劉 倩，王 遙

(中央財經(jīng)大學 財經(jīng)研究院，北京 100081)

近三十年來，新興市場經(jīng)濟體重要性日益增長，在全球產(chǎn)出占比方面表現(xiàn)得尤為突出。1960－1985年，發(fā)達經(jīng)濟體平均GDP 占全球GDP 的3/4;隨后，這一比例逐漸下降;到2008－2009年，降至57%;而新興市場經(jīng)濟體所占比重穩(wěn)步上升，到2008－2009年，占比已接近40%，且這一比例在金融危機時期進一步得到強化［1］。伴隨著經(jīng)濟增長、對外貿(mào)易、以及資金流動的不斷強勁攀升，新興市場國家加速攀升的CO2排放量和排放強度也受到了全球的高度重視。根據(jù)世界銀行的統(tǒng)計，僅巴西、印度、中國、印尼、南非、俄羅斯六個新興市場國家就需要承擔全球1/3 的減排責任，約等于經(jīng)合組織所有高收入國家碳減排責任之和①根據(jù)世界銀行的分類，高收入的OECD 國家為:澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、單買、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、并到、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、羅森堡、荷蘭、新西蘭、挪威、波多黎各、斯洛伐克、西班牙、瑞典、英國和美國。。如果以這六國為代表的新興市場國家的碳強度持續(xù)按目前的趨勢增長，那么將全球氣溫升高控制較工業(yè)化前水平僅升高2 攝氏度的目標將無法實現(xiàn)［2］。經(jīng)濟增長無疑是碳排放的關鍵驅(qū)動因素，近年來，新興市場國家的外商直接投資(FDI)和出口貿(mào)易則是經(jīng)濟增長背后強大的推動力，貿(mào)易、投資對碳排放的直接和間接影響研究成為近期的研究熱點。

一、文獻綜述

貿(mào)易自由化和外商直接投資理論起源于20 世界60年代，Zarsky(2008)Lyuba Zarsky 把貿(mào)易自由化和FDI 角色與作用的演化劃分為四個階段，最初，新自由主義認為自由貿(mào)易能夠改善相關國家的福利、促進經(jīng)濟增長，因此，貿(mào)易政策主要出發(fā)點是投資保護、促進貿(mào)易和投資自由化，環(huán)境影響的管控最初僅依賴于東道國的環(huán)境標準和跨國公司環(huán)境管理體系的轉(zhuǎn)移和擴散(見表1)。到了20世紀70年代有學者和組織開始關注貿(mào)易、全球化對環(huán)境的影響，但采取的措施以行業(yè)、企業(yè)、產(chǎn)品的自愿環(huán)境標準，倡導企業(yè)履行社會責任為主，缺乏強制力。20 世紀80年代以來，新增長理論對FDI 的影響逐步取代原來的理論基礎，新增長理論更加強調(diào)經(jīng)濟對外開放、國際資本流動和開展國際貿(mào)易的外溢效應，加速世界先進科學技術、知識和人力資本在世界范圍內(nèi)傳遞。這一階段有關國際貿(mào)易與環(huán)境保護之間關系的多元化傳導機制成為學界理論分析與實證檢驗的熱點，到目前為止，這些研究的結論依然存在較大分歧，主要的觀點可劃分為悲觀和樂觀兩派(見表1)。

表1 貿(mào)易、投資角色演化的四個階段［3］

表2 FDI 與二氧化碳排放關聯(lián)性的研究總結

隨著應對氣候變化成為全球共識，新興市場面臨增加能源供應與減少碳排放的雙重壓力。2009年以來，世界貿(mào)易組織(WTO)、聯(lián)合國、世界銀行等組織機構先后發(fā)布了主題為發(fā)展、貿(mào)易以及氣候變化的相關報告，在全球氣候變化框架下如何尋找環(huán)境規(guī)制和促進貿(mào)易自由的平衡點成為新興市場國家不可回避的難題。很多學者對新興市場國家貿(mào)易與碳排放的規(guī)律展開定量研究。從表2 實證研究的總結可以發(fā)現(xiàn)，近期已經(jīng)有單個國家時間序列模型的定量研究成果出現(xiàn)，但由于時序模型尚無法解釋不可觀測因素的作用，研究結果通常只適用于單一研究對象，為了把握新興市場國家出口貿(mào)易、FDI 流入與碳排放的互動演化規(guī)律，本文將以環(huán)境庫茲涅茨曲線為基本模型，以經(jīng)濟增長和能源消費為控制變量，重點分析出口依存度、FDI 凈流入與新興市場國家碳排放的聯(lián)動關系及交互作用機制，相信這一研究結果更加有利于發(fā)現(xiàn)新興市場開放經(jīng)濟背景下碳排放的基本規(guī)律，以及碳排放與經(jīng)濟系統(tǒng)相互作用的基本規(guī)律。本文下面的研究主要分成以下幾個部分:第二部分主要介紹研究方法和數(shù)據(jù)來源進行;第三部分是實證檢驗;第四部分是研究結論與政策建議。

