FDI是否加劇了中國制造業(yè)CO2排放？

張 寬

(重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044)

一、引言

2016年中國正式加入《巴黎氣候變化協(xié)定》，中國政府承諾2030年單位GDP碳排放將比2005年降低 60%-65%。改革開放以來，中國在高速工業(yè)化過程中CO2排放急劇增加，早在2009年就已經(jīng)成為全球最大的碳排放來源國[1]。而在中國工業(yè)化過程中，特別是制造業(yè)的生產(chǎn)部門的碳排放問題不容忽視，根據(jù)2015年制造業(yè)能源消費(fèi)數(shù)據(jù)，我們估計認(rèn)為制造業(yè)CO2排放約占排放總量的54.9%。中國政府于2015出臺了制造強(qiáng)國戰(zhàn)略文件《中國制造2025》，其中提出將在2025年將單位增加值CO2排放在2015年基礎(chǔ)上降低40%。中國目前作為全世界最大的發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)體和人口最多的國家，特別是自從加入世界貿(mào)易組織(WTO)，廣闊的市場前景和豐富而廉價的勞動力資源吸引了大量的外商直接投資(FDI)[2]。根據(jù)UNCTAD發(fā)布的2015年世界投資報告， 2014年中國FDI流入達(dá)到1290億美元，超越美國成為全球FDI流入最大的目的地①。再從FDI流入中國國內(nèi)各個產(chǎn)業(yè)部門來看，根據(jù)《中國外商投資報告2014》數(shù)據(jù)，制造業(yè)部門一直位居FDI流入總量第一，這一情況直到2011年才有所改變，但目前制造業(yè)FDI流入量也僅次于服務(wù)業(yè)部門，成為中國第二大FDI流入部門。

很多研究均表明，F(xiàn)DI在中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展過程中扮演了相當(dāng)重要的角色[3, 4]。然而伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展，環(huán)境污染問題其中又特別是碳排放問題引起學(xué)者們廣泛關(guān)注[5, 6]。近年來，許多學(xué)者圍繞FDI是否導(dǎo)致發(fā)展中國家環(huán)境惡化的話題展開了激烈的討論，形成了兩種針鋒相對的假說，即“污染天堂”和“污染光環(huán)”[7]?！拔廴咎焯谩奔僬f認(rèn)為，發(fā)達(dá)國家企業(yè)利用發(fā)展中國家較為輕松的環(huán)境規(guī)制水平[8]，將較多的重污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，繼而FDI流入從而加劇了發(fā)展中國家的環(huán)境污染問題[9, 10]。與此相反，“污染光環(huán)”假說認(rèn)為，來自發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的FDI往往蘊(yùn)含了較高的技術(shù)水平，跨國企業(yè)通過FDI將先進(jìn)的清潔生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗傳播至東道國，這種技術(shù)溢出效應(yīng)將會緩解發(fā)展中國家由粗放發(fā)展模式導(dǎo)致的環(huán)境壓力[11]。當(dāng)然還有一些基于發(fā)展中國家的樣本研究表明，F(xiàn)DI對東道國的環(huán)境并未產(chǎn)生顯著影響，形成了“中立假說”[12-14]。

本文的目的在于利用中國制造業(yè)細(xì)分行業(yè)層面的CO2和FDI數(shù)據(jù)，從行業(yè)層面檢驗FDI對CO2的影響，相關(guān)研究結(jié)論對政策制定者如何科學(xué)合理引導(dǎo)FDI流入不同部門和幫助制造業(yè)減少CO2排放顯得尤其重要。我們的研究在以下三個方面對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展。第一，由于中國政府并未公布制造業(yè)細(xì)分行業(yè)相關(guān)CO2排放數(shù)據(jù)，因此幾乎沒有文獻(xiàn)利用制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對FDI和CO2關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。我們基于《中國能源統(tǒng)計年鑒》上制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的八類能源消耗數(shù)據(jù)，采用IPCC碳排放核算公式，對中國27個細(xì)分制造業(yè)行業(yè)2003-2014碳排放量進(jìn)行了測算。因此，據(jù)我們所知，本文是首次針對制造業(yè)各個細(xì)分行業(yè)，在EKC框架下，對FDI和CO2關(guān)系進(jìn)行實證分析。第二，考慮到制造業(yè)各個細(xì)分行業(yè)的特有性質(zhì)，一些行業(yè)對能源依賴度較高，反之較低。因此，根據(jù)污染程度不同，我們將27個細(xì)分行業(yè)分為高、中、低三類污染行業(yè)，分別進(jìn)行行業(yè)異質(zhì)性考察，以檢驗不同污染程度行業(yè)FDI對CO2排放影響的結(jié)論是否有所差異。第三，本文引入行業(yè)外資參與度作為核心解釋變量以替換人均FDI存量，從新考察了上述關(guān)系，結(jié)論非常穩(wěn)健。本文基于上述三個主要方面的拓展，進(jìn)一步豐富和加深了對FDI與CO2排放之間關(guān)系的理解。

