郭 蕾，肖有智

（1. 對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)政府管理學(xué)院，北京 100029；2. 北京大學(xué)匯豐商學(xué)院，廣東 深圳 518055）

對外直接投資（OFDI）作為典型的跨國經(jīng)濟(jì)活動(dòng)之一，是中國“走出去”戰(zhàn)略的重要組成部分。近年來，中國對外直接投資存量與凈額都呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢，2019年底，中國對外直接投資1369.1億美元，已遍及全球188個(gè)國家和地區(qū)，對外直接投資流量蟬聯(lián)全球第二，存量保持全球第三。在中國對外投資規(guī)模和投資區(qū)位不斷擴(kuò)張、對外直接投資活動(dòng)快速發(fā)展的同時(shí)，國內(nèi)環(huán)境問題日益嚴(yán)峻，從中央到地方，各級政府一直在加強(qiáng)對環(huán)境污染的規(guī)制。2013年以來，中國在北京、天津、上海、重慶、廣東、湖北、深圳和福建相繼啟動(dòng)了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)，這標(biāo)志著碳排放權(quán)交易機(jī)制正式在中國建立，也標(biāo)志著中國環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的持續(xù)提升。長久以來，環(huán)境規(guī)制與跨國投資的關(guān)系都是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中最具爭議的問題之一［1］。那么，中國對外直接投資的不斷擴(kuò)張和環(huán)境規(guī)制的逐步增強(qiáng)之間是否存在某種關(guān)聯(lián)？環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的持續(xù)提升是否對中國對外直接投資產(chǎn)生影響？如果有影響，影響機(jī)制是什么？這一系列問題都亟待回答。碳排放權(quán)交易試點(diǎn)作為一種市場型環(huán)境規(guī)制手段，其開展也意味著中國的環(huán)境規(guī)制體系正在逐步從強(qiáng)制命令型環(huán)境規(guī)制向市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制轉(zhuǎn)變［2］。而中國開展的碳排放權(quán)交易試點(diǎn)具有準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的性質(zhì)，這為探究碳排放權(quán)交易試點(diǎn)，特別是市場型環(huán)境規(guī)制手段是否能夠促進(jìn)對外直接投資提供了良好的研究場景和研究機(jī)會(huì)?；诖?，文章嘗試從碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的視角出發(fā)，研究環(huán)境規(guī)制對對外直接投資的影響。這不僅能夠很好地解答環(huán)境規(guī)制是否促進(jìn)了對外直接投資的問題，特別是市場型環(huán)境規(guī)制手段對對外直接投資的影響，而且也能夠?yàn)樘寂欧艡?quán)交易市場的全面開展提供新思路，對碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的相關(guān)研究進(jìn)行補(bǔ)充和擴(kuò)展。

1 理論分析與文獻(xiàn)回顧

碳排放權(quán)交易試點(diǎn)一直受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，經(jīng)過數(shù)年的發(fā)展，取得了豐碩的研究成果。目前關(guān)于碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的研究大致分兩個(gè)方面：第一，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的減排效果，研究結(jié)論大都表明實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)能夠顯著降低試點(diǎn)地區(qū)的碳排放水平［3-5］。第二，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)綠色發(fā)展效應(yīng)，即在碳排放權(quán)交易試點(diǎn)減排效果的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究其產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。已有在碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)、綠色發(fā)展效應(yīng)和成本提升效應(yīng)等方面的研究。有研究認(rèn)為碳排放權(quán)交易試點(diǎn)通過創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)和綠色發(fā)展效應(yīng)，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)升級與轉(zhuǎn)型，實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)效益與綠色效率的同步提升［6-7］；而有的研究則認(rèn)為碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了企業(yè)的經(jīng)營成本，增加了企業(yè)的競爭壓力，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著負(fù)向影響，企業(yè)的價(jià)值并沒有顯著增加［8-10］。目前的碳排放權(quán)交易試點(diǎn)無法同時(shí)兼顧企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益和綠色效率。

從廣義上來看，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的本質(zhì)是一種環(huán)境規(guī)制手段［2］，經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，“污染避難所假說”和“波特假說”是環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響的兩個(gè)重要渠道，前者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)將導(dǎo)致更多的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以規(guī)避環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)帶來的成本提升，而后者認(rèn)為，適度嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將會(huì)導(dǎo)致研發(fā)投入的增加，進(jìn)而提升企業(yè)的生產(chǎn)率，降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，以規(guī)避環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)的負(fù)面影響。從“污染避難所假說”來看，環(huán)境規(guī)制可能會(huì)引發(fā)產(chǎn)業(yè)向環(huán)境規(guī)制較輕的區(qū)域轉(zhuǎn)移；而從“波特假說”來看，環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)帶來的研發(fā)投入增加，可能促進(jìn)生產(chǎn)率的提升，結(jié)合國際貿(mào)易理論中的企業(yè)異質(zhì)性理論［11］，生產(chǎn)率的提升將會(huì)顯著促進(jìn)對外直接投資的增加［12-14］。