二、研究方法和數(shù)據(jù)來源

面板數(shù)據(jù)(panel data)是包含了變量的個體(如國家、地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)或消費者)與時間的二維數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)模型則是利用面板數(shù)據(jù)分析變量間的相關關系預測其變化趨勢的計量經(jīng)濟模型，模型一般形式可以表示為:

i=1，2，…，N，表示N 個個體;t =1，2，…，T，表示已知的T 個時點。yit是被解釋變量對個體i在t 時的觀測值;Xkit是第k 個非隨機解釋變量對于個體i 在t 時的觀測值;βki是待估計參數(shù);uit是隨機誤差項。面板數(shù)據(jù)模型通常分為三類，即混合模型、固定效應模型，需要通過對模型設定形式進行F 檢驗和Hausman 檢驗，以選擇合適的面板數(shù)據(jù)模型。為了保證模型估計的有效應，并獲得數(shù)據(jù)短期關系、長期關系的詳細信息，需要進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗、協(xié)整檢驗和因果關系檢驗。

(一)面板單位根檢驗

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗是指將面板數(shù)據(jù)中的變量各個橫截面序列作為一個整體進行單位根檢驗。構建基于面板數(shù)據(jù)的AR(1)過程。

I=1，2，…，N 為面板單位數(shù)目;t =1，2，…，Ti 為面板單位的時間跨度;ρi為自回歸系數(shù);μit為相互獨立的異質(zhì)的攪動項，當|ρit| ＜1，yi為弱(趨勢)穩(wěn)定過程，當|ρit| =1，為非平穩(wěn)的I(1)過程［11］。根據(jù)ρ1對同(異)質(zhì)性假定的不同，具體的檢驗方法可以分為兩類，一類是假定所有面板單位包含共同的單位根，代表性檢驗方法為LLC 檢驗、Breitung 檢驗;另一類則放寬了了同質(zhì)性假定，代表性方法包括IPS 檢驗、ADF 檢驗和PP 檢驗法。由于面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗的方法目前還沒有成熟統(tǒng)一的結論，本文采用了以上五種檢驗法，其原假設均為個面板單位存在單位根(非平穩(wěn))。

(二)面板協(xié)整檢驗

協(xié)整是對非平穩(wěn)經(jīng)濟變量長期均衡關系的統(tǒng)計描述。在經(jīng)濟領域，多數(shù)宏觀經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)的，其對數(shù)的變量一般都是一次單積的。由于經(jīng)濟變量之間的內(nèi)在規(guī)律(均衡機制)使得某些特定變量的線性組合是平穩(wěn)的，維持著一種平衡關系［12］。主要的檢驗方法主要有基于Johansen 協(xié)整檢驗的Fisher 協(xié)整檢驗法以及建立在Engle and Granger 二步法檢驗基礎上的協(xié)整檢驗，具體方法主要有Pedroni 檢驗和Kao 檢驗。本文同時采用以上三種方法，從而提高檢驗的可信度。

田朵心里沒了底，哭哭啼啼地到處打電話，小寧早就關機了，她又給父母、公婆打過去，父母趕來訓斥女兒魯莽，公婆擔心兒子的傷情，急忙去了市醫(yī)院。還好，小寧只是受了輕傷，縫幾針，打兩天消炎藥就沒事了?？墒?，他的心涼透了，這次堅決要跟田朵離婚。

(三)因果關系檢驗

在變量存在協(xié)整關系的前提下，通過建立誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)，檢驗變量之間的短期波動情況。運用Engle－Granger 兩步法，按照模型(3)，采用兩階段最小二乘法(Two Stage Least Squares，TSLS)對模型進行估計。誤差修正模型［13］為研究變量間的因果關系開辟了新的途徑。在(3)中，如果β顯著不等于零，則表明變量間存在短期格蘭杰因果關系，如果θ 顯著不等于0，則變量間存在長期的格蘭杰因果關系。

