之間存在負(fù)向相關(guān)關(guān)系，這一觀點(diǎn)支持了“污染光暈”假設(shè)。Liu等[6]應(yīng)用線性空間面板回歸分析中國城市水平數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外國直接投資流入有利于降低二氧化碳濃度。Sung等[14]的研究也發(fā)現(xiàn)，外國直接投資有利于降低二氧化碳排放濃度，為環(huán)境“污染光暈”假設(shè)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。Xu等[15]則以大氣污染物為研究對象，驗(yàn)證了外商直接投資不僅可以積極推動(dòng)環(huán)保技術(shù)的應(yīng)用，而且可以有效加強(qiáng)地方環(huán)保監(jiān)管。因此，外商直接投資對污染物排放的影響可能存在兩種假說，是符合污染避難所假說還是符合“污染光暈”假說，需要結(jié)合實(shí)際情況進(jìn)行分析。

早期關(guān)于外國直接投資對二氧化碳排放的影響主要聚焦在兩者的線性影響[16]，在最新的研究中研究聚焦點(diǎn)開始轉(zhuǎn)移到了FDI對碳排放濃度的非線性影響上。Pazienza[17]引入了FDI的平方項(xiàng)，以檢驗(yàn)FDI與二氧化碳排放是否存在“U”型的非線性關(guān)系。Sarkodie &Strezov[18]構(gòu)造了一個(gè)三階多項(xiàng)式模型，通過引入FDI的平方項(xiàng)和立方項(xiàng)，檢驗(yàn)FDI對碳排放的非線性直接效應(yīng)。Xie等[19]基于面板平滑過渡回歸（PSTR）模型研究了FDI與碳排放之間的非線性關(guān)系，考察的是FDI流入在不同的門檻區(qū)間表現(xiàn)出的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。然而相關(guān)研究忽略了一個(gè)關(guān)鍵的問題，經(jīng)濟(jì)體所處的發(fā)展階段也會(huì)使FDI對碳排放的影響產(chǎn)生非線性關(guān)系。

事實(shí)上，根據(jù)已有研究，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，F(xiàn)DI對碳排放的影響可能具有異質(zhì)性特征。在能源經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間關(guān)系的研究已有很多。在經(jīng)濟(jì)增長的最初階段，各國依靠燃燒礦物燃料來滿足其能源需求，從而釋放出大量的二氧化碳。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長達(dá)到一定水平時(shí)，人們會(huì)更加關(guān)注環(huán)境質(zhì)量，迫使工業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)向清潔生產(chǎn)。這種經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間存在的非線性關(guān)系被學(xué)者們稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線假說，這一假說最早由Grossman & Krueger[20]提出，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的聯(lián)系呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。隨后，學(xué)者對金磚四國等不同國家進(jìn)行了EKC檢驗(yàn)，并發(fā)現(xiàn)了EKC假說的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[3,21-22]，EKC假說反映出一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段對碳排放存在異質(zhì)性影響。

鑒于此，本文將已有文獻(xiàn)提出的污染避難所假說和“污染光暈”假說放入一個(gè)分析框架中，觀察FDI對碳排放的非線性影響，同時(shí)將經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段作為門檻變量引入PSTR模型中，考察“一帶一路”沿線國家所處不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下FDI對碳排放的非線性影響，以便更清晰地反映出經(jīng)濟(jì)發(fā)展在FDI對CO2排放非線性影響中的門檻效應(yīng)，研究將有助于制定可操作的投資政策和差異化的環(huán)境戰(zhàn)略，為決策者提供重要的參考價(jià)值。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 模型構(gòu)建

由于本文研究的是環(huán)境污染問題，因此采用STIRPAT模型作為理論框架[23]。這一模型通過對一國的人口、財(cái)富和技術(shù)等變量回歸后得到其對環(huán)境污染的隨機(jī)影響，其基本結(jié)構(gòu)如下：

