新疆碳排放量与外商直接投资关系的实证研究

杨萍+李豫新

[摘要] 在国家“一带一路”战略中，新疆被定位为丝绸之路经济带的核心区，这为新疆吸引更多的外商直接投资带来机遇，但由此将引发的环境问题也不容忽视。利用1995—2011年新疆碳排放量与外商直接投资额对新疆碳排放量与外商直接投资关系进行实证分析，结果表明二者互为格兰杰因果关系，这意味着伴随着外商直接投资的流入，新疆环境问题将日趋凸显。提出由招商“引资”向招商“选资”转变，实施碳标签制度和低碳产品认证制度，调整外商直接投资产业分布，加大环境执法力度来减少FDI对环境的负面影响，促进FDI与环境协调发展。

[关键词] 新疆；外商直接投资；碳排放量；实证研究

[中图分类号] F273.2 [文献标识码] A

一、引言

随着我国“一带一路”战略的提出，外商直接投资在经济发展中扮演着越来越重要的角色，但外商直接投资在拉动经济增长的同时，也给环境带来了一定的负面影响。新疆被国家定位为丝绸之路经济带的核心区，这为新疆吸引更多的外商直接投资带来机遇，但由此将引发的环境问题也不容忽视。因此，本文对新疆外商直接投资与碳排放量二者的关系进行实证研究，以期可以帮助新疆解决环境问题，同时为新疆引进外商直接投资提供参考。

关于环境与外商直接投资关系的研究，Beata K.Smarzynska和Shang-Jin Wei（2001）认为由于发达国家的环保标准高于发展中国家，向发展中国家投资产业的生产技术仍高于当地水平，因此并未对发展中国家的环境造成负面影响。也有学者认为外商直接投资会给发展中国家的环境带来负面影响，Anderw K Jorgenson（2007）选取了1975—2000年欠发达地区的面板数据，建立了固定效应回归模型，分析了外商直接投资对欠发达地区的环境效应，结果证明，外商直接投资与欠发达地区的二氧化碳和有机水污染物的排放量都呈正相关关系。国内学者的研究结论也不尽相同。易艳春等（2015）应用自回归分布滞后模型（ARDL）研究外商直接投资与中国碳排放之间的长短期相互关系，发现在长短期内，FDI的流入增加了碳排放。与之相反，张晶、蔡建峰（2014）基于1998—2011年中国29个省市的面板数据，通过构建联立方程模型，分析了外商直接投资与二氧化碳排放之间的关系，结果表明，外商直接投资对二氧化碳排放起到了一定的抑制作用。

综上所述，关于外商直接投资对环境的影响，学术界有两种主要观点，即外商直接投资对环境的正效应与负效应；而环境对外商直接投资的影响，多数学者论证的结果一致，即“污染天堂假说”，也就是污染密集产业的企业倾向于建立在环境标准相对较低的国家或地区。关于新疆碳排放量与外商直接投资的关系，本文将选取新疆1995—2011年的数据进行实证分析。

二、新疆碳排放量与外商直接投资关系的实证分析

（一）数据来源

本文数据主要来自《新疆统计年鉴》（1996—2011），部分数据来自2012年《中国能源统计年鉴》和新疆维吾尔自治区国民经济和社会发展统计公报。

为降低序列的自相关性和异方差性，本文分别对TC和FDI取对数。表1列出新疆碳排放量（TC）、外商直接投资（FDI）及二者的对数值（LNTC和LNFDI）。

表1 1995—2011年新疆碳排放量与外商直接投资

年份 TC LNTC FDI LNFDI

1995 1753.896 7.469594663 21850 9.991956201

1996 1951.786 7.576500215 28489 10.25727333

1997 2029.459 7.615524452 30961 10.34048363

1998 2064.780 7.632778832 33128 10.40813413

1999 2021.833 7.611759727 35547 10.47861104

2000 2097.654 7.648574979 37470 10.53129589

2001 2164.632 7.680005658 39505 10.58418253

2002 2260.512 7.723346451 43839 10.68827911

2003 2513.842 7.82956747 47844 10.775701

2004 2979.695 7.999576381 52430 10.86723423

2005 3388.474 8.128134859 57179 10.95394198

2006 3712.576 8.21948133 67545 11.12054932

2007 4055.232 8.307763121 80029 11.29014435

2008 4389.724 8.387021539 99013 11.50300643

2009 4726.872 8.461018945 120583 11.70009359

2010 5164.214 8.549508247 144325 11.87982298

2011 6141.031 8.722747892 177810 12.08847084

数据来源：新疆维吾尔自治区统计局；新疆统计年鉴（1996—2012）；国家统计局能源统计司；中国能源统计年鉴（2012）

（二）模型的设定

对LNTC和LNFDI两变量设立模型如下（鉴于本文偏重于外商直接投资对碳排放量的影响，选用LNTC作为被解释变量）：LNTC=ɑ+βLNFDI+u （1）endprint

用普通最小二乘法进行简单回归后，结果如表2：

表2 LNTC 和LNFDI序列的OLS回归结果

Dependent Variable： LNTC

Method： Least Squares

Sample： 1995 2011

Included observations： 17

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.877765 0.343431 2.555867 0.0219