二、文獻(xiàn)回顧

在經(jīng)濟(jì)全球化迅速發(fā)展的今天，F(xiàn)DI已經(jīng)成為跨國公司進(jìn)行全球資源配置的重要方式和手段。面對FDI大量進(jìn)入發(fā)展中國家和發(fā)展中國家環(huán)境污染問題日益嚴(yán)峻的事實，其中又特別是涉及到氣候變暖的碳排放問題引起了學(xué)者們廣泛注意。FDI作為一種要素在跨國之間的流動，對于流入國家而言，其根本目的在于助推本國經(jīng)濟(jì)快速增長，因此在探討FDI與碳排放關(guān)系之前有必要從經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間的關(guān)系談起。

對于經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的關(guān)系，著名的庫茲涅茨假說(EKC)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間存在倒“U”型關(guān)系[15, 16]，其主要表現(xiàn)為一國收入水平和某些污染變量之間呈現(xiàn)的非線性關(guān)系。EKC假說的理論邏輯在于，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，粗放的發(fā)展方式會消耗大量的能源和其他自然資源，在這一階段經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段，即突破一定閾值之后，由于產(chǎn)業(yè)不斷升級和技術(shù)進(jìn)步，對能源等資源的依賴度降低，進(jìn)而減少環(huán)境污染[17, 18]。在經(jīng)驗文獻(xiàn)方面，Grossman and Krueger在其開創(chuàng)性論文中，檢驗了包括空氣污染在內(nèi)的四種環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)和國家人均收入之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長并不會持續(xù)惡化環(huán)境質(zhì)量，隨著人均收入接近8000美元后，環(huán)境質(zhì)量隨著經(jīng)濟(jì)增長不斷改善，首次給出了支持EKC假說的經(jīng)驗證據(jù)[15]。后來大量文獻(xiàn)，利用CO2表征環(huán)境污染并圍繞EKC假說是否存在不斷尋找新的證據(jù)，但在結(jié)論上，分別形成了支持EKC假說的倒“U”型、和否認(rèn)EKC假說的線性關(guān)系以及“N”型等[19-24]。目前，關(guān)于CO2與經(jīng)濟(jì)增長之間的EKC假說爭論還未形成一致結(jié)論，已有文獻(xiàn)的經(jīng)驗證據(jù)非?；靵y[25]。

隨著EKC假說實證研究框架不斷拓展和完善，F(xiàn)DI變量廣泛被納入EKC模型分析框架進(jìn)行深入分析。特別是，Copeland and Taylor基于南北貿(mào)易模型，首次提出了“污染天堂假說”(PHH)之后，大量文獻(xiàn)圍繞PHH假說以驗證發(fā)達(dá)國家是否利用發(fā)展中國家的寬松環(huán)境規(guī)制水平將重污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，進(jìn)而加劇了東道國環(huán)境惡化[10, 26-28]。本文將從結(jié)論、樣本數(shù)據(jù)選擇、研究方法三個方面歸納和總結(jié)目前關(guān)于FDI和CO2關(guān)系的研究文獻(xiàn)。

首先，從已有的研究結(jié)論來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)給出了三種經(jīng)驗證據(jù)。第一類文獻(xiàn)研究表明FDI對環(huán)境，污染變量具有顯著的正向影響，F(xiàn)DI惡化了東道國環(huán)境污染狀況，進(jìn)而為“污染天堂”假說成立提供了大量的經(jīng)驗證據(jù)[23, 24, 29, 30]。第二類經(jīng)驗文獻(xiàn)卻支持與“污染天堂”假說相反的“污染光環(huán)”假說，這些文獻(xiàn)認(rèn)為FDI流入降低了東道國的污染排放水平，改善了環(huán)境狀[1, 22, 31, 32]。第三類文獻(xiàn)研究結(jié)論介于前兩類之間，這類文獻(xiàn)研究并沒有發(fā)現(xiàn)FDI與環(huán)境污染變量之間顯著的相關(guān)關(guān)系或因果關(guān)系，形成了所謂的“中性”假說[3, 14, 33]。隨著一些經(jīng)驗文獻(xiàn)逐漸重視對樣本異質(zhì)性的考察，基于收入水平或制度等其他經(jīng)濟(jì)變量的分組研究表明，不同地區(qū)或者國家支持不同的假說[34-37]。

