劉 倩，王 遙

(中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)研究院，北京 100081)

近三十年來，新興市場經(jīng)濟(jì)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(dá)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jī)時(shí)期進(jìn)一步得到強(qiáng)化［1］。伴隨著經(jīng)濟(jì)增長、對外貿(mào)易、以及資金流動(dòng)的不斷強(qiáng)勁攀升，新興市場國家加速攀升的CO2排放量和排放強(qiáng)度也受到了全球的高度重視。根據(jù)世界銀行的統(tǒng)計(jì)，僅巴西、印度、中國、印尼、南非、俄羅斯六個(gè)新興市場國家就需要承擔(dān)全球1/3 的減排責(zé)任，約等于經(jīng)合組織所有高收入國家碳減排責(zé)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(shí)、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(qiáng)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(biāo)將無法實(shí)現(xiàn)［2］。經(jīng)濟(jì)增長無疑是碳排放的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)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(jì)增長背后強(qiáng)大的推動(dòng)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(diǎn)。

一、文獻(xiàn)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(gè)階段，最初，新自由主義認(rèn)為自由貿(mào)易能夠改善相關(guān)國家的福利、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因此，貿(mào)易政策主要出發(fā)點(diǎn)是投資保護(hù)、促進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)和跨國公司環(huán)境管理體系的轉(zhuǎn)移和擴(kuò)散(見表1)。到了20世紀(jì)70年代有學(xué)者和組織開始關(guān)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(biāo)準(zhǔn)，倡導(dǎo)企業(yè)履行社會責(zé)任為主，缺乏強(qiáng)制力。20 世紀(jì)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(chǔ)，新增長理論更加強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)對外開放、國際資本流動(dòng)和開展國際貿(mào)易的外溢效應(yīng)，加速世界先進(jìn)科學(xué)技術(shù)、知識和人力資本在世界范圍內(nèi)傳遞。這一階段有關(guān)國際貿(mào)易與環(huán)境保護(hù)之間關(guān)系的多元化傳導(dǎo)機(jī)制成為學(xué)界理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)的熱點(diǎn)，到目前為止，這些研究的結(jié)論依然存在較大分歧，主要的觀點(diǎn)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(gè)階段［3］

表2 FDI 與二氧化碳排放關(guān)聯(lián)性的研究總結(jié)

隨著應(yīng)對氣候變化成為全球共識，新興市場面臨增加能源供應(yīng)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(jī)構(gòu)先后發(fā)布了主題為發(fā)展、貿(mào)易以及氣候變化的相關(guān)報(bào)告，在全球氣候變化框架下如何尋找環(huán)境規(guī)制和促進(jìn)貿(mào)易自由的平衡點(diǎn)成為新興市場國家不可回避的難題。很多學(xué)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(shí)證研究的總結(jié)可以發(fā)現(xiàn)，近期已經(jīng)有單個(gè)國家時(shí)間序列模型的定量研究成果出現(xiàn)，但由于時(shí)序模型尚無法解釋不可觀測因素的作用，研究結(jié)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(dòng)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(jì)增長和能源消費(fèi)為控制變量，重點(diǎn)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(dòng)關(guān)系及交互作用機(jī)制，相信這一研究結(jié)果更加有利于發(fā)現(xiàn)新興市場開放經(jīng)濟(jì)背景下碳排放的基本規(guī)律，以及碳排放與經(jīng)濟(jì)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(gè)部分:第二部分主要介紹研究方法和數(shù)據(jù)來源進(jìn)行;第三部分是實(shí)證檢驗(yàn);第四部分是研究結(jié)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(gè)體(如國家、地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)或消費(fèi)者)與時(shí)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(guān)關(guān)系預(yù)測其變化趨勢的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，模型一般形式可以表示為:

i=1，2，…，N，表示N 個(gè)個(gè)體;t =1，2，…，T，表示已知的T 個(gè)時(shí)點(diǎn)。yit是被解釋變量對個(gè)體i在t 時(shí)的觀測值;Xkit是第k 個(gè)非隨機(jī)解釋變量對于個(gè)體i 在t 時(shí)的觀測值;βki是待估計(jì)參數(shù);uit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。面板數(shù)據(jù)模型通常分為三類，即混合模型、固定效應(yīng)模型，需要通過對模型設(shè)定形式進(jìn)行F 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)，以選擇合適的面板數(shù)據(jù)模型。為了保證模型估計(jì)的有效應(yīng)，并獲得數(shù)據(jù)短期關(guān)系、長期關(guān)系的詳細(xì)信息，需要進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)。

(一)面板單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)是指將面板數(shù)據(jù)中的變量各個(gè)橫截面序列作為一個(gè)整體進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。構(gòu)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(shí)間跨度;ρi為自回歸系數(shù);μit為相互獨(dú)立的異質(zhì)的攪動(dòng)項(xiàng)，當(dāng)|ρit| ＜1，yi為弱(趨勢)穩(wěn)定過程，當(dāng)|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(yàn)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(yàn)方法為LLC 檢驗(yàn)、Breitung 檢驗(yàn);另一類則放寬了了同質(zhì)性假定，代表性方法包括IPS 檢驗(yàn)、ADF 檢驗(yàn)和PP 檢驗(yàn)法。由于面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)的方法目前還沒有成熟統(tǒng)一的結(jié)論，本文采用了以上五種檢驗(yàn)法，其原假設(shè)均為個(gè)面板單位存在單位根(非平穩(wěn))。

