中國省份環(huán)境污染與FDI關(guān)系研究
——基于固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果分析視角

寇紫峰，許 贏，陽思博

（1.上海立信會計金融學(xué)院統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，上海201209；2.上海立信會計金融學(xué)院金融科技學(xué)院，上海201209；3.上海立信會計金融學(xué)院國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，上海201209）

一、引言

十九大報告明確提出，我國經(jīng)濟已經(jīng)從高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，高質(zhì)量發(fā)展的重要一環(huán)就是綠色發(fā)展。2019年3月15日，第十三屆全國人民代表大會第二次會議表決通過《中華人民共和國外商投資法》。該法案可以更好地保護外商在我國投資的合法權(quán)益，這將大大增強中國市場對外資的吸引力，也可充分彰顯我國擴大對外開放、積極引進外商投資的決心及信念。但在外商投資拉動?xùn)|道國經(jīng)濟的同時，也可能帶來污染轉(zhuǎn)移問題，關(guān)于環(huán)境污染與引入外商直接投資（FDI）矛盾的研究，已經(jīng)被愈來愈多的學(xué)者所重視。目前，主要通過“污染天堂”和“污染光環(huán)”兩個對立假說進行解釋?！拔廴咎焯谩奔僬f是指由于被投資國環(huán)境規(guī)制較寬松且人力成本較低，會吸引來自較嚴格環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)國家的投資，導(dǎo)致東道國環(huán)境惡化。“污染光環(huán)”假說則認為，在不同發(fā)展水平的國家或地區(qū)，外商直接投資并不一定會導(dǎo)致環(huán)境污染更加嚴重，為了在競爭中戰(zhàn)勝東道國的本土企業(yè)，外商投資企業(yè)會引入高新技術(shù)；FDI 不僅直接促進東道國的經(jīng)濟增長，且能通過“溢出效應(yīng)”提升東道國整體技術(shù)水平，進而實現(xiàn)資源投入和要素投入的節(jié)約，提高環(huán)境質(zhì)量。環(huán)境污染水平隨FDI的增加而加重，到達一個臨界值之后，環(huán)境污染水平會隨FDI 增長而下降，因此FDI 最終會減輕環(huán)境污染，持這種觀點的主要有孫淑琴和何青青（2018）以及楊子暉和田磊（2017）。

二、文獻綜述

格蘭杰因果關(guān)系是一種對時間序列數(shù)據(jù)間相互影響關(guān)系的刻畫，常被用于分析經(jīng)濟數(shù)據(jù)間的相互關(guān)系和影響機制。針對環(huán)境污染與FDI 格蘭杰因果關(guān)系的研究，目前主要集中在以下幾方面：Hoffmann 等（2005）研究了東道國發(fā)展水平對FDI與環(huán)境污染的影響，認為低收入國家存在CO2到FDI的格蘭杰因果關(guān)系，中等收入國家則相反；楊永華（2010）研究認為中國的FDI與環(huán)境污染構(gòu)成雙向因果的循環(huán)關(guān)系，若不加以合理引導(dǎo)，會對生態(tài)環(huán)境造成威脅；黃慶波和趙忠秀（2011）以外商主要投資的制造業(yè)為研究對象，得出外商向中國投資制造行業(yè)是廢氣及固體廢棄物增加的格蘭杰原因。

“污染光環(huán)”與“污染天堂”假說，一直以來都是學(xué)者們討論的焦點。自Copeland和Taylor（1994）提出“污染天堂”假說之后，很多學(xué)者對此進行了研究。He（2006）構(gòu)建基于面板數(shù)據(jù)的模型對中國29個省級地區(qū)工業(yè)SO2的排放量進行測算，發(fā)現(xiàn)FDI 引起經(jīng)濟增長和成分轉(zhuǎn)化所造成的排放增加大于FDI對加強環(huán)境監(jiān)管所帶來的減排效果，為“污染天堂”假說提供了令人信服的證據(jù)。然而，Liang（2006）在研究中國260個城市數(shù)據(jù)之后得出了截然相反的結(jié)論，并指出外商投資企業(yè)有可能會擠出污染程度較高的本土企業(yè)。