其次，從樣本數(shù)據(jù)選擇的視角看，關(guān)于FDI對CO2影響的文獻(xiàn)，目前主要有三個方向。第一類，主要針對特定區(qū)域利用國家層面上的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，例如東盟(ASEAN)、撒哈拉以南非洲國家、西非經(jīng)濟(jì)共同體(ECOWAS)、京都協(xié)議簽署國家、中東和北非國家(MENA)、跨國集團(tuán)組織(MNCs)、拉丁美洲國家、海灣合作委員會(GCC)、金磚國家組織(BRIC)、20國集團(tuán)(G20)以及新興市場經(jīng)濟(jì)體等[3, 22, 33, 34, 38-43]。第二類，并非針對特定區(qū)域而是以國家為個體的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)分析，同時也根據(jù)不同的分組標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行國家間異質(zhì)性考察[37, 44-46]。第三類，以特定單一國家為主要研究對象，利用長時間序列數(shù)據(jù)變量或者以單個國家內(nèi)部的省市地區(qū)或其他單元要素組成的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析[26, 28, 29, 47]。這類文獻(xiàn)主要針對如中國、印度、越南、土耳其和馬來西亞等發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)體。

最后，基于經(jīng)驗文獻(xiàn)研究方法來看，主流文獻(xiàn)大致遵循以下兩條足跡。第一，從歷史維度視角切入，采用以單位根、協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗為代表現(xiàn)代時間序列計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，針對某一具體國家或地區(qū)考察FDI對環(huán)境污染變量的短期和長期動態(tài)影響效應(yīng)[27, 32, 48, 49]。第二，從區(qū)域異質(zhì)性視角出發(fā)，構(gòu)建大樣本的跨國或者地區(qū)級面板數(shù)據(jù)集，面板單位根、面板協(xié)整和面板因果檢驗等方法被廣泛應(yīng)用和拓展進(jìn)行“污染天堂”假說檢驗[1, 31, 34, 45, 50]。近年來，隨著空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)興起，在放松空間同質(zhì)性假說前提下，F(xiàn)DI和環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)也被逐漸重視[5]。

綜上可以看出，已有文獻(xiàn)已經(jīng)利用各種計量方法，從不同的樣本選擇視角對FDI和CO2排放的關(guān)系進(jìn)行了廣泛地討論，這無疑對我們后面的研究工作提供了豐富的參考。但是我們同時應(yīng)該看到，這類文獻(xiàn)還存在一些不足。第一，PHH假說的經(jīng)驗證據(jù)混亂，結(jié)論大相徑庭。如果說，目前相關(guān)結(jié)論存在差異可能是樣本異質(zhì)性導(dǎo)致的，但是從相關(guān)文獻(xiàn)我們不難發(fā)現(xiàn)，針對同一地區(qū)或國家的不同研究結(jié)論也不統(tǒng)一，還需尋找更加堅實的經(jīng)驗證據(jù)。以中國為例，Hao and Liu、Zhang and Zhou針對中國29個省份面板數(shù)據(jù)研究均支持“污染光環(huán)”假說[1, 31]。而Zheng and Sheng[51]對中國30個省份的面板數(shù)據(jù)分析卻支持PHH假說，同時Sun et al.[29]對中國時間序列數(shù)據(jù)研究同樣支持PHH假說。Peng et al.[49]則對中國大陸16個省份進(jìn)行了單獨(dú)分析發(fā)現(xiàn)，除了少數(shù)幾個省份支持PHH假說外，其他省份均支持“中性”假說。第二，已有文獻(xiàn)主要從國家宏觀層面來檢驗PHH假說，相對缺乏從一國內(nèi)部具體行業(yè)層面的研究文獻(xiàn)，這導(dǎo)致對行業(yè)層面政策制定的經(jīng)驗借鑒不足。中國目前作為最大的發(fā)展中國家，中國政府目前非常重視實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護(hù)，制造業(yè)作為實體經(jīng)濟(jì)核心，從制造業(yè)行業(yè)層面從新審視FDI和CO2關(guān)系，有助于政策制定者提升中國制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量和進(jìn)一步降低CO2排放，同時也為后來相關(guān)研究提供了新的研究視角。第三，已有文獻(xiàn)忽視了行業(yè)異質(zhì)性問題，不同污染程度行業(yè)，F(xiàn)DI與CO2關(guān)系可能存在顯著差異。因此，我們利用中國制造業(yè)27個細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)，并從行業(yè)污染異質(zhì)性的視角檢驗了FDI對CO2排放的影響。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定與估計方法

1.模型設(shè)定

本文參考EKC模型框架相關(guān)文獻(xiàn)，與Baek、Chandran and Tang、Cole、Grossman and Krueger、Ko?ak and Sarkgunesi.以及Zhu et al.等一致[15, 21, 26, 33, 52, 53]，我們首先考慮以下基準(zhǔn)模型：

(1)

在方程(1)的基礎(chǔ)上，加入本文核心解釋變量FDI，同時參考Beak、Paramati et al.、Shahbaz et al.、Solarin et al.、Tang and Tan、周杰琦和汪同三等[21, 24, 28, 45, 46, 54]，將能源消費(fèi)和能源結(jié)構(gòu)納入方程(1),最后，為了避免遺漏變量問題，我們還控制了隨個體變化的但不隨時間變化和隨時間變化但不隨個體變化的不可觀測因素，即個體固定效應(yīng)和時間效應(yīng)。最終模型改寫為下列形式：