LNFDI 0.650498 0.031435 20.69342 0.0000

R-squared 0.966157 Mean dependent var 7.974289

Adjusted R-squared 0.963900 S.D. dependent var 0.400022

S.E. of regression 0.076004 Akaike info criterion -2.205934

Sum squared resid 0.086649 Schwarz criterion -2.107909

Log likelihood 20.75044 F-statistic 428.2175

Durbin-Watson stat 1.457230 Prob（F-statistic） 0.000000

根据表2回归结果，得出LNTC和LNFDI的模型如下：

LNTC=0.877765+0.650498LNFDI （2）

（2.555867） （20.69342）

R = 0.966157，F=428.2175 DW=1.457230

（三）模型检验

1.单位根检验

在对数据进行实证分析之前，首先对数据进行平稳性检验，只有平稳的时间序列数据才能进行回归分析。在此，本文利用ADF检验对序列LNTC和LNFDI的平稳性进行检验。LNTC检验结果如表3所示：

表3 LNTC的单位根检验结果

变量 检验形式

（C，T，K） ADF检验值 1%显著性水平临界值 5%显著性水平临界值 10%显著性水平临界值 结论

LNTC （C，T，1） -2.301764 -4.7315 -3.7611 -3.3228 非平稳

ΔLNTC （C，T，1） -2.416192 -4.8025 -3.7921 -3.3393 非平稳

Δ LNTC

（0，0，1） -2.163311 -2.7760 -1.9699 -1.6295 平稳

注：ΔLNTC表示LNTC的一阶差分，Δ LNTC表示LNTC的二阶差分，下同；检验形式（C，T，K），其中C，K分别表示ADF检验含有常数项和趋势项，K表示滞后阶数，根据AIC和SC准则确定，下同。

由表3可以看出，序列LNTC原值在1%的显著性水平下，ADF检验值为-2.301764，大于临界值-4.7315，因此，在1%的显著性水平下，接受存在单位根原假设，同理，在5%与10%的显著性水平下，均接受序列LNTC存在单位根的原假设，则LNTC在三个显著性水平下均未通过平稳性检验；对LNTC的一阶差分序列进行单位根检验，在1%的显著性水平下，ADF检验值-2.416192大于临界值-4.8025，接受存在单位根的原假设，即在1%的显著性水平下，LNTC的一阶差分序列是非平稳的，同理，LNTC的一阶差分序列在5%和10%的显著性水平下也是非平稳的；对LNTC的二阶差分序列进行单位根检验，在5%的显著性水平下，ADF检验值-2.163311小于临界值-1.9699，拒绝存在单位根的原假设，表明在5%的显著性水平下，LNTC序列是二阶差分平稳的，即LNTC～I（2）。

对LNFDI序列进行单位根检验，结果如表4所示：

表4 LNFDI的单位根检验结果

变量 检验形式

（C，T，K） ADF检验值 1%显著性水平临界值 5%显著性水平临界值 10%显著性水平临界值 结论

LNFDI （C，0，1） 5.867755 -3.9635 -3.0818 -2.6829 非平稳

ΔLNFDI （C，T，1） -2.713171 -4.8025 -3.7921 -3.3393 非平稳

Δ LNFDI

（0，0，1） -3.346798 -2.7760 -1.9699 -1.6295 平稳

由表4可知， 序列LNFDI原值在1%的显著性水平下，ADF检验值5.867755大于临界值-3.9635，接受LNFDI序列存在单位根的原假设，即LNFDI序列在1%的显著性水平下是非平稳的，同理知，LNFDI序列在5%和10%的显著性水平下也是非平稳的，即LNFDI序列在三个显著性水平下均未通过平稳性检验；对LNFDI的一阶差分序列进行检验，根据检验结果，在1%的显著性水平下，ADF检验值为-2.713171，大于临界值-4.8025，则接受存在单位根的原假设，同理，在5%和10%的显著性水平下，LNFDI的一阶差分序列接受存在单位根的原假设，因此，LNFDI的一阶差分序列在三个显著性水平下均未通过平稳性检验；对LNFDI的二阶差分序列进行检验，在5%的显著性水平下，ADF检验值为-3.346798，小于临界值-1.9699，拒绝存在单位根的原假设，即在5%的显著性水平下序列LNFDI是二阶差分平稳的，即LNFDI～I（2）。endprint

通过以上对LNTC和LNFDI两个序列的单位根检验，得出二者均是二阶差分平稳的，即两序列是二阶单整时间序列。

2.协整检验

对变量进行单位根检验后，为确定其相互之间是否存在长期关系，需要进行协整检验，常用的协整检验法有EG两步法和JJ检验法。Engle-Granger（1987）两步法通常用于检验两变量之间的协整关系，结合本文实际情况，采用Engle-Granger两步法进行协整检验。