(四)模型設定與數(shù)據(jù)來源

本研究在庫茲涅茨曲線經(jīng)典模型的基礎上考慮出口依存度、FDI 對新興發(fā)展中國家CO2排放的影響，以經(jīng)濟增長和能源消耗量為控制變量，模型假設如下:

lnCO2it = αit+ β1lnGDPit+ β2(lnGDPit)2+β3ECit+β4FDIit+β5EXPOit+εit

其中CO2it表示CO2排放量，以人均CO2排放作為指標，GDPit為人均GDP。EXPO 為出口依存度，本文以進出口貿(mào)易額占GDP 比重之來表示。FDI 為FDI 流入額占GDP 比重來表示。i 表示國家;t 代表年份;εit為隨機誤差項;αit為常數(shù)項;β1、β2…β5為變量的估計系數(shù)。為了消除異方差，對二氧化碳排放量、GDP 和能源消費數(shù)據(jù)取對數(shù)。

其中人均二氧化碳排放量、GDP、FDI、EXPO指標數(shù)據(jù)均來自世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(World Development Indicators online，WDI online)數(shù)據(jù)庫，能源消費數(shù)據(jù)來自美國能源信息署(Energy Information Administration，EIA)數(shù)據(jù)庫①EIA 數(shù)據(jù)下載:http://www． eia． gov/cfapps/ipdbproject/IEDIndex3． cfm?tid =5＆pid =5＆aid =2;WDI 數(shù)據(jù)下載:http://data． worldbank．org/data－catalog/world－development－indicators。。樣本時期除越南與俄羅斯之外，其他國家均可取得1985－2007年的數(shù)據(jù)，越南數(shù)據(jù)時期為1987－2007，俄羅斯數(shù)據(jù)時期為1992－2007。為了獲得更多的數(shù)據(jù)信息，本文根據(jù)16 個新興國家在所研究時間段內(nèi)的平均GDP 水平，將人均GDP 超過2000 美元國家劃分為A 組(包括韓國、墨西哥、土耳其、俄羅斯和南非)，人均GDP 低于2000 美元國家劃分為B 組(包括巴基斯坦、埃及、印度尼西亞、伊朗、尼日利亞、巴基斯坦、菲律賓、越南、印度和中國)。

表3 單位根檢驗結果(一階差分)

表4 協(xié)整檢驗結果

三、實證分析

(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗和協(xié)整檢驗

首先在Eviews6.0 中，對兩組國家LCO2、LGDP、LGDP2、LEC、FDI 和EXPO 面板數(shù)據(jù)及其一階差分進行單根檢驗，檢驗回歸式中包括常數(shù)項與回歸項，結果所有變量數(shù)據(jù)的原值均不能拒絕“存在單位根”的零假設，一階差分結果則均可以顯著拒絕假設，因此，可判斷各個變量數(shù)據(jù)均為一階協(xié)整(一階差分結果見表4)。

表5 A 組國家各地固定系數(shù)

表6 B 組國家各地隨機變系數(shù)

采用Pedroni 檢驗、Kao 檢驗和Fisher 檢驗方法進行協(xié)整檢驗，結果如表5 所示。由檢驗結果可以看出，A 組數(shù)據(jù)僅有Group ADF 檢驗在10%水平下沒有拒絕原假設，B 組數(shù)據(jù)僅有Panel Rho 檢驗在10%水平下沒有拒絕原假設，其它檢驗法的檢驗結果均拒絕原假設，表明A 組、B 組國家的人均碳排放與經(jīng)濟增長、能源消費、出口依存度、外商直接投資水平之間有長期協(xié)整關系。

(二)面板方程估計及分析

基于以上檢驗結果，可對存在長期協(xié)整關系的變量建立面板模型，估計碳排放與經(jīng)濟增長、能源消耗、出口依存度以及FDI 的相關參數(shù)。首先A 組數(shù)據(jù)建立面板模型，通過F 檢驗和Hausman 檢驗可知，應建立固定效應模型，回歸方程表達式如(4)式所示:

回歸方程結果表明對于人均GDP 較高的A 組六國，碳排放與經(jīng)濟增長符合庫茲涅茨曲線假設，人均碳排放的面板彈性為－0.142LnGD，庫茲涅茨曲線最高點在LGDP =9.359。六國碳排放的能源消費彈性系數(shù)為0.751，即能源供應增加1%，碳排放則增加0.751%。出口貿(mào)易依存度以及外商直接投資對碳減排有顯著正效應。FDI 流入占GDP 的比例每提高一個百分點，人均碳排放則減少0.018 個百分點，出口貿(mào)易額占GDP 的比重每提高一個百分點，人均碳排放則減少0.001 個百分點。