+β3lnEnergyit+β4lnESit+γi+ηt+μit

(2)

在(2)式中，i表示具體行業(yè)，t表示時期，被解釋變量CO2為行業(yè)人均碳排放，y為人均實際GDP，y2為人均實際GDP平方，F(xiàn)DI為行業(yè)人均FDI存量，Energy為行業(yè)人均能源消費(fèi)量，ES為行業(yè)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，γi為行業(yè)個體效應(yīng)，ηt為時間效應(yīng)，μit為隨機(jī)誤差項。為了說明結(jié)論穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步引入行業(yè)外資參與度(SFDI)替換方程(2)中的核心解釋變量FDI，則本文穩(wěn)健性方程改寫為:

+β3lnEnergyit+β4lnESit+γi+ηt+μit

(3)

上述方程中具體變量度量方式見表1。其中，需要說明的是，在關(guān)于FDI對CO2排放的影響文獻(xiàn)中，一部分文獻(xiàn)利用人均FDI流量作為核心解釋變量[46, 55]，但Sapkota and Bastola[42]指出流量沒有充分考慮前期FDI流入的影響，使用存量指標(biāo)更加合適，因此本文使用人均FDI存量指標(biāo)。同時，SFDI表示制造業(yè)各個行業(yè)外商資本(包括港澳臺資本)占行業(yè)實收資本的比重，這一指標(biāo)較能真實反映FDI在各個行業(yè)的積累程度[56]。CO2排放主要來源于各類能源消費(fèi)，因此行業(yè)人均能源消費(fèi)越高，其CO2排放可能越多[21, 24]。中國作為一個煤炭生產(chǎn)和消費(fèi)大國，煤炭在能源消費(fèi)中的比重非常大[57]。因此，利用行業(yè)煤炭消費(fèi)量占行業(yè)能源消費(fèi)總量(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)比重表示能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，這一指標(biāo)越小說明行業(yè)消耗的能源越清潔，因此預(yù)期符號為正[54]。根據(jù)方程(2)和(3)變量參數(shù)估計結(jié)果，我們可以得到以下命題：

命題1：當(dāng)β0>0且通過顯著水平檢驗時，支持PHH假說。

命題2：當(dāng)β0≤0且通過顯著水平檢驗時，支持“污染光環(huán)”假說。

命題3：當(dāng)β0不顯著時，支持“中性”假說。

命題4：當(dāng)β1>0，β2且通過顯著水平檢驗<0時，支持EKC假說。

2.估計方法

本文的實證策略在于：首先，利用2003-2014制造業(yè)27個細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，從行業(yè)層面整體評估FDI對CO2排放的影響；其次，從行業(yè)異質(zhì)性的角度出發(fā)，參考余東華和胡亞男[58]利用污染物排放強(qiáng)度，對制造業(yè)細(xì)分行業(yè)分為重污染行業(yè)、中度污染行業(yè)和輕度污染行業(yè)(見表2)，然后分別評估FDI對CO2影響的差異性；最后，引入外資參與度(SFDI)，檢驗SFDI對CO2排放的影響，以驗證結(jié)論的穩(wěn)健性。

為了得到方程(2)和(3)變量參數(shù)的一致有效估計量。首先，在驗證EKC和PHH假說時，我們利用過度約束識別檢驗來選擇是使用固定效應(yīng)(FE)還是隨機(jī)效應(yīng)(RE)模型。已有文獻(xiàn)，在檢驗面板數(shù)據(jù)模型時，通常利用Hausman[59]建立在隨機(jī)效應(yīng)最有效率假設(shè)基礎(chǔ)上的Hausman檢驗，然而當(dāng)模型擾動項存在異方差時，并不滿足這一前提假設(shè)，因此使用傳統(tǒng)的Hausman檢驗往往得出錯誤的結(jié)果。本文使用基于過度識別檢驗方法的穩(wěn)健Hausman檢驗方法進(jìn)行模型篩選。其次，面板數(shù)據(jù)通常存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)等違反普通最小二乘回歸(OLS)經(jīng)典假設(shè)的問題，使用OLS估計方法不能得到一致估計參數(shù)。因此，利用Greene[60]提出的Wald統(tǒng)計量檢驗組間異方差，而組內(nèi)自相關(guān)使用Wooldridge[61]的方法進(jìn)行檢驗，Pesaran[62]則發(fā)展了一種用來檢驗組間同期相關(guān)的統(tǒng)計量。這些檢驗結(jié)果見Table 5。最后，我們利用可行廣義最小二乘回歸(FGLS)來估計方程(2)和(3)的參數(shù)，這種方法能夠很好地克服上述問題對回歸參數(shù)估計的干擾。

