常乃磊，李 帥

(四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610064）

FDI、對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染的實(shí)證研究

常乃磊，李 帥

(四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610064）

文章使用1996～2009年我國(guó)工業(yè)“三廢”數(shù)據(jù)，運(yùn)用改進(jìn)的熵值法計(jì)算出能代表整體環(huán)境污染狀況的環(huán)境污染綜合指數(shù)，構(gòu)建了VECM模型，分別采用協(xié)整理論、脈沖響應(yīng)函數(shù)和Granger因果檢驗(yàn)方法對(duì)FDI、對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染之間的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，主要結(jié)論：無(wú)論長(zhǎng)期短期，出口都加劇我國(guó)環(huán)境污染程度，F(xiàn)DI減輕與抑制環(huán)境污染；在長(zhǎng)期，進(jìn)口減輕我國(guó)環(huán)境污染，而短期增加我國(guó)環(huán)境污染；FDI、進(jìn)口、出口僅為我國(guó)環(huán)境污染的單向Granger原因。

FDI；對(duì)外貿(mào)易；環(huán)境污染指數(shù) 向量誤差修正；脈沖響應(yīng)函數(shù)；格蘭杰因果檢驗(yàn)

1 文獻(xiàn)綜述

改革開(kāi)放30多年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了巨大的成就。1978～2008年，經(jīng)濟(jì)年均增長(zhǎng)率9.88%，進(jìn)出口貿(mào)易年均增長(zhǎng)19%，外貿(mào)依存度達(dá)60%，F(xiàn)DI從1983年的9.16美元增長(zhǎng)到2009年的940.65億美元，為發(fā)展我國(guó)家第一吸引外資大國(guó)。然而，在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)環(huán)境污染問(wèn)題日益嚴(yán)重，環(huán)境惡化已是不爭(zhēng)事實(shí)。關(guān)于FDI與外貿(mào)對(duì)我國(guó)的環(huán)境影響及效用，一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的重要領(lǐng)域，主要代表觀點(diǎn)如下：

張連眾等（2003）利用2000年31個(gè)省的排放量的截面數(shù)據(jù)，研究表明，貿(mào)易自由化對(duì)環(huán)境有益。楊海生等(2005)根據(jù)1990～2002年我國(guó)30個(gè)省對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境相關(guān)數(shù)據(jù)，認(rèn)為貿(mào)易對(duì)我國(guó)的環(huán)境污染沒(méi)有直接影響。沙文兵（2006）利用我國(guó)30個(gè)省級(jí)1999～2004年度的面板數(shù)據(jù)，對(duì)FDI的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行計(jì)量分析。結(jié)果表明，外商直接投資對(duì)我國(guó)的生態(tài)環(huán)境具有顯著的負(fù)面效應(yīng)。劉渝琳、溫懷德（2007）研究表明，F(xiàn)DI促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但也增加了我國(guó)的環(huán)境污染。朱啟榮 （2007）使用31個(gè)省市2000～2005年面板數(shù)據(jù)估計(jì)我國(guó)出口貿(mào)易規(guī)模變化時(shí)我國(guó)工業(yè)污染排放量變化的原因。鄧柏盛、宋德勇（2008）使用1995～2005面板數(shù)據(jù)，研究表明：FDI有利于我國(guó)環(huán)境質(zhì)量改善，而對(duì)外貿(mào)易惡化我國(guó)環(huán)境。牛海霞、羅希晨（2009）通過(guò)對(duì)加工貿(mào)易出口與工業(yè)廢水、廢氣和固體廢物從1995～2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與加工貿(mào)易是環(huán)境污染的主要原因。

以往經(jīng)驗(yàn)研究，由于研究視角，選取的變量、搜集數(shù)據(jù)的時(shí)間與空間、計(jì)量方法的選擇等方面的不同，所得到的結(jié)論不盡相同。本文以上述研究成果為基礎(chǔ)，將FDI、進(jìn)出口與環(huán)境污染納入到同一研究框架內(nèi)，通過(guò)熵值法計(jì)算出環(huán)境污染綜合指數(shù)，使用VECM模型，分析三者是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系、短期動(dòng)態(tài)關(guān)系以及相互影響程度；同時(shí)避免因經(jīng)濟(jì)理論不完善所帶來(lái)的對(duì)內(nèi)外生變量隨意劃分，克服由變量交互影響的估計(jì)中的內(nèi)生性問(wèn)題所造成的聯(lián)立偏倚。