蘇振東和周瑋慶（2010）研究認為FDI與我國污染情況明顯正相關(guān)，就整體而言，F(xiàn)DI 每增加1%，環(huán)境污染程度提高0.035%。包群等（2010）考慮了FDI與環(huán)境污染的非線性相關(guān)情況，證實FDI與環(huán)境污染倒U型關(guān)系的存在，但由于區(qū)域發(fā)展失衡，大陸地區(qū)FDI 遠未達到臨界點。李子豪和劉輝煌（2011）利用30個省級地區(qū)2000—2008年數(shù)據(jù)研究中國碳排放，認為FDI對碳排放具有正向影響，并具有一定的滯后效應(yīng)。秦曉麗和于文超（2016）基于空間面板數(shù)據(jù)的SLM模型和SEM模型，發(fā)現(xiàn)“污染天堂”假說并不成立，相反能夠改善地區(qū)環(huán)境質(zhì)量；除此之外產(chǎn)出與環(huán)境污染呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，且存在技術(shù)溢出。彭紅楓和華雨（2018）依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平差異將中國劃分為中、東、西部地區(qū)，并將FDI和GDP 分兩個時間段依次與碳排放進行回歸分析，實證結(jié)果顯示，F(xiàn)DI 碳減排及GDP 碳增排效應(yīng)在三個地區(qū)均存在，GDP 碳增排效應(yīng)在東、中、西部地區(qū)顯著，但FDI 碳減排效應(yīng)在中、西部地區(qū)不顯著。

FDI對碳排放的影響，主要體現(xiàn)在規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)（Grossman和Krueger，1991），這三個效應(yīng)分別指：產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大會加重環(huán)境負擔(dān)；FDI 流向第二產(chǎn)業(yè)還是第三產(chǎn)業(yè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不同；內(nèi)資企業(yè)對高新技術(shù)的模仿學(xué)習(xí)，通過更新技術(shù)從而減少污染。中國的現(xiàn)狀究竟如何，目前在學(xué)術(shù)界并無明確定論。但很顯然，我國希望能夠引入更多高質(zhì)量的外商投資，通過溢出效應(yīng)、擠出效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)（鄧玉萍和許和連，2016；孫淑琴和何青青，2018；楊樹旺等，2012），達到刺激經(jīng)濟的目的，同時減輕環(huán)境污染，從而實現(xiàn)雙贏。

環(huán)境污染與FDI的相互作用主要體現(xiàn)在兩方面：一方面，環(huán)境規(guī)制過嚴，會導(dǎo)致企業(yè)成本大幅上升，外商投資積極性下降；另一方面，許多發(fā)展中國家在經(jīng)濟增長動機驅(qū)使下，忽視環(huán)境污染，引入良莠不齊的外商直接投資（Cetin 等，2018）?！拔廴咎焯谩焙汀拔廴竟猸h(huán)”假說都假設(shè)外商投資企業(yè)對環(huán)境規(guī)制敏感，環(huán)境規(guī)制的提高會使外資企業(yè)更改投資對象。根據(jù)“污染天堂”的設(shè)想，環(huán)境污染與FDI之間應(yīng)該存在雙向因果關(guān)系（Yildirim，2014）。Mutafoglu（2012），以及Pao和Tsai（2011）認為若環(huán)境污染是FDI的格蘭杰原因，低環(huán)境規(guī)制會導(dǎo)致外資進一步流入，支持“污染天堂”假說，若外商直接投資是污染的格蘭杰原因，則支持“污染光環(huán)”假說。

