“一帶一路”沿線國(guó)家FDI的流入加劇了碳排放嗎？
——基于PSTR模型的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

聶瑩 ，劉清杰，任德孝

（1. 北京市農(nóng)林科學(xué)院 數(shù)據(jù)科學(xué)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100097；2. 北京師范大學(xué) 一帶一路學(xué)院，廣東 珠海 519087；3. 廣州工商學(xué)院 管理學(xué)院，廣東 廣州 510850）

碳排放量的增加，導(dǎo)致氣候變化問(wèn)題日趨嚴(yán)重，是人類面臨的重大而緊迫的全球性挑戰(zhàn)?！耙粠б宦贰背h提出以來(lái)，沿線國(guó)家加大了吸引外資力度以發(fā)展本地區(qū)經(jīng)濟(jì)，2018年“一帶一路”沿線國(guó)家共吸引外商直接投資（FDI）存量7.13萬(wàn)億，占世界總量的22.1%，相比于2013年的5.3萬(wàn)億美元，增長(zhǎng)了34.7%?！耙粠б宦贰毖鼐€多數(shù)國(guó)家仍然處于中等收入水平，資本相對(duì)匱乏，F(xiàn)DI的流入可以有效緩解國(guó)家建設(shè)資金不足的壓力，其在科技、管理經(jīng)驗(yàn)等方面所發(fā)揮的正外部性也可以有效提高東道國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率[1]。但是，外商直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大的同時(shí)，“一帶一路”沿線國(guó)家也正在面臨日漸嚴(yán)峻的環(huán)境問(wèn)題。根據(jù)世界銀行公布的數(shù)據(jù)，2014年“一帶一路”沿線國(guó)家的碳排放總量達(dá)到200.68億噸，占全球碳排放的55.53%，而中國(guó)和印度的二氧化碳排放量幾乎占全球二氧化碳排放量的三分之一[2]。有研究發(fā)現(xiàn)，金磚國(guó)家在1985年和2016年二氧化碳排放量分別為49.01億噸和137.68億噸，增長(zhǎng)近3倍，這四個(gè)金磚國(guó)家中有三個(gè)是“一帶一路”沿線國(guó)家[3]。在《巴黎協(xié)定》提出全球“碳中和”目標(biāo)背景下，“一帶一路”沿線國(guó)家面臨經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展與環(huán)境形勢(shì)嚴(yán)峻的雙重現(xiàn)象，研究這些國(guó)家FDI的環(huán)境效應(yīng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

已有文獻(xiàn)對(duì)FDI與CO2排放之間關(guān)系的研究，主要持有兩種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為FDI對(duì)環(huán)境污染的影響遵循的是污染避難所假說(shuō)（Pollution Haven Hypothesis），這一假說(shuō)認(rèn)為FDI的流入將促使東道國(guó) 環(huán) 境 惡 化。Walter & Ugelow[4]、Pethig[5]最 早 提 出這一觀點(diǎn)，他們認(rèn)為東道國(guó)為了發(fā)展經(jīng)濟(jì)將放松環(huán)境規(guī)制，薄弱的環(huán)境管制將導(dǎo)致一批高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)通過(guò)FDI流入東道國(guó)，從而造成東道國(guó)污染排放量大幅增長(zhǎng)。之后大量學(xué)者對(duì)這一假說(shuō)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，均證實(shí)了FDI的流入將加劇東道國(guó)環(huán)境污染[6-7]。近年來(lái)，開(kāi)始有文獻(xiàn)以二氧化碳排放作為環(huán)境污染物的代理變量，并引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展、貿(mào)易開(kāi)放水平、人口發(fā)展水平、能源消耗等因素作為控制變量，檢驗(yàn)污染避難所假說(shuō)是否成立[8-9]。關(guān)于FDI對(duì)環(huán)境污染影響的另一種觀點(diǎn)相對(duì)比較樂(lè)觀，認(rèn)為FDI可以有效抑制當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染物排放，即遵循環(huán)境“污染光暈”假說(shuō)（Pollution Halo Hypothesis）。Birdsall & Wheeler[10]最早提出這一觀點(diǎn)，其認(rèn)為從事對(duì)外直接投資的跨國(guó)公司可以為東道國(guó)帶來(lái)高標(biāo)準(zhǔn)的生產(chǎn)模式和先進(jìn)技術(shù)，有助于減少當(dāng)?shù)氐奈廴疚锱欧?。Pao & Tsai[11]在檢驗(yàn)FDI對(duì)二氧化碳濃度的影響時(shí)也發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的流入將有助于緩解新興市場(chǎng)國(guó)家的二氧化碳排放。Zhu等[12]通過(guò)分位數(shù)回歸法得出了外國(guó)直接投資有利于東道國(guó)降低污染水平的結(jié)論。Zhang & Zhou[13]基于線性面板模型的實(shí)證研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI流入量與二氧化碳污染物之間存在負(fù)向相關(guān)關(guān)系，這一觀點(diǎn)支持了“污染光暈”假設(shè)。Liu等[6]應(yīng)用線性空間面板回歸分析中國(guó)城市水平數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外國(guó)直接投資流入有利于降低二氧化碳濃度。Sung等[14]的研究也發(fā)現(xiàn)，外國(guó)直接投資有利于降低二氧化碳排放濃度，為環(huán)境“污染光暈”假設(shè)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。Xu等[15]則以大氣污染物為研究對(duì)象，驗(yàn)證了外商直接投資不僅可以積極推動(dòng)環(huán)保技術(shù)的應(yīng)用，而且可以有效加強(qiáng)地方環(huán)保監(jiān)管。因此，外商直接投資對(duì)污染物排放的影響可能存在兩種假說(shuō)，是符合污染避難所假說(shuō)還是符合“污染光暈”假說(shuō)，需要結(jié)合實(shí)際情況進(jìn)行分析。

