外商直接投資碳排放效應研究
——基于城鎮化門限面板模型

王曉林， 張華明

(1.南開大學 經濟學院，天津300071;2.山西財經大學 經濟學院，山西 太原030006)

1 引言

隨著全球變暖趨勢日益明顯，氣候變化及碳減排議題受到世界各國的一致關注，中國作為全球最大的碳排放國，在歷次氣候變化大會上承受了巨大的壓力。中國已連續17 年成為全球能源消費增量最大的國家，也是世界CO2排放量最高的國家。全球碳項目(GCP)發布的《2018 年全球碳預算報告》顯示2017 年全球CO2排放量的主要貢獻國家和地區為中國(27%)、美國(15%)、歐盟28 國(10%)和印度(7%)。未來隨著中國新型城鎮化的加快發展，城市對能源的需求將成倍增長，國家統計局公布2018 年中國常住人口和戶籍人口城鎮化率已分別達到59.58%、43.37%，這無疑為中國碳減排帶來更大壓力。面對這些嚴峻的現實，中國政府將降低碳排放、發展低碳經濟作為國家戰略，并向全世界作出減排的鄭重承諾［1］。中國需要協調好碳減排，FDI 引入以及城鎮化進程三者之間的關系，才能較好實現經濟目標與碳減排目標。

近年來，在肯定FDI 對中國經濟積極作用的同時，對FDI 是否增加了碳排放量的討論也受到學界的關注，并存在較大爭議［2，3］。以Jorgenson［4］為代表的學者支持“污染天堂”假說，以Richard 和Eric［5］為代表的學者則支持“污染光環”假說，國內學者李子豪［6］多角度實證檢驗了FDI 對碳排放的門檻效應。關于城鎮化與碳排放研究的結論也莫衷一是，主要有正向、反向、非線性三種觀點。Cole和Neumayer［7］發現城鎮化水平與碳排放水平呈正相關。陳迅和吳兵［8］用VAR 模型研究發現城鎮化與碳排放水平呈負相關關系。Inmaculada 和Antonello［9］發現在城鎮化初期，城鎮化的發展會促進碳排放，步入中后期則會由促進作用轉向抑制作用，即兩者之間存在“倒U”型關系。此外，關于FDI 與城鎮化之間關系的研究相對較少，主要集中在FDI 對城鎮化的影響方面。如Gao 和Shao［10］以印度為研究對象，實證發現FDI 提高了城鎮化水平。Pan 和Zhou［11］發現當FDI 大部分集中在第三產業時可以促進城鎮化水平提高。關于城鎮化對FDI 的影響，Behname［12］基于中歐國家的樣本發現城鎮化促進了FDI 的增加。闞大學和呂連菊［13］運用空間糾正Sys －GMM 法發現城鎮化有助于FDI數量的增加，但不利于質量的提升。

經過對現有研究進行梳理發現，目前對FDI、碳排放、城鎮化的相互關系的研究已經取得了豐富的成果，但將三者納入同一研究體系來分析碳減排問題的文獻較為少見。同時，現有研究大多假定FDI 與碳排放之間是線性關系，對FDI 的碳排放效應難以得出一個合理的解釋。基于此，本文嘗試做出以下幾點改進:第一，將FDI、碳排放和城鎮化納入統一的研究框架下進行研究，并認為不應對FDI的碳排放效應做簡單的線性化理解，實際上這種效應作用的發揮受到了某些條件的制約，如經濟發展水平和城鎮化水平等，不過陳迅和吳兵［8］以及本文在前期研究中所做的Grange 檢驗及協整檢驗均表明:針對中國的樣本而言城鎮化水平與碳排放關系更為直接，且兩者的長期均衡關系相比經濟發展水平與碳排放來說更為穩定。第二，嘗試將“污染光環”和“污染天堂”假說進行融合并創新性地以城鎮化率作為門限變量，在Grossman 和Krueger［14］的環境影響因素分析框架下構建包含規模、結構、技術效應在內的非線性面板門限模型，并利用分組樣本深入剖析不同城鎮化階段FDI 碳排放效應的差異性。第三，通過變換碳排放的度量方式和構建省會城市距最近港口的地理距離作為FDI 的一個工具變量兩種途徑，進行穩健性檢驗，以驗證本文研究結論的可信度，然后在此基礎上根據分析結果提出以應對碳減排為目的的FDI 引入的政策建議。