式中：I、P、A和T分別表示環(huán)境污染、人口、經(jīng)濟(jì)水平和技術(shù)因素；a、b、c、d為驅(qū)動(dòng)因子的參數(shù)；e為誤差項(xiàng)。通過對數(shù)線性化，將模型（1）轉(zhuǎn)變成一個(gè)普通的線性模型：

式中：環(huán)境污染I用CO2排放濃度表示。鑒于一國的市場規(guī)模和人口存在明顯的差距，為保證數(shù)據(jù)的可比性，采用人口密度來表示人口因素P[24]，計(jì)算方法是當(dāng)年和上一年的平均人口與土地面積的比率，經(jīng)濟(jì)水平A通常以人均GDP表示[25]。參考Sadorsky[26]的研究，對于模型中的技術(shù)水平T，采用能量強(qiáng)度作為代理變量。

上述STIRPAT理論框架只研究了人口、經(jīng)濟(jì)和技術(shù)對環(huán)境的影響，但已有的研究表明，影響環(huán)境污染的因素不止于此。首先，F(xiàn)DI可能通過規(guī)模、技術(shù)和結(jié)構(gòu)影響環(huán)境污染物排放[18,25]，本文引入外商直接投資作為解釋變量，以捕捉FDI對環(huán)境污染中碳排放的影響。其次，工業(yè)生產(chǎn)主要依靠化石燃料燃燒，這無疑是碳排放的重要來源[27]。目前，“一帶一路”沿線多數(shù)新興經(jīng)濟(jì)體正經(jīng)歷著從重工業(yè)向輕工業(yè)的轉(zhuǎn)型，因此模型中引入工業(yè)化水平作為控制變量。最后，貿(mào)易開放度對碳排放的影響是雙重的。一方面一國對外開放過程中可能引進(jìn)不清潔的生產(chǎn)過程，促進(jìn)了環(huán)境污染物排放；而另一方面，貿(mào)易開放水平的提高有利于先進(jìn)技術(shù)的引入，從而緩解了污染物的排放[24]。無論哪一種效應(yīng)占主導(dǎo)，都對碳排放存在著顯著影響，尤其是“一帶一路”對外開放水平逐漸提高，貿(mào)易開放度對環(huán)境的影響更應(yīng)該引起重視，因此本文將貿(mào)易開放度作為另一個(gè)控制變量。

綜合以上分析，將FDI、工業(yè)化和貿(mào)易開放度取對數(shù)后引入STIRPAT模型（2）。此外，模型中還引入了個(gè)體固定效應(yīng)參數(shù)和時(shí)間固定效應(yīng)參數(shù)來描述個(gè)體和時(shí)間的異質(zhì)影響。因此，擴(kuò)展后的STIRPAT模型如下：

式中：CO2為二氧化碳排放濃度，F(xiàn)DI、PGDP、POP、IND、ENE、TRA分別為FDI、人均GDP、人口密度、工業(yè)化、能源強(qiáng)度和貿(mào)易開放度；β、θ1、δ1、δ2、δ3、δ4為未知參數(shù)；u為隨機(jī)誤差。模型（3）假設(shè)東道國的FDI對于碳排放的影響存在時(shí)期和地區(qū)的同質(zhì)性，F(xiàn)DI每增加一個(gè)單位，碳排放會(huì)隨著變化β單位，然而模型（3）忽略的一個(gè)問題，F(xiàn)DI對碳排放的影響可能因?yàn)闁|道國所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而表現(xiàn)出差異化特征，異質(zhì)性存在的情況下，線性回歸模型的同質(zhì)性假設(shè)將不再適用。

為了解決影響系數(shù)異質(zhì)性問題，學(xué)術(shù)界通常使用分組回歸的方法估計(jì)不同樣本下的回歸系數(shù)，這種方法的優(yōu)點(diǎn)是簡單明了易推廣。缺點(diǎn)在于這種分組的標(biāo)準(zhǔn)很難確定，還有分成幾個(gè)子樣本進(jìn)行回歸分析的方法，容易損失樣本之間的一些共同信息，并且分樣本回歸割裂了樣本之間的過度過程，不符合現(xiàn)實(shí)情況。為克服分組回歸的第一點(diǎn)不足，Hansen提出了面板門檻回歸（PTR）[28]，模型如下：