(二)面板協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整是對非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量長期均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述。在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)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(jì)變量之間的內(nèi)在規(guī)律(均衡機(jī)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(guān)系［12］。主要的檢驗(yàn)方法主要有基于Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)的Fisher 協(xié)整檢驗(yàn)法以及建立在Engle and Granger 二步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的協(xié)整檢驗(yàn)，具體方法主要有Pedroni 檢驗(yàn)和Kao 檢驗(yàn)。本文同時(shí)采用以上三種方法，從而提高檢驗(yàn)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(guān)機(jī)了，她又給父母、公婆打過去，父母趕來訓(xùn)斥女兒魯莽，公婆擔(dān)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?？墒牵男臎鐾噶?，這次堅(jiān)決要跟田朵離婚。

(三)因果關(guān)系檢驗(yàn)

在變量存在協(xié)整關(guān)系的前提下，通過建立誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)，檢驗(yàn)變量之間的短期波動(dòng)情況。運(yùn)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(jìn)行估計(jì)。誤差修正模型［13］為研究變量間的因果關(guān)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(guān)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(guān)系。

(四)模型設(shè)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(chǔ)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(jì)增長和能源消耗量為控制變量，模型假設(shè)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(biāo)，GDPit為人均GDP。EXPO 為出口依存度，本文以進(jìn)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(jī)誤差項(xiàng);αit為常數(shù)項(xiàng);β1、β2…β5為變量的估計(jì)系數(shù)。為了消除異方差，對二氧化碳排放量、GDP 和能源消費(fèi)數(shù)據(jù)取對數(shù)。

其中人均二氧化碳排放量、GDP、FDI、EXPO指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(World Development Indicators online，WDI online)數(shù)據(jù)庫，能源消費(fèi)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(shí)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(shí)期為1987－2007，俄羅斯數(shù)據(jù)時(shí)期為1992－2007。為了獲得更多的數(shù)據(jù)信息，本文根據(jù)16 個(gè)新興國家在所研究時(shí)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(yàn)結(jié)果(一階差分)

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

三、實(shí)證分析

(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

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(jìn)行單根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)回歸式中包括常數(shù)項(xiàng)與回歸項(xiàng)，結(jié)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(shè)，一階差分結(jié)果則均可以顯著拒絕假設(shè)，因此，可判斷各個(gè)變量數(shù)據(jù)均為一階協(xié)整(一階差分結(jié)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(jī)變系數(shù)

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

(二)面板方程估計(jì)及分析

基于以上檢驗(yàn)結(jié)果，可對存在長期協(xié)整關(guān)系的變量建立面板模型，估計(jì)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長、能源消耗、出口依存度以及FDI 的相關(guān)參數(shù)。首先A 組數(shù)據(jù)建立面板模型，通過F 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)可知，應(yīng)建立固定效應(yīng)模型，回歸方程表達(dá)式如(4)式所示:

回歸方程結(jié)果表明對于人均GDP 較高的A 組六國，碳排放與經(jīng)濟(jì)增長符合庫茲涅茨曲線假設(shè)，人均碳排放的面板彈性為－0.142LnGD，庫茲涅茨曲線最高點(diǎn)在LGDP =9.359。六國碳排放的能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.751，即能源供應(yīng)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(yīng)。FDI 流入占GDP 的比例每提高一個(gè)百分點(diǎn)，人均碳排放則減少0.018 個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易額占GDP 的比重每提高一個(gè)百分點(diǎn)，人均碳排放則減少0.001 個(gè)百分點(diǎn)。

對存在長期協(xié)整關(guān)系的B 組數(shù)據(jù)建立面板模型，通過Hausman 檢驗(yàn)可知，應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型。

回歸方程結(jié)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(yīng)。碳排放與經(jīng)濟(jì)增長符合庫茲涅茨曲線假設(shè)，人均碳排放的面板彈性為，庫茲涅茨曲線最高點(diǎn)在LGDP=8.696。十六國碳排放的能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.808，即能源供應(yīng)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(guān)系檢驗(yàn)

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

對于A 組國家來說，誤差修正項(xiàng)均沒有顯著性，說明A 組國家碳排放、能源消費(fèi)、FDI 和對外貿(mào)易度以及經(jīng)濟(jì)增長之間不存在長期的面板因果關(guān)系?？蛇M(jìn)一步通過對因變量和ECT 的聯(lián)合檢驗(yàn)，單獨(dú)檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的因果關(guān)系。結(jié)果表明:經(jīng)濟(jì)增長在短期和長期內(nèi)均是能源消費(fèi)以及碳排放的格蘭杰原因，反之并不成立。能源消費(fèi)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(guān)系均不成立。出口貿(mào)易依存貿(mào)易度是經(jīng)濟(jì)增長的長期和短期格蘭杰原因，F(xiàn)DI 與經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著因果關(guān)系(作用機(jī)制如圖1a 所示)。

