新疆碳排放量與外商直接投資關(guān)系的實(shí)證研究

楊萍+李豫新

[摘要] 在國(guó)家“一帶一路”戰(zhàn)略中，新疆被定位為絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的核心區(qū)，這為新疆吸引更多的外商直接投資帶來機(jī)遇，但由此將引發(fā)的環(huán)境問題也不容忽視。利用1995—2011年新疆碳排放量與外商直接投資額對(duì)新疆碳排放量與外商直接投資關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明二者互為格蘭杰因果關(guān)系，這意味著伴隨著外商直接投資的流入，新疆環(huán)境問題將日趨凸顯。提出由招商“引資”向招商“選資”轉(zhuǎn)變，實(shí)施碳標(biāo)簽制度和低碳產(chǎn)品認(rèn)證制度，調(diào)整外商直接投資產(chǎn)業(yè)分布，加大環(huán)境執(zhí)法力度來減少FDI對(duì)環(huán)境的負(fù)面影響，促進(jìn)FDI與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展。

[關(guān)鍵詞] 新疆；外商直接投資；碳排放量；實(shí)證研究

[中圖分類號(hào)] F273.2 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A

一、引言

隨著我國(guó)“一帶一路”戰(zhàn)略的提出，外商直接投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演著越來越重要的角色，但外商直接投資在拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也給環(huán)境帶來了一定的負(fù)面影響。新疆被國(guó)家定位為絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的核心區(qū)，這為新疆吸引更多的外商直接投資帶來機(jī)遇，但由此將引發(fā)的環(huán)境問題也不容忽視。因此，本文對(duì)新疆外商直接投資與碳排放量二者的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，以期可以幫助新疆解決環(huán)境問題，同時(shí)為新疆引進(jìn)外商直接投資提供參考。

關(guān)于環(huán)境與外商直接投資關(guān)系的研究，Beata K.Smarzynska和Shang-Jin Wei（2001）認(rèn)為由于發(fā)達(dá)國(guó)家的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)高于發(fā)展中國(guó)家，向發(fā)展中國(guó)家投資產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)仍高于當(dāng)?shù)厮?，因此并未?duì)發(fā)展中國(guó)家的環(huán)境造成負(fù)面影響。也有學(xué)者認(rèn)為外商直接投資會(huì)給發(fā)展中國(guó)家的環(huán)境帶來負(fù)面影響，Anderw K Jorgenson（2007）選取了1975—2000年欠發(fā)達(dá)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，建立了固定效應(yīng)回歸模型，分析了外商直接投資對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的環(huán)境效應(yīng)，結(jié)果證明，外商直接投資與欠發(fā)達(dá)地區(qū)的二氧化碳和有機(jī)水污染物的排放量都呈正相關(guān)關(guān)系。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)論也不盡相同。易艷春等（2015）應(yīng)用自回歸分布滯后模型（ARDL）研究外商直接投資與中國(guó)碳排放之間的長(zhǎng)短期相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)短期內(nèi)，F(xiàn)DI的流入增加了碳排放。與之相反，張晶、蔡建峰（2014）基于1998—2011年中國(guó)29個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建聯(lián)立方程模型，分析了外商直接投資與二氧化碳排放之間的關(guān)系，結(jié)果表明，外商直接投資對(duì)二氧化碳排放起到了一定的抑制作用。

綜上所述，關(guān)于外商直接投資對(duì)環(huán)境的影響，學(xué)術(shù)界有兩種主要觀點(diǎn)，即外商直接投資對(duì)環(huán)境的正效應(yīng)與負(fù)效應(yīng)；而環(huán)境對(duì)外商直接投資的影響，多數(shù)學(xué)者論證的結(jié)果一致，即“污染天堂假說”，也就是污染密集產(chǎn)業(yè)的企業(yè)傾向于建立在環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)較低的國(guó)家或地區(qū)。關(guān)于新疆碳排放量與外商直接投資的關(guān)系，本文將選取新疆1995—2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、新疆碳排放量與外商直接投資關(guān)系的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來自《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》（1996—2011），部分?jǐn)?shù)據(jù)來自2012年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和新疆維吾爾自治區(qū)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