對存在長期協(xié)整關系的B 組數(shù)據(jù)建立面板模型，通過Hausman 檢驗可知，應建立隨機效應模型。

回歸方程結果表明對于人均GDP 較低的B 組六國出口貿(mào)易發(fā)展對碳排放沒有顯著影響，外商直接投資對碳減排同樣有正面效應。碳排放與經(jīng)濟增長符合庫茲涅茨曲線假設，人均碳排放的面板彈性為，庫茲涅茨曲線最高點在LGDP=8.696。十六國碳排放的能源消費彈性系數(shù)為0.808，即能源供應增加1%，碳排放則增加0.808%;FDI 對碳排放的彈性為0.02，即FDI 占GDP 比率沒增加增加1%，碳排放減少0.02%。

(三)因果關系檢驗

變量間存在協(xié)整關系說明變量之間至少在一個方向上存在因果關系，為了進一步了解變量間相互作用的機制，對A、B 兩組面板數(shù)據(jù)在Eviews6.0 中作因果關系檢驗，結果列于表7 和8。

對于A 組國家來說，誤差修正項均沒有顯著性，說明A 組國家碳排放、能源消費、FDI 和對外貿(mào)易度以及經(jīng)濟增長之間不存在長期的面板因果關系?？蛇M一步通過對因變量和ECT 的聯(lián)合檢驗，單獨檢驗兩個變量之間的因果關系。結果表明:經(jīng)濟增長在短期和長期內(nèi)均是能源消費以及碳排放的格蘭杰原因，反之并不成立。能源消費是碳排放和出口貿(mào)易依賴度的短期格蘭杰原因;也是FDI 的短期和長期格蘭杰原因。碳排放是外商直接投資和外貿(mào)依存度的短期和長期格蘭杰原因，反向的因果關系均不成立。出口貿(mào)易依存貿(mào)易度是經(jīng)濟增長的長期和短期格蘭杰原因，F(xiàn)DI 與經(jīng)濟增長沒有顯著因果關系(作用機制如圖1a 所示)。

表7 A 組因果檢驗結果

表8 B 組因果檢驗結果

圖1 各因素面板因果關系圖

較為不發(fā)達國家B 組研究結果中，在以dLgdp和dLgdp2 為因變量的誤差修正模型中，ECM 項顯著不為零，誤差糾正機制發(fā)生，即碳排放、能源消費以及FDI 三者均是經(jīng)濟增長的長期的格蘭杰原因。另外，CO2排放與能源消費互為因果關系。FDI 是能源消費的短期和長期格蘭杰原因，但反之不成立。CO2排放是FDI 的短期格蘭杰原因(作用機制如圖1b)。

四、主要結論與建議

本文將十六個新興市場國家劃分為兩組，分別對其碳排放及其影響因素進行了面板數(shù)據(jù)模型分析和格蘭杰因果檢驗。主要結論歸納如下:

(1)十六個新興市場國家在1985－2007年間的CO2排放、能源消費、經(jīng)濟增長、FDI 和出口依存度之間有長期的均衡關系。

(2)分析結果并沒有發(fā)現(xiàn)有力的證據(jù)支持污染天堂假說，外商直接投資投入的綜合效應在一定程度上緩解了CO2排放的壓力，但FDI 對碳排放的影響相對于能源和經(jīng)濟增長來說，程度較低。人均收入較高的國家，出口依存度的提高對碳減排產(chǎn)生了正效應，對于人均收入較低的國家，出口依存度與CO2排放不存在顯著關聯(lián)關系。

(3)兩組國家各因素之間的內(nèi)在影響機制，首先，對于較發(fā)達的新興市場國家，能源消費是外貿(mào)依存度的短期格蘭杰原因，而外貿(mào)依存度是經(jīng)濟增長的顯著長期因素，在短期內(nèi)還顯著影響碳排放。能源消費是FDI 的長期格蘭杰原因，碳排放是FDI 的短期格蘭杰原因，但FDI 與GDP 之間并無顯著因果關系。對于較為不發(fā)達的新興市場國家，能源、CO2排放以及FDI 在短期和長期均是經(jīng)濟經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，碳排放與能源消費互為因果，且碳排放在短期內(nèi)是FDI 的格蘭杰原因。