2 理論機制

2.1 FDI 影響碳排放的效應機制分析

已有研究經濟發展與環境關系的文獻中，學者們通常借鑒Grossman 和Krueger［14］的研究思路，一方面從規模效應、結構效應和技術效應等角度考察經濟中的各因素對環境的影響，另一方面根據實證結論以EKC 為研究框架進行考察。本文綜合以上兩種思路，從規模、結構、技術三個角度具體考察FDI 對碳排放造成的影響，研究框架如下

其中E 代表碳排放水平，Y 代表產出水平，S 代表生產結構，T 代表技術水平。

以往研究表明產出規模的擴大會對諸如碳排放、污染等環境問題產生影響［15］，而FDI 的進入一方面能夠緩解經濟發展過程中面臨的資金不足和結構短缺的窘境，進而有利于產出規模的擴大，另一方面其大規模的流入也伴隨著能源資源消耗的增加，進而會對碳排放造成影響，所以FDI 能夠通過促進東道國經濟規模的擴張對碳排放產生影響，即存在一定的規模效應。Jorgenson［4］的研究表明產業結構中工業行業比重的增加會導致碳排放量的增加，FDI 在引進初期大規模流向高耗能的勞動密集型或污染密集型行業，使得碳排放量猛增，當東道國的經濟發展水平不斷提升后，政府會逐步提高FDI 進入門檻，并積極引導其向資金和技術密集型的行業流入，因此FDI 能夠通過促進東道國的產業結構升級進而對碳排放產生影響，即存在結構效應。在開放經濟中，FDI 能夠促進東道國的碳減排技術的提升，與內資企業相比，外資企業一般掌握較先進的生產技術，內資企業為了與外資企業相競爭，會主動提高研發投入以提升自身的技術水平或者通過模仿學習的方式消化吸收外企的技術和生產流程，進而提高資源利用率水平，降低碳排放量［2］。此外，FDI 企業員工向內資企業的流動，也能夠使當地企業的技術水平得以提升，所以FDI 能夠通過技術外溢對碳排放產生影響，即存在技術效應。綜上，FDI 可通過規模效應、結構效應和技術效應對碳排放產生影響。

2.2 城鎮化水平對FDI 碳排放效應的影響機理

中國城市化水平發展進程對FDI 的引入有重要的影響［16］，然而由于所處的城鎮化階段的不同，使得引入FDI 的規模及流入方向有所不同，進而對資源能源的需求和消耗不同，最終導致每一城鎮化階段由FDI 造成的碳排放量不同。在城鎮化初期階段，由于經濟發展水平較低，這一時期經濟規模的擴張以及數量的增長是主要任務，政府在引進FDI 時較少考慮產業結構合理化以及環境承載力等問題，使得FDI 對碳排放的影響主要通過規模效應起作用，而結構效應和技術效應尚未凸顯，最終可能產生正向影響。隨著城市化水平的不斷提升，進入中等城鎮化階段，城市的基礎設施和配套服務更加完善，外資進入面臨的市場環境和政策環境變好，使得FDI 的規模進一步擴大，而且外資流入的領域更加多樣化和高級化，有助于中國產業結構的轉型升級，因此，這一階段FDI 主要通過規模效應和結構效應對碳排放產生影響，與此同時中國加強了對外部技術的消化吸收以及對本土企業發明創造的支持，政府和企業更加重視FDI 帶來的技術溢出效應，使得技術效應也開始發揮作用，進而可能降低碳排放。步入城市化后期，意味著城市能夠更大程度地滿足外資進入所需的各種資源要素，包括配套的產業、人力資本、技術支持、資金支持等，所以城市化水平越高越有利于FDI 的流入。同時政府也越來越注重經濟發展質量和技術創新，經濟增速不再作為至上的目標，產業結構轉型升級有了更高層次的發展。這一階段FDI 對碳排放的影響會通過規模、結構、技術三種效應共同體現，而且結構效應和技術效應的作用更加突出，最終的影響取決于三類效應的作用大小。綜上，FDI 流入與碳排放的具體影響機制與城鎮化所處的階段有關，且各階段FDI 對碳排放的規模、結構和技術效應的作用機制也可能存在差異。

