外商直接投資、高質量發(fā)展與碳排放效率
——以西部地區(qū)為例

魏思琦 吉敏全(通訊作者)

(青海大學財經學院 青海西寧 810000)

“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的實施可極大促進西部地區(qū)經濟良性發(fā)展、打開對外開放的窗口、有效改善生態(tài)環(huán)境[1]。2017年黨的十九大會議指出，未來我國不再將經濟高速增長作為主要目標，而是致力實現(xiàn)開拓創(chuàng)新、綠色可持續(xù)、對外開放等多方面協(xié)調共享的高質量發(fā)展[2]。我國堅持構建國內國際經濟“雙循環(huán)”格局，西部地區(qū)憑借地理優(yōu)勢和自然資源優(yōu)勢吸引外商直接投資，作為國家經濟扶持對象，出于技術、資源等落后因素，在承載外貿發(fā)展任務上具有環(huán)境壓力。

根據(jù)高質量發(fā)展要求和“雙碳”目標的提出，研究外商直接投資、高質量發(fā)展水平與碳排放效率之間的關系對解決現(xiàn)實問題具有重要意義。

文章基于高質量發(fā)展背景下西部地區(qū)高速發(fā)展及擴大開放的需要與環(huán)境規(guī)制約束的現(xiàn)實問題，探索西部地區(qū)外商直接投資對碳排放效率的影響，文章測算高質量發(fā)展指數(shù)替代以往研究中的經濟衡量變量，將其作為門檻變量，分析高質量發(fā)展要求下外商直接投資和碳排放效率之間的非線性關系。

1 理論分析與研究假設

1.1 外商直接投資與碳排放效率

目前，針對外商直接投資對環(huán)境和環(huán)境績效的影響，我國已開展相關研究，研究結果主要基于 “污染天堂”理論和“污染光環(huán)”兩種理論。李惠茹和張鵬楊(2015)[3]研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資通過結構、技術和政策等方面減少碳排放，總體來看外商直接投資對我國碳排放呈現(xiàn)“污染光環(huán)”效應。余珊和張文彬(2016)[4]認為，外商直接投資通過直接效應和間接效應均對提高生態(tài)效率發(fā)揮促進作用。黃杰(2017)[5]研究發(fā)現(xiàn)，我國外商直接投資對碳強度的影響具有區(qū)域差異性，且與各地經濟水平、勞動資本、生態(tài)治理、金融發(fā)展和對外開放程度等因素有關，但整體上外商直接投資抑制碳強度提升。

基于此，本文提出以下假設：

假設1:外商直接投資顯著促進西部地區(qū)全要素碳排放效率提升。

1.2 高質量發(fā)展的門檻效應

研究不同因素對外商直接投資的影響有利于更好開展和實施對外開放政策，吸引更多優(yōu)質企業(yè)帶來外資和發(fā)展機會。付曉東等(2021)[6]研究發(fā)現(xiàn)在不同地區(qū)，外商直接投資的區(qū)位變動影響因素表現(xiàn)不同，在我國東部地區(qū)產業(yè)集聚優(yōu)勢發(fā)揮的積極作用最為明顯，而中西部則具備較為明顯的低勞動成本、低土地成本優(yōu)勢，這與我國經濟存在的區(qū)域差異性有關。李金凱等(2017)[7]對經濟水平和外商直接投資自身的門檻作用進行分析，研究發(fā)現(xiàn)分別存在雙門檻和單門檻效應。

