FDI與碳排放的相關(guān)性研究——以上海市為例

周凱

（南京大學(xué)新聞傳播學(xué)院，南京210093）

0 引言

改革開放以來，上海市引進的外商直接投資（簡稱FDI）始終保持著良好的發(fā)展勢頭，并且隨著上海綜合經(jīng)濟實力的不斷提高、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的逐步調(diào)整,外商對上海的投資熱度越來越高，上海市已成為世界著名跨國公司的主要集聚地；同時FDI的涌入也大大推動了上海的經(jīng)濟發(fā)展和城市建設(shè)。然而，引進FDI對上海市的生態(tài)環(huán)境也勢必會產(chǎn)生多重影響效應(yīng)，越來越多的外商關(guān)注于上海這片投資熱土，不可避免得使得上海正逐步成為跨國公司的“污染避難所”。《中國低碳經(jīng)濟年度發(fā)展報告2011》披露，自2005年以來，上海因人均二氧化碳排放量高和人均耗電量高，連續(xù)七年排名都位列高碳地區(qū)行列。上海市的環(huán)境保護和節(jié)能減排任務(wù)任重而道遠，引起了上海市政府的高度重視，上海市十二五總體發(fā)展規(guī)劃中指出，十二五期末要完成國家擬下達的“單位生產(chǎn)總值能耗累計下降18%、碳排放強度下降19%，以及污染物排放繼續(xù)大幅削減”的節(jié)能減排指標。

那么，為有效地加強上海市的環(huán)境保護、降低上海市的碳排放量，我們有必要深入分析FDI的引進與二氧化碳排放量的相關(guān)性，通過對上海市引進FDI的碳排放效應(yīng)進行評估，探討其關(guān)聯(lián)性，以更好地協(xié)調(diào)引進FDI和與降低碳排放量之間的關(guān)系。然后進一步探討了FDI行業(yè)分布與上海市碳排放行業(yè)結(jié)構(gòu)特征之間的關(guān)聯(lián)性等，為上海外資政策的優(yōu)化提供依據(jù)?；诖?，筆者利用《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》第二卷(能源卷)中提到的參考方法對上海市1999～2010年的碳排放規(guī)模進行估算，從總量和行業(yè)結(jié)構(gòu)方面，分析上海市FDI的碳排放效應(yīng)。

1 上海市引進FDI的規(guī)模與行業(yè)分布

1999年以來，上海市三次產(chǎn)業(yè)引進FDI的情況見表1。可以看出，投資于第一產(chǎn)業(yè)的FDI規(guī)模非常小，1999～2008年大多數(shù)年份所占份額都不足0.5%（只有2004年為0.55%），2009～2010年第一產(chǎn)業(yè)引進FDI有明顯提升，但仍未超過1%；第二產(chǎn)業(yè)引進FDI的絕對規(guī)模優(yōu)勢逐漸消失，2004年達到最高值35.87億美元后，制造業(yè)引進外商投資額開始下降，所占比重也由1999年的52.17%下降至2010年的19.79%；第三產(chǎn)業(yè)引進FDI的規(guī)?？焖偕仙挤蓊~在波動中不斷增大，呈現(xiàn)出下降-上升-下降-上升的螺旋上升態(tài)勢，至2005年開始，第三產(chǎn)業(yè)引進FDI所占比重才開始持續(xù)快速增長，到2010年所占份額上升到79.41%，高出第二產(chǎn)業(yè)FDI比重60個百分點，處于主導(dǎo)地位。

從行業(yè)分布看，2002年以前，上海市第二產(chǎn)業(yè)是FDI的重點進入領(lǐng)域。投入行業(yè)由最初的紡織業(yè)、食品加工業(yè)為主逐漸向普通機械制造業(yè)、電氣制造業(yè)，再向科技含量更高的汽車、電子通訊制造業(yè)等行業(yè)轉(zhuǎn)變，這類行業(yè)吸引FDI比重占整個制造業(yè)FDI的50%以上。特別是汽車、電子信息產(chǎn)品、石油化工、生物醫(yī)藥等重點發(fā)展行業(yè)，一直是外商在上海市投資的熱衷行業(yè)。然而到2003年之后，上海市第三產(chǎn)業(yè)利用外資比重增長迅猛并超過第二產(chǎn)業(yè)，大規(guī)模的FDI投資于商貿(mào)、物流、金融、廣告等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。