環(huán)境規(guī)制與對外直接投資之間的關(guān)系一直受到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的普遍關(guān)注，目前的研究主要是環(huán)境規(guī)制與外商直接投資（FDI）的關(guān)系，且并未得到一致的結(jié)論；有研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)增加了治污成本，進(jìn)而擠出了外商直接投資［15-19］；還有研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)能夠激勵(lì)研發(fā)創(chuàng)新，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，吸引更多的外商直接投資［20-23］；也有研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制并不會(huì)對外商直接投資產(chǎn)生顯著影響［24］。而從碳排放角度對國際直接投資的研究主要分為兩類：第一，外商直接投資對碳排放水平的影響，目前結(jié)論不一。有研究表明外商直接投資增加了碳排放水平［25-28］；還有研究表明外商直接投資能夠促進(jìn)碳排放水平的降低［29］；也有研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資對碳排放的影響存在異質(zhì)性［30-31］，如來自東南亞的外商直接投資降低了碳排放水平，而來自英美的外商直接投資提高了碳排放水平［32］。第二，從環(huán)境規(guī)制的視角出發(fā)，研究與碳排放相關(guān)的環(huán)境規(guī)制對外商直接投資的影響，如碳價(jià)格、低碳試點(diǎn)政策等。研究結(jié)論大都表明，與碳排放相關(guān)的環(huán)境規(guī)制并未對中國的外商直接投資產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng)，反而能夠促進(jìn)外商直接投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，如促進(jìn)了能耗較低產(chǎn)業(yè)和較高等級的外商直接投資，而抑制了高能耗產(chǎn)業(yè)的外商直接投資［33-34］。

目前，環(huán)境規(guī)制與對外直接投資（OFDI）關(guān)系的研究較少，主要包括：第一，從母國視角出發(fā)，研究母國環(huán)境規(guī)制對本國對外直接投資的影響，如Hanna［35］研究了清潔空氣法修正案（CAAA）對美國跨國公司對外直接投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，清潔空氣法修正案使受管制的跨國公司增加了5.3%的外國資產(chǎn)和9%的國外產(chǎn)出，但是并沒有不成比例地增加對發(fā)展中國家的直接投資，該修正案并未產(chǎn)生顯著的“污染避難所”效應(yīng)，即并未促進(jìn)對外直接投資的增加。綦建紅等［36］使用雙重差分法研究了排污權(quán)交易機(jī)制對中國企業(yè)對外直接投資的影響。結(jié)果顯示，排污權(quán)交易通過“污染避難所假說”和“波特假說”共同促進(jìn)了中國企業(yè)的對外直接投資水平的增加。第二，從東道國視角出發(fā)，研究東道國環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)對其他國家對外直接投資的影響。有研究表明東道國環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)將會(huì)顯著抑制其他國家的直接投資，因此，東道國的環(huán)境規(guī)制存在“污染避難所效應(yīng)”［37-39］；但是，Jaffe［40］和Kheder 等［41］認(rèn)為，治污成本在發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的占比都很小，并不能改變發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的比較優(yōu)勢，如果發(fā)展中國家實(shí)施更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制，資本則越傾向于留在本國，因此“污染避難所假說”并不成立。第三，從環(huán)境規(guī)制與企業(yè)選址、遷移和存續(xù)等方面展開研究。對外直接投資可以看作企業(yè)向境外轉(zhuǎn)移或者調(diào)整生產(chǎn)的行為，因此，此類研究往往能夠推廣到識別環(huán)境規(guī)制與對外直接投資的研究中，也為厘清二者關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。如Becker 等［42］以美國清潔空氣法修正案（CAAA）為研究對象，發(fā)現(xiàn)企業(yè)更加偏好在環(huán)境規(guī)制較輕的州設(shè)立新工廠；徐莉萍等［43］、Wu 等［44］和沈坤榮等［45］發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的遷移行為隨著環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)而增加；徐志偉等［46］發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)對污染企業(yè)的存續(xù)有顯著負(fù)向影響。最后，從碳排放視角探討碳規(guī)制對企業(yè)對外直接投資影響的研究很少。張晉瑋等［47］研究發(fā)現(xiàn)，東道國碳規(guī)制與中國制造業(yè)企業(yè)對外直接投資之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。在收入較高的國家中，碳規(guī)制擠出了中國制造業(yè)企業(yè)的對外直接投資；而在收入較低的國家中，碳規(guī)制則促進(jìn)了中國制造業(yè)企業(yè)的對外直接投資。

綜上，關(guān)于碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與對外直接投資關(guān)系的研究還很少，特別是從母國碳規(guī)制視角展開的研究相對缺乏，因此，該研究的主要貢獻(xiàn)包括：第一，從母國視角出發(fā)，驗(yàn)證了中國碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與對外直接投資水平的關(guān)系，豐富和補(bǔ)充了中國對外直接投資驅(qū)動(dòng)因素的研究，補(bǔ)充和完善了環(huán)境規(guī)制效應(yīng)的研究。第二，探討碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對對外直接投資的影響機(jī)制時(shí)，將“污染避難所假說”和“波特假說”納入同一個(gè)框架中進(jìn)行研究，這在以往研究中較為少見，拓展了中國碳排放權(quán)交易市場的研究。

