阿迪拉·烏斯曼

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議（UNCTAD）《2021世界投資報(bào)告》指出，2020年全球?qū)ν庵苯油顿Y流量7399億美元，其中發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體對外直接投資3471億美元，占全球流量的46.90%，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體對外投資3871億美元52.30%，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體56.40億美元，占比0.80%。學(xué)者從對外直接投資對母國產(chǎn)生的效應(yīng)出發(fā)，研究對外直接投資對母國產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、逆向技術(shù)效應(yīng)以及環(huán)境效應(yīng)，其中對外直接投資的環(huán)境效應(yīng)研究處在起步階段。環(huán)境問題受多種因素的影響，Grossman Kruger（1991）[1]提出環(huán)境庫茲涅茨曲線即EKC假說，環(huán)境污染程度隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化而變化，呈現(xiàn)出倒“U”字型，即先增加后減少的趨勢。有學(xué)者指出我國的對外直接投資對本國的環(huán)境起到了惡化的作用（龔新蜀等，2019）。有從母國環(huán)境責(zé)任的角度出發(fā)，認(rèn)為在短期內(nèi)我國對外直接投資會對環(huán)境產(chǎn)生抑制作用，但從長期來看，對外直接投資對環(huán)境起到了改善的作用（韓永輝等，2019）。Grossman Kruger（1995）把國際貿(mào)易對環(huán)境的影響方式總結(jié)為規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)三大效應(yīng)。余官勝（2017）通過構(gòu)建門檻模型，指出對外直接投資產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)取決于規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的作用方向和大小。

新貿(mào)易理論（Melitz，2003）認(rèn)為，企業(yè)進(jìn)行對外直接投資主要的動機(jī)在于生產(chǎn)率，當(dāng)企業(yè)不存在融資約束 ，生產(chǎn)率高的企業(yè)則進(jìn)行對外直接投資的動機(jī)更大。金融發(fā)展可以通過降低融資成本、促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、分散投資風(fēng)險(xiǎn)等方式提高企業(yè)生產(chǎn)率，并由此對企業(yè)對外直接投資起到促進(jìn)作用（徐清，2015）。由于我國進(jìn)行對外直接投資的對象金融發(fā)展水平層次不同，故對環(huán)境所產(chǎn)生的影響各有不同。因此，研究金融發(fā)展、對外直接投資、環(huán)境效應(yīng)三者之間的關(guān)系有著重要的意義。

本文基于金融發(fā)展的視角，對2001年～2020年16個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)建立ECM模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，研究中國的OFDI在金融發(fā)展因素下產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析?？梢蕴峁┑倪呺H貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：①以中國為例，研究發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體對外直接投資產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)。②在金融發(fā)展的視角下，研究金融發(fā)展、對外直接投資以及碳排放量之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系。

二、文獻(xiàn)綜述

1.對外直接投資與環(huán)境效應(yīng)

對外直接投資對東道國產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)，學(xué)術(shù)界分為三大觀點(diǎn)，分別是“污染光環(huán)”假說，“污染天堂”假說，以及認(rèn)為對外直接投資與環(huán)境之間的關(guān)系呈非線性的作用。有學(xué)者認(rèn)為我國對“一帶一路”沿線的國家的投資產(chǎn)生了“污染天堂”效應(yīng)，即FDI對東道國的環(huán)境起到了負(fù)面影響。牛雄鷹等（2019）認(rèn)為“一帶一路”建設(shè)初期OFDI對“一帶一路”沿線國家的碳排放產(chǎn)生了惡化的作用。但總體上，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為中國對“一帶一路”沿線國家的FDI對東道國的環(huán)境起到的是“污染光環(huán)”效應(yīng)，“污染光環(huán)”假說是指一國的FDI對東道國的環(huán)境起到正向的作用。劉乃全等（2017）認(rèn)為我國的對外直接投資對東道國產(chǎn)生了正效應(yīng)，但其他國家的對外直接投資對“一帶一路”沿線國家環(huán)境產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。張紅麗（2021）將“一帶一路”沿線國家以不同的收入作為劃分，認(rèn)為FDI對“一帶一路”沿線高收入國家的減排作用更強(qiáng)，且整體上起著正向作用；張金珠等（2021）認(rèn)為我國對“一帶一路”沿線國家的基礎(chǔ)設(shè)施投資促進(jìn)了東道國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，起到降低碳排放量的作用。由此，本文提出以下假設(shè)：

