能源消費、出口與外國直接投資關系的Bootstrap ARDL檢驗：基于我國的經(jīng)驗考察

李方智 童藤 薛心蓓 李雪平

摘 要：溫室氣體排放引發(fā)的全球氣候變化深刻影響著人類的生存和發(fā)展，已成為世界各國共同關注以及實施全球環(huán)境治理的焦點問題。隨著國民經(jīng)濟的迅速發(fā)展和對外貿(mào)易、外國直接投資（FDI）的持續(xù)擴張，我國能源消費總量和溫室氣體排放總量快速攀升。作為一個負責任的國家，中國高度重視氣候變化問題。2015年中國向IPCC提交了中國“國家自主貢獻”的減排承諾目標：到2030年左右，CO2排放達到峰值;單位國內(nèi)生產(chǎn)總值CO2排放比2005年下降60%～65%。受限于我國“富煤少油缺氣”的能源稟賦特點，減排承諾面臨著巨大挑戰(zhàn)。在當前的開放型經(jīng)濟環(huán)境條件下，從貿(mào)易和FDI視角研究中國碳排放問題，對于中國實現(xiàn)減排目標和經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展具有重要意義。

關鍵詞：對外貿(mào)易; FDI;能源消費

一、引言

能源消耗是指生產(chǎn)和生活所消耗的能源，其強度變化與工業(yè)化進程密切相關。隨著經(jīng)濟的增長，工業(yè)化階段初期和中期能源消耗一般呈緩慢上升趨勢，進入后工業(yè)化階段后，經(jīng)濟增長方式發(fā)生重大改變，能源消耗強度開始下降。提高能源和環(huán)境效率是確保經(jīng)濟增長以及實現(xiàn)節(jié)能減排的重要手段，而外貿(mào)是提高能源環(huán)境效率的關鍵驅(qū)動力之一。關于全球能源消耗和溫室氣體排放，中國、歐盟和美國是世界上溫室氣體排放量最高的三個國家，是成功應對氣候變化的關鍵，其溫室氣體排放量占全球排放量的一半以上。在過去10年中，能源行業(yè)仍然是溫室氣體排放的最大來源。據(jù)統(tǒng)計顯示，在2015年，全球一次能源消耗總量增長1.0%，與2014年相若，相比過去10年平均增長1.9%為低。全球煤炭消費減少5300萬噸油當量，其中降幅最大的是美國（-3300萬噸油當量，-8.8%）和中國（-2600萬噸油當量，-1.6%）。煤炭在全球一次能源消費中的占比降至28.1%，達到2004年以來的最低水平。全球煤炭產(chǎn)量下降6.2%，即2.31億噸油當量，創(chuàng)有史以來最大跌幅。美國煤炭產(chǎn)量下降19%，中國煤炭產(chǎn)量也歷史性地下降7.9%。

2013年，能源行業(yè)的溫室氣體排放量占全球排放量的72%。2012—2013年，由于發(fā)電，供熱和運輸行業(yè)的排放量增加，中國的溫室氣體排放量增加了3.65？譹？訛億噸二氧化碳當量（或4%）。但是，這一增長率確實低于歷史平均水平。澳大利亞是世界第15大排放國。自2012年以來，其農(nóng)業(yè)排放量下降了65 MtCO2e（或34.6%），這源于草原燃燒面積的減少，甲烷（CH4）和氮氧化物（N2O）的排放相應減少。