2 數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

為了研究碳排放權(quán)交易試點(diǎn)是否促進(jìn)對外直接投資（OFDI），研究因數(shù)據(jù)可得性將選取除港澳臺及西藏外的30個(gè)省級行政單位作為研究對象?？紤]到中國對外直接投資起步較晚，且為了剔除金融危機(jī)對中國對外直接投資的影響，以及盡可能覆蓋開展碳排放權(quán)交易時(shí)的時(shí)間段，文章選取2010—2019年省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所使用的數(shù)據(jù)均來源于《對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各個(gè)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的開展可以視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，可以借助雙重差分法，研究開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與對外直接投資之間的關(guān)系。本研究選擇各個(gè)省份的對外直接投資流量（lnOFDI）衡量各省的對外直接投資情況，以各個(gè)地區(qū)開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的年份作為時(shí)間點(diǎn)，開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)之前，為時(shí)間變量Postt賦值0；碳排放權(quán)交易試點(diǎn)正式啟動(dòng)后，為時(shí)間變量Postt賦值1。將碳排放權(quán)交易試點(diǎn)省份（北京市、上海市、天津市、重慶市、廣東省、湖北省和福建?。┳鳛樘幚斫M，并為Treati賦值1，其余省份作為對照組，并為Treati賦值0。之后將生成Treati與Postt的交互項(xiàng)，其系數(shù)即為碳排放交易試點(diǎn)對對外直接投資的促進(jìn)效應(yīng)。參考Bertrand等［48］，使用模型（1）進(jìn)行雙重差分分析：

其中，交互項(xiàng)Treati×Postt前的系數(shù)β即為碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的政策效應(yīng)（Treatment Effect）。在模型（1）中，下標(biāo)i表示省份，下標(biāo)t表示時(shí)間，Xit-1為控制變量，為了避免雙向因果對估計(jì)結(jié)果的影響，控制變量均滯后一階。αi表示省份固定效應(yīng)，μt表示年份固定效應(yīng)。

參考已有研究［7，34，49］和影響對外直接投資的因素，主要考慮選取相關(guān)控制變量以控制經(jīng)濟(jì)成長性、人力資本、地區(qū)開放程度、勞動(dòng)力成本、金融發(fā)展水平和地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對對外直接投資的影響，使用GDP增長率（GDPGrowth）衡量經(jīng)濟(jì)成長性；使用普通高校在校學(xué)生數(shù)占總?cè)丝诒戎睾饬康貐^(qū)人力資本（Human_Capital）；使用人均GDP 衡量市場規(guī)模（lnperGDP）；使用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重衡量地區(qū)開放程度（TradeRatio）；使用在崗職工平均工資衡量地區(qū)的勞動(dòng)力成本（lnWage）；使用年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP 比重衡量地區(qū)的金融發(fā)展水平（Finance）；使用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重（SecondRatio）衡量區(qū)域的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。GDP增長率和人均GDP均使用不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整。此外，為了消除極端異常值對估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的影響，所有連續(xù)變量均進(jìn)行上下1%縮尾處理，且GDP 增長率（GDPGrowth）以1995年為基準(zhǔn)期進(jìn)行消脹處理。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對對外直接投資的影響

文章使用雙重差分法討論了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)是否促進(jìn)了對外直接投資，使用模型（1）進(jìn)行實(shí)證分析。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，該研究將在模型（1）中逐步加入控制變量，結(jié)果見表2。

表2 展示了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)是否促進(jìn)了對外直接投資。不論是否加入控制變量，交互項(xiàng)Treat_Post的系數(shù)在1%的顯著性水平下均顯著為正，說明對外直接投資水平在開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)之后有顯著提升。從模型的擬合優(yōu)度和調(diào)整擬合優(yōu)度來看，加入控制變量和未加入控制變量擬合優(yōu)度和調(diào)整擬合優(yōu)度均在0.5以上，這也說明使用的模型具有良好的擬合效果。分析列（1）和列（2）的系數(shù)可以得到碳排放權(quán)交易試點(diǎn)促進(jìn)對外直接投資提升的平均處理效應(yīng)。對于列（1）來說，實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)將促進(jìn)對外直接投資流量增加約57.4%；對于列（2）而言，實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)將促進(jìn)對外直接投資流量增加約50.7%。以列（2）為例，2010—2019年間對外直接投資流量的均值為21.98 億美元，因此，開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)使對外直接投資流量增加約11.44億美元，這也說明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對對外直接投資具有較強(qiáng)的促進(jìn)和提升效應(yīng)。

表2 碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與對外直接投資

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 平行趨勢檢驗(yàn)

為了確保雙重差分法能夠得到一致的因果效應(yīng)估計(jì)，需要驗(yàn)證是否滿足平行趨勢假設(shè)。參考Autor等［50］和Beck 等［51］的研究，以各個(gè)試點(diǎn)省份開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的時(shí)間為節(jié)點(diǎn)，生成一系列虛擬變量（Dk）：包括實(shí)施前6年的虛擬變量（D-6-D-1）、實(shí)施后6年的虛擬變量（D1-D6）以及實(shí)施當(dāng)年的虛擬變量（D0）。為了避免多重共線性，并以碳排放權(quán)交易試點(diǎn)開展前一年為基準(zhǔn)，刪去開展碳排放權(quán)交易前一年的虛擬變量（D-1），并生成交互項(xiàng)Treat_Dk，使用模型（2）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表3。