H1：我國的對外直接投資產(chǎn)生正面的環(huán)境效應(yīng)

2.金融發(fā)展與環(huán)境效應(yīng)

關(guān)于現(xiàn)有金融發(fā)展與其產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)的研究，現(xiàn)有研究也被分為三種觀點(diǎn)：第一種認(rèn)為金融發(fā)展水平與環(huán)境污染之間呈非線性關(guān)系，金英君（2021）從金融效率的角度進(jìn)行研究，認(rèn)為金融效率與碳排放水平存在多重門檻的非線性關(guān)系；鄭潔（2021）認(rèn)為金融發(fā)展在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對環(huán)境污染的影響不同，遵循環(huán)境庫茲涅茨曲線機(jī)制；第二種觀點(diǎn)是認(rèn)為金融發(fā)展通過其產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)以及對經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)對環(huán)境產(chǎn)生正效應(yīng)，抑制環(huán)境污染。胡宗義等（2019）從不同的金融發(fā)展水平出發(fā)，較高水平的金融發(fā)展產(chǎn)生的技術(shù)效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)對環(huán)境污染起抑制作用。朱歡（2018）金融發(fā)展通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，顯著減少了環(huán)境污染。第三種觀點(diǎn)是認(rèn)為金融發(fā)展對環(huán)境起到負(fù)效應(yīng)，加劇環(huán)境污染。郭郡郡等（2012）從消費(fèi)者和企業(yè)的角度出發(fā)，認(rèn)為發(fā)達(dá)的金融市場會滿足消費(fèi)者對大件商品的需求，而大件商品的生產(chǎn)則對會增加碳排放，而對于企業(yè)而言，發(fā)達(dá)的金融市場使得企業(yè)商業(yè)生產(chǎn)的擴(kuò)張也會增加碳排放。因此，從金融發(fā)展所產(chǎn)生的影響而言，本文提出以下假設(shè)：

H2：金融發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面的環(huán)境效應(yīng)

三、研究設(shè)計(jì)

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2001年～2020年16個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，全部數(shù)據(jù)出自于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫、《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和《BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，使用STATA16.0軟件進(jìn)行計(jì)量模型檢驗(yàn)，本文設(shè)定的計(jì)量模型變量具體如下：

（1）被解釋變量：二氧化碳排放量

現(xiàn)有文獻(xiàn)解釋環(huán)境污染的變量具有差異，多數(shù)采用二氧化碳的排放量，少數(shù)國內(nèi)學(xué)者采用工業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢水排放等指標(biāo)。由于數(shù)據(jù)缺失，本文選取二氧化碳的排放量作為衡量環(huán)境污染水平的變量，利用2001年～2020年的16個(gè)不同國家的二氧化碳的排放量以反應(yīng)環(huán)境污染水平。

（2）核心解釋變量：金融發(fā)展效率和OFDI

本文的核心解釋變量有兩個(gè)，分別為東道國的金融發(fā)展水平和中國向東道國投資存量。其中，現(xiàn)有文獻(xiàn)中對金融發(fā)展水平衡量多有差異，本文從金融發(fā)展效率對金融發(fā)展水平解釋。其次，本文使用《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中中國對16個(gè)樣本國家進(jìn)行對外直接投資的存量數(shù)據(jù)，部分?jǐn)?shù)據(jù)為負(fù)值，故被顯示為缺失數(shù)據(jù)。

（3）控制變量：經(jīng)濟(jì)增長（GDP）、對外開放（TRD）、能源消耗（EC）和城市化（URB）

環(huán)境效應(yīng)還可能會受其他變量的影響，故為了避免遺漏，本文增加了以下變量：①經(jīng)濟(jì)增長，由于“EKC”假說解釋的是環(huán)境污染水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，故采用GDP來衡量東道國的經(jīng)濟(jì)增長水平。②對外開放，在國際分工視角下，對外貿(mào)易可對一國碳排放產(chǎn)生影響，故將對外開放度納入計(jì)量模型，并使用進(jìn)出口總額占GDP比重來衡量。③能源消耗，人類在活動過程中能量的消耗會促進(jìn)碳排放水平，故本文采用世界銀行數(shù)據(jù)庫中石油消耗量衡量能源消耗水平。④城市化，城市人口越多，二氧化碳的排放量也會增加，對環(huán)境造成污染，故本文選取城市人口數(shù)量進(jìn)行衡量城市化水平。