基于此，本文提出以下假設：

假設2：高質量發(fā)展在外商直接投資與全要素碳排放效率的關系中具有顯著的門檻效應。

2 變量說明與模型構建

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量

本文選取全要素碳排放效率作為被解釋變量。利用超效率SBM方法測算西部地區(qū)(除西藏外)11個省市的全要素碳排放效率，模型如式(1)所示。

本文構建如表1所示的全要素碳排放效率評價體系，具體指標測算方法如下：

表1 全要素碳排放效率評價體系

(1)固定資本存量采用張軍(2004)[8]的永續(xù)盤存法進行計算，計算公式為：

其中，計算基期選為2000年，基期K用固定資產投資比上10%來衡量；δ表示折舊率，取9.6%；Iit表示各省市固定資產投資。

(2)地區(qū)實際生產總值以1978年為基期進行折算，下同。

(3)文章利用IPPC[9]提供的能源碳排放方法測算碳排放量，計算公式為：

其中，ADi、EFi分別為第i類燃料的實際消費量和碳排放系數(shù)，本文選取原煤、焦炭、原油、天然氣、洗精煤等12種燃料。

2.1.2 門檻變量

本文選取高質量發(fā)展指數(shù)為門檻變量。基于師博和任保平(2018)[10]的研究，文章將消費成果作為主要社會成果之一納入原評價體系，構建如表2所示指標評價體系，文章采取均等權重賦值方法對指標賦權重，以符合經濟社會各方面協(xié)調均衡的高質量發(fā)展要義。文章最終指標均為正向指標，所涉及的相關指標測算方法如下：

表2 高質量發(fā)展評價指標體系

(1)GDP增長率移動平均型標準差系數(shù)的計算公式為：

其中，i表示第i年，*σ表示經濟增長的波動率，y為GDP增長率，l為移動滑窗，根據(jù)數(shù)據(jù)特點文章l取5年[11](干春暉等，2011)[11]。

(2)泰爾指數(shù)的計算公式為：

其中，i表示第i產業(yè)，y表示產值，l表示就業(yè)人數(shù)。

(3)平均受教育年限采用各級受教育學生數(shù)與相應系數(shù)乘積的總和計算。其中，小學、初中、高中、中職、大專、本科、研究生學歷的系數(shù)分別為6、9、12、12、15、16、19。因各年統(tǒng)計年鑒指標不同，2011—2014年未將“大專及以上”學歷進行細分，此項系數(shù)選為15。

(4)恩格爾系數(shù)采用城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)。

2.1.3 核心解釋變量

本文選取外商直接投資作為核心解釋變量。其衡量指標主要有以下兩種：

(1)外商直接投資實際利用額的存量或流量，表征資本或經濟特性[12]；

(2)外商直接投資實際利用額與GDP的比值，體現(xiàn)外資流入對經濟的拉動作用[13]。

文章選擇后者來衡量外商直接投資(fdi)，實際利用額單位為萬元。

2.1.4 控制變量

除外商直接投資外，許多因素會對碳排放效率產生影響。本文從公共治理、創(chuàng)新投入、污染整治、產業(yè)升級和道路運載五個方面分別選取以下變量作為控制變量：

(1)政府干預(govern)，利用公共預算支出/GDP衡量[14]。

(2)創(chuàng)新能力(innovation)，利用R&D經費支出/GDP衡量。

(3)環(huán)境規(guī)制(environment)，利用污染治理費用/財政支出衡量。

(4)產業(yè)結構(industry)，利用第二產業(yè)產值/總產值衡量。

(5)道路運輸能力(transportation)，利用總客運量(億噸)衡量。

2.2 數(shù)據(jù)來源

分地區(qū)分品種能源消費數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》，各類燃料碳排放系數(shù)來自《省級溫室氣體清單編制指南》，其他數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省的統(tǒng)計年鑒。其中，2018—2020年的“固定資產投資”數(shù)據(jù)利用“固定資產投資比上年增長情況”計算得到。

2.3 研究模型

本文旨在研究外商直接投資(fdi)對全要素碳排放效率的影響，以及高質量發(fā)展水平在兩者關系中發(fā)揮的門檻作用?；鶞誓Ｐ筒捎秒p向固定效應模型，公式如下：

其中，i表示地區(qū)，t表示時間，Cit為控制變量，αi、λt分別為個體和時間效應，μit為隨機誤差項；β0為常數(shù)項；β1和β2分別為核心解釋變量和控制變量的回歸系數(shù)。

本文將時間趨勢作為虛擬變量、高質量發(fā)展指數(shù)作為門檻變量，加入模型(6)中，得到的雙門檻回歸模型如下：

其中，I(·)為示性函數(shù)，δ為門檻值。

3 實證分析

3.1 基準回歸

3.1.1 全樣本回歸

本文首先將西部地區(qū)全樣本面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，結果如表3所示。結果顯示在五個模型中，外商直接投資(fdi)的回歸系數(shù)均顯著，均為正數(shù)且數(shù)值大小相差不大，說明西部地區(qū)碳排放效率受到外商直接投資的顯著正向影響。假設1成立。