從表3 的結(jié)果可以知道，Treat_D-k前的系數(shù)均不顯著，而Treat_Dk前的系數(shù)均顯著為正，說明對外直接投資流量滿足平行趨勢假設(shè)，雙重差分分析能夠得到一致的因果效應(yīng)估計(jì)。此外，表3還展示了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的動(dòng)態(tài)處理效應(yīng)，以碳排放權(quán)交易試點(diǎn)開展前一年為基準(zhǔn)（Treat_D-1），Treat_D3的系數(shù)最大，說明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的處理效應(yīng)在實(shí)施后的第三年達(dá)到峰值，第四年有所下降，第五年再次提升，第六年再次接近峰值。出現(xiàn)這種變化趨勢的原因可能為：實(shí)施初期，“污染避難所”引致的避難需求促進(jìn)了對外直接投資的增加，但是，隨著試點(diǎn)的開展，“波特假說”帶來的創(chuàng)新效應(yīng)增強(qiáng)了企業(yè)的競爭力，進(jìn)一步促進(jìn)了對外直接投資水平的提升。該結(jié)論也在一定程度上為“污染避難所假說”和“波特假說”的成立提供了證據(jù)。

表3 平行趨勢檢驗(yàn)

4.2 雙重差分安慰劑檢驗(yàn)

首先隨機(jī)將省份分為處理組和對照組，然后在處理組的年份變量中，隨機(jī)抽取一個(gè)年份作為開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的時(shí)間。通過以上步驟，隨機(jī)生成了開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的省份與時(shí)間，對此隨機(jī)抽樣過程重復(fù)500次，并使用模型（1）進(jìn)行雙重差分分析。將每次估計(jì)系數(shù)和p 值的核密度分布繪制在一張圖片中。如果對外直接投資的增加是由碳排放權(quán)交易試點(diǎn)帶來的，而非偶然事件，那么使用安慰劑檢驗(yàn)得到的估計(jì)系數(shù)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于表2中Treat_Post的估計(jì)值，且p 值的分布大都集中于0.5 以上。安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果如圖1所示。

圖1展示了安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果，左圖為未加入控制變量的結(jié)果，右圖為加入控制變量的結(jié)果。兩幅圖中的右邊虛線為表2 中Treat_Post的系數(shù)估計(jì)值，圓點(diǎn)為p 值的分布，曲線為核密度分布圖。可以看到，表2中Treat_Post的系數(shù)估計(jì)值位于核分布圖的右邊，說明表2中的系數(shù)估計(jì)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于安慰劑檢驗(yàn)的系數(shù)估計(jì)值。從p 值分布來看，p 值分布大都集中于0.5 以上。這說明使用雙重差分法得到的結(jié)果是穩(wěn)健的。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)

4.3 合成控制法

根據(jù)Abadie 等［52］的研究，合成控制法是對傳統(tǒng)雙重差分法的一種擴(kuò)展，通過數(shù)據(jù)本身特點(diǎn)設(shè)定對照組的權(quán)重，在一定程度上能夠減少主觀確定對照組的誤差，避免了政策內(nèi)生性的問題，從而得到更為穩(wěn)健的結(jié)論［44］。中國的碳排放權(quán)交易仍舊處于試點(diǎn)階段，并未在全國范圍內(nèi)開展，而未開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的省份可能完全不會(huì)受到該政策的影響，如果將這些省份視為對照組，可能會(huì)造成政策效應(yīng)估計(jì)的偏誤；另一方面，目前開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的省份并非完全隨機(jī)挑選的，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策可能存在內(nèi)生性，這也對政策效應(yīng)的一致估計(jì)產(chǎn)生了影響。因此，在使用雙重差分法的基礎(chǔ)上，考慮使用合成控制法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，對傳統(tǒng)雙重差分法的結(jié)論進(jìn)行補(bǔ)充和擴(kuò)展。

合成控制法通過加權(quán)平均的方式為開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的地區(qū)構(gòu)造“反事實(shí)”參照組，即合成控制對象，模擬碳排放權(quán)交易試點(diǎn)地區(qū)在未實(shí)施試點(diǎn)情形下的對外直接投資水平，對比合成控制對象和實(shí)際開展試點(diǎn)區(qū)域的對外直接投資水平，可以得到碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的處理效應(yīng)。在合成虛擬的控制組時(shí)，采用試點(diǎn)實(shí)施前的控制變量和對外直接投資水平，作為預(yù)測變量估計(jì)各個(gè)處理組的權(quán)重。以上海為例，通過使用合成控制法，構(gòu)造合成上海的省份有山東、遼寧和甘肅，其權(quán)重分別為0.739、0.199 和0.062，將三者的對外直接投資水平按照權(quán)重加總，即可估計(jì)上海未啟動(dòng)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)之前的對外直接投資水平。