表1 上海市1999-2010年三次產(chǎn)業(yè)實際吸引FDI總額及所占比重（單位：億美元、%）

2 對上海市1999～2010年碳排放的評估

2.1 計算公式與數(shù)據(jù)來源

由于上海市的碳排放量無法直接獲得，那么就必須運用相關(guān)方法進行估算?！?006年IPCC國家溫室氣體清單指南》為溫室氣體排放的核算提供了重要依據(jù)，本文采用里面能源部分提供的方法和一些參數(shù)詳細估算了1999～ 2010年上海市化石燃料的碳排放量。為了盡可能得精確,本文將化石能源消費細分為7類，分別是：煤炭消費、焦炭消費、天然氣消費和汽油、煤油、柴油、燃料油消費。

化石能源燃燒的碳排放量具體計算公式為：

其中，EC表示估算的各類能源消費的碳排放總量,單位是萬噸；i表示能源消費種類，包括煤炭、焦炭、天然氣、汽油、柴油、煤油和燃料油7種；Ei是上海市第i種能源的消費總量，單位是萬噸或億平方米；CCi是碳含量，代表單位熱量含碳水平；NCVi是平均低位發(fā)熱量；COFi是氧化因子,即能源燃燒時的碳氧化率。后面三項的乘積被稱為碳排放系數(shù)，進而CO2排放系數(shù)為碳排放系數(shù)的3.67倍(即44/12），CO2排放總量也即是碳排放總量的3.67倍。

在估算上海市的碳排放量、人均釋碳量、單位產(chǎn)值碳排量等數(shù)值時，需要的上海市各化石能源燃料的消費數(shù)據(jù)來自2000～2010年《中國能源統(tǒng)計年鑒》，且能源消費量是終端能源消費量、供熱能源消費量、發(fā)電能源消費量三類消費量之和。上海市的人口數(shù)據(jù)和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。最關(guān)鍵的各能源碳排放系數(shù)，我們?nèi)∽訧PCC（2006）的參考值（見表2）。

表2 CO2排放系數(shù)

2.2 計算結(jié)果

根據(jù)前述計算方法，估算出1999～2010年上海市的碳排放量、CO2排放量、人均釋碳量、人均CO2排放量和單位產(chǎn)值釋碳量等，計算結(jié)果見表3。

表3 上海市1999～2010年碳、CO2排放情況

2.3 上海市1999～2010年碳排放的特征

根據(jù)估算出的上海市碳排放相關(guān)數(shù)據(jù)，我們可以進一步分析1999年以來上海市的碳排放趨勢、人均碳排放變化及單位GDP能耗的變化。由上表3所示，上海市的年度碳（或CO2）排放規(guī)模逐年增加且增速平穩(wěn)，由1999年的3019.44萬噸增至2010年的5208.54萬噸，2010年碳排放量增幅大，增長速度達到最高點9.23%。

同期，上海市的人均碳（或CO2）排放總量波動比較大，在1999～2000年期間增長較為迅猛，2001年略有下降。但自2002年開始到2005年，人均CO2排放持續(xù)快速增長，在2005年增速達到最高點8.29噸/人，之后增幅明顯放緩并在2006年和2009年有所回落，這是因為受金融危機的影響以及上海市政府在十一五期間對節(jié)能減排工作力度的加大，人均耗電量和人均CO2排放受到一定的控制；還有一方面的原因就是上海市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，第三產(chǎn)業(yè)比重逐漸提高，取代第二產(chǎn)業(yè)成為上海市的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，而第二產(chǎn)業(yè)特別是重工業(yè)的碳排放量很高，因而制造業(yè)比重的減少對人均碳排放量的減少有一定的影響作用；而且我們可以從三次產(chǎn)業(yè)引進FDI的比重發(fā)現(xiàn)，正是從2005年開始，第三產(chǎn)業(yè)利用FDI數(shù)值開始反超第二產(chǎn)業(yè)利用外資額，第二產(chǎn)業(yè)FDI比重逐漸下滑，那么三次產(chǎn)業(yè)FDI與碳排放量有什么樣的關(guān)系、是否三次產(chǎn)業(yè)利用外資額的比重會影響碳排放量的變化就值得我們深入分析。到2010年底，上海市人均CO2排放量為8.30噸/人，又創(chuàng)歷史新高，上海已連續(xù)七年被列入高碳城市行列，因而節(jié)能減排任務(wù)對上海還是很艱巨。

