外国直接投资、政府治理与碳排放——来自中国—东盟自由贸易区10 个国家的证据

盛妮，谭宓

（澳门科技大学 商学院，澳门 999078）

外国直接投资具有促进资本形成[1]、诱导人力资本增长、帮助技术转移、提高竞争力[2]、提高生产力[3-4]、创造就业机会[5]等重要作用，是推动经济增长的重要引擎。因此，发展中国家和发达国家都乐于接受外国直接投资，全球外国直接投资持续增长[6]。尽管外国直接投资对经济社会发展有重要作用，它对环境的影响却有争议。关于外国直接投资与环境质量关系的研究，主要有两个假设：一是“污染避难所假说”（PHH），最早是由Copeland &Scott[7]在分析南北贸易与环境时提出的，该假说认为，在经济全球化中，发达国家通过投资发展中国家的污染产业，将污染转移到发展中国家，引起污染产业迁移，使得发展中国家成为“污染避难所”。Jafe等[8]的研究指出，鉴于发达国家环境合规成本较高，许多跨国公司选择未优先考虑环境政策的发展中国家作为投资目的地。二是“污染光环假说”，该假说认为，来自发达国家的外国直接投资通过技术溢出效应，包括清洁生产技术，使得东道国的环境质量提高。Birdsall &Wheeler[9]通过对拉丁美洲进行实证检验，发现开放经济体通过引进发达国家的污染控制标准实际上激励了更清洁的产业，反而封闭的经济体更偏好污染密集型产业，从而否定了“污染避难所假说”。孙淑琴和何青青[10]则认为，劳动密集型和重污染资本密集型行业中的外国直接投资对环境具有“污染避难所效应”，轻污染资本密集型行业中的外国直接投资具有“污染光环效应”。

目前，全球变暖是全世界最关注的环境问题之一。1992 年5 月联合国大会通过的《联合国气候变化框架公约》是世界上第一份为全面控制二氧化碳等温室气体排放、应对全球气候变暖的国际公约，截至2016 年6 月，共有178 个缔约方签署了《巴黎气候变化协定》，该协定制定了“只进不退”的棘轮锁定（Ratchet）机制。减少碳排放成了全球共识，尤其是习近平总书记在2020 年9 月宣布，中国力争2030 年前二氧化碳排放达到峰值，努力争取2060 年前实现碳中和目标，碳排放再次引起全世界深度关注，学界也评估了中国为达到1.5°C 的升温极限所做的努力[11]。因此，研究外国直接投资对碳排放的影响，对推进碳减排有重要意义。事实上，外国直接投资与碳排放的关系也成了学者研究的热点之一。

1 文献综述与假设

1.1 外国直接投资、能源消费与碳排放

（1）外国直接投资与碳排放。关于外国直接投资与碳排放之间关系的研究主要有两种观点。一是认为外国直接投资和碳排放是正相关的，支持“污染避难所假说”，如Baek &Koo[12]、Pasquale[13]；二是认为外国直接投资和碳排放是负相关的，支持“污染光环假说”，如Kirkulak 等[14]、Lan 等[15]。此外，也有少部分学者认为外国直接投资对碳排放没有显著影响，如Atici[16]。

（2）外国直接投资与能源消费。在影响能源消费的因素中，Li &Qi[17]以中国各省份工业面板数据为研究样本，运用2SLS 和GMM 方法进行了实证分析，认为外国直接投资与中国工业能源消费负相关。Amoako &Insaidoo[18]的研究显示，加纳的外国直接投资、工业增加值与能源消费显著正相关。

（3）能源消费与碳排放。在影响二氧化碳排放的因素中，许多研究表明，能源使用、经济增长与二氧化碳排放所产生的污染正相关。Pao &Tsai[19]用1980—2017年的数据对金砖4 国的碳排放、能源消费和外国直接投资之间的关系进行格兰杰因果关系检验，发现能源消费与碳排放显著正相关，碳排放的能源消费是富有弹性的。Salahuddin 等[20]认为，用电量和国内生产总值的增长在短期和长期都能刺激二氧化碳排放。