2 數(shù)據(jù)與實(shí)證模型

2.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明

數(shù)據(jù)來(lái)源：為了分析研究以及數(shù)據(jù)的可獲得性，筆者選取工業(yè)廢氣排放量（億立方米）、工業(yè)廢水排放量（億噸）和工業(yè)固定廢棄物產(chǎn)生量（億噸）三個(gè)指標(biāo)作為衡量環(huán)境狀況程度綜合指標(biāo)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)；我國(guó)實(shí)際利用外資（FDI）、出口（E）、進(jìn)口（IM）總額與人民幣對(duì)美元年平均匯率，均來(lái)自于《新我國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本區(qū)間為 1983～2009年。

數(shù)據(jù)處理：FDI、進(jìn)出口總額的原始數(shù)據(jù)為美元計(jì)價(jià)，以人民幣對(duì)美元的年平均匯率折算為人民幣表示，且使用1983年為100的定基CPI進(jìn)行平減以消除物價(jià)因素。

對(duì)于代表環(huán)境污染程度的環(huán)境污染綜合指數(shù)（Y）做簡(jiǎn)要說(shuō)明。以往的研究文獻(xiàn)中，多采用單一或者多個(gè)獨(dú)立指標(biāo)來(lái)反映環(huán)境污染狀況，對(duì)環(huán)境污染存在代表程度低，較難代表整體情況。本文采用楊萬(wàn)平、袁曉玲（2008）使用的熵值法，以工業(yè)廢氣、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)固定廢棄物產(chǎn)生量為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，建立代表環(huán)境污染整體變動(dòng)的綜合環(huán)境指標(biāo)——環(huán)境污染綜合指數(shù)。依據(jù)熵值法計(jì)算環(huán)境污染綜合指數(shù)主要步驟如下：

（1）將原始數(shù)據(jù)矩陣標(biāo)準(zhǔn)化。設(shè)中m和n分別表示樣本個(gè)數(shù)和指標(biāo)個(gè)數(shù)的原始數(shù)據(jù)矩陣A=（Xij）m×n，對(duì)其標(biāo)準(zhǔn)化后得到R=(rij)m×n，為了消除個(gè)別指標(biāo)存在負(fù)值或者極端值，造成在計(jì)算過(guò)程，不能直接計(jì)算比重或取對(duì)數(shù)缺點(diǎn)，本文對(duì)傳統(tǒng)的熵值法進(jìn)行改進(jìn)，采用以下公式進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化：

表1 1983～2009年我國(guó)環(huán)境污染綜合指數(shù)

（1）式中，i表示年份；j表示污染指標(biāo)；i=1,2,……,m;j=1,2……n;其中m=27，n=3。xij為污染指標(biāo)的原始值，rij為標(biāo)準(zhǔn)化后的賦值；xmax(j)與xmin(j)為第j項(xiàng)污染指標(biāo)的最大值和最小值。

（2）計(jì)算第j項(xiàng)污染指標(biāo)的熵值：在m個(gè)樣本個(gè)數(shù)、n個(gè)指標(biāo)個(gè)數(shù)中，第j項(xiàng)指標(biāo)的熵值為（2）式，其中：；k=1/lnm 且 0≤hj≤1。

（3）計(jì)算第j項(xiàng)污染指標(biāo)的熵權(quán)：

（4）計(jì)算第i年份的環(huán)境污染綜合指數(shù)值pi；在（4）式中，pi為第i年份的環(huán)境污染綜合指數(shù)；j為污染物排放類型，wj為第j種污染物排放量的權(quán)重值。綜合指數(shù)越大，說(shuō)明環(huán)境惡化。計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表1。

由于數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)變換能使其趨勢(shì)線形化，有助于消除時(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象，且不改變?cè)蛄袛?shù)據(jù)特征，所以對(duì)經(jīng)過(guò)上述處理的變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，分別用lny，lnFDI，lnIM和lnE表示。本文運(yùn)算與檢驗(yàn)結(jié)果是使用Excel2003與EViews6.0軟件所獲得。