式中：qit為轉(zhuǎn)換變量，Aj={q:cj-1≤c＜cj}，cj為斷點(diǎn)；I(·)為示性函數(shù)。Xit為控制變量。

PTR模型將總體樣本分成幾個(gè)子樣本進(jìn)行線性回歸，與傳統(tǒng)分組方法不同的是，其樣本分類是通過線性和非線性檢驗(yàn)內(nèi)生決定的，這就使樣本的分類相對來說更加科學(xué)。然而這種分樣本的回歸方法仍然無法解決的問題是樣本之間可能存在過渡而不是突變的問題。為解決這一問題，González等[29]拓展了PTR模型，提出面板平滑轉(zhuǎn)換回歸（PSTR）模型，這一模型引入了平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)，以實(shí)現(xiàn)不同樣本類別間轉(zhuǎn)換的平滑性。因此，PSTR模型無論是進(jìn)行樣本分組還是實(shí)現(xiàn)組別間轉(zhuǎn)換的平滑性，都具有優(yōu)勢。本文使用PSTR模型研究在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下“一帶一路”沿線國家FDI對碳排放的影響[30]?；谝陨戏治?，構(gòu)建如下PSTR模型：

式中：β0和βj分別表示線性和非線性部分的效應(yīng)；μi為個(gè)體固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差；gj(qit;γj;cj)為轉(zhuǎn)移函數(shù)，其數(shù)量由參數(shù)r決定。

轉(zhuǎn)移函數(shù)的具體形式如下：

式中：qit為轉(zhuǎn)換變量；γj為轉(zhuǎn)換函數(shù)的斜率參數(shù)，決定不同類別間的轉(zhuǎn)換速度；γj＞0。cj,1≤cj,2≤…≤cj,m是一系列位置參數(shù)，代表著轉(zhuǎn)移函數(shù)突變的位置，因此也稱為閾值水平；m指的是位置參數(shù)的數(shù)量。假設(shè)r=1時(shí)，那么如果r1趨近于0，則PSTR模型轉(zhuǎn)變?yōu)榫€性面板模型，如果r1趨近于無窮大變化，那么模型就變成PTR模型。進(jìn)一步地，如果r=1并且m=1，PSTR模型就被g=0.5分成兩個(gè)門檻區(qū)間，g＜0.5為低的門檻區(qū)域，g＞0.5為高的門檻區(qū)域，而且由于g是連續(xù)且非線性的，PSTR模型可以刻畫轉(zhuǎn)換變量與被解釋變量之間的動(dòng)態(tài)非線性關(guān)系。此時(shí)lnFDIit的變化引起的lnCO2it的變化為：