為降低序列的自相關(guān)性和異方差性，本文分別對(duì)TC和FDI取對(duì)數(shù)。表1列出新疆碳排放量（TC）、外商直接投資（FDI）及二者的對(duì)數(shù)值（LNTC和LNFDI）。

表1 1995—2011年新疆碳排放量與外商直接投資

年份 TC LNTC FDI LNFDI

1995 1753.896 7.469594663 21850 9.991956201

1996 1951.786 7.576500215 28489 10.25727333

1997 2029.459 7.615524452 30961 10.34048363

1998 2064.780 7.632778832 33128 10.40813413

1999 2021.833 7.611759727 35547 10.47861104

2000 2097.654 7.648574979 37470 10.53129589

2001 2164.632 7.680005658 39505 10.58418253

2002 2260.512 7.723346451 43839 10.68827911

2003 2513.842 7.82956747 47844 10.775701

2004 2979.695 7.999576381 52430 10.86723423

2005 3388.474 8.128134859 57179 10.95394198

2006 3712.576 8.21948133 67545 11.12054932

2007 4055.232 8.307763121 80029 11.29014435

2008 4389.724 8.387021539 99013 11.50300643

2009 4726.872 8.461018945 120583 11.70009359

2010 5164.214 8.549508247 144325 11.87982298

2011 6141.031 8.722747892 177810 12.08847084

數(shù)據(jù)來源：新疆維吾爾自治區(qū)統(tǒng)計(jì)局；新疆統(tǒng)計(jì)年鑒（1996—2012）；國(guó)家統(tǒng)計(jì)局能源統(tǒng)計(jì)司；中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒（2012）

（二）模型的設(shè)定

對(duì)LNTC和LNFDI兩變量設(shè)立模型如下（鑒于本文偏重于外商直接投資對(duì)碳排放量的影響，選用LNTC作為被解釋變量）：LNTC=ɑ+βLNFDI+u （1）endprint

用普通最小二乘法進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸后，結(jié)果如表2：

表2 LNTC 和LNFDI序列的OLS回歸結(jié)果

Dependent Variable： LNTC

Method： Least Squares

Sample： 1995 2011

Included observations： 17

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.877765 0.343431 2.555867 0.0219

LNFDI 0.650498 0.031435 20.69342 0.0000

R-squared 0.966157 Mean dependent var 7.974289

Adjusted R-squared 0.963900 S.D. dependent var 0.400022

S.E. of regression 0.076004 Akaike info criterion -2.205934

Sum squared resid 0.086649 Schwarz criterion -2.107909

Log likelihood 20.75044 F-statistic 428.2175

Durbin-Watson stat 1.457230 Prob（F-statistic） 0.000000

根據(jù)表2回歸結(jié)果，得出LNTC和LNFDI的模型如下：

LNTC=0.877765+0.650498LNFDI （2）

（2.555867） （20.69342）

R = 0.966157，F(xiàn)=428.2175 DW=1.457230

（三）模型檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析之前，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，只有平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)才能進(jìn)行回歸分析。在此，本文利用ADF檢驗(yàn)對(duì)序列LNTC和LNFDI的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。LNTC檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表3 LNTC的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量 檢驗(yàn)形式

（C，T，K） ADF檢驗(yàn)值 1%顯著性水平臨界值 5%顯著性水平臨界值 10%顯著性水平臨界值 結(jié)論

LNTC （C，T，1） -2.301764 -4.7315 -3.7611 -3.3228 非平穩(wěn)

ΔLNTC （C，T，1） -2.416192 -4.8025 -3.7921 -3.3393 非平穩(wěn)

Δ LNTC

（0，0，1） -2.163311 -2.7760 -1.9699 -1.6295 平穩(wěn)

注：ΔLNTC表示LNTC的一階差分，Δ LNTC表示LNTC的二階差分，下同；檢驗(yàn)形式（C，T，K），其中C，K分別表示ADF檢驗(yàn)含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定，下同。