2015年全球能源消耗量占有率，石油繼續(xù)成為首位達32.9%，煤炭消耗量下降至29.2%，是自2005年以來最低的消耗量占有率。隨著天然氣的全球需求增強，天然氣消耗量占有率上升至23.8%，而核能則為4.4%，可再生能源2.8%，水力發(fā)電6.8%。與2014年全球能源消耗量相比，石油增長1.9%;煤炭下跌1.8%;天然氣增長了1.7%;核電方面增長1.3%;可再生能源增長2.8%，較過去平均增幅0.8%為高;水力發(fā)電增長1%。2012—2013年，前10大排放國的排放量增加了2.2%，而過去10年的平均年增長率為2.4%。在同一時期，中國和美國的溫室氣體排放量分別增加了4.3%和1.4%。美國在2007年達到排放高峰，歐盟穩(wěn)步下降，其他國家（包括俄羅斯和加拿大）在過去十年中相對穩(wěn)定。據(jù)數(shù)據(jù)顯示，2014—2016年，盡管全球經(jīng)濟增長，但全球能源相關的二氧化碳排放數(shù)據(jù)仍將保持穩(wěn)定？譺？訛。

一次能源消耗總量前十位國家依次是中國、美國、印度、俄羅斯、日本、加拿大、德國、巴西、南韓、伊朗、沙特阿拉伯及法國。溫室氣體排放引發(fā)的全球氣候變化影響了人類的生存和發(fā)展，注重和實施全球環(huán)境治理已成為世界各國關注的焦點。隨著國民經(jīng)濟的快速發(fā)展和對外貿(mào)易與投資的不斷擴大，我國的能源消耗總量和溫室氣體總排放量迅速增加。作為一個負責任的國家，我國非常重視氣候變化問題。2015年，我國政府向氣候變化專門委員會（IPCC）提交了“國家獨立貢獻”減排承諾目標，但由于我國“煤炭資源豐富，油氣短缺”的能源稟賦特征，減排承諾的實現(xiàn)面臨著巨大的挑戰(zhàn)。在當前開放的經(jīng)濟環(huán)境下，從出口貿(mào)易和外商直接投資的角度研究我國的能源消耗，對于我國實現(xiàn)減排目標和持續(xù)健康的經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。

二、文獻綜述

開放經(jīng)濟下，不同國家和地區(qū)之間的產(chǎn)品市場和要素市場合作日益緊密。產(chǎn)品市場合作主要體現(xiàn)為合作國家和地區(qū)之間貿(mào)易的自由化;要素市場合作則體現(xiàn)為資本、勞動力、技術等在合作國家和地區(qū)之間流通的便利化（Rauscher，2001）。貿(mào)易自由化與要素流通便利化都會對環(huán)境產(chǎn)生一定程度的影響。目前，學術界關于兩者對環(huán)境的影響尚無統(tǒng)一定論，主要存在以下三種觀點：一是“污染天堂假說”，其核心觀點認為各國為了維持或增強本國競爭力，降低各自的環(huán)境標準，出現(xiàn)“向底線賽跑”的情形。因發(fā)達國家的環(huán)境標準高于發(fā)展中國家，隨著國際貿(mào)易和要素流動的不斷擴大，污染產(chǎn)業(yè)會從發(fā)達國家轉(zhuǎn)移，發(fā)展中國家成為“污染避難所”（Walter & Ugelow，1979）。第二種觀點則認為貿(mào)易自由化和要素流通便利化，不僅有利于環(huán)保技術的擴散，而且可以實現(xiàn)環(huán)境資源的有效配置和高效利用，此外，合作所帶來的經(jīng)濟增長會擴大對清潔環(huán)境及其相關產(chǎn)品與服務的需求，使可用于環(huán)境保護的資金相應增加，因而對環(huán)境有利（Antweiler et al.， 2001）。第三種觀點認為貿(mào)易和要素流動所引發(fā)的環(huán)境效應是錯綜復雜的，各個效應之間相互作用、此消彼長，結(jié)果往往難以預測。目前，這種觀點廣為接受，其開創(chuàng)性的研究始于Grossman & Krueger （1993）在探討建立北美自由貿(mào)易區(qū)對環(huán)境的影響時將貿(mào)易的環(huán)境效應分解為：規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應和技術效應，并認為這三個方面的效應可以為正亦可為負且相互影響，最后的總效應并不是簡單的疊加?！叭狈治鲇兄诿鞔_貿(mào)易和要素流動對環(huán)境的影響途徑和影響方向，成為貿(mào)易與要素流動環(huán)境效應的基本分析框架。國內(nèi)外大量學者從貿(mào)易和投資兩個方面對國際區(qū)域合作的環(huán)境效應進行了實證檢驗。