圖2 展示了開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)地區(qū)與合成地區(qū)的對外直接投資水平。其中，虛線表示目標(biāo)地區(qū)開展碳排放權(quán)交易的年份，試點(diǎn)實(shí)施之前年份展示于虛線左側(cè)，試點(diǎn)實(shí)施之后年份展示于虛線右側(cè)。試點(diǎn)地區(qū)對外直接投資水平與其合成地區(qū)對外直接投資水平的差值則為開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的政策效應(yīng)。圖2顯示：試點(diǎn)地區(qū)與合成地區(qū)的對外直接投資水平在虛線右邊均出現(xiàn)了較明顯的偏離，且真實(shí)對外投資水平遠(yuǎn)高于合成對外直接水平，說明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)顯著提升了試點(diǎn)區(qū)域的對外直接投資水平。

綜合雙重差分法和合成控制法的結(jié)果，可以進(jìn)一步得到如下結(jié)論：①開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)后的七個(gè)地區(qū)，上海和重慶的對外直接投資額增加最多，而湖北和福建的對外直接投資額增長相對較少。②合成控制法也進(jìn)一步展示了各個(gè)試點(diǎn)地區(qū)對碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策的響應(yīng)速度。如圖2 所示，上海、天津、重慶和廣東的響應(yīng)最快，在碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策實(shí)施后，對外直接投資水平就有顯著增加，北京次之，而湖北和福建的響應(yīng)速度較慢。這也在一定程度上反應(yīng)出各個(gè)試點(diǎn)地區(qū)碳排放權(quán)交易的政策異質(zhì)性以及政策實(shí)施力度的差異；③對不同的試點(diǎn)地區(qū)而言，在碳排放權(quán)交易試點(diǎn)實(shí)施的2年或3年后，其對外直接投資水平一般會(huì)達(dá)到峰值。

圖2 碳排放權(quán)交易試點(diǎn)地區(qū)與合成地區(qū)對外直接投資水平

5 碳排放權(quán)交易試點(diǎn)影響對外直接投資的潛在機(jī)制分析

5.1 機(jī)制分析1：污染避難所假說

“污染避難所假說”認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)，增加了經(jīng)營成本和合規(guī)成本［53］，為了規(guī)避環(huán)境規(guī)制帶來的負(fù)面影響，企業(yè)會(huì)選擇向環(huán)境規(guī)制較寬松的區(qū)域轉(zhuǎn)移。由于無法獲得各個(gè)省份對外直接投資的國別和產(chǎn)業(yè)信息，該研究從成本的角度對“污染避難所假說”進(jìn)行初步驗(yàn)證。如果開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)后，生產(chǎn)成本有所上升，則可以初步認(rèn)為“污染避難所假說”得到了驗(yàn)證。首先，考慮使用地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)的經(jīng)營成本對生產(chǎn)成本進(jìn)行衡量。其次，考慮到目前碳排放權(quán)交易試點(diǎn)覆蓋的行業(yè)主要為工業(yè)行業(yè)，生產(chǎn)成本的增加勢必會(huì)體現(xiàn)在工業(yè)產(chǎn)品的價(jià)格上，因此，將使用地區(qū)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)來衡量生產(chǎn)成本。為了驗(yàn)證“污染避難所假說”是否成立，將模型（1）的因變量替換為地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)經(jīng)營成本和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)，結(jié)果見表4。

列（1）和列（2）展示了使用規(guī)模以上企業(yè)經(jīng)營成本作為因變量的結(jié)果。從列（1）中可以看到，Treat_Post前的系數(shù)為正但不顯著。但是，當(dāng)加入控制變量后，Treat_Post前的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為正，說明開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)顯著提升了規(guī)模以上企業(yè)的經(jīng)營成本。列（3）和列（4）展示了使用規(guī)模以上工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)作為因變量的結(jié)果?？梢钥吹剑琓reat_Post前的系數(shù)均顯著為正，說明開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)顯著提升了工業(yè)品出廠價(jià)格。綜合表4的結(jié)果說明，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的實(shí)施提升了地區(qū)的生產(chǎn)成本，企業(yè)可能出于避難目的進(jìn)行對外直接投資，“污染避難所假說”得到了初步驗(yàn)證。

表4 污染避難所假說1：碳排放權(quán)交易試點(diǎn)、經(jīng)營成本與工業(yè)品出廠價(jià)格

此外，“污染避難所假說”還認(rèn)為當(dāng)環(huán)境規(guī)制提升時(shí)，生產(chǎn)水平較低的企業(yè)往往更傾向于選擇遷移至環(huán)境規(guī)制較低的地區(qū)，而生產(chǎn)水平較高的企業(yè)能夠更快地適應(yīng)漸強(qiáng)的環(huán)境規(guī)制，并通過改進(jìn)生產(chǎn)管理等方式規(guī)避環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)的負(fù)面影響。因此，生產(chǎn)率水平較低的地區(qū)在碳排放權(quán)交易試點(diǎn)實(shí)施后，可能具有更高的“污染避難”需求。為了從生產(chǎn)率的角度驗(yàn)證“污染避難所假說”，參考Tone 等［54］和郭海紅等［55］的研究，使用EBM 方法計(jì)算各個(gè)省份的綠色全要素生產(chǎn)率，并根據(jù)每年綠色全要素生產(chǎn)率的中位數(shù)，將樣本劃分為大于中位數(shù)的組和小于中位數(shù)的組，分別在兩組中進(jìn)行雙重差分分析（表5）。