3 計量模型和變量選取

3.1 計量模型

為考察FDI 對碳排放的三種影響效應，在對模型(1)兩端取對數后，將FDI 作為解釋變量加入模型，并納入FDI 與產出水平、生產結構、技術進步的交互項，拓展模型設定如下

其中交互項lnYit·lnFdiit、lnSit·lnFdiit、lnTit·lnFdiit分別表示t 時期i 省份FDI 影響碳排放的規模、結構和技術效應;Fdiit為t 時期i 省份外商直接投資規模;Z 為控制變量的集合;αi、λ 為不同解釋變量的待估參數;ui、νi分別代表不隨省份和時期變化的固定效應;εit為隨機誤差項。

此外，為探討不同城鎮化階段FDI 與中國碳排放是否存在顯著的非線性特征以及三種效應的具體傳導效果，本文借鑒Hansen［17］的非線性門限回歸方法，在拓展模型(2)的基礎上，構建包含三種效應在內的基于城鎮化率的FDI 與碳排放的門限回歸模型，進而研究不同城鎮化階段FDI 對碳排放的影響效應和三種效應的具體作用機制，門限模型(單一門限)如下

其中(2)式中出現過的變量和參數的表征含義不變。此外，Uit作為門限變量，代表t 時期i 省份的城鎮化率;η 為待估門限值。

3.2 變量選取

被解釋變量為二氧化碳排放量。借鑒Zhang等［18］的做法計算CO2排放量，具體計算公式如下

其中EC 為CO2排放量;Aj代表能源j 的終端消費量;CCj為能源j 的碳排放系數;NCVj為能源j 的平均低位發熱值;CEFj為含碳量;COFj為j 類能源的碳氧化率;44/12 為CO2與C 的分子重量比即碳轉化系數。借鑒Zhang 等［19］對9 種最終能源CO2排放量的估算方法，具體的碳排放系數分別為:煤炭1.800、焦炭2.285、原油3.002、汽油2.956、煤油3.052、柴油3.102、燃料油3.187、天然氣2.162、液化石油氣3.101，數據主要來源于《中國能源統計年鑒》。

核心解釋變量外商直接投資。借鑒Richard和Eric［2］做法，選取各省份歷年實際利用外商投資額表示。考慮到地區碳排放作為當地經濟發展和技術水平的體現，也能反過來對FDI 產生影響，當期的FDI 指標估計可能導致內生性偏誤問題，同時FDI 對碳排放可能存在滯后性的影響，借鑒李子豪［6］的做法，在實證分析時采用滯后一期的FDI指標進行估計。

產出水平、生產結構、技術進步所代表的三種效應的代理變量設計如下:借鑒高文靜等［20］的做法選取各省份工業增加值作為產出水平的代理變量，工業增加值越大通常意味著對能源的消費量也越大，進而會有更高的碳排放。生產結構借鑒張友國［3］的辦法使用各省份第三產業占第二產業的比重表示，占比越高說明現代化水平越高，由此產生的碳排放量越低。參考畢克新和楊朝均［21］的做法用各省份工業企業R＆D 經費投入總量表示技術水平，當R＆D 經費投入總量較高時，說明企業對技術研發較為重視，更容易出現技術升級，從而降低碳排放水平。城鎮化率作為門限變量，按照國家統計部門的規定為城鎮人口除以總人口，其中城鎮人口既可按常住人口也可按戶籍人口計算，按照慣常做法和高文靜等［20］的方法使用各省份常住人口占總人口的比重表示。開放水平作為控制變量，在宋德勇和易艷春［22］的基礎上選用各省進出口總額占GDP 的比值反映開放水平對碳排放的影響。