（一）國際貿(mào)易對東道國環(huán)境的影響

Grossman和Krueger（1993）對北美自由貿(mào)易區(qū)建立的環(huán)境影響研究結(jié)果認為貿(mào)易自由化的總效應是有利于改善環(huán)境。Copeland & Taylor（1994）利用南北貿(mào)易模型分析了貿(mào)易的“三效應”，認為結(jié)構(gòu)效應減輕了北方的污染但加重了南方的污染，規(guī)模效應對各國環(huán)境均有害，環(huán)境稅的增加刺激企業(yè)采取額外的治污措施，產(chǎn)生正的技術效應，對外貿(mào)易整體上更有利于發(fā)達國家。Antweiler et al. （2001）實證發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易的結(jié)構(gòu)效應非常小，生產(chǎn)規(guī)模每增長1%會使樣本國家的污染集中度提高0.25%-0.5%，而技術效應可使污染集中度下降1.25%-1.5%，三種效應整體會改善環(huán)境。而Beghin （1995）、Qureshi （2004）、Frutosbenczeet et al. （2017）等的實證結(jié)果都認為貿(mào)易的自由化加劇了環(huán)境污染。張連眾等（2003）、于峰等（2007）、龔超等（2008）、黃小兵等（2015）、林伯強等（2015）、李方靜等（2018）的實證研究結(jié)論都認為貿(mào)易自由化對我國的環(huán)境影響總體上是正向的，技術效應是環(huán)境質(zhì)量沒有惡化的主要原因。但也有學者得出相反結(jié)論，黨玉婷等（2007）認為結(jié)構(gòu)效應和技術效應使我國環(huán)境在對外貿(mào)易中受益，但由于規(guī)模效應對環(huán)境的負面影響太多，總體來講，我國現(xiàn)階段的進出口貿(mào)易惡化了我國的生態(tài)環(huán)境。

（二）國際投資對東道國環(huán)境影響

關于國際投資對東道國環(huán)境影響，部分學者的研究支持“污染天堂假說”，如Chichilnisky（1994）、Porter（1999）、Cole等（2004，2011）以及Taylor（2004）等的研究均驗證了以國際投資為載體的污染產(chǎn)業(yè)在世界范圍內(nèi)轉(zhuǎn)移，造成了全球范圍內(nèi)環(huán)境質(zhì)量的下降。Asghari（2013）、Shahbaz等（2015）、Lin （2017）、Abdouli et al.（2017）等的研究也證實了國際投資造成了東道國環(huán)境質(zhì)量的下降。國內(nèi)林季紅等（2013）、盧進勇等（2014）、嚴雅雪等（2017）的研究從不同視角證實了FDI在一定程度上降低了我國環(huán)境質(zhì)量。而另一部分學者的實證結(jié)論則相反，認為國際投資帶來的清潔技術與環(huán)境管理的外溢效應使得東道國環(huán)境質(zhì)量得以不同程度地改善（Popp， 2011;Poelhekke，2015;韓永輝等，2015;劉玉博等，2016;鄭強等，2017）。還有部分研究持折衷觀點，認為國際投資對東道國環(huán)境的影響是復雜多維的，基于不同條件（經(jīng)濟水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、投資結(jié)構(gòu)等）得出的環(huán)境效應不盡相同（Runge， 1994;楊博瓊等，2011;Kim & Adilov， 2012;劉渝琳等，2015）。