2.模型設(shè)定以及描述性統(tǒng)計(jì)

為研究中國向不同金融發(fā)展水平的國家進(jìn)行對外直接投資對東道國起到的環(huán)境效應(yīng)，本文采取Mahmood Ahmad（2020），Acheampong（2019），Shahbaz等（2016）等人的研究方法，建立關(guān)于CO2排放量的基礎(chǔ)模型。

CO2= f（FD；FDI；GDP；GDP2；EC；TRD；URB）

其中CO2排放量是金融發(fā)展（FD）、中國對該國的投資量（FDIi）、經(jīng)濟(jì)增長、對外開放水平（TRD）、能源消耗（EC）和城市化（URB）的函數(shù)，為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差且不影響各經(jīng)濟(jì)變量之間的協(xié)整關(guān)系，將金融發(fā)展、FDI存量、經(jīng)濟(jì)增長等所有變量轉(zhuǎn)移到自然對數(shù)形式中，這提供了更可靠的結(jié)果和直接的彈性估計(jì)，以檢驗(yàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC），并包括了有關(guān)誤差項(xiàng)。

表示國家（i = 1，2，3，…，29），t表示時(shí)間，β0表示斜率截距，β1-β7分別表示所有變量的回歸系數(shù)，ε表示誤差項(xiàng)。

由于本文從金融發(fā)展效率的角度解釋金融發(fā)展水平，故將原有模型中FDIt分解為金融發(fā)展效率（lnFDeit），其次由于本文采取的數(shù)據(jù)為中國向東道國的OFDI數(shù)據(jù)，故將原有的lnFDIit替換為OFDIit。因此，完善后模型以及變量的描述性統(tǒng)計(jì)表1如下所示：

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

1.實(shí)證檢驗(yàn)

（1）面板單位根檢驗(yàn)

為避免直接對非平穩(wěn)數(shù)據(jù)建模產(chǎn)生偽回歸的現(xiàn)象，面板單位根檢驗(yàn)用以檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的有效性和平穩(wěn)性。當(dāng)數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度短時(shí)，面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)要比時(shí)間序列檢驗(yàn)更為可靠。目前，根據(jù)面板固定系數(shù)對同（異）質(zhì)性假定的不同，將檢驗(yàn)方法分為兩類，一類是假定所有面板單位包含共同的單位根，另一類設(shè)定同質(zhì)性假定。本文使用llc檢驗(yàn)、adf檢驗(yàn)、ips檢驗(yàn)、pp檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)，即原假設(shè)H0：所有個(gè)體是非平穩(wěn)的序列。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

面板協(xié)整檢驗(yàn)運(yùn)用于考察變量間長期均衡關(guān)系的方法，將面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后，若數(shù)據(jù)平穩(wěn)則進(jìn)行回歸分析，若兩個(gè)變量之間不平穩(wěn)則需要進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)考察變量之間是否有長期均衡的關(guān)系。Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)是基于E-G兩步法提出對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)面板變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文使用Kao檢驗(yàn)和Pedroni對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（3）因果關(guān)系檢驗(yàn)

在確認(rèn)各個(gè)變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系之后，建立誤差修正模型（Error CorrECtion Model，ECM），該模型是對有協(xié)整關(guān)系變量的特定形式的差分方程模式反應(yīng)長期均衡波動對短期波動影響，研究變量之間相關(guān)性，其最簡易的表達(dá)式為修正模型表達(dá)式為：?Yt=β0?Xt+β1ECMt-1+μit。其中，β1ECMit-1為誤差修正項(xiàng)，β1是修正系數(shù)。為進(jìn)一步研究經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，在此基礎(chǔ)上對變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，研究二氧化碳的排放量、經(jīng)濟(jì)增長、對外直接投資存量、金融發(fā)展效率、對外開放水平、能源使用以及城鎮(zhèn)化各個(gè)變量之間的是否存在長期的因果關(guān)系根據(jù)，本文采用Dumitrescu Hurlin面板因果檢驗(yàn)方法。