众多的文献认为外国直接投资直接影响碳排放，外国直接投资显著影响能源消费，能源消费显著影响碳排放，因此，本文提出假设1：外国直接投资直接影响碳排放，且能源消费在外国直接投资与碳排放之间存在中介效应。

1.2 外国直接投资、政府治理与能源消费

外国直接投资的研究表明，相对于自然资源禀赋和市场规模，政府治理对外国直接投资的影响问题受到的关注较少。Rodríguez-Pose &Cols[21]通过对撒哈拉以南非洲地区的22 个国家进行实证分析，结果表明政府治理质量对外国直接投资的作用不可忽视，政治稳定与反恐暴、政府效率、腐败控制、发言权与责任、法律规则等因素比市场规模更重要，这些因素对吸引外国直接投资的影响更持久。由于外国直接投资对能源消费有显著影响[17,20]，因此，可以提出假设2：政府治理在外国直接投资与能源消费之间具有调节效应。

1.3 能源消费、政府治理与碳排放

Lameira 等[22]使用54 个国家（地区）2000—2008年的面板数据，对碳排放、能源消费和政府治理之间的关系进行实证分析，发现良好的政府治理能显著增加能源消费与电力使用，良好的政府治理能显著减少碳排放。Pao &Tsai[19]发现能源消费对碳排放有显著的正向影响。因此，本文提出假设3：政府治理在能源消费与碳排放之间具有调节效应。

综上所述，能源消费在外国直接投资与碳排放之间存在中介效应，而政府治理在外国直接投资与能源消费、能源消费与碳排放之间存在调节作用，因此，可以考虑使用两阶段调节中介模型（图1）来研究外国直接投资与碳排放之间的关系。

图1 外国直接投资对碳排放影响的概念模型

在众多研究外国直接投资与碳排放之间关系的文献中，用调节中介模型研究外国直接投资与碳排放之间关系的文献非常少。Hadj &Ghodbane[23]以2002—2014 年海湾合作委员会国家为样本，用两阶段调节中介模型研究了外国直接投资对碳排放的影响，但是该文献存在两个值得商榷的地方：一是使用调节中介模型进行分析时，没有验证能源消费在外国直接投资与碳排放之间是否存在中介关系，如果不存在中介关系，那么该文献就会失去进一步分析的依据；二是在第一阶段已经证实政府治理在外国直接投资与能源消费之间存在调节效应，但在进行第二阶段的分析时，假定外国直接投资对中介变量能源消费的影响固定、不受政府治理调节，存在前后矛盾之嫌[24]。

由于中国—东盟自由贸易区是世界第三大自由贸易区，也是最受外资青睐的地区之一，因此，本文使用两阶段调节中介模型研究中国—东盟自由贸易区10 个国家2000—2014 年外国直接投资的碳排放效应。本文的边际贡献在于：首次选择中国—东盟自由贸易区国家为研究区域，整合政府治理的调节作用和能源消费的中介效应，使用两阶段调节中介模型分析了外国直接投资对碳排放的条件间接效应，而以往绝大多数文献只是分析了外国直接投资对碳排放的直接效应；其次，本文把政府治理作为研究外国直接投资与碳排放之间关系的调节因素，而非绝大多数文献那样把它当作外国直接投资的刺激因素，在检验外国直接投资对碳排放影响的同时，分析了中国—东盟自由贸易区国家的政府治理如何影响外国直接投资与能源消费、能源消费与碳排放的关系。

2 变量测度、数据来源与模型构建

2.1 变量测度

本研究涉及的主要变量包括外国直接投资、能源消费、政府治理和碳排放。自变量外国直接投资用人均外国直接投资流入（现价美元）来衡量，表示为FDI；中介变量能源消费用人均千克石油当量来衡量，表示为EC；被解释变量碳排放用人均二氧化碳排放量来衡量，表示为CO2；为了测度调节变量政府治理，我们使用熵权法把由Kaufman 等[25]提供、后由世界银行接管的全球治理指数（WGI）的6 个二级指标合成政府治理指标，用G表示，这6 个指标分别是：（1）腐败控制；（2）政府效率；（3）政治稳定与反恐暴；（4）监管质量；（5）法律规则；（6）发言权与责任。此外，控制变量人口密度用每平方千米土地面积上的人数来衡量，用POP表示；经济发展水平用人均GDP 增速来衡量，用GDP表示；外贸依存度用进出口总量占GDP 的比重来衡量，用TRADE来表示。