早期關(guān)于外國(guó)直接投資對(duì)二氧化碳排放的影響主要聚焦在兩者的線性影響[16]，在最新的研究中研究聚焦點(diǎn)開(kāi)始轉(zhuǎn)移到了FDI對(duì)碳排放濃度的非線性影響上。Pazienza[17]引入了FDI的平方項(xiàng)，以檢驗(yàn)FDI與二氧化碳排放是否存在“U”型的非線性關(guān)系。Sarkodie &Strezov[18]構(gòu)造了一個(gè)三階多項(xiàng)式模型，通過(guò)引入FDI的平方項(xiàng)和立方項(xiàng)，檢驗(yàn)FDI對(duì)碳排放的非線性直接效應(yīng)。Xie等[19]基于面板平滑過(guò)渡回歸（PSTR）模型研究了FDI與碳排放之間的非線性關(guān)系，考察的是FDI流入在不同的門(mén)檻區(qū)間表現(xiàn)出的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。然而相關(guān)研究忽略了一個(gè)關(guān)鍵的問(wèn)題，經(jīng)濟(jì)體所處的發(fā)展階段也會(huì)使FDI對(duì)碳排放的影響產(chǎn)生非線性關(guān)系。

事實(shí)上，根據(jù)已有研究，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的影響可能具有異質(zhì)性特征。在能源經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放之間關(guān)系的研究已有很多。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最初階段，各國(guó)依靠燃燒礦物燃料來(lái)滿足其能源需求，從而釋放出大量的二氧化碳。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)達(dá)到一定水平時(shí)，人們會(huì)更加關(guān)注環(huán)境質(zhì)量，迫使工業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)向清潔生產(chǎn)。這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放之間存在的非線性關(guān)系被學(xué)者們稱為環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線假說(shuō)，這一假說(shuō)最早由Grossman & Krueger[20]提出，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放之間的聯(lián)系呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。隨后，學(xué)者對(duì)金磚四國(guó)等不同國(guó)家進(jìn)行了EKC檢驗(yàn)，并發(fā)現(xiàn)了EKC假說(shuō)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[3,21-22]，EKC假說(shuō)反映出一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段對(duì)碳排放存在異質(zhì)性影響。

鑒于此，本文將已有文獻(xiàn)提出的污染避難所假說(shuō)和“污染光暈”假說(shuō)放入一個(gè)分析框架中，觀察FDI對(duì)碳排放的非線性影響，同時(shí)將經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段作為門(mén)檻變量引入PSTR模型中，考察“一帶一路”沿線國(guó)家所處不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下FDI對(duì)碳排放的非線性影響，以便更清晰地反映出經(jīng)濟(jì)發(fā)展在FDI對(duì)CO2排放非線性影響中的門(mén)檻效應(yīng)，研究將有助于制定可操作的投資政策和差異化的環(huán)境戰(zhàn)略，為決策者提供重要的參考價(jià)值。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 模型構(gòu)建

由于本文研究的是環(huán)境污染問(wèn)題，因此采用STIRPAT模型作為理論框架[23]。這一模型通過(guò)對(duì)一國(guó)的人口、財(cái)富和技術(shù)等變量回歸后得到其對(duì)環(huán)境污染的隨機(jī)影響，其基本結(jié)構(gòu)如下：

式中：I、P、A和T分別表示環(huán)境污染、人口、經(jīng)濟(jì)水平和技術(shù)因素；a、b、c、d為驅(qū)動(dòng)因子的參數(shù)；e為誤差項(xiàng)。通過(guò)對(duì)數(shù)線性化，將模型（1）轉(zhuǎn)變成一個(gè)普通的線性模型：

式中：環(huán)境污染I用CO2排放濃度表示。鑒于一國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模和人口存在明顯的差距，為保證數(shù)據(jù)的可比性，采用人口密度來(lái)表示人口因素P[24]，計(jì)算方法是當(dāng)年和上一年的平均人口與土地面積的比率，經(jīng)濟(jì)水平A通常以人均GDP表示[25]。參考Sadorsky[26]的研究，對(duì)于模型中的技術(shù)水平T，采用能量強(qiáng)度作為代理變量。