(二)行業(yè)碳排放測算

目前，由于中國官方并未公布制造業(yè)各個行業(yè)的碳排放數(shù)據(jù)，因此，我們根據(jù)IPCC[63]給出的碳排放測算工具，選取制造業(yè)各個行業(yè)主要消費(fèi)的8類能源數(shù)據(jù)，其測算公式如下：

(4)

公式(4)中，Ei表示i類能源消費(fèi)量，NCVi、CEFi和COFi分別代表第i類能源凈發(fā)熱量、碳含量和碳氧化因子。8類能源及其碳排放系數(shù)ψi見表3。

根據(jù)式(4)，表4呈現(xiàn)了2003-2014年制造業(yè)總行業(yè)以及重污染、中度污染和低污染行業(yè)的CO2測算結(jié)果。從表4我們可以得出以下結(jié)論：①從整個制造業(yè)CO2排放趨勢看，隨著時間推移CO2排放總量呈現(xiàn)出不斷增加的趨勢。②從總體上看，2003-2014年間，中度和低度污染行業(yè)CO2排放總量呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型特征，而重污染行業(yè)CO2排放總量呈現(xiàn)不斷上升態(tài)勢，并未有明顯較少趨勢。③從CO2排放總量的年度均值看，由高到底依次為重污染、中度污染和低度污染行業(yè)。

表1相關(guān)變量構(gòu)建與衡量說明

表2根據(jù)污染強(qiáng)度進(jìn)行制造業(yè)行業(yè)分類結(jié)果

注：A、B、C分別表示重污染行業(yè)、中度污染和輕度污染。

表3各類化石燃料的碳排放系數(shù)

注：NVC數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒2015》，單位為kJ/kg(天然氣為kJ/m3)，CEF、COF數(shù)據(jù)來源于IPCC(2006)，單位為kgC/GJ，碳排放系數(shù)為tC/t(天然氣為kgC/m3).

表4 2003-2014年制造業(yè)CO2排放測算結(jié)果

注：根據(jù)公式(4)計算得到，其中各行業(yè)能源消費(fèi)數(shù)據(jù)來源于中國能源統(tǒng)計年鑒2004-2015.

(四)數(shù)據(jù)來源與經(jīng)驗事實

1.數(shù)據(jù)來源

本文樣本數(shù)據(jù)為中國制造業(yè)2003-2014年27個細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)。其中各個行業(yè)能源消費(fèi)數(shù)據(jù)來源于中國能源統(tǒng)計年鑒2004-2015。對于FDI存量指標(biāo)和SFDI而言，由于缺乏各個細(xì)分行業(yè)的FDI數(shù)據(jù)，我們參考Ren et al.[64]的做法，利用各個行業(yè)年度實收資本中外商資本總量表示，外商資本包括港澳臺和外商資本，這些數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計年鑒2004-2015。各個行業(yè)從業(yè)人數(shù)和總產(chǎn)值均來源于中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒2004-2015。最后利用第二產(chǎn)業(yè)GDP平減指數(shù)，將人均GDP和人均FDI存量調(diào)整為以2003年為基期的可比值。表5給出本文研究涉及經(jīng)濟(jì)變量取對數(shù)后描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表5變量的描述性統(tǒng)計分析

續(xù)表5

樣本分組變量觀測值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值輕度污染樣本組CO21321.5890.800-0.5683.173FDI13210.071.1566.27911.33SFDI1323.2341.546-2.0084.388y13212.870.70711.6614.90Energy1321.9750.5340.9443.002ES1323.1440.5251.6064.001

2. 經(jīng)驗事實

圖1呈現(xiàn)了三類行業(yè)2003-2014年間人均CO2排放趨勢。我們從圖1中可以得出以下信息：①重度污染行業(yè)人均CO2排放量最高，中度污染行業(yè)次之，輕度污染行業(yè)最小。②重度污染行業(yè)人均CO2排放在樣本期限內(nèi)，整體上呈現(xiàn)上升態(tài)勢，而中度污染和輕度污染行業(yè)人均CO2排放在2007和2006年出現(xiàn)一個拐點，開始不斷下降。

圖1 不同污染程度行業(yè)人均CO2排放

圖2 不同污染程度行業(yè)人均FDI擁有量

圖2揭示了人均FDI存量在三類行業(yè)2003-2014年的變化趨勢。我們從中可以看出：①人均FDI存量在三類污染程度行業(yè)走勢較為一致。2003-2009年，三類污染程度行業(yè)人均FDI存量都呈現(xiàn)上升趨勢，2009-2011則都呈現(xiàn)下降趨勢，2011-2014呈現(xiàn)緩慢上升趨勢。主要原因可能在于，中國制造業(yè)FDI流入受到2008年全球金融危機(jī)的影響。②樣本期內(nèi)，輕度污染行業(yè)人均FDI存量最高，2003-2009中度污染行業(yè)人均FDI存量高于重度污染行業(yè)，2009-2014重度污染行業(yè)人均FDI存量超越了中度污染行業(yè)。

