新兴市场国家FDI、出口贸易与碳排放关联关系的实证研究

刘 倩，王 遥

(中央财经大学 财经研究院，北京 100081)

近三十年来，新兴市场经济体重要性日益增长，在全球产出占比方面表现得尤为突出。1960－1985年，发达经济体平均GDP 占全球GDP 的3/4;随后，这一比例逐渐下降;到2008－2009年，降至57%;而新兴市场经济体所占比重稳步上升，到2008－2009年，占比已接近40%，且这一比例在金融危机时期进一步得到强化［1］。伴随着经济增长、对外贸易、以及资金流动的不断强劲攀升，新兴市场国家加速攀升的CO2排放量和排放强度也受到了全球的高度重视。根据世界银行的统计，仅巴西、印度、中国、印尼、南非、俄罗斯六个新兴市场国家就需要承担全球1/3 的减排责任，约等于经合组织所有高收入国家碳减排责任之和①根据世界银行的分类，高收入的OECD 国家为:澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、捷克、单买、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、并到、爱尔兰、意大利、日本、韩国、罗森堡、荷兰、新西兰、挪威、波多黎各、斯洛伐克、西班牙、瑞典、英国和美国。。如果以这六国为代表的新兴市场国家的碳强度持续按目前的趋势增长，那么将全球气温升高控制较工业化前水平仅升高2 摄氏度的目标将无法实现［2］。经济增长无疑是碳排放的关键驱动因素，近年来，新兴市场国家的外商直接投资(FDI)和出口贸易则是经济增长背后强大的推动力，贸易、投资对碳排放的直接和间接影响研究成为近期的研究热点。

一、文献综述

贸易自由化和外商直接投资理论起源于20 世界60年代，Zarsky(2008)Lyuba Zarsky 把贸易自由化和FDI 角色与作用的演化划分为四个阶段，最初，新自由主义认为自由贸易能够改善相关国家的福利、促进经济增长，因此，贸易政策主要出发点是投资保护、促进贸易和投资自由化，环境影响的管控最初仅依赖于东道国的环境标准和跨国公司环境管理体系的转移和扩散(见表1)。到了20世纪70年代有学者和组织开始关注贸易、全球化对环境的影响，但采取的措施以行业、企业、产品的自愿环境标准，倡导企业履行社会责任为主，缺乏强制力。20 世纪80年代以来，新增长理论对FDI 的影响逐步取代原来的理论基础，新增长理论更加强调经济对外开放、国际资本流动和开展国际贸易的外溢效应，加速世界先进科学技术、知识和人力资本在世界范围内传递。这一阶段有关国际贸易与环境保护之间关系的多元化传导机制成为学界理论分析与实证检验的热点，到目前为止，这些研究的结论依然存在较大分歧，主要的观点可划分为悲观和乐观两派(见表1)。

表1 贸易、投资角色演化的四个阶段［3］

表2 FDI 与二氧化碳排放关联性的研究总结

随着应对气候变化成为全球共识，新兴市场面临增加能源供应与减少碳排放的双重压力。2009年以来，世界贸易组织(WTO)、联合国、世界银行等组织机构先后发布了主题为发展、贸易以及气候变化的相关报告，在全球气候变化框架下如何寻找环境规制和促进贸易自由的平衡点成为新兴市场国家不可回避的难题。很多学者对新兴市场国家贸易与碳排放的规律展开定量研究。从表2 实证研究的总结可以发现，近期已经有单个国家时间序列模型的定量研究成果出现，但由于时序模型尚无法解释不可观测因素的作用，研究结果通常只适用于单一研究对象，为了把握新兴市场国家出口贸易、FDI 流入与碳排放的互动演化规律，本文将以环境库兹涅茨曲线为基本模型，以经济增长和能源消费为控制变量，重点分析出口依存度、FDI 净流入与新兴市场国家碳排放的联动关系及交互作用机制，相信这一研究结果更加有利于发现新兴市场开放经济背景下碳排放的基本规律，以及碳排放与经济系统相互作用的基本规律。本文下面的研究主要分成以下几个部分:第二部分主要介绍研究方法和数据来源进行;第三部分是实证检验;第四部分是研究结论与政策建议。

二、研究方法和数据来源

面板数据(panel data)是包含了变量的个体(如国家、地区、行业、企业或消费者)与时间的二维数据。面板数据模型则是利用面板数据分析变量间的相关关系预测其变化趋势的计量经济模型，模型一般形式可以表示为:

i=1，2，…，N，表示N 个个体;t =1，2，…，T，表示已知的T 个时点。yit是被解释变量对个体i在t 时的观测值;Xkit是第k 个非随机解释变量对于个体i 在t 时的观测值;βki是待估计参数;uit是随机误差项。面板数据模型通常分为三类，即混合模型、固定效应模型，需要通过对模型设定形式进行F 检验和Hausman 检验，以选择合适的面板数据模型。为了保证模型估计的有效应，并获得数据短期关系、长期关系的详细信息，需要进行面板数据的单位根检验、协整检验和因果关系检验。