上述STIRPAT理論框架只研究了人口、經(jīng)濟(jì)和技術(shù)對(duì)環(huán)境的影響，但已有的研究表明，影響環(huán)境污染的因素不止于此。首先，F(xiàn)DI可能通過(guò)規(guī)模、技術(shù)和結(jié)構(gòu)影響環(huán)境污染物排放[18,25]，本文引入外商直接投資作為解釋變量，以捕捉FDI對(duì)環(huán)境污染中碳排放的影響。其次，工業(yè)生產(chǎn)主要依靠化石燃料燃燒，這無(wú)疑是碳排放的重要來(lái)源[27]。目前，“一帶一路”沿線多數(shù)新興經(jīng)濟(jì)體正經(jīng)歷著從重工業(yè)向輕工業(yè)的轉(zhuǎn)型，因此模型中引入工業(yè)化水平作為控制變量。最后，貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)碳排放的影響是雙重的。一方面一國(guó)對(duì)外開(kāi)放過(guò)程中可能引進(jìn)不清潔的生產(chǎn)過(guò)程，促進(jìn)了環(huán)境污染物排放；而另一方面，貿(mào)易開(kāi)放水平的提高有利于先進(jìn)技術(shù)的引入，從而緩解了污染物的排放[24]。無(wú)論哪一種效應(yīng)占主導(dǎo)，都對(duì)碳排放存在著顯著影響，尤其是“一帶一路”對(duì)外開(kāi)放水平逐漸提高，貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)環(huán)境的影響更應(yīng)該引起重視，因此本文將貿(mào)易開(kāi)放度作為另一個(gè)控制變量。

綜合以上分析，將FDI、工業(yè)化和貿(mào)易開(kāi)放度取對(duì)數(shù)后引入STIRPAT模型（2）。此外，模型中還引入了個(gè)體固定效應(yīng)參數(shù)和時(shí)間固定效應(yīng)參數(shù)來(lái)描述個(gè)體和時(shí)間的異質(zhì)影響。因此，擴(kuò)展后的STIRPAT模型如下：

式中：CO2為二氧化碳排放濃度，F(xiàn)DI、PGDP、POP、IND、ENE、TRA分別為FDI、人均GDP、人口密度、工業(yè)化、能源強(qiáng)度和貿(mào)易開(kāi)放度；β、θ1、δ1、δ2、δ3、δ4為未知參數(shù)；u為隨機(jī)誤差。模型（3）假設(shè)東道國(guó)的FDI對(duì)于碳排放的影響存在時(shí)期和地區(qū)的同質(zhì)性，F(xiàn)DI每增加一個(gè)單位，碳排放會(huì)隨著變化β單位，然而模型（3）忽略的一個(gè)問(wèn)題，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的影響可能因?yàn)闁|道國(guó)所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而表現(xiàn)出差異化特征，異質(zhì)性存在的情況下，線性回歸模型的同質(zhì)性假設(shè)將不再適用。

為了解決影響系數(shù)異質(zhì)性問(wèn)題，學(xué)術(shù)界通常使用分組回歸的方法估計(jì)不同樣本下的回歸系數(shù)，這種方法的優(yōu)點(diǎn)是簡(jiǎn)單明了易推廣。缺點(diǎn)在于這種分組的標(biāo)準(zhǔn)很難確定，還有分成幾個(gè)子樣本進(jìn)行回歸分析的方法，容易損失樣本之間的一些共同信息，并且分樣本回歸割裂了樣本之間的過(guò)度過(guò)程，不符合現(xiàn)實(shí)情況。為克服分組回歸的第一點(diǎn)不足，Hansen提出了面板門(mén)檻回歸（PTR）[28]，模型如下：

式中：qit為轉(zhuǎn)換變量，Aj={q:cj-1≤c＜cj}，cj為斷點(diǎn)；I(·)為示性函數(shù)。Xit為控制變量。

PTR模型將總體樣本分成幾個(gè)子樣本進(jìn)行線性回歸，與傳統(tǒng)分組方法不同的是，其樣本分類是通過(guò)線性和非線性檢驗(yàn)內(nèi)生決定的，這就使樣本的分類相對(duì)來(lái)說(shuō)更加科學(xué)。然而這種分樣本的回歸方法仍然無(wú)法解決的問(wèn)題是樣本之間可能存在過(guò)渡而不是突變的問(wèn)題。為解決這一問(wèn)題，González等[29]拓展了PTR模型，提出面板平滑轉(zhuǎn)換回歸（PSTR）模型，這一模型引入了平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)，以實(shí)現(xiàn)不同樣本類別間轉(zhuǎn)換的平滑性。因此，PSTR模型無(wú)論是進(jìn)行樣本分組還是實(shí)現(xiàn)組別間轉(zhuǎn)換的平滑性，都具有優(yōu)勢(shì)。本文使用PSTR模型研究在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下“一帶一路”沿線國(guó)家FDI對(duì)碳排放的影響[30]?；谝陨戏治?，構(gòu)建如下PSTR模型：