表5 展示了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對不同生產(chǎn)率地區(qū)對外直接投資的影響?？梢钥吹?，不論是否加入控制變量，在小于中位數(shù)組中，Treat_Post前的系數(shù)較其余各組更大，說明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對生產(chǎn)率水平較低區(qū)域的對外直接投資促進(jìn)作用更大。這也進(jìn)一步驗(yàn)證了“污染避難所”假說是成立的。

表5 污染避難所假說2：碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與綠色全要素生產(chǎn)率

考慮到煤炭在中國的能源消費(fèi)中仍然占據(jù)主導(dǎo)地位［56］，是中國目前碳排放的主要來源［57］。如果“污染避難所假說”成立，那么實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)后，煤炭消費(fèi)較為密集省份的對外直接投資額將會(huì)增加更多。為了從能源消費(fèi)角度對“污染避難所假說”進(jìn)行檢驗(yàn)，首先將各類能源消費(fèi)轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)煤，得到各省能源的標(biāo)準(zhǔn)煤消耗總量。之后，計(jì)算原煤、洗精煤、其他洗煤、型煤、焦炭、焦?fàn)t煤氣、其他煤氣和其他焦化產(chǎn)品轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)煤后占標(biāo)準(zhǔn)煤消耗總量的比例。該比例越高，則表示煤炭消費(fèi)密集程度越高［58］。根據(jù)每年煤炭消費(fèi)比重的中位數(shù)將樣本劃分為大于中位數(shù)的地區(qū)和小于中位數(shù)的地區(qū)，分別在兩組中進(jìn)行雙重差分分析（表6）。

表6 展示了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對不同煤炭消費(fèi)結(jié)構(gòu)區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y的影響。不論是否加入控制變量，Treat_Post前的系數(shù)均在大于中位數(shù)組中顯著為正，而在小于中位數(shù)組中不顯著，說明對煤炭消費(fèi)更為密集的地區(qū)而言，實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)能夠更加顯著地提升對外直接投資水平，而煤炭消費(fèi)比重較小地區(qū)的對外直接投資水平并沒有顯著增加，表6 的結(jié)果也進(jìn)一步驗(yàn)證了“污染避難所假說”是成立的。

表6 污染避難所假說3：碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與煤炭消費(fèi)

最后，考慮到碳排放權(quán)交易試點(diǎn)規(guī)制的對象是以行業(yè)進(jìn)行劃分，因此，該研究將嘗試從行業(yè)層面討論“污染避難所假說”是否成立。由于無法獲得每個(gè)省份、每個(gè)行業(yè)、每年的對外直接投資流量，只能獲得每個(gè)行業(yè)、每年對外直接投資流量。為了能夠應(yīng)用雙重差分法，根據(jù)曹靜等［59］的研究，將采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)視為處理組（Treatind=1），而將農(nóng)、林、牧、漁業(yè)、建筑業(yè)、信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)、教育、衛(wèi)生、社會(huì)保障和社會(huì)福利業(yè)、文化、體育和娛樂業(yè)以及公共管理和社會(huì)組織業(yè)作為對照組（Treatind=0）。將2012年作為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，即決定開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的時(shí)間，當(dāng)年份為2012年及以后時(shí)，Post=1；當(dāng)年份為2012年之前時(shí)Post=0。由于行業(yè)層面的對外直接投資流量存在負(fù)值，參考John 等［60］的研究，使用Log-modulus transformation將其標(biāo)準(zhǔn)化，并作為因變量。由于行業(yè)層面的數(shù)據(jù)較難獲取，這里只選擇控制行業(yè)的工業(yè)增加值增長率，工資總額和從業(yè)人數(shù)作為控制變量，以控制行業(yè)的發(fā)展情況、勞動(dòng)力成本和行業(yè)規(guī)模（表7）。

表7 展示了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對不同行業(yè)對外直接投資影響的結(jié)果。不論是否加入控制變量，Treatind_Post前的系數(shù)均顯著為正，說明開展碳排放權(quán)交易試點(diǎn)后，采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)的對外直接投資水平顯著上升，而這些行業(yè)大都是各個(gè)試點(diǎn)區(qū)域中被納入試點(diǎn)的行業(yè)，表7的結(jié)果說明，受到碳排放權(quán)交易試點(diǎn)影響行業(yè)的對外直接投資水平也顯著上升，這也進(jìn)一步說明了“污染避難所假說”得到了驗(yàn)證。