此時(shí)，每個(gè)時(shí)期、每個(gè)個(gè)體的系數(shù)是轉(zhuǎn)換變量qit的一個(gè)連續(xù)函數(shù)，通過βit與qit之間變化關(guān)系的分析便可以檢驗(yàn)東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否對FDI的環(huán)境效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響。正如轉(zhuǎn)移函數(shù)的形式所反映的，g是q的函數(shù)，當(dāng)q改變時(shí)，g平滑地在0到1之間變化，即0≤gj(qit;γj;cj)≤1，lnFDIit的系數(shù)βit在β0和 之間變化，相當(dāng)于β0和βj的加權(quán)平均。以r=1為例，當(dāng)βj＞0時(shí)，則β0＜βit＜β0+βj說明FDI對沿線國家碳排放的影響系數(shù)隨著沿線國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而變大。當(dāng)βj＜0時(shí)，則β0+βj＜βit＜β0，說明FDI對沿線國家碳排放的影響系數(shù)隨著沿線國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而減小。因此，β0的取值大小是能夠顯示出FDI對東道國碳排放的初始影響，βj的取值則可以反映出FDI對東道國碳排放的影響隨其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而呈現(xiàn)出隨時(shí)間變化的非線性特征。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本模型中的被解釋變量為二氧化碳排放量（CO2），數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，二氧化碳排放量是化石燃料燃燒和水泥生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的排放，包括在消費(fèi)固態(tài)、液態(tài)和氣態(tài)燃料以及天然氣燃燒時(shí)產(chǎn)生的二氧化碳。核心解釋變量為外商直接投資存量（FDI），數(shù)據(jù)來自UNCTADstat公布的最新數(shù)據(jù)。轉(zhuǎn)換變量，即門檻變量，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP），為按2010年不變美元計(jì)算的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。根據(jù)計(jì)量模型的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)和已有研究，為了避免遺漏重要解釋變量所導(dǎo)致內(nèi)生性問題的發(fā)生，參考Kaab等[31]的研究，選擇人口密度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)化水平、對外開放水平、能源強(qiáng)度作為控制變量。其中人口密度是人口規(guī)模除以土地面積得到的每平方千米土地面積人數(shù)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是人均實(shí)際GDP，工業(yè)化水平是工業(yè)增加值占GDP的百分比，貿(mào)易開放度是貿(mào)易總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比，能源強(qiáng)度是按2010年不變美元計(jì)算得到的每美元國內(nèi)生產(chǎn)總值的石油當(dāng)量千克數(shù)，控制變量數(shù)據(jù)均來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。以上變量均取自然對數(shù)，由此得到統(tǒng)計(jì)描述見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文以2003—2014年“一帶一路”沿線國家相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，考慮到數(shù)據(jù)的可得性以及口徑的一致性，選擇“一帶一路”沿線分布在中東歐、東南亞、西亞北非、南亞、中亞、蒙俄地區(qū)的62個(gè)國家，具體如表2所示。

表2 “一帶一路”沿線樣本國家

2 結(jié)果分析

2.1 單位根與協(xié)整檢驗(yàn)

模型估計(jì)之前有必要對數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確保其平穩(wěn)性，避免出現(xiàn)偽回歸問題。表3是面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出研究變量的LLC平穩(wěn)性檢驗(yàn)均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，均拒絕了含有單位根的原假設(shè)，因此本文所選擇的變量數(shù)據(jù)均可以視為平穩(wěn)序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，從而考察變量之間是否存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

表3 面板單位根檢驗(yàn)

通常使用的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法包括Kao檢驗(yàn)[32]、Pedroni檢驗(yàn)[33]與Westerlund檢驗(yàn)[34]。由于本文采用的是面板數(shù)據(jù)，所采用的對數(shù)變量很可能有線性時(shí)間趨勢，因此應(yīng)該包含趨勢項(xiàng)，而Kao檢驗(yàn)的局限性在于不允許在方程中加入線性時(shí)間趨勢項(xiàng)，另外兩種檢驗(yàn)則更加靈活，因此表4提供了使用Pedroni和Westerlund方法的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

其中，協(xié)整檢驗(yàn)中包括了面板個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間趨勢，原假設(shè)均為變量間無協(xié)整關(guān)系，Pedroni檢驗(yàn)的備擇假設(shè)為變量在全面板數(shù)據(jù)中都是協(xié)整的，Westerlund檢驗(yàn)有兩個(gè)備擇假設(shè)，一個(gè)是變量在部分面板數(shù)據(jù)中是協(xié)整的，另一個(gè)是變量在全面板數(shù)據(jù)中是協(xié)整的。如表4的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，Pedroni檢驗(yàn)和Westerlund檢驗(yàn)均拒絕沒有協(xié)整的零假設(shè)，因此認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行進(jìn)一步的PSTR模型估計(jì)與分析。

表4 面板協(xié)整檢驗(yàn)

2.2 PSTR模型檢驗(yàn)

在估計(jì)PSTR模型之前必須進(jìn)行線性檢驗(yàn)，以確定變量之間存在非線性關(guān)系。線性檢驗(yàn)的零假設(shè)是模型（5）應(yīng)該為線性模型，備擇假設(shè)是模型（5）至少包含一個(gè)平滑的非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)，也就是說如果r=0，那么說明模型中變量不具有非線性關(guān)系，如果r≥1，那么模型是非線性的，應(yīng)該用PSTR模型進(jìn)行回歸。因此線性檢驗(yàn)主要用于分析彈性系數(shù)是否是同質(zhì)的，從而決定是否選用線性模型。此處考慮只有兩個(gè)類別（r=1）的模型：