另外，估算表明，上海市的萬元GDP碳排放量不斷下降，由1999年的0.72下降為2010年的0.30，即單位上海市的單位GDP能耗越來越少，單位產(chǎn)值的污染物排放量得到良好空中，說明上海市的節(jié)能減排措施行之有效。

3 上海市FDI規(guī)模與碳排放量的相關(guān)性

3.1 數(shù)據(jù)選取

筆者將1999～2010年上海市年度碳排放量（見表3）作為因變量，選擇同期上海市年度實際利用FDI作為自變量，并對FDI進行同期匯率換算（見表4）。

表4 上海市1999～2010年實際利用FDI與碳排放量的整理后數(shù)據(jù)

為消除數(shù)據(jù)之間存在的異方差，分別對FDI和碳排放量T取對數(shù)，表示為lnFDI和lnT。由于選取的數(shù)據(jù)屬于時間序列數(shù)據(jù)，那么為了避免謬誤回歸，應(yīng)在建立模型之前對所涉及的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。進而我們該部分要進行的實證檢驗可分為三個步驟：一是利用單位根檢驗確定時間序列l(wèi)nFDI和lnT的平穩(wěn)性；二是利用EG兩步檢驗法（Engle-Granger檢驗法）來驗證兩變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如果存在，那么可以給出兩變量之間的長期關(guān)系；三是利用Engle-Granger檢驗來判斷l(xiāng)nFDI和lnT之間是否存在因果關(guān)系。以上步驟均采用Eviews6.0計量軟件進行測算。

3.2 相關(guān)性檢驗

3.2.1 單整檢驗

為了減少非平穩(wěn)時間序列分析時產(chǎn)生“偽回歸”問題的可能性，首先應(yīng)該對相關(guān)數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，然后再建立非平穩(wěn)時間序列回歸模型，進而判斷l(xiāng)nFDI和lnT是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。那么首先進行單整檢驗，這是因為只有兩者單整階相同時，它們才有可能存在協(xié)整關(guān)系。下面應(yīng)用Eviews5.0軟件進行數(shù)據(jù)分析，單整檢驗結(jié)果見下表5。表5的結(jié)果表明lnFDI和lnT是二階平穩(wěn)數(shù)列，因而可以進一步判斷二者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。3.2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗

表5 單整檢驗結(jié)果

采用格蘭杰兩步檢驗對變量進行協(xié)整檢驗。第一步，對需要檢驗的自變量和因變量進行回歸，然后得出殘差；第二步，對上一步得到的殘差進行單位根檢驗，如果殘差不存在單位根，則表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則，兩個變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。下面對自變量lnFDI和因變量lnT進行回歸分析，回歸的結(jié)果見下表6。

表6 lnT和lnFDI的回歸結(jié)果

根據(jù)Engle定理，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則協(xié)整回歸就能被轉(zhuǎn)換為誤差修正模型（ECM）。由于協(xié)整關(guān)系只反映了變量之間的長期均衡關(guān)系，而誤差修正模型的使用就是可以通過建立短期的動態(tài)模型來彌補長期靜態(tài)模型的不足。由表6可以得出，t值是顯著的，通過了檢驗。lnT與lnFDI之間的方程式為：

然后從以上回歸中求得殘差項，即根據(jù)e=lnT-（14.76595+0.444008lnFDI）算出殘差序列后對殘差進行單位根檢驗，得出以下結(jié)果（見表7）。

表7 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

可以看出，殘差項的ADF統(tǒng)計量為-2.186994，在顯著性水平為5%和10%的水平下均小于臨界值，拒絕e非平穩(wěn)的原假設(shè)。因而可以大致認為殘差項是平穩(wěn)的，即說明lnFDI和lnT之間是CI（2,1）階協(xié)整的。