2.結(jié)果討論

（1）面板單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

本文使用STATA16.0，對16個(gè)國家2001年～2020年的面板數(shù)據(jù)的進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。其中只有l(wèi)lc檢驗(yàn)中面板數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)，其余的adf檢驗(yàn)、ips檢驗(yàn)、pp檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)中均有數(shù)據(jù)呈非平衡，均不能拒絕原假設(shè)H0：所有個(gè)體是非平穩(wěn)的序列，故滿足協(xié)整檢驗(yàn)要求。本文使用Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示，表明Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)在1%的顯著水平上強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，故可表明二氧化碳的排放量、對外直接投資存量、金融發(fā)展效率、對外開放水平、能源使用、城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.誤差修正模型

基于以上的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，本文對存在長期協(xié)整關(guān)系的變量建立面板數(shù)據(jù)估計(jì)二氧化碳的排放量、經(jīng)濟(jì)增長、對外直接投資存量、金融發(fā)展效率、對外開放水平、能源使用以及城鎮(zhèn)化的參數(shù)。在對模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)之前要求選擇最優(yōu)滯后階數(shù)，現(xiàn)有的選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的方法有AIC準(zhǔn)則和BIC準(zhǔn)則，故本文通過兩種選擇準(zhǔn)則，最終選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，確定后對模型中的變量進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到的回歸方程表達(dá)式如（3）所示：

回歸方程表達(dá)式表明，金融發(fā)展效率（FDe）與二氧化碳的排放量正相關(guān)，金融發(fā)展效率的彈性系數(shù)為0.0002，即金融發(fā)展效率每增加1%，會增加0.02%的碳排放，證實(shí)了假設(shè)二：金融發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面的環(huán)境效應(yīng)。

我國對東道國的對外直接投資存量（lnOFDI）與二氧化碳的排放量負(fù)相關(guān)，對外直接投資量的彈性系數(shù)為-0.0003，即我國對東道國的對外直接投資每增加1%，會減少東道國0.03%二氧化碳的排放量，證實(shí)了H1：我國的對外直接投資產(chǎn)生正面的環(huán)境效應(yīng)。

東道國的經(jīng)濟(jì)增長（lnGDP）的彈性系數(shù)為0.03952，其中經(jīng)濟(jì)增長的平方（lnGDP2）的彈性系數(shù)為-0.00006，表明碳排放與經(jīng)濟(jì)增長存在EKC假設(shè)，即碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型；東道國的能源使用（lnEC）、對外開放水平（TRD）以及城鎮(zhèn)化（lnURB）與二氧化碳排放量呈正相關(guān)，即增加?xùn)|道國二氧化碳的碳排放量，能源使用、對外開放水平、城鎮(zhèn)化每增加1%，分別會增加27.473%、0.034%、4.68%的碳排放量，其中能源使用與城鎮(zhèn)化對碳排放量的增加量最多，表明能源使用以及城鎮(zhèn)化對環(huán)境起到的負(fù)面影響較大。

3.因果檢驗(yàn)

本節(jié)通過格蘭杰因果檢驗(yàn)，對我國的OFDI對東道國二氧化碳排放量的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)Dumitrescu Hurlin面板因果檢驗(yàn)對變量進(jìn)行因果檢驗(yàn)。結(jié)果如表4、圖1所示。

圖1 各因素面板因果關(guān)系圖

表4 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)Dumitrescu Hurlin格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果：

東道國二氧化碳的排放量的格蘭杰原因中城鎮(zhèn)化、能源使用1%的顯著水平上強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，對外開放水平和金融發(fā)展效率在5%的顯著水平上拒絕了原假設(shè)，我國的對外直接投資存量在10%的顯著水平上拒絕了原假設(shè)，表明東道國的城鎮(zhèn)化、能源使用、對外開放水平、金融發(fā)展效率因素以及我國的直接投資是該國碳排放變動的的成因。

我國對東道國的投資量的格蘭杰原因中，所有變量都在1%的顯著水平上強(qiáng)烈拒絕了原假設(shè)，表明所有變量與我國的直接投資量呈單向因果關(guān)系，東道國金融發(fā)展效率的格蘭杰原因中，經(jīng)濟(jì)增長、城鎮(zhèn)化以及我國的直接投資變量在1%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，碳排放量和對外開放水平分別在5%和10%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，表明經(jīng)濟(jì)增長、城鎮(zhèn)化、我國的直接投資量、碳排放量以及對外開放水平與東道國的金融發(fā)展效率呈單向因果關(guān)系。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果繪制圖1，我國的對外直接投資量與東道國的碳排放量、金融發(fā)展效率、經(jīng)濟(jì)增長、城鎮(zhèn)化、對外開放水平以及能源使用變量呈雙向因果關(guān)系，東道國的金融發(fā)展效率與其碳排放量呈雙向因果關(guān)系。聯(lián)合誤差修正的結(jié)果，城鎮(zhèn)化、能源使用、金融發(fā)展效率以及對外開放會增加碳排放量，惡化了環(huán)境質(zhì)量，我國對該東道國的直接投資一定程度上對東道國產(chǎn)生了碳減排效應(yīng)，優(yōu)化了環(huán)境質(zhì)量。經(jīng)濟(jì)增長變量從格蘭杰檢驗(yàn)中未能拒絕原假設(shè)，但基于協(xié)整檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)增長變量會對東道國的碳排放量呈長期均衡效應(yīng)。