在獲取有效數據的基礎上，最終選取2003 ～2017 年全國30 個省級地區(不包括西藏)的面板數據作為研究樣本。其中所有涉及價格因素的指標均以人民幣為計量單位，運用價格指數統一調整為以2003 年為基期的真實值數據。工業企業R＆D 經費內部支出數據、實際利用外資額數據分別來自《中國科技統計年鑒》和各省統計年鑒，工業增加值、人口總數、GDP、消費價格指數、進出口總額等數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

4 實證結果及分析

4.1 變量的平穩性檢驗

首先對模型中的所有變量進行單位根檢驗以避免偽回歸的出現，分別進行了LLC、IPS、Fisher －ADF 檢驗，結果表明:在5%的顯著性水平下，不同單位根檢驗方法下各變量t 檢驗統計量值對應的概率值(p)均小于0.05，所有變量的檢驗結果均拒絕原假設，說明模型中的回歸變量均平穩，可進行回歸擬合。

4.2 門限效應檢驗及估值

依次對模型(3)進行不存在門限、存在單一、雙重或三重門限進行估計和檢驗，看其是否存在門限效應，存在的話具體門限個數是多少。檢驗得到的F 統計量和采取“自抽樣法(Bootstrap)”得出的p 值見表1。根據結果可以看出城鎮化率的單一門限和雙重門限均顯著，對應的p 值分別為0.00 和0.01，三重門限不顯著。因此，本文需要構建的模型為雙重門限模型。

表1 模型的門限效果檢驗

如表2 所示可得到以城鎮化率作為門限變量的具體估計值。似然比檢驗統計量LR=0 時的η 值即為門限參數的估計值，分別為0.418 和0.723。

表2 門限值估計結果

根據門限值估計結果，門限模型可進一步具體表示為

上述計算結果表明，基于城鎮化的FDI 影響碳排放的門限效應在臨界點0.418 和0.723 出現躍升或改變，即當城鎮化率超過41.8%和72.3%時，FDI對碳排放的影響效應會出現階段性變化。雙重門檻值的存在將城鎮化劃分為初始階段(U ＜0.418)、中等階段(0.418U ＜0.723)、最終階段(U0.723)，且這一劃分與國際慣例基本吻合。

4.3 實證結果及分析

4.3.1 門檻模型回歸結果及分析

在獲得門限個數和門限值之后，豪斯曼檢驗結果顯示應采用隨機效應模型，對模型(5)進行回歸分析，具體結果如表3 所示。

產出水平對碳排放呈顯著的正向效應，而生產結構和技術水平則呈顯著的負向效應，說明工業增加值會促進碳排放水平的升高，而日益優化的生產結構和更先進的技術水平則會有效抑制碳排放量的增加。開放水平對碳排放也呈負向作用，說明隨著中國開放水平的提升碳排放量隨之遞減。總體樣本回歸結果中規模、結構和技術效應分別在1%、1%、5%的水平下顯著，說明FDI 對碳排放的三種傳導機制均在城鎮化過程中起重要作用。

FDI 與碳排放量之間的關系會隨著城鎮化水平的不同而表現出不同的作用。在初始階段(U ＜0.418)，FDI 對碳排放的彈性系數為0.038，正相關關系明顯。進入中等階段(0.418U ＜0.723)時，FDI 對碳排放的影響方向由正向轉為負向，且彈性系數為－0.023，說明城鎮化發展水平較低時，由于環保標準、土地成本和勞動力成本均較低，大量外資集中于能耗較高的勞動密集型或污染密集型產業，會產生較高的碳排放量。城鎮化發展到最終階段(U0.723)時，FDI 對碳排放的抑制作用會更明顯，彈性系數達－0.132，說明隨著城鎮的土地成本和勞動力成本逐漸升高、環保要求越來越嚴格，外商將資金更傾斜于技術水平高、污染程度低的資金或技術密集型產業以及服務業，進而對碳排放水平產生抑制作用。