3.2.3 lnT與lnFDI的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法驗證FDI與碳排放量之間是否存在因果關(guān)系，滯后期數(shù)分別選取1、2、3，檢驗結(jié)果見表8。

表8 因果關(guān)系檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明，滯后期為1-3時，F(xiàn)DI變化不是碳排放量變化的原因，碳排放量的變化也不是引起FDI變化的原因。即不論從短期來看還是長期來看，上海市引進FDI數(shù)值與碳排放量之間都不存在關(guān)聯(lián)性。上述結(jié)果可能和我們主觀預(yù)期的一般情況下FDI規(guī)模變大，進而產(chǎn)值增加，導(dǎo)致碳排放量增多的觀點不一致，我們考慮這與上海市第三產(chǎn)業(yè)FDI所占比重很高有關(guān)。因此，下面就有必要進一步具體分析三次產(chǎn)業(yè)引進FDI的變化與碳排放量之間的關(guān)系，以得出更加清晰準確的結(jié)論。

4 上海市三次產(chǎn)業(yè)FDI分布與碳排放量的相關(guān)性

4.1 上海市三次產(chǎn)業(yè)FDI的碳排放效應(yīng)

仍然按照前面檢驗FDI總額與碳排放量相關(guān)性的三個步驟，分析上海市三次產(chǎn)業(yè)實際引進FDI與碳排放量的相關(guān)性。首先對上海市三次產(chǎn)業(yè)利用FDI的數(shù)值進行單整檢驗，我們用FDI1、FDI2、FDI3分別表示上海市第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)實際利用外資額，單整檢驗結(jié)果的見表9。

表9 單整檢驗結(jié)果

結(jié)果顯示，lnFDI1、lnFDI2是一階單整序列，lnFDI3是二階單整序列，又知道lnT為二階單整序列，因此可以得出，lnFDI1、lnFDI2與lnT不存在協(xié)整關(guān)系，而lnFDI3與lnT可能存在協(xié)整關(guān)系，下面將進一步分析lnFDI3與lnT之間的協(xié)整關(guān)系。

采用EG兩步法進行協(xié)整檢驗，對lnFDI3和lnT進行回歸分析，其中l(wèi)nT為因變量。得到回歸方程：

第三產(chǎn)業(yè)：lnT=16.02168+0.268492lnFDI3+ε3

t檢驗值:(1119.2141)(11.17829)

R-squared=0.925901 F=124.9542

由上述結(jié)果可知，t值是顯著的，通過檢驗。下面計算出殘差項，根據(jù)e3=lnT-（16.02168+0.268492lnFDI3）進行單位根檢驗，得出結(jié)果見表10。

表10 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

可以看出，殘差項的ADF統(tǒng)計量為-6.692170，在顯著性水平為1%、5%和10%的水平下均小于臨界值，殘差項是平穩(wěn)的。因此可以認為lnFDI3和lnT之間是存在協(xié)整關(guān)系。

最后，用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法，滯后期分別取1、2、3，進行驗證lnFDI3和lnT的因果關(guān)系，結(jié)果見表11。

表11 因果關(guān)系檢驗結(jié)果

因此，可以得出lnFDI3和lnT之間存在協(xié)整關(guān)系，說明第三產(chǎn)業(yè)FDI與碳排放量之間存在長期均衡關(guān)系；而第一、第二產(chǎn)業(yè)引進FDI變化量與碳排放變化量不存在長期均衡關(guān)系。并且當滯后期為1時，第三產(chǎn)業(yè)FDI變化與上海市排放量的變化存在雙向因果關(guān)系，即第三產(chǎn)業(yè)FDI的增長是上海市碳排放量增加的格蘭杰原因，同時碳排放變化也是第三產(chǎn)業(yè)引進FDI變化的原因。這種因果關(guān)系意味著上海市第三產(chǎn)業(yè)外商投資的增長會導(dǎo)致上海市碳排放量的增長和環(huán)境污染問題的加劇，而碳排放量的變化也會在一定程度上對影響第三產(chǎn)業(yè)利用FDI的數(shù)量，但影響效果不明顯。