圖3展示了2003-2014年外資參與度在三類行業(yè)中的變化。從圖3中我們得出以下結(jié)論：①2003-2014重度污染行業(yè)外資參與度最低，中度和輕度污染行業(yè)外資參與度相當(dāng)。②三類行業(yè)外資參與度均呈現(xiàn)不斷下降趨勢，其中，相比重度污染行業(yè)，中度和輕度污染行業(yè)外資參與度下降更快。特別是2008年以后，外資參與度在三類行業(yè)下降趨勢更加明顯，這與人均FDI存量變化軌跡類似。

圖3 不同污染程度行業(yè)外資參與程度

四、結(jié)果與分析

(一)全樣本分析

表6第1列對全行業(yè)樣本穩(wěn)健Hausman檢驗表明，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。表7第1列檢驗顯示，全行業(yè)樣本存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)，因此利用全面FGLS估計FDI對制造業(yè)CO2排放的影響，并控制時間和行業(yè)效應(yīng)，結(jié)果見表8。模型(1)單獨(dú)估計FDI表明，F(xiàn)DI系數(shù)在1%水平顯著為正。模型(2)加入GDP后顯示，F(xiàn)DI與GDP估計系數(shù)均在1%水平顯著為正。模型(3)加入控制變量Energy和ES后估計結(jié)果顯示，F(xiàn)DI系數(shù)符號和顯著性并未改變，仍然在1%水平顯著為正。模型(4)加入GDP2以同時考察EKC假說和PHH假說。模型(4)FDI系數(shù)仍然顯著(1%)為正，說明中國制造業(yè)FDI存量增加導(dǎo)致CO2排放上升，F(xiàn)DI彈性系數(shù)約為0.107，表示制造業(yè)人均FDI存量每增加1%將會導(dǎo)致CO2排放上升0.107%。FDI系數(shù)估計結(jié)果，符合命題1，因此中國制造業(yè)支持PHH假說。模型(4)中GDP系數(shù)顯著為正，GDP2顯著為負(fù)，符合命題4，人均GDP與CO2之間存在倒“U”關(guān)系，中國制造業(yè)存在EKC假說?？刂谱兞縀nergy與ES系數(shù)均顯著為正，符合理論預(yù)期，人均能源消費(fèi)越多、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中煤炭占比越大，CO2排放就越多。

表6過度約束識別檢驗

表7不同樣本群組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)檢驗結(jié)果

注：括號為概率p值.

表8 FDI對制造業(yè)行業(yè)CO2排放的影響估計

注： 括號內(nèi)為z統(tǒng)計量，*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01.

(二)行業(yè)異質(zhì)性分析

FDI存量和CO2排放在不同污染程度行業(yè)分布均有顯著差異，那么PHH假說和EKC假說在不同污染程度行業(yè)是否存在差異？根據(jù)表6與表7檢驗結(jié)果，我們?nèi)匀徊捎孟蚬潭ㄐ?yīng)模型和全面FGLS估計方法，結(jié)果見表9。表9模型(1)-(3)分別為重度污染、中度污染和輕度污染行業(yè)估計結(jié)果。FDI系數(shù)估計結(jié)果顯示，各類污染程度行業(yè)FDI系數(shù)估計均為正，但只有中度污染(模型2)和輕度污染(模型3)中FDI系數(shù)在1%水平顯著，而重污染行業(yè)FDI系數(shù)不具有統(tǒng)計意義上顯著性。在中度污染行業(yè)和輕度污染行業(yè)，人均FDI每增長1%將會導(dǎo)致CO2排放分別上升0.11%和0.134%。上述結(jié)果表明，中國制造業(yè)的中低度污染行業(yè)FDI系數(shù)符合命題1，支持PHH假說，并且相較于中度污染行業(yè)，輕度污染行業(yè)FDI對CO2排放的積極作用更大。重污染行業(yè)FDI系數(shù)符合命題4，重污染行業(yè)支持“中性假說”而不支持PHH假說。

模型(1)與(3)GDP系數(shù)顯著為正，GDP2顯著為負(fù)，符合命題4，即EKC假說顯著存在于重污染行業(yè)和輕度污染行業(yè)。模型(2)GDP系數(shù)顯著為負(fù)，GDP2顯著為正，這與EKC假說相反，中度污染行業(yè)GDP與CO2之間存在“U”型關(guān)系。Energy與ES系數(shù)在不同污染程度行業(yè)均顯著為正，且Energy系數(shù)始終大于ES系數(shù)，說明人均能源消費(fèi)與能源結(jié)構(gòu)都是導(dǎo)致CO2增加的顯著因素，且人均能源消費(fèi)的作用更大。

表9 PHH假說與EKC假說行業(yè)異質(zhì)性檢驗結(jié)果

注： 括號內(nèi)為z統(tǒng)計量，*p<0.1,**p< 0.05,***p< 0.01.