表3 基準回歸系數(shù)估計結果

3.1.2 分樣本回歸

本文以地理位置為依據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)分成西北地區(qū)和西南地區(qū)兩個分樣本，回歸結果如表4所示。

表4 分樣本回歸結果

(1)雙向固定效應模型在兩個分樣本中的擬合優(yōu)度明顯提升。

(2)外商直接投資(fdi)回歸結果在兩個分樣本中均顯著，具體表現(xiàn)為西北地區(qū)外商直接投資顯著促進碳排放效率的提升，西南地區(qū)外商直接投資顯著抑制碳排放效率的提升。

(3)政府干預在兩個樣本中表現(xiàn)相反，西北地區(qū)碳排放效率隨公共支出的增加而提高，西南地區(qū)則相反；兩地區(qū)的碳排放效率均隨創(chuàng)新能力的提高而提高，且西北地區(qū)的上升幅度更大；環(huán)境整治力度的加大正向促進西南地區(qū)碳排放效率提高；增大第二產業(yè)的比例有利于提升西北地區(qū)碳排放效率。

3.2 門檻效應回歸

分樣本分析發(fā)現(xiàn)，西北地區(qū)高質量發(fā)展指數(shù)相較西南地區(qū)整體偏高，為更好探究外商直接投資與碳排放效率的關系，現(xiàn)將高質量發(fā)展指數(shù)作為門檻變量對數(shù)據(jù)進行門檻回歸。首先對數(shù)據(jù)進行三重門檻檢驗，縮尾值設為1，Bootstrap次數(shù)設為300，回歸結果如表6所示。結果顯示，單門檻和雙門檻回歸模型分別在5%和10%的顯著性水平下有效，三門檻回歸模型未通過檢驗，說明樣本數(shù)據(jù)存在雙門檻效應。

表6 門檻回歸結果

本文對雙門檻效應進行進一步回歸分析，結果如表7所示。根據(jù)回歸結果，高質量發(fā)展指數(shù)在外商直接投資對碳排放效率的正向影響中起到雙門檻作用，且僅在H_quality≤0.505時促進作用顯著。假設2成立。

表7 雙門檻回歸系數(shù)估計結果

從2017年開始，我國西部地區(qū)11個省市的高質量發(fā)展指數(shù)均達到0.505，說明在未來一段時間內，外商直接投資將不再是西部地區(qū)碳排放效率的主要促進因素。

4 結語

本文基于2011—2020年我國西部地區(qū)11省、市、自治區(qū)(西藏除外)面板數(shù)據(jù)進行實證分析。研究結論主要有：總的來看，西部地區(qū)碳排放效率與外商直接投資存在正相關；分樣本看，外商直接投資對碳排放效率的影響具有區(qū)域差異；高質量發(fā)展具有雙門檻效應，中低高質量發(fā)展水平會促進外商直接投資對碳排放效率的提升作用。

基于以上結論，文章提出以下建議：

(1)在吸引外資方面，西北地區(qū)應進一步挖掘潛力，利用其技術溢出作用推動技術進步，從而提高能源轉化效率和碳排放效率。西南地區(qū)應注意把控流入外資的質量，避免因外資流入導致碳排放效率的持續(xù)下降。

(2)在提升增長質量方面，西部地區(qū)應持續(xù)提高區(qū)域創(chuàng)新能力，利用科技創(chuàng)新賦能環(huán)境保護，積極開發(fā)清潔能源、發(fā)展低碳產業(yè)、構建綠色社區(qū)，從而實現(xiàn)經濟可持續(xù)目標。

(3)在政策體系協(xié)調方面，西部地區(qū)應在國家宏觀政策約束下完善地方政策體系，消除環(huán)境規(guī)制與經濟增長內耗，繼續(xù)秉承高質量發(fā)展要求，實現(xiàn)經濟、社會、生態(tài)等多方面協(xié)調穩(wěn)定發(fā)展，利用外商直接投資與碳排放效率的促進作用將碳排放效率穩(wěn)定在高水平，為實現(xiàn)“雙碳”目標及高質量增長做出貢獻。