4.3.2 分組樣本回歸結果及分析

為檢驗FDI 對碳排放的影響效應是否會隨城鎮化發展階段的不同而存在差異，根據已獲得的門限值將總體樣本分為3 個子樣本，在模型(5)的基礎上對分組樣本進行三次回歸。豪斯曼檢驗結果顯示，各組子樣本均應采用隨機效應模型。具體結果如表3 所示。

表3 門限模型與分組模型估計結果

在中國各省份城鎮化發展的不同階段，產出水平、生產結構和技術水平表現出較為顯著的差異。城鎮化初期階段，產出水平系數在1%的顯著性水平下發揮正的促進作用，技術水平系數并不顯著尚未發揮作用。中期階段產出水平和生產結構系數分別在5%和1%的顯著性水平下為負，技術水平則開始發揮抑制作用。后期階段生產結構和技術水平的系數分別在5%和1%的顯著性水平下為負。隨著城鎮化水平的不斷提高，開放水平在抑制碳排放方面的作用越來越明顯。FDI 對碳排放的影響效應與門限模型回歸結果一致，即隨著城鎮化由初期進入中后期，FDI 對碳排放的影響也由促進轉向抑制，且城鎮化水平越高抑制作用越強。

從交互項回歸結果可得如下結論:第一，在城鎮化發展的初期，FDI 主要通過規模效應推動碳排放水平的增長，結構和技術效應的作用并不明顯，兩個系數均不顯著。城鎮化率比較低的情況下，當地政府通常將發展經濟作為首要目標，為追求經濟的快速增長，更注重于擴大引資規模以促進工業化發展，尤其可能會出現為吸引外資而降低環保標準的情況，從而導致污染密集型工業企業數量增加，進而推動碳排放水平上升。城鎮化初期政府大力發展第二產業使得產業結構尚未得到有效調整，而且FDI 的技術溢出效應也尚未顯現，所以這一階段FDI 對碳排放的作用主要由規模效應體現。第二，在城鎮化發展的中期，FDI 通過規模效應增加碳排放水平的速度有所下降，而結構效應的抑制作用最為顯著，技術效應也逐漸發揮作用。在城鎮化中期，本土企業數量增加、土地價格和勞動力價格上升等集聚成本問題逐漸出現，外商企業受制于成本問題和競爭問題會逐漸減少污染密集型產業的投入規模并轉變投資方向以獲得更強的競爭力，從而逐漸實現對低端產業的擠出，而這無疑將有利于碳排放水平增速的放緩。第三，在城鎮化發展的后期，FDI 會通過規模、結構、技術三個效應共同抑制碳排放，且結構效應和技術效應的作用更加顯著。這一階段容易出現人口、資本的過度集聚，因此產生的負外部性對FDI 產生抑制影響，有利于城鎮碳排放水平的下降。同時，政府更加注重環境保護，大力提升環保標準，導致環境規制成本增加，從而倒逼外商企業采用清潔技術和實現產業鏈升級，其結果是會降低CO2的排放。在這一階段的大中型城市已擁有較為完備的產業鏈和較強的技術吸收能力，在利用外資的同時可以對其先進的清潔生產技術進行模仿學習，以提升自身的減排能力，進而降低城鎮碳排放水平。