不同的學者在分析貿(mào)易和要素流動時所選取的指標、樣本及研究方法不同，得出的結(jié)論也不盡相同。由此也可以看出，貿(mào)易和FDI所產(chǎn)生的環(huán)境效應評價是一個復雜的動態(tài)過程，在國際經(jīng)濟合作過程中如何降低環(huán)境負效應，提高環(huán)境正效應是各國面臨的共同課題。

三、研究方法

本文將使用Bootstrap ARDL（Autoregressive Distributed Lag）來檢驗中國碳能源消耗、出口貿(mào)易和FDI的相互關系;Bootstrap ARDL使用自回歸和多循環(huán)校準的原理使時間序列相關數(shù)據(jù)接近需要驗證的預期結(jié)果。在時間序列分析中，有必要首先檢查數(shù)據(jù)是否為定態(tài)。所謂的定態(tài)意味著統(tǒng)計量統(tǒng)計量如均值和方差不隨時間變化，即自協(xié)方差和方差是固定的有限常數(shù)值可以避免錯誤的回歸。單位根檢驗的目的是確定時間序列變量的平穩(wěn)性，以確定時間序列的性質(zhì)。在進行時間序列分析時，須先檢定數(shù)據(jù)是否為定態(tài)性（stationary），所謂定態(tài)指一時間數(shù)列資料為一個隨機過程（stochastic process），也就是自我共變異數(shù)及變異系數(shù)是固定有限的常數(shù)值;因此，若實際上變量為非定態(tài)而使用傳統(tǒng)方法進行回歸，可能會出現(xiàn)Granger與Newbold（1974）所稱之虛假回歸（spurious regression）的現(xiàn)象，因而無法正確解釋變量間的真正關系，使估計結(jié)果沒有任何經(jīng)濟上的意義。

本文使用我國1983—2017年碳能源消耗、出口與FDI的年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，F(xiàn)DI均已平減為1983年價格作為基數(shù)?；贐ootstrap ADRL檢驗方法，對碳能源消耗、出口與FDI的變量數(shù)據(jù)取對數(shù)，確定數(shù)據(jù)平穩(wěn)后，再做協(xié)整關系檢驗，且需做5000次的回路計算，才能得到較佳的結(jié)果。根據(jù)初步統(tǒng)計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)三組數(shù)據(jù)基本呈現(xiàn)出偏態(tài)分布，碳能源消耗屬正偏態(tài)，出口和FDI屬負偏態(tài);碳能源消耗和出口是高狹峰，而FDI則屬低闊峰。異常值和波動幅度較少，符合實證分析數(shù)據(jù)的要求（見表1）。

（一）實證模型

Bootstrap ARDL檢驗基于Granger（1969）因果關系測試。若三變量之間呈現(xiàn)協(xié)整關系，則我們可檢驗長期的Granger因果關系是否存在，若無，我們則可檢驗Granger短期因果關系。如果y是由變量引起的，則y和x之間沒有找到協(xié)整。那么x→y的Granger因果關系檢驗應該只包括x的滯后差異，也就是說，本文需要檢驗是否δ>0，如果變量之間存在協(xié)整關系，那么這意味著相關變量和獨立性變量形成固定的線性組合。滯后項可以認為是I（0），x→y的Granger因果關系檢驗應該包括x的滯后差和x的滯后水平，即β>0和δ=0。ARDL邊界檢驗（Pesaran et al.， 2001）具有混合積分序列的時間序列，可以定義為：

（1）

在外生弱回歸的情況下，從長遠來看，這些回歸因子不受變量的影響。該模型不排除回歸之間存在協(xié)整。它不假設回歸的因變量不存在（短期）Granger因果關系。時間序列Bootstrap ADRL測試方法，McNown等人（2017）提出了對Peseran等人（2001）的修改ARDL模型。

ARDL模型是：

（2）

i和j是滯后期的指標，i=1，2，...，k;j=1，2，…，k。t表示時間t=1，2，...，T。等式中的yt是被解釋變量，xt是解釋變量，存在變量Dt，j，是虛擬變量。αi，βi參數(shù)是解釋變量和解釋變量xi的系數(shù)值。μt是誤差項，方程（2）可以重寫并擴展為下面三變量的等式：