2.2 模型設(shè)定

本文使用向量誤差修正模型（VECM），從長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系兩個(gè)方面研究外商直接投資、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系。高鐵梅（2006）通過(guò)推導(dǎo)證明出：只要變量間存在協(xié)整關(guān)系，就可以由自回歸分布滯后模型推導(dǎo)出誤差修正模型，VECM模型是含有約束性的VAR模型，多用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序的建模。

我們定義Zt=(lnYt,lnFDIt,lnEt,lnIMt)'，則可得到4個(gè)變量滯后期為k的VAR模型表示為如下

其中：at=(a1，a2，a3,a4)'，ut=(u1t,u2t,u3t,u4t)'。Zt為 4×1 階時(shí)間序列列向量，ut為4×1階常數(shù)項(xiàng)列向量，且均值為零的白噪音，Πj為4×4階參數(shù)矩陣。對(duì)（5）式進(jìn)行差分變換可得到（6）式表達(dá)的模型：

如果在（5）式中Zt都是一階單整，則在（6）式中作為 Zt和 Zt-j一階差分的 ΔZt、ΔZt-j都是平穩(wěn)的，且如果（5）式中 Zt所表示的三個(gè)變量中存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，則（6）可以用誤差修正模型（7）式來(lái)表示：

其中VECM由lny，lnFDI，lnIM和lnE長(zhǎng)期均衡關(guān)系來(lái)確定。β絕對(duì)值的大小反映了序列受短期影響沖擊后向長(zhǎng)期均衡值調(diào)整的速度，其值越大，則調(diào)整的速度越快。

3 FDI、對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染的實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

為了避免變量由于本身的不平穩(wěn)產(chǎn)生偽回歸，有必要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，需要采用單位根檢驗(yàn)來(lái)判定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文通過(guò)采用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，滯后階數(shù)由AIC和SC原則確定，對(duì)lnY，lnFDI，lnE和lnIM進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果由表2所示：

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)檢驗(yàn)，在5%的顯著水平下，lnY，lnFDI，lnE和lnIM在水平值的ADF絕對(duì)值都小于5%臨界值的絕對(duì)值，表明變量的水平值都存在單位根，均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。而各變量的一階差分都平穩(wěn)，說(shuō)明各變量都是一階單整的I(1)過(guò)程，它們之間可能存在某種穩(wěn)定的關(guān)系。

3.2 長(zhǎng)期均衡分析：協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)lnY，lnFDI，lnE和lnIM是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)主要有Engle和 Granger(1987)提出的兩步法 （簡(jiǎn)稱 E-G法），Johansen（1988）和Johansen和Juselius（1990）年提出的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)方法（簡(jiǎn)稱JJ法）。E-G兩步法僅適用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，JJ法適用于多個(gè)變量模型，本文分析采用JJ法。協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量滯后階數(shù)十分敏感，不當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)可能導(dǎo)致虛假協(xié)整。為此，我們綜合采用最大對(duì)數(shù)似然性值（LogL值）、修正的似然比檢測(cè)統(tǒng)計(jì)值 （LR）、最終預(yù)測(cè)誤差（FPE）、Akaike (AIC)Schwarz(SC)以及Hannan-Quinn統(tǒng)計(jì)量（HQ）判斷準(zhǔn)則來(lái)確定滯后階數(shù)?？紤]到樣本空間限制，我們從最大滯后階數(shù)為2開(kāi)始檢驗(yàn)，得到表3的判斷值。表3表明VAR（2）模型最為合理。由于協(xié)整檢驗(yàn)是對(duì)無(wú)約束VAR模型的一階差分變量的滯后期進(jìn)行約束檢驗(yàn)，故協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)為1。

表3 無(wú)約束VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)

在確定最后滯后階數(shù)后，還需要進(jìn)一步確定協(xié)整方程的形式，在時(shí)間序列的協(xié)整檢驗(yàn)主要有5種形式。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的聯(lián)合檢驗(yàn)，確定選擇僅常數(shù)項(xiàng)且序列有確定線形趨勢(shì)的協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)表4報(bào)告的是采用特征根跡統(tǒng)計(jì)量評(píng)判的JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果：在沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)的跡統(tǒng)計(jì)量的值74.5148為大于1%的顯著水平下的臨界值54.6815，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明至少有一個(gè)協(xié)整方程。而對(duì)于“至多一個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，其跡統(tǒng)計(jì)量的值33.481小于1%的臨界值35.458，接受原假設(shè)，說(shuō)明四個(gè)變量之間有且僅有一個(gè)協(xié)整方程。也就是在99%的概率下，有理由相信環(huán)境污染綜合指數(shù)、FDI與對(duì)外貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，協(xié)整方程為：