(一)面板单位根检验

面板数据单位根检验是指将面板数据中的变量各个横截面序列作为一个整体进行单位根检验。构建基于面板数据的AR(1)过程。

I=1，2，…，N 为面板单位数目;t =1，2，…，Ti 为面板单位的时间跨度;ρi为自回归系数;μit为相互独立的异质的搅动项，当|ρit| ＜1，yi为弱(趋势)稳定过程，当|ρit| =1，为非平稳的I(1)过程［11］。根据ρ1对同(异)质性假定的不同，具体的检验方法可以分为两类，一类是假定所有面板单位包含共同的单位根，代表性检验方法为LLC 检验、Breitung 检验;另一类则放宽了了同质性假定，代表性方法包括IPS 检验、ADF 检验和PP 检验法。由于面板数据的单位根检验的方法目前还没有成熟统一的结论，本文采用了以上五种检验法，其原假设均为个面板单位存在单位根(非平稳)。

(二)面板协整检验

协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。在经济领域，多数宏观经济变量都是非平稳的，其对数的变量一般都是一次单积的。由于经济变量之间的内在规律(均衡机制)使得某些特定变量的线性组合是平稳的，维持着一种平衡关系［12］。主要的检验方法主要有基于Johansen 协整检验的Fisher 协整检验法以及建立在Engle and Granger 二步法检验基础上的协整检验，具体方法主要有Pedroni 检验和Kao 检验。本文同时采用以上三种方法，从而提高检验的可信度。

田朵心里没了底，哭哭啼啼地到处打电话，小宁早就关机了，她又给父母、公婆打过去，父母赶来训斥女儿鲁莽，公婆担心儿子的伤情，急忙去了市医院。还好，小宁只是受了轻伤，缝几针，打两天消炎药就没事了。可是，他的心凉透了，这次坚决要跟田朵离婚。

(三)因果关系检验

在变量存在协整关系的前提下，通过建立误差修正模型(Error Correction Model，ECM)，检验变量之间的短期波动情况。运用Engle－Granger 两步法，按照模型(3)，采用两阶段最小二乘法(Two Stage Least Squares，TSLS)对模型进行估计。误差修正模型［13］为研究变量间的因果关系开辟了新的途径。在(3)中，如果β显著不等于零，则表明变量间存在短期格兰杰因果关系，如果θ 显著不等于0，则变量间存在长期的格兰杰因果关系。

(四)模型设定与数据来源

本研究在库兹涅茨曲线经典模型的基础上考虑出口依存度、FDI 对新兴发展中国家CO2排放的影响，以经济增长和能源消耗量为控制变量，模型假设如下:

lnCO2it = αit+ β1lnGDPit+ β2(lnGDPit)2+β3ECit+β4FDIit+β5EXPOit+εit

其中CO2it表示CO2排放量，以人均CO2排放作为指标，GDPit为人均GDP。EXPO 为出口依存度，本文以进出口贸易额占GDP 比重之来表示。FDI 为FDI 流入额占GDP 比重来表示。i 表示国家;t 代表年份;εit为随机误差项;αit为常数项;β1、β2…β5为变量的估计系数。为了消除异方差，对二氧化碳排放量、GDP 和能源消费数据取对数。

其中人均二氧化碳排放量、GDP、FDI、EXPO指标数据均来自世界银行统计数据库(World Development Indicators online，WDI online)数据库，能源消费数据来自美国能源信息署(Energy Information Administration，EIA)数据库①EIA 数据下载:http://www． eia． gov/cfapps/ipdbproject/IEDIndex3． cfm?tid =5＆pid =5＆aid =2;WDI 数据下载:http://data． worldbank．org/data－catalog/world－development－indicators。。样本时期除越南与俄罗斯之外，其他国家均可取得1985－2007年的数据，越南数据时期为1987－2007，俄罗斯数据时期为1992－2007。为了获得更多的数据信息，本文根据16 个新兴国家在所研究时间段内的平均GDP 水平，将人均GDP 超过2000 美元国家划分为A 组(包括韩国、墨西哥、土耳其、俄罗斯和南非)，人均GDP 低于2000 美元国家划分为B 组(包括巴基斯坦、埃及、印度尼西亚、伊朗、尼日利亚、巴基斯坦、菲律宾、越南、印度和中国)。