(三)穩(wěn)健性檢驗

外資參與度(SFDI)反映了各個行業(yè)外資占據(jù)行業(yè)實收資本的比重，一定程度上能夠刻畫FDI在各個行業(yè)中的影響力。因此，我們利用SFDI指標(biāo)替代上文的FDI指標(biāo)，考察外資參與程度對CO2排放的影響，同時以驗證上文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。我們檢驗表明，同樣應(yīng)該利用全面FGLS方法和固定效應(yīng)模型對方程3進(jìn)行估計，結(jié)果見表10。估計結(jié)果表明，利用外資參與度SFDI替換與人均FDI存量作為核心解釋變量，相關(guān)結(jié)論保持不變，本文實證檢驗具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表10穩(wěn)健性檢驗

注： 括號內(nèi)為z統(tǒng)計量，*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01.

表10中模型(1)對整個制造業(yè)行業(yè)樣本估計發(fā)現(xiàn)，SFDI系數(shù)顯著(1%)為正(0.167)，說明中國制造業(yè)行業(yè)外資參與程度越高對CO2排放具有顯著的積極作用，依然支持PHH假說。SFDI彈性系數(shù)表明，中國制造業(yè)行業(yè)外資參與度每提升1%將導(dǎo)致CO2排放水平上升0.167%。GDP和GDP2系數(shù)分別顯著為正和負(fù)，同樣符合EKC假說。模型(2)-(4)同樣是基于污染程度的行業(yè)異質(zhì)性考察，依次為重度污染、中度污染和輕度污染。模型(2)SFDI系數(shù)依然不顯著，說明重度污染行業(yè)外資參與度未對CO2排放造成顯著影響，符合中性假說。模型(3)和模型(4)SFDI系數(shù)顯著(1%)為正，說明中度污染和輕度污染行業(yè)均支持PHH假說。SFDI估計系數(shù)表明，外資參與程度每提高1%將分別導(dǎo)致中度污染和輕度污染行業(yè)CO2排放增長0.135%和0.16%，外資參與程度對輕度污染行業(yè)CO2積極影響更大。模型(2)與模型(4)GDP和GDP2系數(shù)估計結(jié)果與模型(1)在系數(shù)符號與顯著性上均一致，表明重污染行業(yè)與輕度污染行業(yè)支持EKC假說。而中度污染行業(yè)與表10中模型(2)結(jié)果類似，支持GDP與CO2存在“U”型關(guān)系。其他變量系數(shù)符號與顯著性結(jié)果與表9的結(jié)果基本一致。

五、對結(jié)果進(jìn)一步討論

本文構(gòu)建核心解釋變量人均FDI存量和外資參與度(SFDI)，研究均發(fā)現(xiàn)FDI對中國制造業(yè)CO2排放具有積極影響，即中國制造業(yè)支持PHH假說。這一研究結(jié)論與Ren et al.、Sun et al.、Zheng and Sheng以中國為研究對象的結(jié)論一致[29, 51, 64, 65]，但與Hao and Liu以及Zhang and Zhou的結(jié)論相反[1, 31]。中國制造業(yè)FDI與CO2排放之間的顯著正向關(guān)系表明，發(fā)達(dá)國家跨國企業(yè)將母國一些環(huán)境成本較高的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至中國進(jìn)行生產(chǎn)，以利用中國相較于其母國更為輕松的環(huán)境規(guī)制水平，進(jìn)而節(jié)約生產(chǎn)成本[6]。例如2012年中國環(huán)保組織披露大量跨國紡織企業(yè)在華的污染問題②，類似的在華跨國制造業(yè)企業(yè)污染事件可謂是屢見不鮮。中國加入WTO后，更加堅定地奉行1978年確定的對外開放政策，各級地方政府在政治晉升壓力下通過放松環(huán)境規(guī)制爭相引入FDI[66, 67]。在信息不對稱條件下，很多污染產(chǎn)業(yè)從發(fā)達(dá)國家順利轉(zhuǎn)移至中國，F(xiàn)DI流入進(jìn)而加劇了中國制造業(yè)環(huán)境污染程度。

我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對CO2排放的正向作用伴隨行業(yè)污染程度而不同。在中度和輕度污染行業(yè)我們發(fā)現(xiàn)了支持PHH假說的顯著證據(jù)，反而在重度污染行業(yè)沒有顯著證據(jù)表明FDI導(dǎo)致CO2排放增加。結(jié)合中國實施節(jié)能減排政策的事實可知，重污染行業(yè)一直都是監(jiān)管的重點對象[68]。例如，各種政府文件均將重污染行業(yè)作為節(jié)能減排的重點選擇，相比其他行業(yè)，中國各級政府對重污染行業(yè)實施了更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制水平[69]。Zheng and Shi[30]對中國污染產(chǎn)業(yè)一項研究表明，PHH假說的有效性依賴于環(huán)境政策工具和行業(yè)特征。他們認(rèn)為各種環(huán)境政策的綜合效應(yīng)解釋了PHH假說為什么不能始終如一地被觀測到。