在（8）式中，圓括號(hào)內(nèi)為漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差；*表示在1%的顯著水平下顯著。該協(xié)整方程表明：從長(zhǎng)期來(lái)看FDI與進(jìn)口的增加有利于減輕我國(guó)環(huán)境壓力，而出口的增加將惡化我國(guó)環(huán)境，“污染避難所”的假說(shuō)得到驗(yàn)證。上式中FDI、出口和進(jìn)口對(duì)應(yīng)的彈性分別為-0.211、1.352、-1.234，且在1%的顯著水平下顯著，這表明FDI與進(jìn)口每增加1%，會(huì)引起0.211%和1.234%的環(huán)境改善,進(jìn)口對(duì)環(huán)境改善的作用要大于FDI的作用；出口每增加1，則會(huì)帶來(lái)1.352% 的環(huán)境惡化。

3.3 短期動(dòng)態(tài)分析：向量誤差修正模型（VECM）

協(xié)整關(guān)系只能說(shuō)明各個(gè)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系與趨勢(shì)，要分析變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，可以通過(guò)引入誤差修正模型來(lái)將變量的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡有機(jī)結(jié)合起來(lái)，實(shí)現(xiàn)短期內(nèi)變量間非均衡向均衡調(diào)整的過(guò)程。

由于VECM的滯后階數(shù)是無(wú)約束VAR模型一階差分變量的滯后階數(shù)，因此VECM的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。在估計(jì)VECM結(jié)果前，需要對(duì)VECM設(shè)定的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)VECM模型的所有根均落在單位圓上(3個(gè))或圓內(nèi)（5個(gè)），表明VECM是穩(wěn)定的，可以做脈沖響應(yīng)與方差分析。LM自相關(guān)檢驗(yàn)顯示，LM1=15.54，P=0.33，LM2=11.2，P=0.17，故不存在自相關(guān)。White異方差檢驗(yàn)顯示，χ2=114，P=0.16，故不存在異方差。綜合上述分析，VECM穩(wěn)定且不存在設(shè)定偏差，依據(jù)VECM得到的結(jié)論是穩(wěn)定和可靠的。

表5 誤差修正模型（VECM）估計(jì)結(jié)果

表5中ECM=lnYt-1+0.211lnFDIt-1-1.352lnEt-1+1.234lnIMt-1+3.07。 （9）至（11）式分別為 lnY，lnFDI，lnE 和 lnIM 的誤差修正模型（VECM）。在誤差修正模型中，△表示一階差分，表示變量的短期變動(dòng)；ECM為誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)表明長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)整力度。（9）式中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明環(huán)境污染綜合指數(shù)短期波動(dòng)受長(zhǎng)期均衡關(guān)系的影響顯著，其誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.136，說(shuō)明環(huán)境污染綜合指數(shù)受到干擾偏離均衡時(shí)，將受到一個(gè)0.136速度相反調(diào)整力度，使其能在短期內(nèi)恢復(fù)到均衡水平。同樣可知，（10）和（11）式中誤差修正項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量在1%顯著水平下顯著，說(shuō)明當(dāng)它們偏離均衡時(shí)，將以各自誤差修正項(xiàng)前的系數(shù)恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡；而進(jìn)口受均衡影響不顯著，說(shuō)明當(dāng)進(jìn)口偏離均衡時(shí)，不能在短期恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡。

3.4 動(dòng)態(tài)影響分析：脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以可以將向量自回歸模型所包含的經(jīng)濟(jì)意義較為完整而細(xì)膩地表達(dá)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）描述系統(tǒng)內(nèi)一個(gè)變量對(duì)其他變量的一個(gè)單位沖擊所產(chǎn)生的影響，可以提供沖擊所產(chǎn)生相應(yīng)的正負(fù)方向，調(diào)整滯后期限與穩(wěn)定過(guò)程等信息。圖1至圖3就是在VECM基礎(chǔ)上，通過(guò)Monte Carlo模擬得到的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表變量之間的相互沖擊響應(yīng)程度，圖中曲線部分為計(jì)算值。