研究中國外商直接投資與CO2因果的傳導(dǎo)方向結(jié)論中存在矛盾（Hoffmann 等，2005；王麗萍和李淑琴，2018；熊美珍和祝樹金，2007），且研究碳排放與外商投資之間的關(guān)系仍存在著諸多不足。首先，由于國家統(tǒng)計局未直接公布中國碳排放數(shù)據(jù)，在測算中國碳排放數(shù)據(jù)時，大多通過《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》的煤、石油、天然氣使用量乘以IPCC（Intergovernmental Panel on Climate Change）提供的碳排放因子得出（彭紅楓和華雨，2018；宋德勇和易艷春，2011），而該因子是西方國家的平均值，在中國使用并不準(zhǔn)確（Shan 等，2018；Tong 等，2015）。此外，近些年相關(guān)研究僅以中國東、中、西部三大區(qū)域為研究對象，缺少對單獨省份數(shù)據(jù)的具體分析，不能體現(xiàn)各省份的具體情況，無法得出更進一步的結(jié)論。

本文運用格蘭杰因果檢驗的方法研究面板數(shù)據(jù)，揭示變量間的因果傳導(dǎo)機制，結(jié)合分段檢驗的結(jié)果，進行聚類分析。相較于之前學(xué)者所做的研究，本文做出的邊際貢獻在于：利用中國碳排放數(shù)據(jù)庫（CEADs）提供的數(shù)據(jù)以及在個體固定效應(yīng)的前提下處理面板數(shù)據(jù)，得出了截然不同的結(jié)論。本文利用Hoffmann 等（2005）提供的檢驗方法，得到了FDI與環(huán)境污染的直接因果關(guān)系，不存在中間傳導(dǎo)過程。這為以FDI和CO2關(guān)系為對象的研究提供有力證據(jù)支持。

三、模型設(shè)定

（一）面板格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗方法由格蘭杰于1969年提出（Granger，1969），該方法多運用于計量經(jīng)濟學(xué)中變量影響傳導(dǎo)機制的探究。但大多應(yīng)用均基于時間序列數(shù)據(jù)，當(dāng)數(shù)據(jù)類型拓展到面板數(shù)據(jù)時，由于單個面板所含不同截面間的同質(zhì)或異質(zhì)關(guān)系，面板與面板之間的因果關(guān)系將取決于截面與截面間的因果關(guān)系。面板數(shù)據(jù)是一種同時包含截面數(shù)據(jù)與時間序列數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)類型。與時間序列數(shù)據(jù)相比，面板數(shù)據(jù)能提供更加有價值的數(shù)據(jù)信息，且面板數(shù)據(jù)可增加變量間的變異性，削弱變量間的共線性。

2003年，Granger 又指出，檢驗面板數(shù)據(jù)間的因果關(guān)系旨在檢驗全體截面間是否存在一一對應(yīng)的因果關(guān)系，顯然這是一個較強的假設(shè)。據(jù)此，本文采用Dumitrescu和Hurlin（2012）提出的基于截面Wald 統(tǒng)計量的面板格蘭杰因果檢驗方法，綜合分析截面間關(guān)系與面板間關(guān)系的聯(lián)系，更為準(zhǔn)確地解釋是否存在面板數(shù)據(jù)間的因果關(guān)系。

在此，定義兩組面板數(shù)據(jù)x=（xi，-K，…，xi，0）′與y=（yi，-K，…，yi，0）′。其中，xi，t與yi，t均為已知觀測值。yit表示第i個截面在t 時刻的變量y的取值。可得自回歸模型：

其中，K表示滯后階的個數(shù)，αi表示各截面的固定效應(yīng)截距項。假設(shè)滯后階數(shù)K對面板所有截面都相同，且面板平衡。此外，自回歸系數(shù)γi（k）和βi（k）與時間t無關(guān)，且在不同截面上允許存在差異。在固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上，同時做如下假設(shè)條件：

