外商直接投資、新型城市化與中國碳排放

冉啟英，任思雨

(新疆大學 a.經濟與管理學院；b.創新管理研究中心，新疆 烏魯木齊 830047)

一、文獻綜述

改革開放以來， FDI對中國經濟增長的貢獻毋庸置疑，但其背后卻是以犧牲環境為代價。十八屆五中全會明確指出要堅定不移地走綠色低碳發展的之路，加快生態文明體制改革，建設美麗中國。為進一步彰顯我國高度重視環境治理并致力于提升經濟發展質量的決心，“十三五”規劃綱要中明確提出，到2020年要完成單位GDP碳排放比2005年下降40%—45%的目標，同時要在大氣污染防治等方面取得明顯成效，我國面臨的碳減排形勢異常嚴峻。在跨國投資頻繁、環保呼聲高漲的背景下，FDI對東道國環境的影響逐漸成為國際貿易學與環境經濟學領域關注的焦點。一種觀點認為FDI的進入不僅給東道國帶來現代化的運營模式和生產技術，推動其產業結構、能源消費結構升級[1][2]，而且通過全球專業化分工，縮小了區域間產出效率水平差異，有利于東道國經濟可持續發展[3]。另一種觀點則認為，為規避本國更為嚴格的環境管制措施，發達國家跨國企業往往通過對外直接投資方式將本國碳密集產業轉移到環境規制標準相對較低的發展中國家，FDI的流入對東道國的生態環境施加負面影響，從而使得發展中國家成為發達國家污染產業轉移的避難所。[4]

隨著新增長理論的發展，學者們從收入差異、人力資本水平、金融發展程度、技術效率水平環境規制等視角證實了FDI對碳排放的影響存在明顯的非線性門檻效應。[5][6][7]改革開放以來城市化進程發展迅速，然而學者們卻忽略了城市化發展這一重要推手，鑒于此，本文擬以中國2006—2016年30個省份的面板數據為基礎，從城市化不同發展階段角度系統考察FDI對中國碳排放的門檻效應，以期為區域合理開展招商引資，實現綠色低碳可持續發展提供一定的理論參考。

二、FDI與碳排放：基于不同城市化水平的猜想

本研究試圖根據城市化水平的差異，將樣本劃分為不同區域，以此構建FDI影響碳排放的空間異質性機理。

城市化發展初期，公共基礎設施及相配套的城市綜合服務體系尚未完善，與生產有關的化石能源、土地與礦物資源等價格相對偏低，低廉的資源成本勢必構成吸引外資最主要動力，城市化發展處于此階段的地區通常僅考慮外商直接投資所帶來的經濟效應、技術溢出效應，往往忽略生態環境效應。因此，本文提出猜想1：在城市化水平處于初期階段的地區，FDI會導致碳排放增加，即存在“污染避難所”效應。

城市化發展中期，城市各功能區逐步完善，產業布局趨向合理對FDI的引進不僅關注外商直接投資引致的經濟效應，同時也將綠色可持續發展作為社會進步的重要衡量指標。因此，本文提出猜想2：在城市化水平處于中期階段的地區，FDI對碳排放的影響進一步降低，即存在弱“污染避難所”效應。

城市化發展后期，隨著對外開放程度不斷深化，城市逐漸形成“產業結構-公共服務”協同發展模式，且日益優化的產業結構與公共服務體系在“虹吸效應”影響下相互促進與升級。引入優質FDI在一定程度上能產生競爭效應和示范效應，激發本土企業開展技術研發與技術創新，主動吸收外資企業先進的生產技術、管理經驗及研發激勵機制等，從而最大限度上提升資源利用效率，實現環境質量改善。因此，本文提出猜想3：在城市化水平處于后期階段的地區，FDI對碳排放的影響為負，即存在“污染光環”效應。

三、新型城市化水平指標構建

(一)新型城市化水平指標構建

隨著改革開放深入推進，我國城鎮化演進經歷了一個起點低、速度快、非均衡的發展過程。截至2016年末，中國城市數量達到657個，城鎮常住人口達到7.9億，較1978年增加6.2億；城鎮化率為57.4%，較1978年增加了39.5%。本文根據《國家新型城鎮化規劃(2014—2020)》新型城鎮化發展的思想內涵，在指標選取時堅持如下原則:一是指標內容的完備性，除城市人口指標外還應包括經濟發展、居民生活條件、城市生活環境等指標內容。二是指標體系的客觀性和真實性。三是各項指標的獨立性。四是各項指標在不同區域間的可比性。五是指標體系應具有動態性，及時反應系統變化態勢。由此，本文構建新型城市化評價指標體系如表1所示。