表7 A 組因果檢驗(yàn)結(jié)果

表8 B 組因果檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 各因素面板因果關(guān)系圖

較為不發(fā)達(dá)國家B 組研究結(jié)果中，在以dLgdp和dLgdp2 為因變量的誤差修正模型中，ECM 項(xiàng)顯著不為零，誤差糾正機(jī)制發(fā)生，即碳排放、能源消費(fèi)以及FDI 三者均是經(jīng)濟(jì)增長的長期的格蘭杰原因。另外，CO2排放與能源消費(fèi)互為因果關(guān)系。FDI 是能源消費(fèi)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(jī)制如圖1b)。

四、主要結(jié)論與建議

本文將十六個(gè)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(jìn)行了面板數(shù)據(jù)模型分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)。主要結(jié)論歸納如下:

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

(2)分析結(jié)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(yīng)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(jì)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(yīng)，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(guān)聯(lián)關(guān)系。

(3)兩組國家各因素之間的內(nèi)在影響機(jī)制，首先，對于較發(fā)達(dá)的新興市場國家，能源消費(fèi)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(jì)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(fèi)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(guān)系。對于較為不發(fā)達(dá)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(jì)經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，碳排放與能源消費(fèi)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(yàn)結(jié)果是正效應(yīng)，但較為發(fā)達(dá)國家出口貿(mào)易與FDI 與碳排放均存在顯著的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，在較為不發(fā)達(dá)國家，CO2變動(dòng)引起FDI 份額的變動(dòng)，說明碳減排策略和政策的制定必須以開放經(jīng)濟(jì)為基本前提，出口貿(mào)易和FDI 政策需要應(yīng)低碳經(jīng)濟(jì)要求盡快調(diào)整［13］。本文的主要啟示如下:

第一:較為發(fā)達(dá)的新興市場國家經(jīng)濟(jì)快速增長的一個(gè)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(dāng)其沖受到發(fā)達(dá)國家征收碳關(guān)稅、碳認(rèn)證和碳標(biāo)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(gè)平衡點(diǎn)，一方面應(yīng)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(guān)稅/退稅和補(bǔ)貼;實(shí)行鼓勵(lì)環(huán)境標(biāo)志產(chǎn)品出口，限制“兩高一低”產(chǎn)品出口等政策逐漸引導(dǎo)新興市場國家出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，另一方面，應(yīng)通過對比研究，挖掘新興市場國家在節(jié)能減碳(技術(shù)、發(fā)展模式、服務(wù)等)領(lǐng)域的相對優(yōu)勢，推動(dòng)新興市場內(nèi)部建立貿(mào)易協(xié)議和交流平臺，促進(jìn)先進(jìn)低碳技術(shù)和發(fā)展經(jīng)驗(yàn)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(fēng)險(xiǎn)工程仍然能夠獲得大量的外國投資［14］，在這一趨勢下，應(yīng)積極推動(dòng)多變和雙邊的投資與貿(mào)易協(xié)議中增設(shè)碳排放規(guī)制的相關(guān)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(shí)實(shí)施機(jī)制，防止新興市場國家內(nèi)部出現(xiàn)“環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)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(zāi)和適應(yīng)氣候變化等方面，都需要重大的技術(shù)改進(jìn)，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(jì)發(fā)展的正效應(yīng)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(guān)注以環(huán)境保護(hù)為緣由的貿(mào)易限制是否或何時(shí)可獲得許可，而未來國際投資和貿(mào)易規(guī)則的創(chuàng)新應(yīng)該轉(zhuǎn)為通過貿(mào)易協(xié)定和投資規(guī)則促進(jìn)低碳環(huán)保為重要原則。其次，要制定嚴(yán)格的、可預(yù)期的低碳投資引導(dǎo)政策，引導(dǎo)資金流向綠色經(jīng)濟(jì)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(jìn)綠色金融、國際碳金融計(jì)劃發(fā)展的國家法律框架，并限制了能源和污染補(bǔ)貼，啟動(dòng)了綠色公共投資，實(shí)行了新能源上網(wǎng)電價(jià)制度，設(shè)計(jì)了低碳技術(shù)更新的詳細(xì)時(shí)間表，從而力圖增加投資者對綠色投資在遠(yuǎn)期獲利的信心，未來仍要應(yīng)為進(jìn)一步大力為引導(dǎo)FDI 向低碳環(huán)保領(lǐng)域投資創(chuàng)造更好的制度和法律環(huán)境。

第四，準(zhǔn)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(dǎo)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(jì)倡議(The Green Economy Initiative of The UN Environment Program)已經(jīng)開始監(jiān)測、收集與保護(hù)環(huán)境、低碳發(fā)展相關(guān)的投資數(shù)據(jù)，各國都應(yīng)該加強(qiáng)對FDI流入的持續(xù)監(jiān)測，開發(fā)適當(dāng)?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(guān)信息報(bào)告與信息公開制度，從而方便社會和相關(guān)組織的監(jiān)督和監(jiān)管。

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