假設(shè)一：各個截面的擾動項εi，t對不同的時間t是相互獨立的，且均服從均值為0的正態(tài)分布。此外，還假定同一截面不同時間t存在有限異方差，即

假設(shè)二：不同截面的擾動項εi=（εi，1，…，εi，T）′是相互獨立的，即E（εi，t，εj，s）=0，其中，i≠j。

假設(shè)三：對各截面的變量xi=（xi，1），…，xi，T）′與yi=（yi，1），…，yi，T）′都存在有限的方差，即E（x2i，t）<∞與E（y2i，t）<∞；且E（xi，txj，z）、E（yi，tyj，z）與E（yi，txj，z）僅是關(guān)于t-z的函數(shù)，即E（yi，t）和E（yi，t）均與t 相互獨立。

由兩個變量所組成的面板混合自回歸模型構(gòu)成格蘭杰因果檢驗的基本框架。如果是基于時間序列數(shù)據(jù)的因果關(guān)系檢驗，問題的重心主要落在對回歸系數(shù)βi的檢驗；如果是基于面板數(shù)據(jù)的檢驗，則需要重點考慮各截面之間的異質(zhì)性。

顯然，若變量x與y之間存在同質(zhì)性，則此面板混合自回歸模型將不能用于因果關(guān)系的檢驗。因此，本文將主要通過對自回歸異質(zhì)性進行檢驗，進而對因果關(guān)系進行檢驗。

結(jié)合以上論述，得出格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)和備擇假設(shè)：

其中，βi=（βi（1），…，βγi（k））′表示混合回歸系數(shù)。在此，原假設(shè)中βi均為0表示x 不是造成y的格蘭杰因果，即在x對y的方向上不存在因果關(guān)系的傳導(dǎo)機制；在備擇假設(shè)中，βi部分不為0 則表明x對y方向上存在因果關(guān)系。其中，N1是一個介于0和N的未知數(shù)，當(dāng)N1=N的時候，所有截面所對應(yīng)的回歸系數(shù)均為0，表明面板中不存在截面使得x與y之間存在因果傳導(dǎo)機制；當(dāng)N1=0 時，即表示所有截面均存在因果關(guān)系。在此，允許有N1個截面上不存在因果關(guān)系，即在N～N1個截面上存在因果關(guān)系，此時0≤N1/N<1。這樣的檢驗方法與Pasaran 等（1995）所描述的單位根檢驗中的一些步驟相類似。若結(jié)果接受原假設(shè)，則表示x與y之間在所有的截面上均不存在因果關(guān)系；且當(dāng)N1>0 時，因果關(guān)系的檢驗結(jié)果顯然是異質(zhì)性的。基于此假設(shè)檢驗，可以得出一個齊次的結(jié)果，即確定面板數(shù)據(jù)整體上的因果關(guān)系機制。

基于此，本文選擇不同截面的Wald檢驗統(tǒng)計量的平均水平來表征假設(shè)檢驗結(jié)果。定義表征平均水平的Wald 統(tǒng)計量WNH，Tnc為：

其中，Wi，T表示的是第i個截面數(shù)據(jù)的Wald檢驗統(tǒng)計量，且單個Wald 統(tǒng)計量Wi，T也與單個截面的回歸系數(shù)βi相關(guān)聯(lián)。據(jù)此，可對原假設(shè)βi=0 進行檢驗。根據(jù)Hurlin（2005）的研究成果可知，在T 趨于無窮的時候，Wi，T漸進服從于自由度為K的卡方分布，即：

因此，當(dāng)N也趨于無窮大時，由Lindberg-Levy中心極限定理可推導(dǎo)出WNH，Tnc的漸進分布：

其中，T，N→∞表示先T→∞，后N→∞。對于大樣本T和長面板N，若WNH，Tnc大于顯著性水平α所對應(yīng)的拒絕域臨界值，則拒絕原假設(shè)Hnc，即認為在給定的變量x與y之間存在因果關(guān)系。這樣的大樣本前提下的漸進分布在小樣本情況下仍有較好的功效，這在Hurlin（2005）的研究成果中運用蒙特卡洛模擬方法時已得到驗證。