（3）

其他參數(shù)是等式（3）中原始參數(shù)的函數(shù)值。

McNown等（2017）建議將原始ARDL模型添加到解釋變量的滯后期。虛擬假設是H0：θ=0.Peseran等（2001）檢驗協(xié)整關系的條件將更完整。Bootstrap ARDL檢驗是依賴于以下假設的協(xié)整關系：

H0：γ=θ=0，H0：γ=0，H0：θ=0。

根據(jù)Pesaran等人（2001）協(xié)整檢驗需要做F檢驗或t檢驗，以下假設：

H0：θ1=θ2=θ3=0或H0=θ1。

然而，McNown等人（2017）建議添加三個檢驗為區(qū)分協(xié)整和非協(xié)整的必要條件。McNown等人（2017）要求協(xié)整必須拒絕所有三個虛擬假設。

虛無假設誤差項F1檢驗為H0：θ1=θ2=θ3。

滯后因變量的t檢驗為H0：θ1=0。

滯后自變量的F2檢驗為H0：θ1=θ2=θ3=0。

基于三個虛無假設，McNown等人（2017）解釋Pesaran等（2001）的兩個退化情況。僅呈現(xiàn)情況#2的臨界值。兩個退化案例如下：

退化情況#1，滯后因變量的F1檢驗和t檢驗是顯著的，但對滯后自變量的F2檢驗是不顯著的。

退化情形#2，滯后因變量的F1檢驗和F2檢驗是顯著的，但滯后因變量的t檢驗是不顯著的。本文發(fā)現(xiàn)Pesaran等人（2001）的ARDL邊界檢驗排除退化情況#1，如果他們不考慮因變量的積分順序必須是I（1）。但是，McNown等人（2017）采用Bootstrap ARDL檢驗，通過對滯后自變量系數(shù)的附加檢驗來解決這個問題。

如果因變量和自變量之間存在協(xié)整關系，則上述三個虛擬假設將同時被拒絕，并且解釋變量和解釋變量是穩(wěn)定的線性重合。Granger因果檢驗在Bootstrap ARDL模型的基礎上，我們可以檢驗碳能源消耗、出口和FDI三個變量之間的短期因果關系。如果它們在y，x和z之間沒有協(xié)整關系，則可檢驗了長期因果關系。我們對x和z使用Granger因果關系檢驗，其中應包括x或z上的滯后期數(shù)。我們將要檢驗γ2=0或γ3=0。如果在因變量和自變量之間存在協(xié)整，則這意味著它們形成固定的線性組合。在這種情況下，短期關系檢驗應包括x或z的滯后差異以及x或z的滯后水平;也就是說，檢驗γ2和θ2或γ3和θ3。

（二）實證過程分析

1. 單位根檢驗

本文用DF、ADF和PP三種單位根檢驗來確定變速的平穩(wěn)性（如表2）。

單位根檢驗結(jié)果表明在水平項I（0）檢驗看來（如表2），經(jīng)濟增長僅在DF單位根檢驗上的無截距與無趨勢項呈現(xiàn)平穩(wěn)I（0）的狀態(tài);碳能源消耗、出口與FDI，無論是DF、ADF和PP單位根檢驗都有部分呈現(xiàn)平穩(wěn)I（0）的狀態(tài)（如表2），但并不足以表明這三續(xù)列為穩(wěn)定序列。由于Bootstrap ADRL是檢測變量之間長期協(xié)整關系，三個變量必須是在I（0）或是I（1）的狀態(tài)，才能進行檢測。水平項I（0）檢驗的平穩(wěn)度不佳，因而需要繼續(xù)進行一階差分的單位根檢驗。一階差分單位根檢驗結(jié)果表明，本文使用的三個變量，無論是在DF、ADF和PP單位根檢驗都有呈現(xiàn)顯著的平穩(wěn)性，可表明這三個變量在I（1）的狀態(tài)下，為不具有單位根的穩(wěn)定序列（如表3）。