雖然FDI 和外貿(mào)依存度對碳減排的影響在整體上檢驗結果是正效應，但較為發(fā)達國家出口貿(mào)易與FDI 與碳排放均存在顯著的聯(lián)動關系，在較為不發(fā)達國家，CO2變動引起FDI 份額的變動，說明碳減排策略和政策的制定必須以開放經(jīng)濟為基本前提，出口貿(mào)易和FDI 政策需要應低碳經(jīng)濟要求盡快調(diào)整［13］。本文的主要啟示如下:

第一:較為發(fā)達的新興市場國家經(jīng)濟快速增長的一個重要因素是出口貿(mào)易，由于以上國家出口主要以高能耗的產(chǎn)品為主，因此也將首當其沖受到發(fā)達國家征收碳關稅、碳認證和碳標簽等“低碳壁壘”的影響。為了在貿(mào)易自由度、國家競爭力與碳減排之間找到一個平衡點，一方面應盡快通過調(diào)整出口政策，例如調(diào)整對資源能源出口的關稅/退稅和補貼;實行鼓勵環(huán)境標志產(chǎn)品出口，限制“兩高一低”產(chǎn)品出口等政策逐漸引導新興市場國家出口結構的優(yōu)化，另一方面，應通過對比研究，挖掘新興市場國家在節(jié)能減碳(技術、發(fā)展模式、服務等)領域的相對優(yōu)勢，推動新興市場內(nèi)部建立貿(mào)易協(xié)議和交流平臺，促進先進低碳技術和發(fā)展經(jīng)驗在新興市場國家之間的綠色出口貿(mào)易。

第二，目前在新興市場國家，尤其是墨西哥、巴西、中國以及其他人均收入仍然較低的國家，很多環(huán)境敏感性工程，高碳風險工程仍然能夠獲得大量的外國投資［14］，在這一趨勢下，應積極推動多變和雙邊的投資與貿(mào)易協(xié)議中增設碳排放規(guī)制的相關內(nèi)容，并在新興市場國家范圍內(nèi)建立統(tǒng)一的外商直接投資的國際規(guī)制框架，落實實施機制，防止新興市場國家內(nèi)部出現(xiàn)“環(huán)境標準競次”。

第三，未來新興市場國家綠色轉(zhuǎn)型，在綠色轉(zhuǎn)型，在能源、農(nóng)業(yè)、減災和適應氣候變化等方面，都需要重大的技術改進，而目前基本上所有的新興市場國(除俄羅斯)大量用于節(jié)能減碳、環(huán)保的投資都來源于本國資金，F(xiàn)DI 對新興市場綠色經(jīng)濟發(fā)展的正效應還有待充分發(fā)揮。首先，要積極參與國際投資、貿(mào)易規(guī)則的創(chuàng)新，目前國家貿(mào)易規(guī)則更多是關注以環(huán)境保護為緣由的貿(mào)易限制是否或何時可獲得許可，而未來國際投資和貿(mào)易規(guī)則的創(chuàng)新應該轉(zhuǎn)為通過貿(mào)易協(xié)定和投資規(guī)則促進低碳環(huán)保為重要原則。其次，要制定嚴格的、可預期的低碳投資引導政策，引導資金流向綠色經(jīng)濟部門。目前在金磚國家中，除了俄羅斯以外，其他國家都在積極建立引入了促進綠色金融、國際碳金融計劃發(fā)展的國家法律框架，并限制了能源和污染補貼，啟動了綠色公共投資，實行了新能源上網(wǎng)電價制度，設計了低碳技術更新的詳細時間表，從而力圖增加投資者對綠色投資在遠期獲利的信心，未來仍要應為進一步大力為引導FDI 向低碳環(huán)保領域投資創(chuàng)造更好的制度和法律環(huán)境。

第四，準確地掌握新興市場國家獲得投資的行業(yè)流向，評估其對環(huán)境以及碳減排的影響是引導外商直接投資轉(zhuǎn)型的重要依據(jù)，而目前在這方面還缺乏持續(xù)、有力的數(shù)據(jù)和信息支持。目前布隆伯格的新能源融資倡議(Bloomberg New Energy Finance Initiative)以及聯(lián)合國環(huán)境署的綠色經(jīng)濟倡議(The Green Economy Initiative of The UN Environment Program)已經(jīng)開始監(jiān)測、收集與保護環(huán)境、低碳發(fā)展相關的投資數(shù)據(jù)，各國都應該加強對FDI流入的持續(xù)監(jiān)測，開發(fā)適當?shù)脑u估方法，將FDI 流入對生態(tài)環(huán)境、碳排放的影響整合到投資者和政策制定者的決策流程之中，建立相關信息報告與信息公開制度，從而方便社會和相關組織的監(jiān)督和監(jiān)管。

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