4.4 穩健性檢驗

為了結論的可靠性，本文從以下兩個方面進行穩健性檢驗:第一，碳排放的不同度量方式。借鑒李子豪［6］的做法將被解釋變量CO2排放量替換為碳排放強度，其計算方法為碳排放總量除以國內生產總值，重新對門限模型進行估計。第二，內生性問題。盡管門限面板模型不需要給出方程特定的非線性形式，門限值及門限數量完全由樣本內生決定，一定程度上能緩解內生性問題。但由于FDI 與碳排放之間可能存在雙向因果關系，而導致回歸結果存在內生性偏誤，因此借鑒黃玖立和李坤望［23］的做法，構建省會城市距最近港口的地理距離作為FDI 的一個工具變量，并使用兩階段最小二乘法對門限模型進行重新估計。兩種方法得到的門限數量均為2，門限值分別為0.421、0.732 和0.416、0.725，與前文實證分析得到的門限值區別較小，且各變量的系數符號未發生根本改變，只是顯著性上存在差異。分組回歸結果也與前文大體一致。因此，前面回歸結果不會因碳排放量指標的差異以及內生性等問題出現較大的變化，表明本文的結論具有穩健性。

5 研究結論與政策建議

5.1 研究結論

本文利用中國2003 ～2017 年的省際面板數據，構建了包含三種效應在內的以城鎮化率為門限變量的面板門限模型，在有效獲得門限值后對模型進行了分區段樣本估計，著重考察了不同城鎮化階段FDI 對碳排放的規模效應、結構效應、技術效應三個方面的影響。研究表明，FDI 對碳排放的影響會因城鎮化水平的不同而存在較為顯著的門限效應，且三種效應的作用機制也很顯著。第一，在城鎮化率處于小于41.8%的初期階段，由于土地和勞動力成本較低，且地方政府容易出現追求經濟增長而忽略環境保護的情況，故FDI 的擴張會通過規模效應推動碳排放量增長。第二，在城鎮化率超過41.8%但小于72.3%的中期階段，FDI 對碳排放水平有一定的抑制作用，外資的引入可以顯著改善當地產業結構，助推產業結構優化升級，并通過規模和結構效應實現碳減排，且技術效應也逐漸發揮作用。第三，在城鎮化率大于72.3%的后期階段，外資在顯著改善當地產業結構的同時也促進了當地企業技術水平的提高，有助于清潔生產和綠色生產的實現，此時FDI 通過規模、結構和技術效應共同降低城鎮碳排放水平，且結構和技術效應的減排作用更為明顯。

5.2 政策建議

本文的研究結論對積極引入FDI 的同時實現綠色發展具有重要政策啟示。FDI 的碳排放門限效應分析表明，FDI 對碳排放的抑制效應只有當城鎮化發展到一定階段時才會出現。由于中國區域經濟“二元結構”特征較為明顯，東部地區與中西部城鎮化發展水平存在較大差距，需根據實際情況制定差異化引資政策。具體而言:(1)對于已處于較高城鎮化階段的東部地區，由于其有著豐富的人力資本和較強的技術吸收能力，應加強對高質量FDI 的引入，充分利用FDI 的技術溢出效應，在對外商企業先進生產技術進行學習模仿的基礎上進行自主創新，推動產業的升級和生產效率的提升，并逐步構建優質的低碳工業體系。(2)對于仍處于較低城鎮化階段的中西部地區，應充分考慮到其經濟發展水平較低、人力資本匱乏、技術吸收能力不足的現狀，積極引導FDI 由勞動密集型產業流向高附加值的技術密集型產業，避免成為發達地區的“污染避難所”。同時，應加快推進城鎮化進程，及早進入高城鎮化階段，充分發揮FDI 對碳排放的抑制作用，在經濟發展中實現低碳轉型。

不過，由于中國地域廣闊，各地人口、資源和發展條件不同，即便是東部地區，其內部各區域的發展水平也差異甚大，中西部地區則更是如此。因此東部的某些欠發達區域不應盲目提高FDI 引入門檻，否則會不利于當地經濟發展;而中西部地區的個別區域也可以借助自身特殊的資源優勢實現跨越發展，直接引入碳排放低、技術尖端的FDI，貴州省的大數據產業就是中西部地區實施彎道超車戰略以實現低碳發展的很好案例。因此上述建議是就一般意義而言，各地區在引入FDI 的政策實施過程中不應采取一刀切的做法，而應因地制宜，結合當地具體條件來選擇適宜的低碳發展策略。