2. 最佳滯后期檢驗

在完成單位根檢驗后，需要確定AIC信息標準。因為ADF方法或PP方法需要確定最佳后向時段，所以有必要校正剩余項的自相關問題以使剩余項是白噪聲過程。一方面如果添加的滯后期過多，則拒絕原假設的能力會降低;另一方面如果我們在模型中添加的滯后期太少，將無法完全糾正由移動平均值引起的閾值增加的缺點;所以有必要確定這些滯后期是何值。不同的滯后期經(jīng)常影響最終分析的結(jié)果，因此，選擇滯后期數(shù)是非常必要的。在本文中，我們選擇一個廣泛使用的金融和經(jīng)濟行業(yè)，使用AIC標準來判斷和選擇最小的AIC作為最佳滯后期。

3. 矢量自回歸模型（VAR）

當多元時間序列模型由線性回歸表示時，它意味著變量之間因果關系的假設。然而，由于經(jīng)濟系統(tǒng)的微妙運作，有時無法區(qū)分模型中的變量和內(nèi)生變量。因此在識別方面會造成困難。Sims（1980）提出了矢量自回歸模型（VAR）來解決結(jié)構(gòu)模型識別問題。Sims認為，經(jīng)濟活動的特征將在數(shù)據(jù)中隨時間完全反映出來，因此數(shù)據(jù)本身可以直接分析。很容易理解經(jīng)濟活動的本質(zhì)，因此可以在不知道經(jīng)濟理論中這些內(nèi)生變量的確切關系的情況下進行結(jié)構(gòu)設置。在VAR模型中，所有變量都被視為內(nèi)生變量，因此沒有必要區(qū)分內(nèi)生變量或外生變量，以及用一組回歸方程來探索變量之間的關系，每個回歸方程都是變量的后向其他變量的后向用作解釋變量。所以，VAR模型更符合時間序列分析的精神;因為時間序列分析認為變量的后向項涵蓋所有相關信息。從VAR的檢驗當中，我們發(fā)現(xiàn)以碳能源消耗為因變量，出口和FDI為自變量的關系式中的落后期數(shù)為：碳能源消耗為1期、出口為1期，F(xiàn)DI則為0期;以出口為因變量，F(xiàn)DI和碳能源消耗為自變量的關系式中的落后期數(shù)為：出口為1期，F(xiàn)DI則為0期、碳能源消耗為2期;以FDI為因變量，碳能源消耗和出口為自變量的關系式中的落后期數(shù)為：FDI為1期，碳能源消耗為0期、出口則為1期（如表4）。

注：LCCO表示經(jīng)濟增長;LFDP表示金融發(fā)展;LCPI表示消費水平;F1是y（-1），x1（-1）和x2（-1）系數(shù)的F統(tǒng)計量;F2是系數(shù)x1（-1）和x2（-1）的F統(tǒng)計量;t表示y（-1）系數(shù)的t統(tǒng)計量。D ##是指當年的虛擬變量。帶有星號*的符號表示基于McNown等人（2017）提出的Bootstrap方法生成的臨界值的10%水平的顯著性。

4. Bootstrap ARDL檢驗

表4的長期協(xié)整分析中，以我國碳能源消耗為因變量，出口和FDI為自變量，在碳能源消耗及出口滯后一期下，三者之間有長期的協(xié)整關系;而以我國出口為因變量，F(xiàn)DI和碳能源消耗為自變量，以及以FDI為因變量，碳能源消耗和出口為自變量，在相關滯后期下，三者之間則沒有長期的協(xié)整關系;但后者為McNown等人（2017）所說，屬于退化情況#1，不存在協(xié)整關系。從表4可以看出，能源消費有虛擬變量為1992、2004及2009年（斷點），出口有1991、2002及2007年三個虛擬變量（斷點），而FDI則在1992年產(chǎn)生虛擬變量（斷點）。本文在做長期Granger因果關系檢驗時（如表5），出口在滯后一期下，對碳能源消耗滯后一期（P值=0.6990）并無顯著的影響，F(xiàn)DI對碳能源消耗滯后一期（P值=0.4281），亦不顯著。