表1 新型城市化水平指標體系構建

注：囿于數據的限制，本文選取2006—2016年數據為研究樣本。

(二)計算方法與數據來源

本文嘗試根據各樣本數據的離散程度，用信息熵來確定指標權重對中國各省份新型城市化水平進行測算(見表2)。同時，選取中國2006—2016年除港、澳、臺、西藏之外的30個省份面板數據，全部數據來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》、Wind數據庫、國家統計局以及各地區統計年鑒。

(三)結果分析

表2 2006—2016年中國新型城市化水平測算得分及排序

注：以上年均得分由各地區2006—2016年城市化水平求均值得到。

由表2可知：2006—2016年中國年均城市化水平得分為3.349。東中西部區域發展梯級格局明顯，人口城市化、經濟城市化、生活環境城市化、生活條件城市化測算結果與新型城市化水平年均得分排行基本具有一致性。

四、研究設計

(一)理論框架與模型的設定

本文在研究碳排放與經濟活動的關系中借鑒Grossman、Krueger[8]的研究方法，從規模、技術與結構三方面綜合考慮經濟活動對碳排放的影響，其基本模型如下：

E=Y·T·S(1)

模型(1)中，E表示碳排放量。Y、T、S 分別表示規模效應、技術效應和結構效應。

1.規模效應。經濟發展一方面要增加資源的使用，其規模越大資源使用量則越多，另一方面更多的產出會帶來污染排放量的增加。為了檢驗經濟發展水平與碳排放之間是否存在“環境庫茨涅茲曲線(EKC)”關系，本文引入GDP、GDP的平方。若經濟發展水平(或其對數指標)及平方項的估計系數分別為β1和β2，碳排放與經濟發展水平之間會呈現以下幾種形式：①β1=β2=0，碳排放與經濟發展水平無關；②β1>0，β2=0，碳排放隨經濟發展水平的上升而線性增加；③β1<0，β2=0，碳排放隨經濟發展水平的增加而線性減少；④β1>0，β2<0，碳排放和經濟發展水平之間呈“倒U型”；關系⑤β1<0，β2>0，碳排放和經濟發展水平之間呈“正U型”關系。由以上分析：

Y=f(GDP，GDP2) (2)

2.技術效應。在經濟增長過程中，技術進步會環境對產生兩方面的影響：①技術進步會促進生產率的提高，降低單位產出資源使用量，弱化經濟活動對環境的影響。②環保技術的開發與應用促進了資源的循環使用，降低單位產出的污染物排放。模型(3)變量T中包含了技術進步的主要因素，在開放經濟條件下，技術進步既可通過本土企業R&D投入的增加又可以通過國際技術溢出來實現。由此可以得出：

T=f(FDI，RD) (3)

3.結構效應。現代經濟增長中的高增長率總是與結構高變動相伴隨，隨著經濟發展水平的提高，產出結構發生變化。早期以農業為主的經濟結構在向工業經濟社會轉型中過多地依賴于資源與能源的使用，污染排放增加，環境質量下降。隨著經濟結構向以知識、技術密集型產業的轉移，投入結構變化，產業結構逐漸趨向二、三產業轉移，單位產出的碳排放水平下降，環境質量得到改善。由此可得到：

S=f(IND) (4)

根據微觀經濟學理論，規模型較大型企業所擁有的規模經濟能夠促使其增加研發投入與技術引進，推動產業結構的優化調整與升級，進而推動碳排放量的下降。綜合上述分析，將函數(2)(3)(4)代入函數(1)可以得到如下公式：

E(CO2)=Y(GDP，GDP2)·T(FDI，RD)·S(IND) (5)

對公式(5)兩邊同時取對數，則可得到本文的基本計量模型：

隨著我國城市化水平的不斷加快，外商直接投資對碳排放的影響可能會存在門限效應。為了刻畫這種門限特征，本文采用Hansen(1999)[9]提出的靜態門檻回歸，以新型城鎮化為門限變量，將公式(6)進一步改造為以下門檻面板模型：

(二)變量的解釋與說明

1.被解釋變量。碳排放量(CO2)。本文采用二氧化碳排放總量衡量。在二氧化碳排放量的測算過程中，以IPCC方法的基礎上，參考《中國能源統計年鑒》中各省歷年能源平衡表的特征，將所有的能源分為17種: 原煤、洗精煤、其他洗煤、型煤、焦炭、焦爐煤氣、其他煤氣、其他焦化產品、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、煉廠干氣、其他石油制品和天然氣。具體計算公式如下：

式(8)中，TCO2代表各類化石能源消耗所釋放出的二氧化碳總量，Qi代表30個省(地區、直轄市)(西藏除外)第i種能源的最終消耗量，CFi代表各能源消耗所釋放出的熱值，CCi為IPCC提供的碳排放系數；COFi代表碳氧化因子。