由表3可以看出，序列LNTC原值在1%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值為-2.301764，大于臨界值-4.7315，因此，在1%的顯著性水平下，接受存在單位根原假設(shè)，同理，在5%與10%的顯著性水平下，均接受序列LNTC存在單位根的原假設(shè)，則LNTC在三個(gè)顯著性水平下均未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)；對(duì)LNTC的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在1%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值-2.416192大于臨界值-4.8025，接受存在單位根的原假設(shè)，即在1%的顯著性水平下，LNTC的一階差分序列是非平穩(wěn)的，同理，LNTC的一階差分序列在5%和10%的顯著性水平下也是非平穩(wěn)的；對(duì)LNTC的二階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值-2.163311小于臨界值-1.9699，拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明在5%的顯著性水平下，LNTC序列是二階差分平穩(wěn)的，即LNTC～I(xiàn)（2）。

對(duì)LNFDI序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示：

表4 LNFDI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量 檢驗(yàn)形式

（C，T，K） ADF檢驗(yàn)值 1%顯著性水平臨界值 5%顯著性水平臨界值 10%顯著性水平臨界值 結(jié)論

LNFDI （C，0，1） 5.867755 -3.9635 -3.0818 -2.6829 非平穩(wěn)

ΔLNFDI （C，T，1） -2.713171 -4.8025 -3.7921 -3.3393 非平穩(wěn)

Δ LNFDI

（0，0，1） -3.346798 -2.7760 -1.9699 -1.6295 平穩(wěn)

由表4可知， 序列LNFDI原值在1%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值5.867755大于臨界值-3.9635，接受LNFDI序列存在單位根的原假設(shè)，即LNFDI序列在1%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的，同理知，LNFDI序列在5%和10%的顯著性水平下也是非平穩(wěn)的，即LNFDI序列在三個(gè)顯著性水平下均未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)；對(duì)LNFDI的一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，在1%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值為-2.713171，大于臨界值-4.8025，則接受存在單位根的原假設(shè)，同理，在5%和10%的顯著性水平下，LNFDI的一階差分序列接受存在單位根的原假設(shè)，因此，LNFDI的一階差分序列在三個(gè)顯著性水平下均未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)；對(duì)LNFDI的二階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值為-3.346798，小于臨界值-1.9699，拒絕存在單位根的原假設(shè)，即在5%的顯著性水平下序列LNFDI是二階差分平穩(wěn)的，即LNFDI～I(xiàn)（2）。endprint

通過以上對(duì)LNTC和LNFDI兩個(gè)序列的單位根檢驗(yàn)，得出二者均是二階差分平穩(wěn)的，即兩序列是二階單整時(shí)間序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后，為確定其相互之間是否存在長(zhǎng)期關(guān)系，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，常用的協(xié)整檢驗(yàn)法有EG兩步法和JJ檢驗(yàn)法。Engle-Granger（1987）兩步法通常用于檢驗(yàn)兩變量之間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)合本文實(shí)際情況，采用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

將表2回歸得到的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示：

表5 殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量 檢驗(yàn)形式

（C，T，K） ADF檢驗(yàn)值 1%顯著性水平臨界值 5%顯著性水平臨界值 10%顯著性水平臨界值 結(jié)論

E （0，0，1） -2.830770 -2.7411 -1.9658 -1.6277 平穩(wěn)

由表5知，殘差序列的ADF檢驗(yàn)值為-2.830770，小于三個(gè)顯著性水平的臨界值，則在1%、5%、10%的顯著性水平下，均拒絕存在單位根的原假設(shè)，即在三個(gè)顯著性水平下殘差序列均是平穩(wěn)的，因此，LNTC和LNFDI兩變量具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，證明設(shè)立的模型（2）成立，即LNTC和LNFDI存在長(zhǎng)期協(xié)整方程 ，該協(xié)整關(guān)系表明，新疆碳排放量與外商直接投資之間存在正相關(guān)關(guān)系，且新疆碳排放量對(duì)外商直接投資的彈性約為0.650498，即實(shí)際利用外商直接投資規(guī)模每增加1%，將導(dǎo)致新疆整體碳排放量平均增加0.650498%。

3.誤差修正模型

由以上的協(xié)整檢驗(yàn)可知，外商直接投資與碳排放量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，因此可以對(duì)上述兩個(gè)變量建立誤差修正模型。首先對(duì)引入二階滯后項(xiàng)的模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果為：LNTC =0.123+1.523LNTC -1.007LNTC +0.284LNFDI-0.109LNFDI +0.167LNFDI （3）