（二）多元時間序列的聚類分析

當(dāng)影響時間序列｛Xt：t∈T｝的因素大于1 時，這類時間序列被稱為多變量時間序列，也稱為多元時間序列（Multivariable Time Series，簡稱為MTS）。MTS數(shù)據(jù)具有樣本容量大、維度高、數(shù)據(jù)更新快等特點，若直接運用傳統(tǒng)方法進行聚類往往效率較低。因此，本文先對MTS數(shù)據(jù)運用主成分分析進行降維，之后采用K中值算法（Kmedoids）進行聚類。相比于K 均值算法，K中值算法受到簇的噪聲和邊緣值的影響更小，因此更加能提升聚類分析的精度（程靜等，2016）。

MTS數(shù)據(jù)的變量眾多，且每個變量都會提供一定的樣本信息，從而在所提供的信息中有一定程度的重合，因此，對原始數(shù)據(jù)進行降維處理，一方面可以簡化原始數(shù)據(jù)，另一方面也可以增加分析效率。主成分分析降維的原理在于通過向量的正交變換，將一組本來相關(guān)的變量轉(zhuǎn)化為線性無關(guān)的變量，從而達到降維的目的。其幾何意義表示為坐標(biāo)軸的旋轉(zhuǎn)與平移。

鑒于時間序列數(shù)據(jù)的特性，其相似度的計算問題往往較為復(fù)雜。因此，在時間序列間的距離度量問題中，本文選擇結(jié)合其自身相關(guān)性而改進的CORT算法。Montero和Vilar（2014）在CORT算法中，兩個時間序列的相似性由滯后一階的時間相關(guān)系數(shù)度量，其表達式為：

CORT（XT，YT）的值越大，表示兩個時間序列每時刻的變化率方向與大小越相似。因此，兩個時間序列的CORT 距離可以寫作：

其中，φk（u）是一個指數(shù)調(diào)整函數(shù)，其表達式為：

d（XT，YT）是傳統(tǒng)的距離，如歐氏距離等，在距離的選擇中，本文選用Berndt和Clifford（1994）提出的DWT 距離方法，其目的在于尋找兩個序列間的映射R=[（Xa1，Yb1），…，（Xam，Ybm）]，其中，ai，bj∈｛1，…，T｝，并且度量每對映射中兩個時刻屬性的距離，并使其達到最小，即：

在得出任意兩個時間序列的CORT 距離后，便可采用K中值聚類的方法進行聚類，并分析所得結(jié)果。

四、樣本選取與實證分析

（一）樣本選取

本文參考Hoffmann 等（2005）選用碳排放量作為環(huán)境污染指標(biāo)，使用的CO2排放量數(shù)據(jù)來自中國碳排放數(shù)據(jù)庫（CEADs），該數(shù)據(jù)綜合考慮了中國的煤炭含碳量較低的特點，以及“使用開采量代替使用量”更能避免統(tǒng)計不全面和“調(diào)整”的問題，重新測量了中國的碳排放數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)與之前文獻所使用的數(shù)據(jù)相比，更具代表性。少量缺失值運用指數(shù)平滑法進行處理，西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)大量缺失，不納入所選樣本。FDI數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，外商直接投資以美元記，參考楊萬平和袁曉玲（2008）、彭紅楓和華雨（2018）文章的處理方法，用人民幣兌美元平均匯率折算為人民幣，并利用CPI 進行處理。

考慮到FDI數(shù)據(jù)不平穩(wěn)的特性，對FDI和CO2數(shù)據(jù)做了對數(shù)差分處理。

（二）實證分析

1.變量描述統(tǒng)計

結(jié)合1997—2015年全國（除西藏和港澳臺地區(qū)，下同）CO2與FDI數(shù)據(jù)，分別計算各省份兩個指標(biāo)的時間序列的描述性統(tǒng)計量，如表1所示。從表1可以看出，各省份在同一指標(biāo)間存在不同差距。