2.解釋變量。外商直接投資(FDI)。隨著中國“引進來與走出去”戰略進一步深化，FDI已經成為拉動中國經濟增長的決定性因素之一。現有研究中針對省際地區外商直接投資額積累存量估算較少，由于存量指標與資本存量指標(K)相關性較強，FDI的流量指標不足以檢驗其對碳排放的滯后效應，故本文借鑒Grimes & Kentor[10]、Jorgenson[11]等人的方法用存量來研究FDI規模對碳排放的影響。同時本文借鑒、嚴雅雪和齊紹洲[12]的方法，利用永續盤存法對FDI的存量指標進行測算。測算公式為：

式中FDIit為省際各地區t年外商直接投資額積累量，△FDIit-1為省際各地區t-1年外商直接投資額，借鑒張軍[13]資本折舊率的測算結果，δ取值9%。同時，還需先確定省際各地區的基期外商直接投資額積累量，計算方法為:

方程中FDIit為各省i地區2006年外商直接投資額積累水平，△FDIit為i地區2006年的外商投資額，ri為i地區2006—2016年外商直接投資額的年均增長率，δ為折舊率，各省外商直接投資額(億美元)。

3.控制變量。經濟發展水平，本文采用省際工業GDP作為解釋變量反映地區的經濟發展水平。為了檢驗經濟發展水平與碳排放是否存在“環境庫茨涅茲曲線”關系，引入GDP的平方，并以2006年為基期對其進行平減。產業結構調整指數，本文選用各省份第三與第二產業增加值的比值來衡量產業調整的狀況。研發強度，本文中研發強度用地區研發經費投入與地區生產總值的比重表示。以上數據均來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》。

4.門檻變量。新型城市化水平。以往有關城市化的研究大多僅考慮城市人口的轉變，片面地將“人口城鎮化率”作為城鎮化水平的代理變量。為了適應全面提高新型城鎮化發展的新要求，本文將經濟發展、生活質量提升、綠色低碳等因素納入分析框架，綜合考察新型城鎮化發展水平。

五、計量結果與實證分析

(一)門檻效應檢驗與門檻值的確定

采用門檻回歸自抽樣法在單一門檻、雙重門檻假設條件下進行新型城市化水平門檻效應的顯著性檢驗。結果表明：對不同新型城市化水平來說，單一門檻效與雙重門檻效應都在1%的水平上顯著，因此城市化水平存在雙重門檻效應。表3報告了城市化水平的門檻估計值與其置信區間，第一個門檻值為2.607，第二個門檻值為4.620。圖1表示以新型城市化水平為門檻變量、“似然比”序列為門檻值函數的變化趨勢圖，第一輪估計的門檻值為2.607，該值位于圖形的最低點，能夠確保似然比統計量 值最小，置信區間為[8.027，18.561]；第二輪(圖2)估計得到的門檻值為4.620；其置信區間為[-0.289，8.431]。

表3 新型城鎮化的門檻檢驗結果

注：***、**和*分別表示在 1% 、5%以及10%的水平上顯著(下同)；P值以及臨界值是采用門檻自抽樣法(Bootstrap)反復抽樣300次得到。

圖1 第一輪估計：門檻變量“POC” 圖2 第二輪估計：門檻變量“POC”

以2006—2016年30個省份新型城市化水平指數均值為研究樣本，依據門檻變量值將其分為新型城市化水平初期階段(POC<2.607)、中期階段(2.607≦POC<4.620)和后期階段(POC≧4.620)三組。表4顯示：全國有16個省份的新型城市化水平處于初期階段，8個省份的新型城市化水平處于中期階段，僅有6個省份的新型城市化水平處于后期階段。

表4 樣本分組結果

(二)門檻模型回歸與分析

以不同新型城市化水平為門檻變量的雙重門檻模型估計結果如表5所示。此外，本文還采用了普通面板模型下的固定效應方法和隨機效應方法來檢驗外商投資對我國碳排放的影響。結果顯示，在普通面板回歸下，經濟發展水平的二次項、產業結構調整指數、研發投入強度的系數顯著為負，對碳排放的削弱作用明顯，控制變量符號也與預期一致。

表5 門檻模型回歸結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%以及10%的水平上顯著，[]內表示Z值。

以上估計結果可知：當新型城市化水平低于最低門檻值2.607時，FDI的增加會對碳排放量形成正向影響；當新型城市化水平進入中期階段時，FDI系數估計值為-0.019，表明FDI會抑制碳排放增加；當新型城市化水平跨越第二個門檻值0.326后，FDI估計系數為-0.059，說明隨著新型城市化水平的進一步提高，FDI的增加會進一步抑制碳排放上升。