表7 碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與產(chǎn)業(yè)對外直接投資

5.2 機(jī)制分析2：波特假說

傳統(tǒng)對外直接投資理論認(rèn)為，企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的前提是其生產(chǎn)率的提升。從“波特假說”的角度來看，環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)可能導(dǎo)致兩個(gè)結(jié)果：一是企業(yè)本身實(shí)力增強(qiáng)，選擇更多的外向型行為，如在海外建廠、進(jìn)行海外并購等；二是為了能夠獲取更多的先進(jìn)技術(shù)，可能會(huì)選擇在海外建立研發(fā)中心，增加向發(fā)達(dá)國家和地區(qū)的對外直接投資。已有研究也表明，環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)激發(fā)了研發(fā)創(chuàng)新，將會(huì)促進(jìn)海外直接投資［61-62］。由于無法獲得各個(gè)省份對外直接投資的具體目的和國家分布，該研究將從創(chuàng)新激勵(lì)的視角進(jìn)行探討。如果碳排放權(quán)交易試點(diǎn)促進(jìn)了研發(fā)創(chuàng)新，則可以說明“波特假說”的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)提升了對外直接投資。參考傅曉霞等［63］和寇宗來等［64］的研究，除了使用研發(fā)強(qiáng)度（研發(fā)強(qiáng)度=研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入/GDP）衡量各個(gè)省份的創(chuàng)新水平外，還將考慮使用綠色專利申請數(shù)量衡量各省份的研發(fā)創(chuàng)新能力（表8）。

表8 的列（1）和列（2）展示了使用研發(fā)強(qiáng)度作為因變量的結(jié)果。Treat_Post前的系數(shù)在5%的顯著性水平下均顯著為正，說明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了試點(diǎn)地區(qū)的研發(fā)強(qiáng)度。列（3）和列（4）展示了使用綠色專利申請數(shù)量作為因變量的結(jié)果。列（4）中Treat_Post前的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為正，說明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)使得試點(diǎn)區(qū)域的綠色專利申請數(shù)量顯著增加。以上結(jié)果說明“波特假說”得到了驗(yàn)證，即碳排放權(quán)交易試點(diǎn)提升了試點(diǎn)地區(qū)的研發(fā)強(qiáng)度和綠色專利的申請數(shù)量，進(jìn)而提升了對外直接投資。

表8 波特假說：碳排放權(quán)交易試點(diǎn)與研發(fā)創(chuàng)新

5.3 機(jī)制分析3：“污染避難所假說”的凈效應(yīng)

由前文可知，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)通過“污染避難所假說”和“波特假說”共同提升了對外直接投資，那么在兩種效應(yīng)中，究竟哪種效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位？為了估計(jì)“污染避難所假說”的凈效應(yīng)，將使用兩步法進(jìn)行分析。首先，排除碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對創(chuàng)新研發(fā)產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)，即使用研發(fā)強(qiáng)度（R&D）和綠色專利申請數(shù)量（lnGreen）作為自變量，使用對外直接投資流量（lnOFDI）作為因變量進(jìn)行回歸，并估計(jì)回歸的殘差。然后，使用此殘差作為因變量，使用Treat_Post作為自變量進(jìn)行回歸分析，此時(shí)Treat_Post前的系數(shù)即為“污染避難所假說”影響對外直接投資的凈效應(yīng)（表9）。

表9展示了“污染避難所假說”凈效應(yīng)的估計(jì)。列（1）以研發(fā)強(qiáng)度（R&D）作為自變量，得到殘差后（殘差1）進(jìn)行第二步回歸。第二步回歸的結(jié)果如列（2）所示，可以看到Treat_Post的系數(shù)顯著為正。列（3）和列（4）展示了以綠色專利申請數(shù)量衡量碳排放權(quán)交易試點(diǎn)創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)后的結(jié)果，可以看到Treat_Post的系數(shù)對于殘差2仍舊顯著為正。列（5）和列（6）同時(shí)使用研發(fā)強(qiáng)度（R&D）和綠色專利申請數(shù)量（lnGreen）衡量碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，Treat_Post的系數(shù)對于殘差3仍舊顯著為正。以上結(jié)果均表明，在考慮碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)后，污染避難需求仍舊促進(jìn)了對外直接投資的增加。列（6）和表2 列（2）中Treat_Post的系數(shù)分別為0.507 和0.363，即從“污染避難所假說”來看，實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)能夠促進(jìn)對外直接投資增加36.3%，而從“波特假說”來看，實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)能夠促進(jìn)對外直接投資增加約14.4%（即0.507 與0.363 的差值）。2010—2019年間中國對外直接投資流量的均值為21.98 億美元。因此，由“污染避難所假說”和“波特假說”帶來的對外直接投資流量的增量分別約為7.978 億美元和3.165 億美元。這也說明碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對對外直接投資的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在“污染避難所假說”上。其原因可能為，相較于“污染避難所假說”，“波特假說”的傳導(dǎo)機(jī)制更長也更復(fù)雜，其需要激勵(lì)研發(fā)創(chuàng)新，提升企業(yè)的生產(chǎn)力和綜合實(shí)力，才能作用于對外直接投資。而“污染避難所假說”的傳導(dǎo)機(jī)制會(huì)更為簡單和直接。此外，由于碳排放權(quán)交易試點(diǎn)開展的時(shí)間還相對較短，“波特假說”創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)帶來的對外直接投資的增加可能在短期內(nèi)還未能充分體現(xiàn)。這也從另一個(gè)角度體現(xiàn)出，目前中國對外直接投資的質(zhì)量仍舊不高，主要以高污染和高能耗產(chǎn)業(yè)為主，而以研發(fā)為主導(dǎo)的對外直接投資相對缺乏。