表1 描述性統(tǒng)計

表1（續(xù)）

2.格蘭杰因果檢驗

若使用不平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)進行分析，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，因此在分析數(shù)據(jù)前對FDI與CO2數(shù)據(jù)進行LLC檢驗用以檢驗其數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。從表2可以看出，CO2原數(shù)據(jù)面板平穩(wěn)，F(xiàn)DI 原數(shù)據(jù)面板不平穩(wěn)，一階差分后平穩(wěn)，這表明FDI與CO2一階單整。由于FDI與CO2之間存在單位根，因此需進一步做協(xié)整檢驗以判斷數(shù)據(jù)間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

表2 單位根檢驗

用Pedroni檢驗來檢驗FDI與CO2之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果如表3所示?？梢钥闯?，三個統(tǒng)計量均拒絕原假設(shè)，因此可認為在5%顯著性水平下，F(xiàn)DI與CO2之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗

在因果檢驗中，依據(jù)面板自回歸模型的不同滯后階，進行三組因果檢驗。其中，K=1表示短期效應(yīng)，K=2表示中期效應(yīng)，K=3表示長期效應(yīng)。所得到的分析結(jié)果如表4所示。

表4 全國格蘭杰因果檢驗結(jié)果分類

由表4可以得出全國及各省份因果檢驗的結(jié)果：

（1）全國總體上在長、短期CO2與FDI存在雙向因果，在中期僅存在FDI→CO2因果關(guān)系。且多數(shù)省份的傳導(dǎo)機制為FDI 導(dǎo)致CO2變化，但是仍有近三分之二的省份在中、短期雙向無因果。

（2）在長、短、中期都存在FDI→CO2因果關(guān)系的省份有天津、內(nèi)蒙古、江西和浙江。

（3）在中、短期存在CO2→FDI因果關(guān)系的省份有甘肅。

（4）在中、長期存在FDI→CO2因果關(guān)系的省份有湖南，存在CO2→FDI因果關(guān)系的省份有陜西。

（5）在滯后階不同時，因果關(guān)系方向發(fā)生反轉(zhuǎn)的省份有吉林（先CO2→FDI，后FDI→CO2）、山東（先FDI→CO2，后CO2→FDI）。這兩個省份的FDI與CO2可能存在螺旋促進關(guān)系，因果關(guān)系的起點不同，但結(jié)果可能具有相似性。

（6）云南省僅在長期表現(xiàn)為雙向因果，此前無因果。

3.分段格蘭杰因果檢驗

2006年頒布的“十一五”綱要，明確指出了中國的能耗要求。根據(jù)《BP能源統(tǒng)計年鑒》，中國在2007年成為世界第一大碳排放國，且2005—2007年，中國對環(huán)境保護的政策力度大大提升（張國興等，2014）。因此，以2006年為界進行分段格蘭杰因果檢驗。結(jié)果表明，在2006年前后，部分省份在FDI和CO2因果關(guān)系方向上存在改變，詳見表5。

表5 分段格蘭杰因果檢驗

圖1 時間序列曲線

基于各省份FDI與碳排放數(shù)據(jù)構(gòu)成的MTS數(shù)據(jù)，選取2006年前后因果關(guān)系發(fā)生改變（如之前存在因果關(guān)系，之后不存在）的18個省份，進行多元時間序列聚類分析。得出結(jié)果分為兩類：一是江西、海南、廣西、云南、甘肅、寧夏，聚類中心為云南。這些省份多為中西部較不發(fā)達省份，F(xiàn)DI和CO2總量明顯較少，且變化小。江西省在斷點前存在因果關(guān)系，之后消失。其余各省均在斷點后突變出現(xiàn)格蘭杰因果關(guān)系。這可能與江西在FDI 總量上明顯高于其他省份，在該類中排名第一相關(guān)。二是天津、浙江、遼寧、福建、山東、陜西、河南、河北、上海、湖南、廣東、四川，聚類中心為山東，這些省份多為沿海省市，除遼寧、河南外經(jīng)濟較為發(fā)達。其中，位于聚類中心的時間序列表示其序列走勢能夠較好地擬合該類別中時間序列的共性走勢情況，較具有代表性。時間序列曲線見圖1。