将表2回归得到的残差序列进行单位根检验，结果如表5所示：

表5 残差的单位根检验结果

变量 检验形式

（C，T，K） ADF检验值 1%显著性水平临界值 5%显著性水平临界值 10%显著性水平临界值 结论

E （0，0，1） -2.830770 -2.7411 -1.9658 -1.6277 平稳

由表5知，残差序列的ADF检验值为-2.830770，小于三个显著性水平的临界值，则在1%、5%、10%的显著性水平下，均拒绝存在单位根的原假设，即在三个显著性水平下残差序列均是平稳的，因此，LNTC和LNFDI两变量具有长期协整关系，证明设立的模型（2）成立，即LNTC和LNFDI存在长期协整方程 ，该协整关系表明，新疆碳排放量与外商直接投资之间存在正相关关系，且新疆碳排放量对外商直接投资的弹性约为0.650498，即实际利用外商直接投资规模每增加1%，将导致新疆整体碳排放量平均增加0.650498%。

3.误差修正模型

由以上的协整检验可知，外商直接投资与碳排放量之间存在长期稳定关系，因此可以对上述两个变量建立误差修正模型。首先对引入二阶滞后项的模型进行估计，结果为：LNTC =0.123+1.523LNTC -1.007LNTC +0.284LNFDI-0.109LNFDI +0.167LNFDI （3）

（0.198526） （7.803939） （-4.037119） （0.586824） （-0.208473） （1.054634）

R = 0.995909，F=438.1818，DW=2.385629

经过适当变形，可得引入二阶滞后项误差修正模型：

ΔLNTC =0.283479ΔLNFDI -0.166477ΔLNFDI +1.006825ΔLNTC -0.483908ECM （4）

其中，ECM 为（LNTC -0.705473LNFDI -0.253988），误差修正项系数为-0.483908，说明存在反向修正机制，则该误差修正模型成立。

4.格兰杰因果关系检验

本文运用格兰杰检验对序列lnTC和lnFDI的因果关系进行检验，以此来判断新疆碳排放量与外商直接投资二者之间的相互关系。检验结果如下（滞后阶数为2）：

表6 格兰杰因果检验结果

Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability

LNFDI does not Granger Cause LNTC 15 6.81638 0.01357

LNTC does not Granger Cause LNFDI 5.19092 0.02843

由检验结果表6可以看出，接受原假设LNFDI不是LNTC的格兰杰原因的概率为0.01357<0.05，接受原假设LNTC不是LNFDI的格兰杰原因的概率为0.02843<0.05。换句话说就是，LNFDI与LNTC互为格兰杰原因的概率很大，他们互为因果关系，即LNFDI是LNTC的格兰杰原因，同时，LNTC也是LNFDI的格兰杰原因。

（四）结论

新疆碳排放量与外商直接投资之间存在着长期均衡关系，碳排放量随着外商直接投资规模的扩大而增加，其弹性值为0.650498，即新疆实际利用外资增长1%，碳排放量将平均增加0.650498%；外商直接投资规模的扩大是导致新疆碳排放量增长的Granger原因，外商直接投资在为新疆经济增长做出重要贡献的同时，也带来了大量的碳排放，对新疆的环境造成不利影响，即外商直接投资对新疆碳排放存在负面影响；同时，碳排放量增大也是新疆外商直接投资Granger原因。

三、对策建议

（一）由招商“引资”向招商“选资”转变，促进FDI与环境协调发展

在引进外商投资时，不能仅考虑经济效益，还要考虑可能给当地环境造成的影响。因此要由原来的招商“引资”转变为招商“选资”，提高FDI的质量与效益，将引进外商直接投资的重点放在高新技术、“清洁”企业上，进而实现外商直接投资与环境的协调发展。

（二）加快实施碳标签制度和低碳产品认证制度，减少FDI对环境的负面影响

对企业实施碳标签制度和低碳认证制度，对其产品的含碳量进行检测，从而达到在始端降低碳排放量的作用，倒逼企业自主节能减排或革新技术，真正通过技术创新实现减排降耗，从而减少FDI对环境所造成的负面影响。

（三）调整外商直接投资产业分布，加大环境执法力度

调整FDI在新疆三产中投入比例，给予投入到第一、三产业的外商直接投资优惠政策。这样一方面避免了因环境保护而影响外商直接投资的引进，另一方面也相应地降低了碳排放量。此外，新疆政府及相关部门应增强环保意识，制定并完善相关环保制度和措施，对高排放的外商直接投资企业加大环境执法力度。

[参考文献]

[1]Beata K.Smarzynska and Shang-Jin Wei，Pollution Havens and Foreign Direct Investment： Dirty Secret orPopular Myth？[C].NBER Working Paper，2001 No.8465， Cambridge，MA.

[2] Anderw K Jorgenson， Does Foreign Investment Harm the Air We Breathe and the Water We Drink [J].Organization Environment，2007（20）：137-156.

[3]易艳春、关卫军、高玉方.外商直接投资与中国碳排放关系——基于ARDL的实证研究[J].贵州财经大学学报，2015（3）.

[4]张晶、蔡建峰.经济增长、外商直接投资与二氧化碳排放——基于联立方面模型的实证分析[J].管理现代化，2014（6）.

（责任编辑：董博雯）endprint