式中：β0和βj分別表示線性和非線性部分的效應(yīng)；μi為個(gè)體固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差；gj(qit;γj;cj)為轉(zhuǎn)移函數(shù)，其數(shù)量由參數(shù)r決定。

轉(zhuǎn)移函數(shù)的具體形式如下：

式中：qit為轉(zhuǎn)換變量；γj為轉(zhuǎn)換函數(shù)的斜率參數(shù)，決定不同類別間的轉(zhuǎn)換速度；γj＞0。cj,1≤cj,2≤…≤cj,m是一系列位置參數(shù)，代表著轉(zhuǎn)移函數(shù)突變的位置，因此也稱為閾值水平；m指的是位置參數(shù)的數(shù)量。假設(shè)r=1時(shí)，那么如果r1趨近于0，則PSTR模型轉(zhuǎn)變?yōu)榫€性面板模型，如果r1趨近于無(wú)窮大變化，那么模型就變成PTR模型。進(jìn)一步地，如果r=1并且m=1，PSTR模型就被g=0.5分成兩個(gè)門(mén)檻區(qū)間，g＜0.5為低的門(mén)檻區(qū)域，g＞0.5為高的門(mén)檻區(qū)域，而且由于g是連續(xù)且非線性的，PSTR模型可以刻畫(huà)轉(zhuǎn)換變量與被解釋變量之間的動(dòng)態(tài)非線性關(guān)系。此時(shí)lnFDIit的變化引起的lnCO2it的變化為：

此時(shí)，每個(gè)時(shí)期、每個(gè)個(gè)體的系數(shù)是轉(zhuǎn)換變量qit的一個(gè)連續(xù)函數(shù)，通過(guò)βit與qit之間變化關(guān)系的分析便可以檢驗(yàn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否對(duì)FDI的環(huán)境效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響。正如轉(zhuǎn)移函數(shù)的形式所反映的，g是q的函數(shù)，當(dāng)q改變時(shí)，g平滑地在0到1之間變化，即0≤gj(qit;γj;cj)≤1，lnFDIit的系數(shù)βit在β0和 之間變化，相當(dāng)于β0和βj的加權(quán)平均。以r=1為例，當(dāng)βj＞0時(shí)，則β0＜βit＜β0+βj說(shuō)明FDI對(duì)沿線國(guó)家碳排放的影響系數(shù)隨著沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而變大。當(dāng)βj＜0時(shí)，則β0+βj＜βit＜β0，說(shuō)明FDI對(duì)沿線國(guó)家碳排放的影響系數(shù)隨著沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而減小。因此，β0的取值大小是能夠顯示出FDI對(duì)東道國(guó)碳排放的初始影響，βj的取值則可以反映出FDI對(duì)東道國(guó)碳排放的影響隨其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而呈現(xiàn)出隨時(shí)間變化的非線性特征。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本模型中的被解釋變量為二氧化碳排放量（CO2），數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)，二氧化碳排放量是化石燃料燃燒和水泥生產(chǎn)過(guò)程中產(chǎn)生的排放，包括在消費(fèi)固態(tài)、液態(tài)和氣態(tài)燃料以及天然氣燃燒時(shí)產(chǎn)生的二氧化碳。核心解釋變量為外商直接投資存量（FDI），數(shù)據(jù)來(lái)自UNCTADstat公布的最新數(shù)據(jù)。轉(zhuǎn)換變量，即門(mén)檻變量，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP），為按2010年不變美元計(jì)算的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。根據(jù)計(jì)量模型的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)和已有研究，為了避免遺漏重要解釋變量所導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題的發(fā)生，參考Kaab等[31]的研究，選擇人口密度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)化水平、對(duì)外開(kāi)放水平、能源強(qiáng)度作為控制變量。其中人口密度是人口規(guī)模除以土地面積得到的每平方千米土地面積人數(shù)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是人均實(shí)際GDP，工業(yè)化水平是工業(yè)增加值占GDP的百分比，貿(mào)易開(kāi)放度是貿(mào)易總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比，能源強(qiáng)度是按2010年不變美元計(jì)算得到的每美元國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的石油當(dāng)量千克數(shù)，控制變量數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。以上變量均取自然對(duì)數(shù)，由此得到統(tǒng)計(jì)描述見(jiàn)表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文以2003—2014年“一帶一路”沿線國(guó)家相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，考慮到數(shù)據(jù)的可得性以及口徑的一致性，選擇“一帶一路”沿線分布在中東歐、東南亞、西亞北非、南亞、中亞、蒙俄地區(qū)的62個(gè)國(guó)家，具體如表2所示。

表2 “一帶一路”沿線樣本國(guó)家

2 結(jié)果分析

2.1 單位根與協(xié)整檢驗(yàn)