2.2 数据来源

人均外国直接投资流入来源于联合国贸易和发展会议（UNCTAD），其他数据主要来源于世界银行。根据数据的可获得性，选取2000—2014 年中国—东盟自由贸易区10 个国家（老挝除外）作为分析样本，其中越南2014 年的能源消费指标缺失，采用前值填充，中国的数据不包括香港、澳门和台湾地区。在2000—2014 年中国—东盟自由贸易区国家各变量的均值（表1）中，文莱的人均碳排放量、能源消费量均值最大，新加坡的人均外国直接投资、外贸依存度、人口密度、政府治理均值最大，缅甸的GDP 增长速度均值最大，缅甸的人均碳排放量、人均外国直接投资、能源消费量、外贸依存度和政府治理4个指标均值最小，文莱的GDP增长速度和人口密度最小。

表1 2000—2014年中国—东盟自由贸易区10国各变量均值

2.3 模型构建

构建模型的目的是理解能源消费在外国直接投资和碳排之间的中介效应，分析中国—东盟自由贸易区国家的政府治理在外国直接投资与能源消费之间、能源消费与碳排放之间的调节效应。为此，我们借鉴Baron &Kenny[26]提出的BK 框架以及Hayes[24]的方法，建立两阶段调节中介模型。

2.3.1 中介效应模型

中介效应模型为：

式中：Y、X、M分别为被解释变量、解释变量和中介变量；c代表X对因变量Y的总效应；c′代表X对Y的直接效应；a代表X对M的效应；b代表控制X的影响后，M对Y的影响；a·b为间接效应，即经过M传导的中介效应。

为确定能源消费对外国直接投资与碳排放影响的中介效应，通过置换模型（1）、（2）和（3）中的关键变量得到模型（4）、（5）和（6）：

式中：FDI、EC、CO2分别代表外国直接投资流入、能源消费和碳排放。

2.3.2 调节效应模型

调节效应模型为：

式中：a1、a2和a3为估计系数，eY是随机误差，iY是回归截距项。如果通过假设检验，X·W的系数显著不为0，则X对Y的效应由W线性调节。

把政府治理作为调节变量，检验政府治理是否影响解释变量外国直接投资与中介变量能源消费之间（第一阶段）的关系，置换关键变量进入模型（7）得到模型（8）：

把政府治理作为调节变量，检验政府治理是否影响中介变量能源消费与因变量碳排放之间（第二阶段）的关系，置换关键变量进入模型（7）得到模型（9）：

2.3.3 两阶段调节中介模型的条件间接效应

在模型（9）中加入FDI的直接效应，增加一些控制变量GDP、TRADE、POP，同时根据环境库兹涅茨曲线，在模型中加入GDP 的平方项，形成CO2与GDP 的非线性关系，得到模型（10）：

（1）第一阶段有调节效应，第二阶段没有调节效应。如果第一阶段有调节效应，从模型（8）可以获知，外国直接投资对能源消费的边际效应为a1+a3G；如果第二阶段没有调节效应，从模型（10）可以获知，当其他因素保持不变时，能源消费对碳排放的边际效应是b1。b1(a1+a3G)表示其他因素保持不变，当以能源消费为中介变量时，外国直接投资对碳排放的条件间接效应，Hayes[24]把它称为调节中介指数，用w表示，见模型（11）：

在第一阶段有调节效应、第二阶段没有调节效应的调节中介模型中，w表示当能源消费为中介变量时，外国直接投资对碳排放的条件间接效应是随着政府治理以恒定速度a3b1线性变化，系数a3b1代表当调节变量政府治理每增加1 个单位，外国直接投资对碳排放的边际效应就增加a3b1个单位。