表3 单位根检验结果(一阶差分)

表4 协整检验结果

三、实证分析

(一)面板数据的单位根检验和协整检验

首先在Eviews6.0 中，对两组国家LCO2、LGDP、LGDP2、LEC、FDI 和EXPO 面板数据及其一阶差分进行单根检验，检验回归式中包括常数项与回归项，结果所有变量数据的原值均不能拒绝“存在单位根”的零假设，一阶差分结果则均可以显著拒绝假设，因此，可判断各个变量数据均为一阶协整(一阶差分结果见表4)。

表5 A 组国家各地固定系数

表6 B 组国家各地随机变系数

采用Pedroni 检验、Kao 检验和Fisher 检验方法进行协整检验，结果如表5 所示。由检验结果可以看出，A 组数据仅有Group ADF 检验在10%水平下没有拒绝原假设，B 组数据仅有Panel Rho 检验在10%水平下没有拒绝原假设，其它检验法的检验结果均拒绝原假设，表明A 组、B 组国家的人均碳排放与经济增长、能源消费、出口依存度、外商直接投资水平之间有长期协整关系。

(二)面板方程估计及分析

基于以上检验结果，可对存在长期协整关系的变量建立面板模型，估计碳排放与经济增长、能源消耗、出口依存度以及FDI 的相关参数。首先A 组数据建立面板模型，通过F 检验和Hausman 检验可知，应建立固定效应模型，回归方程表达式如(4)式所示:

回归方程结果表明对于人均GDP 较高的A 组六国，碳排放与经济增长符合库兹涅茨曲线假设，人均碳排放的面板弹性为－0.142LnGD，库兹涅茨曲线最高点在LGDP =9.359。六国碳排放的能源消费弹性系数为0.751，即能源供应增加1%，碳排放则增加0.751%。出口贸易依存度以及外商直接投资对碳减排有显著正效应。FDI 流入占GDP 的比例每提高一个百分点，人均碳排放则减少0.018 个百分点，出口贸易额占GDP 的比重每提高一个百分点，人均碳排放则减少0.001 个百分点。

对存在长期协整关系的B 组数据建立面板模型，通过Hausman 检验可知，应建立随机效应模型。

回归方程结果表明对于人均GDP 较低的B 组六国出口贸易发展对碳排放没有显著影响，外商直接投资对碳减排同样有正面效应。碳排放与经济增长符合库兹涅茨曲线假设，人均碳排放的面板弹性为，库兹涅茨曲线最高点在LGDP=8.696。十六国碳排放的能源消费弹性系数为0.808，即能源供应增加1%，碳排放则增加0.808%;FDI 对碳排放的弹性为0.02，即FDI 占GDP 比率没增加增加1%，碳排放减少0.02%。

(三)因果关系检验

变量间存在协整关系说明变量之间至少在一个方向上存在因果关系，为了进一步了解变量间相互作用的机制，对A、B 两组面板数据在Eviews6.0 中作因果关系检验，结果列于表7 和8。

对于A 组国家来说，误差修正项均没有显著性，说明A 组国家碳排放、能源消费、FDI 和对外贸易度以及经济增长之间不存在长期的面板因果关系。可进一步通过对因变量和ECT 的联合检验，单独检验两个变量之间的因果关系。结果表明:经济增长在短期和长期内均是能源消费以及碳排放的格兰杰原因，反之并不成立。能源消费是碳排放和出口贸易依赖度的短期格兰杰原因;也是FDI 的短期和长期格兰杰原因。碳排放是外商直接投资和外贸依存度的短期和长期格兰杰原因，反向的因果关系均不成立。出口贸易依存贸易度是经济增长的长期和短期格兰杰原因，FDI 与经济增长没有显著因果关系(作用机制如图1a 所示)。

表7 A 组因果检验结果

表8 B 组因果检验结果

图1 各因素面板因果关系图

较为不发达国家B 组研究结果中，在以dLgdp和dLgdp2 为因变量的误差修正模型中，ECM 项显著不为零，误差纠正机制发生，即碳排放、能源消费以及FDI 三者均是经济增长的长期的格兰杰原因。另外，CO2排放与能源消费互为因果关系。FDI 是能源消费的短期和长期格兰杰原因，但反之不成立。CO2排放是FDI 的短期格兰杰原因(作用机制如图1b)。

四、主要结论与建议

本文将十六个新兴市场国家划分为两组，分别对其碳排放及其影响因素进行了面板数据模型分析和格兰杰因果检验。主要结论归纳如下:

(1)十六个新兴市场国家在1985－2007年间的CO2排放、能源消费、经济增长、FDI 和出口依存度之间有长期的均衡关系。

(2)分析结果并没有发现有力的证据支持污染天堂假说，外商直接投资投入的综合效应在一定程度上缓解了CO2排放的压力，但FDI 对碳排放的影响相对于能源和经济增长来说，程度较低。人均收入较高的国家，出口依存度的提高对碳减排产生了正效应，对于人均收入较低的国家，出口依存度与CO2排放不存在显著关联关系。

(3)两组国家各因素之间的内在影响机制，首先，对于较发达的新兴市场国家，能源消费是外贸依存度的短期格兰杰原因，而外贸依存度是经济增长的显著长期因素，在短期内还显著影响碳排放。能源消费是FDI 的长期格兰杰原因，碳排放是FDI 的短期格兰杰原因，但FDI 与GDP 之间并无显著因果关系。对于较为不发达的新兴市场国家，能源、CO2排放以及FDI 在短期和长期均是经济经济增长的格兰杰原因，碳排放与能源消费互为因果，且碳排放在短期内是FDI 的格兰杰原因。

虽然FDI 和外贸依存度对碳减排的影响在整体上检验结果是正效应，但较为发达国家出口贸易与FDI 与碳排放均存在显著的联动关系，在较为不发达国家，CO2变动引起FDI 份额的变动，说明碳减排策略和政策的制定必须以开放经济为基本前提，出口贸易和FDI 政策需要应低碳经济要求尽快调整［13］。本文的主要启示如下:

第一:较为发达的新兴市场国家经济快速增长的一个重要因素是出口贸易，由于以上国家出口主要以高能耗的产品为主，因此也将首当其冲受到发达国家征收碳关税、碳认证和碳标签等“低碳壁垒”的影响。为了在贸易自由度、国家竞争力与碳减排之间找到一个平衡点，一方面应尽快通过调整出口政策，例如调整对资源能源出口的关税/退税和补贴;实行鼓励环境标志产品出口，限制“两高一低”产品出口等政策逐渐引导新兴市场国家出口结构的优化，另一方面，应通过对比研究，挖掘新兴市场国家在节能减碳(技术、发展模式、服务等)领域的相对优势，推动新兴市场内部建立贸易协议和交流平台，促进先进低碳技术和发展经验在新兴市场国家之间的绿色出口贸易。

第二，目前在新兴市场国家，尤其是墨西哥、巴西、中国以及其他人均收入仍然较低的国家，很多环境敏感性工程，高碳风险工程仍然能够获得大量的外国投资［14］，在这一趋势下，应积极推动多变和双边的投资与贸易协议中增设碳排放规制的相关内容，并在新兴市场国家范围内建立统一的外商直接投资的国际规制框架，落实实施机制，防止新兴市场国家内部出现“环境标准竞次”。

第三，未来新兴市场国家绿色转型，在绿色转型，在能源、农业、减灾和适应气候变化等方面，都需要重大的技术改进，而目前基本上所有的新兴市场国(除俄罗斯)大量用于节能减碳、环保的投资都来源于本国资金，FDI 对新兴市场绿色经济发展的正效应还有待充分发挥。首先，要积极参与国际投资、贸易规则的创新，目前国家贸易规则更多是关注以环境保护为缘由的贸易限制是否或何时可获得许可，而未来国际投资和贸易规则的创新应该转为通过贸易协定和投资规则促进低碳环保为重要原则。其次，要制定严格的、可预期的低碳投资引导政策，引导资金流向绿色经济部门。目前在金砖国家中，除了俄罗斯以外，其他国家都在积极建立引入了促进绿色金融、国际碳金融计划发展的国家法律框架，并限制了能源和污染补贴，启动了绿色公共投资，实行了新能源上网电价制度，设计了低碳技术更新的详细时间表，从而力图增加投资者对绿色投资在远期获利的信心，未来仍要应为进一步大力为引导FDI 向低碳环保领域投资创造更好的制度和法律环境。

第四，准确地掌握新兴市场国家获得投资的行业流向，评估其对环境以及碳减排的影响是引导外商直接投资转型的重要依据，而目前在这方面还缺乏持续、有力的数据和信息支持。目前布隆伯格的新能源融资倡议(Bloomberg New Energy Finance Initiative)以及联合国环境署的绿色经济倡议(The Green Economy Initiative of The UN Environment Program)已经开始监测、收集与保护环境、低碳发展相关的投资数据，各国都应该加强对FDI流入的持续监测，开发适当的评估方法，将FDI 流入对生态环境、碳排放的影响整合到投资者和政策制定者的决策流程之中，建立相关信息报告与信息公开制度，从而方便社会和相关组织的监督和监管。

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