在模型中，檢驗(yàn)線性假設(shè)是否成立，沿用Luukkonen等[35]的做法，使用轉(zhuǎn)換函數(shù)在γ=0附近的一階Taylor展開替換模型中的轉(zhuǎn)換函數(shù)，得到回歸模型如下：

此時(shí)，線性檢驗(yàn)等價(jià)于檢驗(yàn)H0：β1=0，沿用Colletaz & Hurlin[36]的方法，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量如下：SSR0和SSR1分別是線性面板模型和r=1時(shí)PSTR模型的殘差平方和。K為解釋變量個(gè)數(shù)，N為面板數(shù)據(jù)中的個(gè)體數(shù)。線性檢驗(yàn)的原假設(shè)是應(yīng)該選擇線性模型，備擇假設(shè)是PSTR模型是合適的。如果檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為PSTR模型是合適的，那么進(jìn)一步要進(jìn)行剩余非線性檢驗(yàn)，以通過這一檢驗(yàn)來確定組別的有效個(gè)數(shù)。檢驗(yàn)程序從檢驗(yàn)H0：r=1，Ha：r=2開始，如果H0：r=1被拒絕，則繼續(xù)檢驗(yàn)H0：r=2，Ha：r=3。以此類推，直到H0：r=r*可以接受，確定模型有r*+1個(gè)類別。確定類別數(shù)量后，構(gòu)建模型，進(jìn)行非線性最小二乘法（NLS）估計(jì)。本文使用MATLAB2018a進(jìn)行PSTR模型檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)

表5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，線性檢驗(yàn)中Wald、Fisher和LRT檢驗(yàn)均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明應(yīng)該選擇非線性模型PSTR，這也反映出FDI的碳排放效應(yīng)可能因?yàn)橐粐幍慕?jīng)濟(jì)階段不同而表現(xiàn)出差異化特征。而進(jìn)一步的剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，均接受了原假設(shè)r=1，因此最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)為1，而從位置參數(shù)的最優(yōu)個(gè)數(shù)來看，接受了 的原假設(shè)，因此選擇m=1。由此可知PSTR模型的最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)和位置參數(shù)個(gè)數(shù)均為1。

2.3 PSTR模型結(jié)果和討論

基于以上線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果，構(gòu)建具有轉(zhuǎn)移函數(shù)和位置參數(shù)的PSTR模型，該模型可以產(chǎn)生一個(gè)閾值和兩個(gè)門檻區(qū)域。在確定r=1，m=1后，使用非線性最小二乘回歸方法估計(jì)方程（5）。表6為模型估計(jì)結(jié)果。

首先是構(gòu)建線性回歸模型進(jìn)行估計(jì)，通過Hausman檢驗(yàn)可知固定效應(yīng)模型合適，固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果表明，lnFDI的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，回歸系數(shù)為0.034，這首先說明FDI的流入對碳排放產(chǎn)生了顯著影響，從系數(shù)的符號來看，這種影響是正向促進(jìn)作用，從回歸系數(shù)大小來看，1單位的FDI流入促進(jìn)了0.034單位的碳排放增長。由于線性模型假設(shè)的是FDI對碳排放的影響是同質(zhì)的，不受一國經(jīng)濟(jì)水平影響。前述假設(shè)提到，F(xiàn)DI的碳排放影響可能受到一國所處經(jīng)濟(jì)階段的影響，進(jìn)一步采用PSTR模型進(jìn)行回歸，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量，估計(jì)FDI與碳排放之間的非線性關(guān)系，并且假設(shè)了這種關(guān)系在不同組別之間平滑轉(zhuǎn)換。首先進(jìn)行了線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)，采用非線性最小二乘估計(jì)（NLS）對PSTR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，表6中顯示了PSTR模型的估計(jì)結(jié)果。