表9 “污染避難所假說”的凈效應(yīng)

6 結(jié)論與啟示

文章使用中國30 個(gè)省級行政單位2010—2019年的對外直接投資流量衡量對外直接投資水平?；?013年以來中國在北京市、上海市、天津市、重慶市、廣東省、湖北省和福建省分批實(shí)施的碳排放權(quán)交易試點(diǎn)作為自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法（DID）研究了碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對中國對外直接投資水平的影響。研究結(jié)果表明：①碳排放權(quán)交易試點(diǎn)顯著促進(jìn)了對外直接投資水平的提升。②碳排放權(quán)交易試點(diǎn)增加了規(guī)模以上企業(yè)的經(jīng)營成本和工業(yè)品出廠價(jià)格，且對于綠色全要素生產(chǎn)率水平較低省份和煤炭消費(fèi)較密集省份的對外直接投資影響更大。從不同行業(yè)來看，實(shí)施碳排放權(quán)交易試點(diǎn)顯著增加了被納入試點(diǎn)范圍行業(yè)的對外投資水平?！拔廴颈茈y所假說”得到了初步驗(yàn)證。③碳排放權(quán)交易試點(diǎn)促進(jìn)了試點(diǎn)區(qū)域的研發(fā)強(qiáng)度和綠色專利申請數(shù)量，進(jìn)而增加了對外直接投資?！安ㄌ丶僬f”也得了初步驗(yàn)證。④碳排放權(quán)交易試點(diǎn)目前主要通過“污染避難所假說”引發(fā)的污染避難需求提升了對外直接投資。

根據(jù)上述研究結(jié)論，該研究所蘊(yùn)含的政策啟示有四點(diǎn)：①繼續(xù)推進(jìn)全國統(tǒng)一的碳排放權(quán)交易市場建設(shè)。研究結(jié)論表明，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策對中國對外直接投資水平有顯著提升，因此，中國應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)全國統(tǒng)一的碳排放權(quán)交易市場建設(shè)，這不僅有助于中國生態(tài)環(huán)境的改善，也有利于提升對外直接投資水平，發(fā)揮碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對對外直接投資的促進(jìn)效應(yīng)，優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升中國經(jīng)濟(jì)的國際影響力。②進(jìn)一步激發(fā)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對創(chuàng)新產(chǎn)生的激勵(lì)效應(yīng)。研究結(jié)論表明，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)主要通過“污染避難所假說”增加了對外直接投資，這說明中國在走出去過程中，仍然主要以高污染和低效率的產(chǎn)業(yè)為主，缺乏核心競爭力，創(chuàng)新能力較弱，這將制約中國未來對外直接投資的發(fā)展。因此，中國在開展碳排放權(quán)交易的過程中，應(yīng)積極探索更加科學(xué)合理有效的碳排放權(quán)交易政策，結(jié)合各個(gè)地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)的特征，進(jìn)一步激發(fā)碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，以提升中國對外直接投資的核心競爭力，促進(jìn)對外直接投資的“增量提質(zhì)”，實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。③完善投資便利化的制度與措施。研究證實(shí)了中國碳排放權(quán)交易試點(diǎn)政策能夠促進(jìn)對外直接投資。在完善中國碳排放交易市場政策的同時(shí)，也應(yīng)完善和提升投資便利化的相關(guān)措施，保障對外直接投資提質(zhì)保量。例如，從碳排放權(quán)交易試點(diǎn)的“污染避難所假說”來看，企業(yè)在進(jìn)行對外直接投資時(shí)往往希望能夠?qū)で蟓h(huán)境規(guī)制更為寬松的地區(qū)，國家可以建立信息平臺，及時(shí)準(zhǔn)確地向企業(yè)傳遞各個(gè)國家和地區(qū)環(huán)境規(guī)制的信息，降低企業(yè)獲取信息的成本。④搭建國際技術(shù)交易或信息平臺。研究表明，碳排放權(quán)交易試點(diǎn)增加了企業(yè)的經(jīng)營成本和合規(guī)成本，企業(yè)為了能夠盡快降低碳排放權(quán)交易試點(diǎn)對其產(chǎn)生的負(fù)面影響，可能會(huì)考慮在海外投資研發(fā)型企業(yè)，以獲取更為先進(jìn)的清潔生產(chǎn)技術(shù)。因此，政府應(yīng)該搭建相關(guān)的國際技術(shù)交易平臺或技術(shù)信息公告平臺，以便企業(yè)能夠更加快捷便利地獲取相關(guān)的技術(shù)信息和企業(yè)信息，為企業(yè)進(jìn)行對外直接投資決策提供更多的選擇與參考。