（2）第一阶段没有调节效应，第二阶段有调节效应。如果第一阶段没有调节效应，从模型（8）可以知道，外国直接投资对能源消费的边际效应为a1；如果第二阶段有调节效应，从模型（10）可以获知，当其他因素保持不变时，能源消费对碳排放的边际效应是b1+b3G。a1(b1+b3G)表示其他因素保持不变，当以能源消费为中介变量时，外国直接投资对碳排放的条件间接效应，表示为模型（12）：

在第一阶段没有调节效应、第二阶段有调节效应的调节中介模型中，w表示当以能源消费为中介变量时，外国直接投资对碳排放的条件间接效应是随着政府治理以恒定速度a1b3线性变化，系数a1b3代表当调节变量政府治理每增加1 个单位，外国直接投资对碳排放的边际效应就增加a1b3个单位。

（3）第一、第二阶段都有调节效应。如果第一阶段有调节效应，由模型（8）可知：外国直接投资对能源消费的边际效应为a1+a3G；如果第二阶段有调节效应，由模型（10）可知，能源消费对碳排放的边际效应为b1+b3G。(a1+a3G)与(b1+b3G)的乘积表示：当其他因素保持不变，以能源消费为中介变量时，外国直接投资对碳排放的条件间接效应，表示为模型（13）：

外国直接投资对碳排放的条件间接效应是关于政府治理的非线性模型，随着政府治理以a1b3+a3b1+2a3b3G的速度变化，当调节变量政府治理每增加1 个单位，外国直接投资对碳排放的边际效应就增加a1b3+a3b1+2a3b3G个单位。

3 实证结果分析

3.1 描述性统计分析

模型中被解释变量、解释变量、中介变量、调节变量与控制变量的描述性统计表如表2 所示。碳排放量最小值是2000 年的柬埔寨，最大值是2014 年的文莱；外贸依存度最小的是2009 年的缅甸，最大的是2008 年的新加坡；人口密度最小的是2000 年的文莱，最大的是2014 年的新加坡；GDP 增长速度最小的是2014 年的文莱，最大的是2010 年的新加坡；人均外国直接投资最小的是2000 年的印度尼西亚，最大的是2014 年的新加坡；能源消费最小的是2008 年的柬埔寨，最大的是2011 年的文莱；政府治理指标值最小的是2006 年的缅甸，最大的是2014 年的新加坡。

表2 描述性统计分析

3.2 中介效应检验

用逐步检验回归系数法进行中介效应分析，模型（4）为第一步，检验外国直接投资对碳排放的总效应；模型（5）为第二步，检验外国直接投资对能源消费的影响；模型（6）为第三步，检验外国直接投资、能源消费对碳排放的直接影响和间接影响。根据BK 框架，在模型（4）外国直接投资系数c显著的前提下，如果模型（5）外国直接投资系数a显著，且模型（6）中的能源消费系数b显著，则能源消费的中介效应显著。其中，如果模型（6）中的外国直接投资系数c′不显著，则为完全中介效应，否则为部分中介效应，中介效应占总效应的比重为ab/(ab+c′)。分析结果见表3 和图2。

表3 能源消费对外国直接投资与碳排放的中介效应检验

图2 能源消费在外国直接投资与碳排放之间的中介效应

由表3 可知：外国直接投资直接影响碳排放，外国直接投资与碳排放有显著的负向关系，从结果上验证了“污染光环假说”在中国—东盟自由贸易区国家的有效性；外国直接投资对碳排放的直接效应为-0.156，显著为负；外国直接投资通过能源消费对碳排放有间接影响，即能源消费的中介效应为0.544，中介效应显著，中介效应占总效应的140%，中介效应是直接效应的3.5 倍，但是方向相反。验证了假设1：外国直接投资直接影响碳排放，且能源消费在外国直接投资与碳排放之间存在中介效应。