表6 線性模型和PSTR模型估計(jì)結(jié)果

PSTR模型中l(wèi)nPGDP為門檻變量，模型的估計(jì)結(jié)果顯示位置參數(shù)c=8.981，將模型分為兩個(gè)門檻區(qū)間，當(dāng)lnPGDP小于8.981，也即人均GDP小于7 950.58美元時(shí)，方程（5）處于低門檻區(qū)間，當(dāng)lnPGDP大于8.981，也即人均GDP大于7 950.58美元時(shí)，則進(jìn)入高門檻區(qū)間。在744個(gè)研究樣本中，位于低門檻區(qū)間的樣本數(shù)有495個(gè)，占比66.53%，位于高門檻區(qū)間的樣本數(shù)有249個(gè)，占比33.47%，因此三分之二的樣本位于低門檻區(qū)間，說明該模型處于以低門檻區(qū)間為主的狀態(tài)。進(jìn)一步觀察人均GDP的門檻區(qū)間如圖1所示，可以看出人均GDP的非參數(shù)核密度估計(jì)結(jié)果顯示門檻閾值的垂直實(shí)線對應(yīng)的是閾值8.981，人均GDP核密度分布相對均勻，核密度峰值在閾值左側(cè)，此外，閾值右側(cè)的累積核密度小于左側(cè)的累積核密度，這表明閾值右側(cè)的觀察者較少。

圖1 核密度估計(jì)和閾值

模型估計(jì)結(jié)果中斜率參數(shù)為1.642，說明模型正在以比較平滑且緩慢的速度從低門檻區(qū)間向高門檻區(qū)間轉(zhuǎn)移，轉(zhuǎn)換速度適中，而不是在某個(gè)斷點(diǎn)處突變。從PSTR模型中FDI對碳排放的影響系數(shù)來看，線性部分的影響為0.919，非線性系數(shù)為-0.101，均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，因此研究結(jié)果表明FDI對碳排放的影響是顯著促進(jìn)作用，然而會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高這種促進(jìn)作用逐漸降低。FDI對碳排放的總效應(yīng)為表6中非線性部分系數(shù)與轉(zhuǎn)換函數(shù)的乘積加上線性部分系數(shù)。圖2是以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為橫軸，以估計(jì)的轉(zhuǎn)換函數(shù)值為縱軸，繪制的轉(zhuǎn)換函數(shù)的非線性變化特征圖。從圖2中可以看出，轉(zhuǎn)換函數(shù)呈漸進(jìn)式變化，并且實(shí)現(xiàn)了在不同門檻間的平滑轉(zhuǎn)換。由于轉(zhuǎn)移函數(shù)在[0, 1]之間波動(dòng)，因此FDI對碳排放的影響系數(shù)變化主要在[0.818, 0.919]，影響系數(shù)從0.919～0.818之間平滑變化。雖然總體上FDI的流入顯著促進(jìn)了碳排放，表現(xiàn)出污染避難所假說，但是這一促進(jìn)作用逐漸減弱，說明“污染光暈”假說正在逐漸起到作用。

圖2 轉(zhuǎn)換函數(shù)值

圖3顯示FDI對碳排放的影響系數(shù)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變化而產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)反應(yīng)?？芍庇^地看出，F(xiàn)DI對碳排放的促進(jìn)作用在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平跨越門檻值之后顯著減弱，經(jīng)濟(jì)水平與影響系數(shù)的關(guān)系為倒“S”型，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，F(xiàn)DI對碳排放的影響系數(shù)逐漸降低。

圖3 外商直接投資對碳排放的影響系數(shù)