模型估計(jì)之前有必要對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確保其平穩(wěn)性，避免出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。表3是面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出研究變量的LLC平穩(wěn)性檢驗(yàn)均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，均拒絕了含有單位根的原假設(shè)，因此本文所選擇的變量數(shù)據(jù)均可以視為平穩(wěn)序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，從而考察變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

表3 面板單位根檢驗(yàn)

通常使用的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法包括Kao檢驗(yàn)[32]、Pedroni檢驗(yàn)[33]與Westerlund檢驗(yàn)[34]。由于本文采用的是面板數(shù)據(jù)，所采用的對(duì)數(shù)變量很可能有線性時(shí)間趨勢(shì)，因此應(yīng)該包含趨勢(shì)項(xiàng)，而Kao檢驗(yàn)的局限性在于不允許在方程中加入線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，另外兩種檢驗(yàn)則更加靈活，因此表4提供了使用Pedroni和Westerlund方法的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

其中，協(xié)整檢驗(yàn)中包括了面板個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間趨勢(shì)，原假設(shè)均為變量間無(wú)協(xié)整關(guān)系，Pedroni檢驗(yàn)的備擇假設(shè)為變量在全面板數(shù)據(jù)中都是協(xié)整的，Westerlund檢驗(yàn)有兩個(gè)備擇假設(shè)，一個(gè)是變量在部分面板數(shù)據(jù)中是協(xié)整的，另一個(gè)是變量在全面板數(shù)據(jù)中是協(xié)整的。如表4的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，Pedroni檢驗(yàn)和Westerlund檢驗(yàn)均拒絕沒(méi)有協(xié)整的零假設(shè)，因此認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行進(jìn)一步的PSTR模型估計(jì)與分析。

表4 面板協(xié)整檢驗(yàn)

2.2 PSTR模型檢驗(yàn)

在估計(jì)PSTR模型之前必須進(jìn)行線性檢驗(yàn)，以確定變量之間存在非線性關(guān)系。線性檢驗(yàn)的零假設(shè)是模型（5）應(yīng)該為線性模型，備擇假設(shè)是模型（5）至少包含一個(gè)平滑的非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)，也就是說(shuō)如果r=0，那么說(shuō)明模型中變量不具有非線性關(guān)系，如果r≥1，那么模型是非線性的，應(yīng)該用PSTR模型進(jìn)行回歸。因此線性檢驗(yàn)主要用于分析彈性系數(shù)是否是同質(zhì)的，從而決定是否選用線性模型。此處考慮只有兩個(gè)類別（r=1）的模型：

在模型中，檢驗(yàn)線性假設(shè)是否成立，沿用Luukkonen等[35]的做法，使用轉(zhuǎn)換函數(shù)在γ=0附近的一階Taylor展開(kāi)替換模型中的轉(zhuǎn)換函數(shù)，得到回歸模型如下：

此時(shí)，線性檢驗(yàn)等價(jià)于檢驗(yàn)H0：β1=0，沿用Colletaz & Hurlin[36]的方法，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量如下：SSR0和SSR1分別是線性面板模型和r=1時(shí)PSTR模型的殘差平方和。K為解釋變量個(gè)數(shù)，N為面板數(shù)據(jù)中的個(gè)體數(shù)。線性檢驗(yàn)的原假設(shè)是應(yīng)該選擇線性模型，備擇假設(shè)是PSTR模型是合適的。如果檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為PSTR模型是合適的，那么進(jìn)一步要進(jìn)行剩余非線性檢驗(yàn)，以通過(guò)這一檢驗(yàn)來(lái)確定組別的有效個(gè)數(shù)。檢驗(yàn)程序從檢驗(yàn)H0：r=1，Ha：r=2開(kāi)始，如果H0：r=1被拒絕，則繼續(xù)檢驗(yàn)H0：r=2，Ha：r=3。以此類推，直到H0：r=r*可以接受，確定模型有r*+1個(gè)類別。確定類別數(shù)量后，構(gòu)建模型，進(jìn)行非線性最小二乘法（NLS）估計(jì)。本文使用MATLAB2018a進(jìn)行PSTR模型檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)

表5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，線性檢驗(yàn)中Wald、Fisher和LRT檢驗(yàn)均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明應(yīng)該選擇非線性模型PSTR，這也反映出FDI的碳排放效應(yīng)可能因?yàn)橐粐?guó)所處的經(jīng)濟(jì)階段不同而表現(xiàn)出差異化特征。而進(jìn)一步的剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，均接受了原假設(shè)r=1，因此最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)為1，而從位置參數(shù)的最優(yōu)個(gè)數(shù)來(lái)看，接受了 的原假設(shè)，因此選擇m=1。由此可知PSTR模型的最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)和位置參數(shù)個(gè)數(shù)均為1。