五、結(jié)論

本文結(jié)合固定效應(yīng)面板格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ秃投嘣獣r間序列聚類分析研究中國內(nèi)地30個省級行政單位FDI和碳排放的動態(tài)躍遷過程及其直接因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)中國在2006年前后因果關(guān)系發(fā)生改變的省份可以被分成兩類：一類多數(shù)為中西部較不發(fā)達省份，這些省份在2006 前大多沒有出現(xiàn)CO2與FDI的因果關(guān)系，在2006年后才出現(xiàn)；另一類則多為東部發(fā)達省份，這些省份的突變沒有表現(xiàn)出特殊規(guī)律。

環(huán)境污染與外國直接投資之間必然存在著因果聯(lián)系，但兩者在不同動態(tài)遷躍過程中，是否存在直接因果關(guān)系并無具體論證。因此，本文從面板數(shù)據(jù)角度出發(fā)，通過固定效應(yīng)面板格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ秃投嘣獣r間序列聚類分析，深度探討了FDI與環(huán)境污染動態(tài)遷躍及其直接因果關(guān)系傳導(dǎo)機制。參考之前學(xué)者的研究，本文對因果關(guān)系傳導(dǎo)機制的解讀為：FDI 流入會直接導(dǎo)致CO2上升或下降，此為“污染光環(huán)”或“污染天堂”假說。當(dāng)FDI 流入超過臨界點之后，政府會提高環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，限制重污染FDI的流入，CO2排放量下降。政府提高環(huán)境規(guī)制水平，則可以解釋CO2對FDI的影響。而外資為了在與本土企業(yè)的競爭中占據(jù)優(yōu)勢，或多或少都會使用更先進的技術(shù)，造成更少的污染，這些技術(shù)通過溢出效應(yīng)流出，是FDI對CO2的作用機制。但要驗證東道國究竟是“污染天堂”還是“污染光環(huán)”則需要利用回歸模型進一步檢驗。

本文將長期影響解讀為：FDI與CO2存在積累，針對存在長期影響的省份，不能只關(guān)注短期FDI與CO2的變化，需要考慮政府政策的實施存在滯后性。若僅存在短期因果：一是考慮政策更新頻率較快，不能長久執(zhí)行；二是考慮政策執(zhí)行效率不佳，對碳排放或者FDI 反應(yīng)有限，需要因地制宜，提升政策效率。

中國地方政府出于政績要求，招商引資促進地方經(jīng)濟的激勵往往要大于為保護環(huán)境而限制外資流入的激勵，這可能導(dǎo)致了污染型外商直接投資流入，出現(xiàn)FDI與碳排放同時上升的情況。但如果污染一旦超過環(huán)境所能承受的臨界點，環(huán)境治理成本很有可能遠超外商投資對地方經(jīng)濟的正面影響。這警示引入外商投資要審慎，不能只在乎短期利益，更要放眼未來。

綜上，我國應(yīng)積極完善立法，積極與國際社會開展關(guān)于FDI與環(huán)境問題的討論和談判，堅定、明確地展現(xiàn)我國保護環(huán)境的立場，為包括我國在內(nèi)的中等收入國家爭取合理、合法的權(quán)益。同時，鼓勵地方工業(yè)，特別是外商投資企業(yè)，用綠色技術(shù)取代可能導(dǎo)致污染的技術(shù)，適度給予稅收減免等激勵措施，激勵各行業(yè)積極實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。