當檢驗短期Granger因果關系（如表6），我們發(fā)現(xiàn)碳能源消耗與出口同在滯后一期的情況下存在顯著的因果關系（P值=0.0078）;碳能源消耗對FDI則不顯著（P值=0.5881）;滯后一期的出口對滯后二期的碳能源消耗有顯著的影響（P值=0.0455），對FDI則因果關系不顯著（P值=0.1670）;滯后一期的FDI對碳能源消耗有顯著的因果關系（P值=0.0083），對同是滯后一期的出口則亦有顯著的因果關系（P值=0.0001）。

注：星號***，**和*分別表示1%，5%和10%水平，（+）， （–）表示正向和反向的符號。[.]是p值的表征系數(shù)。非協(xié)整性及其因果關系檢驗僅涉及滯后變量。

注：星號***， **和*分別表示1%， 5%和10%水平，（+）， （–）表正向和反向的符號。[.]是p值的表征系數(shù)。非協(xié)整性及其因果關系檢驗僅涉及滯后變量。

四、結(jié)語

基于Bootstrap程序的所提出的新ARDL檢驗是比Pesaran等人（2001）更強大且更少偏向的協(xié)整檢驗。自變量滯后的Bootstrap檢驗顯示了合理的規(guī)模和功能特性（McNown等，2017）。本文用Bootstrap ARDL的方法檢驗我國碳能源消耗、出口和FDI三變量之間的協(xié)整關系，發(fā)現(xiàn)三變量之間存在協(xié)整關系;當FDI為因變量，碳能源消耗和出口為自變量，則呈現(xiàn)McNown等人（2017）描述退化#1的情況;在短期因果關系檢驗中，碳能源消耗、出口和FDI這三個變量的相關性是高的，彼此之間都呈現(xiàn)相當?shù)娘@著水平。這可以說明我國經(jīng)濟發(fā)展的進程中，無論是碳能源消耗對出口、出口對碳能源消耗、外國直接投資對碳能源消耗或FDI對出口在滯后一期或二期的情況下都呈現(xiàn)一定程度的因果關系。

注 釋：

？譹？訛 不同的溫室氣體對全球變暖效應的貢獻不同。政府間氣候變化專門委員會（IPCC）的第四份評估報告指出，在溫室氣體的總體變暖效應中，二氧化碳（CO2）貢獻約63%，甲烷（CH4）貢獻18%，氧化亞氮（N2O）貢獻了約6%，其他貢獻約占13%。為了統(tǒng)一測量整體溫室效應，需要一個可以比較不同溫室氣體排放的測量單元。由于CO2升溫效益的貢獻最大，因此二氧化碳當量是衡量溫室效應的基本單位。二氧化碳當量與排放有關。氣體的二氧化碳當量是該氣體的噸數(shù)乘以其產(chǎn)生溫室效應的指數(shù)。該氣體的溫室效應指數(shù)稱為全球變暖潛勢（GWP），它取決于氣體的輻射特性和分子量，以及氣體濃度隨時間的變化。特定氣體的溫室氣候變暖潛力表明溫室氣體對應于一個世紀以來二氧化碳相同的變暖效應。正值表示氣體使地表變暖。根據(jù)定義，二氧化碳的全球升溫潛能值為1，其他溫室氣體的全球升溫潛能值通常大于二氧化碳，但由于其空氣含量低，二氧化碳仍被認為是造成溫室效應的主要氣體。

資料來源：中國科學院蘭州文獻信息中心，氣候變化科學動態(tài)監(jiān)測快車，2017年第9期。

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