2.3 PSTR模型結(jié)果和討論

基于以上線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)結(jié)果，構(gòu)建具有轉(zhuǎn)移函數(shù)和位置參數(shù)的PSTR模型，該模型可以產(chǎn)生一個(gè)閾值和兩個(gè)門(mén)檻區(qū)域。在確定r=1，m=1后，使用非線性最小二乘回歸方法估計(jì)方程（5）。表6為模型估計(jì)結(jié)果。

首先是構(gòu)建線性回歸模型進(jìn)行估計(jì)，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)可知固定效應(yīng)模型合適，固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果表明，lnFDI的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，回歸系數(shù)為0.034，這首先說(shuō)明FDI的流入對(duì)碳排放產(chǎn)生了顯著影響，從系數(shù)的符號(hào)來(lái)看，這種影響是正向促進(jìn)作用，從回歸系數(shù)大小來(lái)看，1單位的FDI流入促進(jìn)了0.034單位的碳排放增長(zhǎng)。由于線性模型假設(shè)的是FDI對(duì)碳排放的影響是同質(zhì)的，不受一國(guó)經(jīng)濟(jì)水平影響。前述假設(shè)提到，F(xiàn)DI的碳排放影響可能受到一國(guó)所處經(jīng)濟(jì)階段的影響，進(jìn)一步采用PSTR模型進(jìn)行回歸，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門(mén)檻變量，估計(jì)FDI與碳排放之間的非線性關(guān)系，并且假設(shè)了這種關(guān)系在不同組別之間平滑轉(zhuǎn)換。首先進(jìn)行了線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)，采用非線性最小二乘估計(jì)（NLS）對(duì)PSTR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，表6中顯示了PSTR模型的估計(jì)結(jié)果。

表6 線性模型和PSTR模型估計(jì)結(jié)果

PSTR模型中l(wèi)nPGDP為門(mén)檻變量，模型的估計(jì)結(jié)果顯示位置參數(shù)c=8.981，將模型分為兩個(gè)門(mén)檻區(qū)間，當(dāng)lnPGDP小于8.981，也即人均GDP小于7 950.58美元時(shí)，方程（5）處于低門(mén)檻區(qū)間，當(dāng)lnPGDP大于8.981，也即人均GDP大于7 950.58美元時(shí)，則進(jìn)入高門(mén)檻區(qū)間。在744個(gè)研究樣本中，位于低門(mén)檻區(qū)間的樣本數(shù)有495個(gè)，占比66.53%，位于高門(mén)檻區(qū)間的樣本數(shù)有249個(gè)，占比33.47%，因此三分之二的樣本位于低門(mén)檻區(qū)間，說(shuō)明該模型處于以低門(mén)檻區(qū)間為主的狀態(tài)。進(jìn)一步觀察人均GDP的門(mén)檻區(qū)間如圖1所示，可以看出人均GDP的非參數(shù)核密度估計(jì)結(jié)果顯示門(mén)檻閾值的垂直實(shí)線對(duì)應(yīng)的是閾值8.981，人均GDP核密度分布相對(duì)均勻，核密度峰值在閾值左側(cè)，此外，閾值右側(cè)的累積核密度小于左側(cè)的累積核密度，這表明閾值右側(cè)的觀察者較少。

圖1 核密度估計(jì)和閾值

模型估計(jì)結(jié)果中斜率參數(shù)為1.642，說(shuō)明模型正在以比較平滑且緩慢的速度從低門(mén)檻區(qū)間向高門(mén)檻區(qū)間轉(zhuǎn)移，轉(zhuǎn)換速度適中，而不是在某個(gè)斷點(diǎn)處突變。從PSTR模型中FDI對(duì)碳排放的影響系數(shù)來(lái)看，線性部分的影響為0.919，非線性系數(shù)為-0.101，均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，因此研究結(jié)果表明FDI對(duì)碳排放的影響是顯著促進(jìn)作用，然而會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高這種促進(jìn)作用逐漸降低。FDI對(duì)碳排放的總效應(yīng)為表6中非線性部分系數(shù)與轉(zhuǎn)換函數(shù)的乘積加上線性部分系數(shù)。圖2是以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為橫軸，以估計(jì)的轉(zhuǎn)換函數(shù)值為縱軸，繪制的轉(zhuǎn)換函數(shù)的非線性變化特征圖。從圖2中可以看出，轉(zhuǎn)換函數(shù)呈漸進(jìn)式變化，并且實(shí)現(xiàn)了在不同門(mén)檻間的平滑轉(zhuǎn)換。由于轉(zhuǎn)移函數(shù)在[0, 1]之間波動(dòng)，因此FDI對(duì)碳排放的影響系數(shù)變化主要在[0.818, 0.919]，影響系數(shù)從0.919～0.818之間平滑變化。雖然總體上FDI的流入顯著促進(jìn)了碳排放，表現(xiàn)出污染避難所假說(shuō)，但是這一促進(jìn)作用逐漸減弱，說(shuō)明“污染光暈”假說(shuō)正在逐漸起到作用。