依據(jù)圖1可以發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染綜合指數(shù)對(duì)FDI一個(gè)單位沖擊是負(fù)的響應(yīng)，在前5期增長(zhǎng)迅速，達(dá)到-0.01，并在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)穩(wěn)定在-0.012。表明在短期，隨著FDI的增加，環(huán)境污染強(qiáng)度在不斷的降低，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)環(huán)境污染具有抑制與改善作用。圖2，環(huán)境污染綜合指數(shù)對(duì)出口的沖擊反映曲線可以發(fā)現(xiàn)，污染指數(shù)在來(lái)自出口的沖擊呈波動(dòng)狀況，在第2期達(dá)到最大值0.0028，第3期達(dá)到最小值-0.009，而后在5期繼續(xù)為正的響應(yīng)。這表明出口增加，在開(kāi)始是急速增加環(huán)境污染，隨后降低環(huán)境污染，但是在后期又會(huì)增加環(huán)境污染，總體上是增加環(huán)境污染。圖3，環(huán)境污染綜合指數(shù)對(duì)進(jìn)口的沖擊表現(xiàn)，前5期增加迅速，以后穩(wěn)定在0.03水平，表明進(jìn)口在短期增加了環(huán)境污染。

綜上所述，在短期，F(xiàn)DI有利于抑制和改善我國(guó)的環(huán)境污染；而進(jìn)口和出口都加劇了我國(guó)環(huán)境污染程度，且進(jìn)口對(duì)環(huán)境污染程度的沖擊力度更大。

3.5 FDI、對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染的因果關(guān)系

通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)，F(xiàn)DI、對(duì)外貿(mào)易與環(huán)境污染的因果關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)的基本原理是：X是否引起Y的問(wèn)題，主要是看現(xiàn)在的Y能夠在多大程度上被過(guò)去的X解釋，加入X的滯后值是否使解釋程度提高。如果X在Y的預(yù)測(cè)中有幫助，或者X與Y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，就可以說(shuō)“Y是由X Granger引起的”（高鐵梅，2009）。本文采用滯后2到4期的VAR模型檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)表6，滯后4期下，F(xiàn)DI在1%的顯著水平下是引起環(huán)境污染綜合指數(shù)變動(dòng)的Granger原因；在滯后2期下，出口與環(huán)境污染綜合指數(shù)在1%的顯著水平下，為單向Granger關(guān)系；在滯后3下，進(jìn)口在5%的顯著水平下，是環(huán)境污染綜合指數(shù)變動(dòng)的Granger原因。因此，F(xiàn)DI、出口和進(jìn)口僅為環(huán)境污染的單向Granger原因。

4 主要結(jié)論

本文采用熵值法，以 1983～2009年我國(guó)工業(yè)“三廢”排放量為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，獲得我國(guó)該時(shí)間段的環(huán)境污染綜合指數(shù)，同時(shí)使用FDI與進(jìn)出口總額年度數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，構(gòu)建了VECM模型，分別采用協(xié)整理論、脈沖響應(yīng)函數(shù)和Granger因果檢驗(yàn)方法對(duì)FDI、進(jìn)出口與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，依據(jù)前文分析結(jié)果，得到以下結(jié)論與啟示。

①環(huán)境污染綜合指數(shù)、FDI與進(jìn)出口總額時(shí)間序列盡管為非平穩(wěn)的變量，但它們一階差分都是平穩(wěn)的，為一階單整的I(1)過(guò)程。②從長(zhǎng)期關(guān)系來(lái)看，環(huán)境污染綜合指數(shù)、FDI與進(jìn)出口之間存在長(zhǎng)期均衡，F(xiàn)DI與進(jìn)口都減輕了我國(guó)環(huán)境污染程度，而出口加劇了我國(guó)環(huán)境污染，“污染避難所”的假說(shuō)得到驗(yàn)證。③在短期偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，環(huán)境污染指數(shù)、出口都可以迅速恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。④由脈沖響應(yīng)函數(shù)可知：在短期，進(jìn)口與出口都增加環(huán)境污染，F(xiàn)DI利于減少和抑制環(huán)境污染。⑤FDI、進(jìn)口、出口僅為環(huán)境污染的單向Granger原因。

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F224.9

A

1002-6487（2011）10-0130-04

四川省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“對(duì)川外國(guó)直接投資的模式和決定因素研究”(SC08W01)

常乃磊（1983-），男，四川成都人，博士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)。

（責(zé)任編輯/浩 天）