這種動(dòng)態(tài)關(guān)系的變化是可以解釋的，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始階段，沿線國家由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要希望大量引入FDI來刺激經(jīng)濟(jì)，從而減低自身環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，因此一些國家的高污染、高消耗企業(yè)轉(zhuǎn)移到東道國，直接提高了當(dāng)?shù)靥寂欧潘?，并且FDI進(jìn)入后刺激了東道國企業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)，也消耗了大量資源，從而通過溢出效應(yīng)促進(jìn)碳排放。隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，沿線國家慢慢脫離粗放型經(jīng)濟(jì)模型，開始逐步關(guān)注FDI的流入質(zhì)量，優(yōu)先考慮引進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為代表的跨國公司，并將更多的資金投入到污染治理中，從而直接降低二氧化碳排放。同時(shí)，高質(zhì)量FDI的增加提高了國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)效率，降低了高污染企業(yè)的能源消耗，由于FDI流入產(chǎn)生的溢出效應(yīng)有助于降低碳排放水平。

2.4 PSTR模型的非線性邊際分析

為了進(jìn)一步分析FDI流入對碳排放影響的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，本文對PSTR模型進(jìn)行了非線性邊際分析，計(jì)算FDI的彈性系數(shù)。根據(jù)公式（5）FDI相對于碳排放的彈性公式如下：

PSTR模型的優(yōu)點(diǎn)是可以檢測到數(shù)據(jù)集的個(gè)體特征和時(shí)間動(dòng)態(tài)變化，根據(jù)公式（13）可以測算得到每個(gè)“一帶一路”沿線國家在樣本期內(nèi)的FDI環(huán)境效應(yīng)彈性系數(shù)為：

根據(jù)公式（14）測算得到沿線國家的評價(jià)彈性系數(shù)如圖4所示，可以看出沿線國家的平均彈性差異較大，阿富汗、尼泊爾、塔吉克斯坦、柬埔寨等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)國的影響系數(shù)較高，F(xiàn)DI對碳排放的促進(jìn)作用強(qiáng)烈，而阿聯(lián)酋、新加坡、卡塔爾、科威特等經(jīng)濟(jì)水平較高的地區(qū)，則吸引FDI對碳排放的影響程度相對較弱。

圖4 “一帶一路”沿線國家個(gè)體彈性系數(shù)

PSTR模型的另一個(gè)優(yōu)點(diǎn)是可以分析數(shù)據(jù)集的時(shí)間動(dòng)態(tài)變化，測算得到每個(gè)時(shí)期的平均彈性為：

由此測算得到2003—2014年每個(gè)時(shí)期的“一帶一路”沿線國家FDI對碳排放的平均彈性，如圖5所示?？梢钥闯?，總體上FDI的流入對碳排放的影響為正向促進(jìn)作用，然而從2003—2014年影響系數(shù)逐年下降，表明這一影響程度正在逐年遞減，表現(xiàn)出顯著的時(shí)變效應(yīng)，然而，2009年的彈性遠(yuǎn)高于2007年，2008年金融危機(jī)后，為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，各國放松環(huán)境管制以吸引FDI的勢頭略有增長，因此2009年表現(xiàn)出FDI對碳排放增長的較高影響，隨著危機(jī)的衰退和全球經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇，沿線國家的FDI對碳排放的正向促進(jìn)作用再次逐漸被減緩。

圖5 “一帶一路”沿線國家全局時(shí)變彈性系數(shù)時(shí)序變化

圖6是“一帶一路”沿線62個(gè)國家FDI對碳排放影響系數(shù)的時(shí)序變化情況，可以看出，根據(jù)PSTR模型估計(jì)得到的結(jié)果總體上樣本國家在近些年FDI對碳排放的影響系數(shù)均有或多或少的下降，其中每個(gè)國家FDI對碳排放影響的系數(shù)變化呈現(xiàn)出異質(zhì)性趨勢，下降趨勢最明顯的是哈薩克斯坦、俄羅斯、阿塞拜疆、羅馬尼亞、土庫曼斯坦、拉脫維亞、白俄羅斯、中國等國家，這些國家FDI對碳排放的污染避難所效應(yīng)正在慢慢弱化。