圖2 轉(zhuǎn)換函數(shù)值

圖3顯示FDI對(duì)碳排放的影響系數(shù)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變化而產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。可直觀地看出，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的促進(jìn)作用在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平跨越門(mén)檻值之后顯著減弱，經(jīng)濟(jì)水平與影響系數(shù)的關(guān)系為倒“S”型，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的影響系數(shù)逐漸降低。

圖3 外商直接投資對(duì)碳排放的影響系數(shù)

這種動(dòng)態(tài)關(guān)系的變化是可以解釋的，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始階段，沿線國(guó)家由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要希望大量引入FDI來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)，從而減低自身環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，因此一些國(guó)家的高污染、高消耗企業(yè)轉(zhuǎn)移到東道國(guó)，直接提高了當(dāng)?shù)靥寂欧潘?，并且FDI進(jìn)入后刺激了東道國(guó)企業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)，也消耗了大量資源，從而通過(guò)溢出效應(yīng)促進(jìn)碳排放。隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，沿線國(guó)家慢慢脫離粗放型經(jīng)濟(jì)模型，開(kāi)始逐步關(guān)注FDI的流入質(zhì)量，優(yōu)先考慮引進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為代表的跨國(guó)公司，并將更多的資金投入到污染治理中，從而直接降低二氧化碳排放。同時(shí)，高質(zhì)量FDI的增加提高了國(guó)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)效率，降低了高污染企業(yè)的能源消耗，由于FDI流入產(chǎn)生的溢出效應(yīng)有助于降低碳排放水平。

2.4 PSTR模型的非線性邊際分析

為了進(jìn)一步分析FDI流入對(duì)碳排放影響的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，本文對(duì)PSTR模型進(jìn)行了非線性邊際分析，計(jì)算FDI的彈性系數(shù)。根據(jù)公式（5）FDI相對(duì)于碳排放的彈性公式如下：

PSTR模型的優(yōu)點(diǎn)是可以檢測(cè)到數(shù)據(jù)集的個(gè)體特征和時(shí)間動(dòng)態(tài)變化，根據(jù)公式（13）可以測(cè)算得到每個(gè)“一帶一路”沿線國(guó)家在樣本期內(nèi)的FDI環(huán)境效應(yīng)彈性系數(shù)為：

根據(jù)公式（14）測(cè)算得到沿線國(guó)家的評(píng)價(jià)彈性系數(shù)如圖4所示，可以看出沿線國(guó)家的平均彈性差異較大，阿富汗、尼泊爾、塔吉克斯坦、柬埔寨等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)國(guó)的影響系數(shù)較高，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的促進(jìn)作用強(qiáng)烈，而阿聯(lián)酋、新加坡、卡塔爾、科威特等經(jīng)濟(jì)水平較高的地區(qū)，則吸引FDI對(duì)碳排放的影響程度相對(duì)較弱。

圖4 “一帶一路”沿線國(guó)家個(gè)體彈性系數(shù)

PSTR模型的另一個(gè)優(yōu)點(diǎn)是可以分析數(shù)據(jù)集的時(shí)間動(dòng)態(tài)變化，測(cè)算得到每個(gè)時(shí)期的平均彈性為：

由此測(cè)算得到2003—2014年每個(gè)時(shí)期的“一帶一路”沿線國(guó)家FDI對(duì)碳排放的平均彈性，如圖5所示?？梢钥闯?，總體上FDI的流入對(duì)碳排放的影響為正向促進(jìn)作用，然而從2003—2014年影響系數(shù)逐年下降，表明這一影響程度正在逐年遞減，表現(xiàn)出顯著的時(shí)變效應(yīng)，然而，2009年的彈性遠(yuǎn)高于2007年，2008年金融危機(jī)后，為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，各國(guó)放松環(huán)境管制以吸引FDI的勢(shì)頭略有增長(zhǎng)，因此2009年表現(xiàn)出FDI對(duì)碳排放增長(zhǎng)的較高影響，隨著危機(jī)的衰退和全球經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇，沿線國(guó)家的FDI對(duì)碳排放的正向促進(jìn)作用再次逐漸被減緩。

圖5 “一帶一路”沿線國(guó)家全局時(shí)變彈性系數(shù)時(shí)序變化

圖6是“一帶一路”沿線62個(gè)國(guó)家FDI對(duì)碳排放影響系數(shù)的時(shí)序變化情況，可以看出，根據(jù)PSTR模型估計(jì)得到的結(jié)果總體上樣本國(guó)家在近些年FDI對(duì)碳排放的影響系數(shù)均有或多或少的下降，其中每個(gè)國(guó)家FDI對(duì)碳排放影響的系數(shù)變化呈現(xiàn)出異質(zhì)性趨勢(shì)，下降趨勢(shì)最明顯的是哈薩克斯坦、俄羅斯、阿塞拜疆、羅馬尼亞、土庫(kù)曼斯坦、拉脫維亞、白俄羅斯、中國(guó)等國(guó)家，這些國(guó)家FDI對(duì)碳排放的污染避難所效應(yīng)正在慢慢弱化。