4.2 上海市FDI投入分布與碳排放相關(guān)性結(jié)果的深入分析

根據(jù)本文以上所做的實證檢驗結(jié)果，筆者認為上海市的FDI規(guī)模與碳排放量之間存在長期均衡關(guān)系，但不論從短期還是長期來看，上海市FDI的變化與碳排放量變化之間都不存在因果關(guān)系；并且上海市第一、第二產(chǎn)業(yè)實際利用FDI的變化與碳排放量都不存在長期均衡關(guān)系，而第三產(chǎn)業(yè)FDI與上海市碳排放的變化存在因果關(guān)系但并顯著。我們認為這種結(jié)果主要與上海市的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、FDI的產(chǎn)業(yè)投入特點和能源的利用效率等因素有關(guān)。

一方面，上海市作為我國的經(jīng)濟中心，經(jīng)濟發(fā)展水平很高，并且我國加入WTO后，逐步對外開放的服務(wù)業(yè)使得上海市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實現(xiàn)了巨大的優(yōu)化調(diào)整。第三產(chǎn)業(yè)所占比重在2010年達到57.3%，明顯超過第二產(chǎn)業(yè)，且現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和技術(shù)含量高的先進制造業(yè)發(fā)展迅猛。特別是近幾年，上海市的金融服務(wù)業(yè)、文化服務(wù)業(yè)、社會服務(wù)業(yè)發(fā)展勢頭強勁，信息產(chǎn)業(yè)、電子商務(wù)、交通運輸、房地產(chǎn)等產(chǎn)業(yè)也比較發(fā)達，因而也就決定了上海市FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中,第三產(chǎn)業(yè)比重占有絕對主導(dǎo)優(yōu)勢，并保持加速上升的態(tài)勢，2010年第三產(chǎn)業(yè)FDI比重接近80%；而這類行業(yè)的碳排放強度比較小，它們的單位產(chǎn)值碳排放量遠不及第二產(chǎn)業(yè)，特別是重工業(yè)。另外，上海市的居民消費水平和生活質(zhì)量比較高，居民日常耗電量很大，其中空調(diào)等制冷、取暖設(shè)施是重要的排放源，人均生活消費碳排放逐漸增加，對上海市的碳排放總量有直接影響。因此，總的來說上海市利用FDI產(chǎn)生的碳排放量不足以對上海市的總碳排放產(chǎn)業(yè)顯著作用，即上海市FDI變化與碳排放量不存在因果關(guān)系。

另一方面，上海市第三產(chǎn)業(yè)FDI變化與碳排放量存在關(guān)聯(lián)性，而第二產(chǎn)業(yè)引進FDI規(guī)模的變化與碳排放量卻沒有關(guān)系。這表明上海市第三產(chǎn)業(yè)的主導(dǎo)地位使得第三產(chǎn)業(yè)碳排放量不斷增長，因而第三產(chǎn)業(yè)FDI的碳排放量增長速率很快，主要是郵電通信業(yè)、交通運輸、倉儲和油類等能源消費量快速增加導(dǎo)致碳排量的增長。第二產(chǎn)業(yè)引進FDI變化與碳排量量之間沒有關(guān)系是由上海市的FDI投入特點和能源利用率決定的。因為上海引進的FDI普遍呈現(xiàn)出科技含量高、投資規(guī)模大、產(chǎn)業(yè)鏈延伸廣等特點，這就使得上海市的第二產(chǎn)業(yè)FDI以先進制造業(yè)為主，技術(shù)水平和管理水平較高，如電子通訊業(yè)、化工醫(yī)藥等。而逐漸減少那些高耗能、高污染的外資企業(yè)進入。此外，上海市的能源利用率日益提高，主要是因為第三產(chǎn)業(yè)中電子商務(wù)、信息產(chǎn)業(yè)等高速發(fā)展，不僅提高了第二產(chǎn)業(yè)設(shè)備的工作效率、降低了單位產(chǎn)品的能耗，也降低了交易過程等中間環(huán)節(jié)的費用，進而減少了第二產(chǎn)業(yè)能源消費量。因此，上海市第二產(chǎn)業(yè)FDI的變化對碳排放量的變化沒有顯著影響。