3.3 调节效应检验

3.3.1 第一阶段调节效应检验

通过对模型（8）进行回归分析，结果（表4）显示：外国直接投资的增加对能源消费增加的作用显著；政府治理也不能单独控制能源消费，但对于政府治理与外国直接投资的交互项来说，这种交互作用每增加1 个单位，能源消费降低0.327 9 个单位，抑制了能源消费，即政府治理每增加1 个单位，外国直接投资对能源消费的边际效应下降0.327 9 个单位。这可能是因为：如果没有政府与外国直接投资的相互作用，外国直接投资并没有采取节能技术的意愿，也就不会存在正向外溢效应。同时，中国—东盟自由贸易区国家为保护国内企业、增强国内企业的竞争力可能对国内企业采取相对宽松的能源政策，而对外资企业提出相对严格的能源技术要求。以政府治理为调节变量，外国直接投资对能源消费的条件边际效应为0.284 4-0.327 9G。由此可见，中国—东盟自由贸易区国家的政府治理在外国直接投资与能源消费之间存在调节效应，验证了假设2。

表4 两阶段调节效应与外国直接投资对碳排放的条件间接效应分析

3.3.2 第二阶段调节效应检验

通过对模型（9）进行回归分析，结果（表4）显示：能源消费的系数显著为正，表明中国—东盟自由贸易区国家的碳排放与能源消费同向变化；单独的政府治理减排效果并不显著；但是政府治理与能源消费的交乘项系数显著为负，表明这两者的交互作用每增加1 个单位，碳排放减少0.002 8 个单位，即政府治理每增加1 单位，能源消费对碳排放的边际效应下降0.002 8个单位。因此，政府可以通过制定相关政策，促进企业使用节能技术、使用清洁能源，改善能源结构等达到减排的目的。以政府治理为调节变量，能源消费对碳排放的条件边际效应为0.004 1-0.002 8G。由此可见，中国—东盟自由贸易区国家的政府治理在能源消费与碳排放之间存在调节效应，验证了假设3。

3.4 条件间接效应分析

由于政府治理在外国直接投资与能源消费、能源消费与碳排放两阶段都存在调节效应，应该使用两阶段都存在调节效应的条件间接效应，即使用模型（13）来分析。

对模型（10）进行回归分析（表4）发现：外国直接投资对碳排放的直接效应为-0.000 4，显著为负，从结果上验证了“污染光环假说”；能源消费的系数显著为正，即增加能源消费会增加碳排放；政府治理不能单独抑制碳排放，但是政府治理与能源消费的交乘作用对碳排放的影响显著为负，即政府治理与能源消费的交乘项每增加1 个单位，碳排放减少0.005 7 个单位。换句话说，当其他条件保持不变时，政府治理作用于能源消费时减少了碳排放，政府治理在能源消费与碳排放之间起到了调节作用，也验证了政府治理在第二阶段的调节作用具有稳健性。以政府治理为调节变量，能源消费对碳排放的条件边际效应为0.006 9-0.005 7G。

两阶段调节中介模型中的外国直接投资对碳排放的条件间接效应为(0.284 4-0.327 9G)·(0.006 9-0.005 7G)=0.002 0-0.003 9G+0.001 9G2。这个条件间接效应随着政府治理以-0.003 9 +0.003 8G的速度变化，因为G是经过标准化的，所以0 ≤G≤1，这个速度为负数，即外国直接投资对碳排放的条件间接效应是G的减函数，表示当调节变量政府治理每增加1 个单位，外国直接投资对碳排放的边际效应就减小0.003 9-0.003 8G个单位。

这进一步证实了Bokpin[27]关于发展中国家政府治理在外国直接投资对碳排放的条件间接效应中的作用，但是本文的分析结果显示：政府治理在能源消费与碳排放之间的调节效应还依赖于政府治理在外国直接投资与能源消费之间的调节效应。在调节中介模型的第一阶段和第二阶段调节效应的估计中可以清晰看到，中国—东盟自由贸易区国家的政府治理无论是在减少能源消费还是减少碳排放方面，都是一个有效工具。