圖6 “一帶一路”沿線國(guó)家FDI對(duì)碳排放影響系數(shù)時(shí)空變化

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

本文在系統(tǒng)回顧相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，以2003—2014年“一帶一路”沿線62國(guó)為研究樣本，構(gòu)建了PSTR模型研究對(duì)外直接投資對(duì)CO2排放的非線性影響，并且利用非參數(shù)核密度估計(jì)和非線性邊際分析，研究“一帶一路”沿線國(guó)家FDI對(duì)碳排放發(fā)揮影響的過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在其中起到的閾值效應(yīng)，以及彈性系數(shù)的個(gè)體和時(shí)間異質(zhì)性，為評(píng)價(jià)“一帶一路”沿線國(guó)家FDI對(duì)碳排放的影響提供了新的研究視角和結(jié)論。

具體研究結(jié)論如下：（1）總體上“一帶一路”沿線國(guó)家FDI促進(jìn)了碳排放，遵循污染避難所假說(shuō)，這可能因?yàn)檠鼐€國(guó)家多是發(fā)展中國(guó)家，為發(fā)展經(jīng)濟(jì)放松環(huán)境管制以吸引FDI的行為使其對(duì)環(huán)境造成不利影響。（2）PSTR模型估計(jì)結(jié)果表明，“一帶一路”沿線國(guó)家FDI對(duì)碳排放的影響，因?yàn)橐粐?guó)所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同而表現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性特征，并以人均GDP7 950.58美元為門(mén)檻值劃分出兩個(gè)門(mén)檻區(qū)間，F(xiàn)DI環(huán)境效應(yīng)的彈性系數(shù)在兩個(gè)區(qū)間平滑轉(zhuǎn)換，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)倒“S”型變化趨勢(shì)。（3）非線性邊際分析結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的阿聯(lián)酋、新加坡、卡塔爾、科威特等地區(qū)，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的促進(jìn)作用程度最弱，而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的阿富汗、尼泊爾、塔吉克斯坦、柬埔寨等國(guó)家，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的促進(jìn)作用最強(qiáng)烈。在整個(gè)樣本期內(nèi)，F(xiàn)DI對(duì)碳排放的影響隨著時(shí)間變化呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，其中哈薩克斯坦、俄羅斯、阿塞拜疆、羅馬尼亞、土庫(kù)曼斯坦、拉脫維亞、白俄羅斯、中國(guó)等國(guó)家在近些年下降趨勢(shì)最為明顯，表現(xiàn)出快速的轉(zhuǎn)型態(tài)勢(shì)。

3.2 討論

本研究具有重要的政策含義，研究發(fā)現(xiàn)總體上“一帶一路”沿線國(guó)家吸引FDI不利于環(huán)境質(zhì)量的提高，促進(jìn)了碳排放濃度的增加，遵循污染避難所假說(shuō)。正如本文所分析的“一帶一路”沿線國(guó)家多是欠發(fā)達(dá)或發(fā)展中國(guó)家，整體上在吸引高科技對(duì)外直接投資方面能力不足。而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，沿線國(guó)家吸引的FDI對(duì)碳排放濃度的促進(jìn)作用有所減弱，這可能是逐漸成熟的經(jīng)濟(jì)體擁有更大的外國(guó)直接投資潛力，逐漸吸引更多的FDI進(jìn)入可再生能源領(lǐng)域，降低化石燃料在能源生產(chǎn)中的份額從而緩解了碳排放；另外，吸引到更高技術(shù)水平的外商直接投資，可通過(guò)新技術(shù)的使用徹底減少能源部門(mén)的碳排放。因此，作為“一帶一路”沿線國(guó)家的成員，我國(guó)應(yīng)繼續(xù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，積極吸引高技術(shù)外商投資產(chǎn)業(yè)，鼓勵(lì)外商企業(yè)投資于可再生基礎(chǔ)設(shè)施和現(xiàn)代技術(shù)，政府給予相應(yīng)的補(bǔ)貼，引導(dǎo)跨國(guó)企業(yè)進(jìn)入綠色清潔技術(shù)領(lǐng)域，鼓勵(lì)FDI向高技術(shù)、高效率生產(chǎn)領(lǐng)域注資，并嚴(yán)格要求外國(guó)投資者在投資過(guò)程中評(píng)估和公布與碳排放有關(guān)的信息，嚴(yán)控碳排放促進(jìn)環(huán)境治理及其可持續(xù)發(fā)展。另外，未來(lái)在推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)過(guò)程中，我國(guó)在對(duì)沿線國(guó)家進(jìn)行投資時(shí)，要甄別東道國(guó)關(guān)于FDI環(huán)境影響的規(guī)制政策，有的放矢地開(kāi)展投資，兼顧經(jīng)濟(jì)效益與生態(tài)效益。