綜上所述，城市化水平的不同階段FDI對中國碳排放的影響機制并不是單調遞增或遞減的，門檻特征明顯。其可能原因在于：①處于城市化水平初期階段的省份(如河南、河北、青海 寧夏、新疆等16個省份)，由于經濟發展水平較低、軟硬件設施不完善、技術水平與創新能力弱以及市場化服務體系不完善等客觀因素，導致這些地區對外資吸引力不足，但憑借豐裕且低廉的要素資源價格和寬松的環境規制，此時外資主要投向高耗能、高排放產業，降低了低城市化水平省區的環境質量。因此，在這些省份FDI對碳排放的影響系數為正，驗證了本文第一個猜想。②新型城市化水平跨越最低門檻值進入第二階段的省份(如山東、遼寧、福建等8個省份)，其城市規模較大且城鎮人口占比較高，新型城市化水平處于上升階段區域基礎設施不斷完善，產業結構開始轉型升級，地方政府不再只考慮FDI的經濟效益，更加注重FDI的引入質量和環境效益，使得前者所帶來的消極效應被后者的正向效應抵消。因此，在這些省份FDI對碳排放的影響為負，證實了本研究第二個猜想。③新型城市化水平進入后期階段的地區(如北京、上海、江蘇等6個省份)均是中國的一線城市或直轄市，由于具備優質的基礎設施、教育、醫療、文化和社會保障等現代化公共服務體系，這些省區在經濟發展過程中匯聚了大量優秀人才和資本，對先進技術和管理經驗的吸收和創新能力較強，產業結構轉型逐漸完成，其嚴格的環境規制甄選了優質、清潔外資進入，而將高污染、高耗能、高排放外資拒之門外，FDI的正向溢出效應大于污染型FDI所帶來的負向效應，FDI增加會進一步促進碳排放量的減少，驗證了本研究第三個猜想。

(三)穩健性檢驗

發達國家較高的環境規制往往會倒逼本國碳排放水平較高的企業向排放管控標準更低的地區轉移，而東道國為吸引外資，促進本地區經濟發展，往往會容忍技術水平低、能源利用效率低、碳排放水平較高的企業存在。這種由于變量間內在聯系而產生的內生性問題會導致估計結果不準確，為規避模型潛在的內生性問題，同時檢驗門檻回歸結果的穩健性，本文從交互項檢驗、變量連續性角度采用系統廣義距估計(SYS-GMM)和差分廣義矩估計(DIFF-GMM)進行對比分析(見表6)。

表6 穩健性檢驗結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%以及10%的水平上顯著，[]內表示Z值。

表6中，模型1與模型3為不加FDI與新型城市化水平交互項的估計結果，模型2與模型4為加入FDI與新型城市化水平交互項之后的估計結果。DIFF-GMM和SYS-GMM回歸結果顯示：碳排放滯后一期項的系數均在1%的水平上顯著為正，表明我國碳排放會受到前期影響；由殘差項序列相關檢驗結果可知，模型誤差項不存在序列相關；Sargan檢驗結果表明工具變量的選取是有效的，Wald統計量也表明模型整體高度顯著。綜上，差分廣義矩估計(DIFF-GMM)和系統廣義距估計(SYS-GMM)的估計結果是可信的。由模型2與模型4可知：加入FDI與新型城市化水平的交互項之后，FDI對中國碳排放的影響系數分別為-0.042與-0.068。說明以新型城市化作為調節變量，FDI可以顯著降低我國碳排放。由此，本文門檻回歸結果具有較好的穩健性。

六、結論及政策啟示

本文運用中國2006—2016年省際面板數據，從城市化水平視角考察了FDI影響中國碳排放的門檻效應。結果表明，FDI對中國碳排放影響具有明顯的城市化水平雙門檻效應。該結論對我國實現節能減排的目標具有以下政策啟示：①對于尚未跨越最低門檻的地區，需要增加政府投資，夯實公共基礎設施建設，完善金融市場體系建設，優化本地區投資環境，加快城市化發展步伐；同時加大教育、科技研發投資力度，通過提高地區研發水平和勞動力素質來提高當地企業吸收FDI的能力；②對于跨越最低城市化水平門檻的地區，應積極推行產業結構轉型升級策略，加快發展高新技術產業，降低高耗能、高污染、高排放企業的比重，由過去只關注FDI數量轉移到更加注重FDI質量的道路上；③對于跨越第二門檻進入第三發展階段的城市，合理引導FDI的投資領域分布，進一步提高清潔型FDI的引進力度，最大限度地挖掘和發揮FDI促進我國節能減排的直接效應和間接效應。