（0.198526） （7.803939） （-4.037119） （0.586824） （-0.208473） （1.054634）

R = 0.995909，F(xiàn)=438.1818，DW=2.385629

經(jīng)過適當(dāng)變形，可得引入二階滯后項(xiàng)誤差修正模型：

ΔLNTC =0.283479ΔLNFDI -0.166477ΔLNFDI +1.006825ΔLNTC -0.483908ECM （4）

其中，ECM 為（LNTC -0.705473LNFDI -0.253988），誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.483908，說明存在反向修正機(jī)制，則該誤差修正模型成立。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文運(yùn)用格蘭杰檢驗(yàn)對(duì)序列l(wèi)nTC和lnFDI的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，以此來判斷新疆碳排放量與外商直接投資二者之間的相互關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如下（滯后階數(shù)為2）：

表6 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability

LNFDI does not Granger Cause LNTC 15 6.81638 0.01357

LNTC does not Granger Cause LNFDI 5.19092 0.02843

由檢驗(yàn)結(jié)果表6可以看出，接受原假設(shè)LNFDI不是LNTC的格蘭杰原因的概率為0.01357<0.05，接受原假設(shè)LNTC不是LNFDI的格蘭杰原因的概率為0.02843<0.05。換句話說就是，LNFDI與LNTC互為格蘭杰原因的概率很大，他們互為因果關(guān)系，即LNFDI是LNTC的格蘭杰原因，同時(shí)，LNTC也是LNFDI的格蘭杰原因。

（四）結(jié)論

新疆碳排放量與外商直接投資之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，碳排放量隨著外商直接投資規(guī)模的擴(kuò)大而增加，其彈性值為0.650498，即新疆實(shí)際利用外資增長(zhǎng)1%，碳排放量將平均增加0.650498%；外商直接投資規(guī)模的擴(kuò)大是導(dǎo)致新疆碳排放量增長(zhǎng)的Granger原因，外商直接投資在為新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出重要貢獻(xiàn)的同時(shí)，也帶來了大量的碳排放，對(duì)新疆的環(huán)境造成不利影響，即外商直接投資對(duì)新疆碳排放存在負(fù)面影響；同時(shí)，碳排放量增大也是新疆外商直接投資Granger原因。

三、對(duì)策建議

（一）由招商“引資”向招商“選資”轉(zhuǎn)變，促進(jìn)FDI與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展

在引進(jìn)外商投資時(shí)，不能僅考慮經(jīng)濟(jì)效益，還要考慮可能給當(dāng)?shù)丨h(huán)境造成的影響。因此要由原來的招商“引資”轉(zhuǎn)變?yōu)檎猩獭斑x資”，提高FDI的質(zhì)量與效益，將引進(jìn)外商直接投資的重點(diǎn)放在高新技術(shù)、“清潔”企業(yè)上，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)外商直接投資與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

（二）加快實(shí)施碳標(biāo)簽制度和低碳產(chǎn)品認(rèn)證制度，減少FDI對(duì)環(huán)境的負(fù)面影響

對(duì)企業(yè)實(shí)施碳標(biāo)簽制度和低碳認(rèn)證制度，對(duì)其產(chǎn)品的含碳量進(jìn)行檢測(cè)，從而達(dá)到在始端降低碳排放量的作用，倒逼企業(yè)自主節(jié)能減排或革新技術(shù)，真正通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)減排降耗，從而減少FDI對(duì)環(huán)境所造成的負(fù)面影響。

（三）調(diào)整外商直接投資產(chǎn)業(yè)分布，加大環(huán)境執(zhí)法力度

調(diào)整FDI在新疆三產(chǎn)中投入比例，給予投入到第一、三產(chǎn)業(yè)的外商直接投資優(yōu)惠政策。這樣一方面避免了因環(huán)境保護(hù)而影響外商直接投資的引進(jìn)，另一方面也相應(yīng)地降低了碳排放量。此外，新疆政府及相關(guān)部門應(yīng)增強(qiáng)環(huán)保意識(shí)，制定并完善相關(guān)環(huán)保制度和措施，對(duì)高排放的外商直接投資企業(yè)加大環(huán)境執(zhí)法力度。

[參考文獻(xiàn)]

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（責(zé)任編輯：董博雯）endprint