最后，上海市碳排放量變化對第三產(chǎn)業(yè)FDI有影響作用，說明了上海市政府實施節(jié)能減排措施取得了一定的效果，碳排放量增加會促使政府進一步鼓勵外資投資于那些能源消耗低、技術(shù)含量高或者可以提高能源利用率的部分第三產(chǎn)業(yè)，這在一定程度上影響第三產(chǎn)業(yè)吸引FDI的規(guī)模。但實際上講，上海市的碳排放量對三次產(chǎn)業(yè)引進FDI的變化沒有很顯著的作用。

5 結(jié)論

本文概述了1999～2010年上海市引進FDI的規(guī)模和結(jié)構(gòu)特征，運用IPCC提供的參考方法估算了1999～2010年上海市的年度碳排放量。進而利用單整檢驗和格蘭杰因果檢驗方法分析了上海市引進FDI和碳排放量之間的關(guān)系。實證結(jié)果表明兩者之間存在顯著的長期均衡關(guān)系。但格蘭杰因果檢驗得出，不論是短期還是長期來看，上海市FDI規(guī)模變化與碳排放量變化都沒有因果關(guān)系。然后對上海市的三次產(chǎn)業(yè)利用外資的碳排放效應(yīng)進行同樣方法的檢驗。得出結(jié)論表明，上海市碳排放量與上海市第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的FDI規(guī)模都不存在長期均衡關(guān)系，但與第三產(chǎn)業(yè)FDI規(guī)模的變換存在長均衡關(guān)系；并且在滯后期為1時，上海市第三產(chǎn)業(yè)FDI的變化與碳排放存在雙向因果關(guān)系。最后，對上海市FDI投入分布與碳排放量相關(guān)性的實證結(jié)果進行了深入分析，得出產(chǎn)生上述結(jié)果的主要是上海市的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、FDI投入方向及能源利用率的特點等造成的。

[1]B.W.Ang,K.Choi.Decompositon of Aggregate Energy and Cas Emis?sion Intensities for Industry:A Pefined Divisia Index Method[J].Ener?gy Journal,1997,18(3).

[2]B.W.Ang,F.Q.Zhang,K.Choi.Factorizing Changes in Energy and En?vironrnental Indicators through Decomposition[J].Energy,1998,23(6).

[3]B.W.Ang,F.L.Liu.A New Energy Decomposition Method:Perfect in Decomposition and Consistent in Aggregation[J].Energy,2001,(26).

[4]LIU.X,Wang C.Does Foreign Direct Investment Facilitate Techno?logical Progress?Evidence from Chinese industries[J].Research Poli?cy,2003,(32).

[5]L.Wu.S.Kaneko,S.MaLsuoka.Driving Forces behind the Stagnancy of China's Energer-related CO2Emissions from 1996 to 1999:The Rela?tive Importance of Structural Change,Intensity Change and Scale Change[J].Energy Policy,2005,33(3).

[6]James B.Ang.CO2Emissions,Research and Technology Transfer in China[J].Ecological Economics,2009,(68).

[7]M.Li.Decomposing.The Change of CO2Emissions in China:A Dis?tance Function Approach[J].Ecological Economics,2010,(10).

[8]Dhakal Shohhakar,Shinji Kaneko,Hidefumi Imura.CO2Emissions from Energy Use in East Asian Megacities Driving Factors,Challeng?es and SLraLegies[EB/OL].hup://www.iges.or,2011-01-01.

[9]江心英，陳志雨.1998～2010年江蘇省引進FDI與碳排放的相關(guān)性評估[J].國際貿(mào)易問題，2012,（4）.

[10]潘申彪，余妙志.江浙滬三省市外商直接投資與環(huán)境污染的因果關(guān)系檢驗[J].國際貿(mào)易問題，2005,（12).

[11]趙敏,張衛(wèi)國,俞立中.上海市能源消費碳排放分析[J].環(huán)境科學(xué)研究，2009，(8).

[12]杜力民.我國二氧化碳排放的影響因素_基于省級面板數(shù)據(jù)的研究[J].南方經(jīng)濟，2010,(11).

[13]邵帥,楊莉莉,曹建華.工業(yè)能源消費碳排放影響因素研究_基于STIRPAT模型的上海分行業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)實證分析[J].財經(jīng)研究，2010,(11).