4 政府治理机制分析

下面分析关于调节外国直接投资与能源消费、能源消费与碳排放关系的政府治理机制。表5 分别给出了关于变量腐败控制、政府效率、政治稳定与反恐暴、监管质量、法律规则以及发言权与责任在外国直接投资与能源消费之间、能源消费与碳排放之间的调节效应。表5显示，政治稳定与反恐暴、发言权与责任在第一阶段调节中介模型中的调节作用都不显著，而其他各治理机制在两阶段的调节作用都显著。

表5 各治理机制的两阶段调节效应

在第一阶段，四种治理机制和外国直接投资的交乘项与能源消费显著负相关，比较政府治理的四种机制调节效应大小，依次为监管质量、腐败控制、法律规则和政府效率。在第二阶段，各治理机制和能源消费的交乘项与碳排放显著负相关，比较政府治理的各机制调节效应大小，依次为腐败控制、法律规则、监管质量、政府效率、发言权与责任、政治稳定与反恐暴。在两阶段调节中介模型中，由于政治稳定与反恐暴、发言权与责任两种机制在第一阶段的调节作用都不显著，即经过假设检验，不能排除系数a1和a3为0 的原假设，所以在这两种治理机制的作用下，外国直接投资对碳排放的条件间接效应不显著（表6）。在其他四种治理机制作用下，外国直接投资对碳排放的条件间接效应是关于政府治理的非线性模型，在[0,1]的范围内，它是G的减函数。

表6 两阶段调节中介模型的政府各治理机制的条件间接效应

5 研究结论与政策建议

5.1 研究结论

本文将Hayes[24]心理学分析中所用的调节中介方法应用于环境保护，研究了中国—东盟自由贸易区国家政府治理在外国直接投资与能源消费、能源消费与碳排放之间的调节效应，得出了以下结论：

（1）中国—东盟自由贸易区国家的外国直接投资对碳排放有直接作用，且能源消费在外国直接投资和碳排放之间具有中介效应。

（2）中国—东盟自由贸易区国家的政府治理在外国直接投资与能源消费、能源消费与碳排放之间都有负向调节效应。

（3）从结果上验证了外国直接投资的“污染光环假说”在中国—东盟自由贸易区国家的成立，但从原因上来看，本文研究结果认为：部分原因是“污染光环假说”认为的引进外国直接投资会引进先进的技术，通过溢出效应会使生产具有更高的效率，包括更高的资源利用效率和更高的污染削减效率，使得东道国的环境质量提高[10]；部分原因则是政府治理作用与外国直接投资、能源消费的交互作用使得东道国的环境质量提高。

5.2 政策建议

中国—东盟自由贸易区国家在制定吸引外国直接投资和经济多元化政策时不应忽视环境保护、减少碳排放的重要性。为此，提升政府治理水平、实施合适的政府治理是减小外国直接投资对环境不利影响的有效途径。

（1）坚持有所为、有所不为，选择性引进环境友好型投资。实证结果显示，外国直接投资对碳排放有直接增加效应，外国直接投资并不天然具有保护环境的意愿，利益最大化也是外资企业的内在追求。虽然发展中国家普遍缺乏推动经济社会快速发展所需的资金，但是不能走先污染后治理的老路，要选择性引进，从源头上直接减少外国直接投资的碳排放。

（2）针对外资企业制定控制能源消耗的政策。实证结果显示，政府治理在外国直接投资和能源消费之间有负向调节作用，而能源消费与碳排放显著正相关，因此，要制定并执行控制外资企业能源消耗的政策，减少外国直接投资的能源消费，比如为外资企业提供更充足的能源消费控制公共服务、提高为外国投资者提供公共服务的能力、制定并执行鼓励外资企业使用节能技术和使用清洁能源的政策等。

（3）针对能源消费制定减少碳排放的政策。实证结果显示，政府治理在能源消费与碳排放之间有负向调节作用。政府要针对能源消费制定减少碳排放的政策，如增加清洁能源供应、改善能源供给结构以减少碳排放。