圖6 “一帶一路”沿線國家FDI對碳排放影響系數(shù)時(shí)空變化

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

本文在系統(tǒng)回顧相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，以2003—2014年“一帶一路”沿線62國為研究樣本，構(gòu)建了PSTR模型研究對外直接投資對CO2排放的非線性影響，并且利用非參數(shù)核密度估計(jì)和非線性邊際分析，研究“一帶一路”沿線國家FDI對碳排放發(fā)揮影響的過程中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在其中起到的閾值效應(yīng)，以及彈性系數(shù)的個(gè)體和時(shí)間異質(zhì)性，為評價(jià)“一帶一路”沿線國家FDI對碳排放的影響提供了新的研究視角和結(jié)論。

具體研究結(jié)論如下：（1）總體上“一帶一路”沿線國家FDI促進(jìn)了碳排放，遵循污染避難所假說，這可能因?yàn)檠鼐€國家多是發(fā)展中國家，為發(fā)展經(jīng)濟(jì)放松環(huán)境管制以吸引FDI的行為使其對環(huán)境造成不利影響。（2）PSTR模型估計(jì)結(jié)果表明，“一帶一路”沿線國家FDI對碳排放的影響，因?yàn)橐粐幍慕?jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同而表現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性特征，并以人均GDP7 950.58美元為門檻值劃分出兩個(gè)門檻區(qū)間，F(xiàn)DI環(huán)境效應(yīng)的彈性系數(shù)在兩個(gè)區(qū)間平滑轉(zhuǎn)換，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)倒“S”型變化趨勢。（3）非線性邊際分析結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的阿聯(lián)酋、新加坡、卡塔爾、科威特等地區(qū)，F(xiàn)DI對碳排放的促進(jìn)作用程度最弱，而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的阿富汗、尼泊爾、塔吉克斯坦、柬埔寨等國家，F(xiàn)DI對碳排放的促進(jìn)作用最強(qiáng)烈。在整個(gè)樣本期內(nèi)，F(xiàn)DI對碳排放的影響隨著時(shí)間變化呈現(xiàn)下降趨勢，其中哈薩克斯坦、俄羅斯、阿塞拜疆、羅馬尼亞、土庫曼斯坦、拉脫維亞、白俄羅斯、中國等國家在近些年下降趨勢最為明顯，表現(xiàn)出快速的轉(zhuǎn)型態(tài)勢。

3.2 討論

本研究具有重要的政策含義，研究發(fā)現(xiàn)總體上“一帶一路”沿線國家吸引FDI不利于環(huán)境質(zhì)量的提高，促進(jìn)了碳排放濃度的增加，遵循污染避難所假說。正如本文所分析的“一帶一路”沿線國家多是欠發(fā)達(dá)或發(fā)展中國家，整體上在吸引高科技對外直接投資方面能力不足。而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，沿線國家吸引的FDI對碳排放濃度的促進(jìn)作用有所減弱，這可能是逐漸成熟的經(jīng)濟(jì)體擁有更大的外國直接投資潛力，逐漸吸引更多的FDI進(jìn)入可再生能源領(lǐng)域，降低化石燃料在能源生產(chǎn)中的份額從而緩解了碳排放；另外，吸引到更高技術(shù)水平的外商直接投資，可通過新技術(shù)的使用徹底減少能源部門的碳排放。因此，作為“一帶一路”沿線國家的成員，我國應(yīng)繼續(xù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，積極吸引高技術(shù)外商投資產(chǎn)業(yè)，鼓勵(lì)外商企業(yè)投資于可再生基礎(chǔ)設(shè)施和現(xiàn)代技術(shù)，政府給予相應(yīng)的補(bǔ)貼，引導(dǎo)跨國企業(yè)進(jìn)入綠色清潔技術(shù)領(lǐng)域，鼓勵(lì)FDI向高技術(shù)、高效率生產(chǎn)領(lǐng)域注資，并嚴(yán)格要求外國投資者在投資過程中評估和公布與碳排放有關(guān)的信息，嚴(yán)控碳排放促進(jìn)環(huán)境治理及其可持續(xù)發(fā)展。另外，未來在推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)過程中，我國在對沿線國家進(jìn)行投資時(shí)，要甄別東道國關(guān)于FDI環(huán)境影響的規(guī)制政策，有的放矢地開展投資，兼顧經(jīng)濟(jì)效益與生態(tài)效益。