此外，中國制造業(yè)行業(yè)總體上支持EKC假說，這與Neequaye et al.、Sapkota and Bastola基于發(fā)展中國家樣本分析得出的結(jié)論相吻合[42, 44]。行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與CO2排放之間存在顯著的倒“U”型關(guān)系，意味著中國制造業(yè)發(fā)展規(guī)模隨大但行業(yè)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量還有待提升。這一結(jié)論隱含的啟示在于中國制造業(yè)只有走內(nèi)涵式發(fā)展道路，不斷提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和效益才能順利步入拐點下行的環(huán)境友好型經(jīng)濟(jì)增長階段。分組樣本檢驗還發(fā)現(xiàn)，不是所有行業(yè)均支持EKC假說，其中中度污染行業(yè)只支持“U”型假說，這與Mert and Boluk、Baek對部分國家分組考察研究結(jié)果是一致的[21, 22]。這表明EKC假說是否存在還與不同行業(yè)污染程度的異質(zhì)性顯著相關(guān)。最后，本研究還確認(rèn)了能源消費(fèi)水平和能源結(jié)構(gòu)對CO2排放的正向效應(yīng)，這與多數(shù)經(jīng)驗文獻(xiàn)結(jié)論相同[70, 71]。同時，各類組別樣本檢驗表明Energy系數(shù)總是高于ES系數(shù)，這意味著雖然提高能效效率、減少能源消費(fèi)水平和使用更加清潔能源以優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)都能顯著減少CO2排放水平，但后者比前者的減排作用可能更大。

六、結(jié)論與政策含義

隨著經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，中國已經(jīng)成為最大的能源消費(fèi)和CO2排放國家，現(xiàn)階段面臨著嚴(yán)峻的CO2減排任務(wù)。中國制造業(yè)作為CO2排放的重要來源和吸引FDI的主要行業(yè)，將現(xiàn)有關(guān)于FDI與CO2排放關(guān)系的研究從跨國和區(qū)域?qū)用嫱卣沟街袊圃鞓I(yè)行業(yè)層面具有一定價值。本文構(gòu)建了中國制造業(yè)26個部門2003-2014年研究數(shù)據(jù)集，這一數(shù)據(jù)集不僅為我們系統(tǒng)評估EKC假說和PHH假說是否適合中國制造業(yè)提供了證據(jù)，還為從不同污染程度的行業(yè)異質(zhì)性視角進(jìn)一步研究建立了條件。

本文在EKC研究框架下，細(xì)致考察中國制造業(yè)FDI是否導(dǎo)致CO2排放增加。使用穩(wěn)健Hausman檢驗，確認(rèn)我們應(yīng)該選擇時空雙向固定效應(yīng)模型。同時，我們還考慮了面板模型存在的組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)等問題，運(yùn)用FGLS方法估計時空雙向固定效應(yīng)模型以檢驗FDI對CO2排放的影響。我們的研究發(fā)現(xiàn)，中國制造業(yè)顯著支持PHH假說和EKC假說，即FDI流入是造成中國制造業(yè)CO2排放水平上升的顯著因素，行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則與CO2排放存在倒“U”型關(guān)系?；谖廴境潭鹊男袠I(yè)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，只有中低污染行業(yè)支持PHH假說，而重污染行業(yè)沒有發(fā)現(xiàn)FDI顯著影響CO2排放的證據(jù)。EKC假說只存在于重污染和低污染行業(yè)，而中度污染行業(yè)支持“U”型假說。最后，我們還發(fā)現(xiàn)能源消費(fèi)水平和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)對CO2排放具有顯著正向作用，但前者正向效應(yīng)更大。

上述研究發(fā)現(xiàn)隱含了一些重要政策啟示。為了控制CO2排放水平，中國政府應(yīng)該制定更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制水平，特別是不能忽略一些污染水平不高的行業(yè)，在強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制水平的基礎(chǔ)上合理引導(dǎo)FDI流入不同的行業(yè)。相關(guān)地方政府，應(yīng)該注重制造業(yè)FDI流入的質(zhì)量，全面評估FDI是否會帶來潛在污染，對外資企業(yè)和國有企業(yè)以及民營企業(yè)在環(huán)境監(jiān)管上平等對待。制造業(yè)企業(yè)則應(yīng)該加大環(huán)境治理投資，強(qiáng)化技術(shù)創(chuàng)新，提升能源利用效率。政府同時也應(yīng)該鼓勵企業(yè)使用更加清潔的能源，減少煤炭等化石能源在經(jīng)濟(jì)活動中的投入，進(jìn)而優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

[注 釋]

① http://unctad.org/en/PublicationsLibrary/wir2015_en.pdf.

② http://finance.ifeng.com/news/corporate/20121009/7120733.shtml