五、結(jié)論與啟示

1.結(jié)論

本文基于母國環(huán)境責(zé)任的視角，對2001年～2020年16個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)建立ECM模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，研究中國的OFDI在金融發(fā)展因素下產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析得出以下結(jié)論：

（1）16個(gè)國家2001年～2010年間的二氧化碳的排放量、對外直接投資存量、金融發(fā)展效率、對外開放水平、能源使用、城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。

（2）根據(jù)ECM模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量經(jīng)濟(jì)增長與碳排放量呈正相關(guān)，而變量經(jīng)濟(jì)增長的平方與碳排放量呈負(fù)相關(guān)，證實(shí)了經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境之間存在的EKC假說，即環(huán)境污染程度隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化而變化，呈現(xiàn)出倒“U”字型，即先增加后減少的趨勢。

（3）城鎮(zhèn)化、能源使用、對外開放水平、經(jīng)濟(jì)增長以及金融發(fā)展效率會增加碳排放量，惡化環(huán)境質(zhì)量。而我國對東道國的的直接投資對東道國的碳排放量起到反向調(diào)節(jié)的作用，優(yōu)化環(huán)境質(zhì)量。其中，金融發(fā)展效率每增加1%會增加0.02%的碳排放量，與此同時(shí)我國的對外直接投資每增長1%會減少0.03%的碳排放量，我國的直接投資緩解了東道國金融發(fā)展效率產(chǎn)生的碳排放壓力。

（4）根據(jù)ECM模型以及格蘭杰因果檢驗(yàn)，從各要素內(nèi)在的影響機(jī)制出發(fā)，城鎮(zhèn)化、對外開放水平、能源使用與我國的直接投資存量、東道國的金融發(fā)展效率以及碳排放量呈單向因果關(guān)系：一是城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化與碳排放量呈正相關(guān)即城鎮(zhèn)化每增加1%，會增加4.68%的碳排放量。收入城鎮(zhèn)化效應(yīng)通過經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展影響下，人均收入的提高推動人均配套設(shè)備的增多，能源消耗的增加引起碳排放的增加；空間城鎮(zhèn)化效應(yīng)下城市面積的擴(kuò)張，土地開發(fā)耗材的增加，引起碳排放量增加。金融發(fā)展效率變量是東道國在私人部門信貸總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，當(dāng)東道國私人部門的信貸總額增加，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)快速發(fā)展，人均收入提高，城市面積擴(kuò)張，引起碳排放量的增加。產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化效應(yīng)呈現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及生產(chǎn)效率的提高有利于工業(yè)能耗，減少城市碳排放量。我國的直接投資產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，起到了碳減排作用。二是對外開放水平。對外開放水平與碳排放量呈正相關(guān)即對外開放水平每增加1%，會增加0.034%的碳排放量。該變量是指商品貿(mào)易額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，該變量增加碳排放的主要原因在于商品生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的二氧化碳的排放，惡化了環(huán)境質(zhì)量，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級是遏制貿(mào)易碳排放的重要途徑。在東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展前期過程中，私人信貸總額的增加，投資需求增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的局限性必然會增加碳排放，引起環(huán)境質(zhì)量的惡化，由于樣本國家金融發(fā)展水平有差距，故該變量在綜合效應(yīng)下對碳排放量的影響較小。三是能源使用。本文以人均石油消耗量作為衡量能源使用變量，石油能源是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要能源，已經(jīng)在各行各業(yè)中得到全方位的運(yùn)用。石油能源是典型的碳排放系數(shù)高的化石能源，它使用帶來大量的碳排放并釋放其他環(huán)境污染物，增加?xùn)|道國的碳排放量，惡化環(huán)境質(zhì)量。

2.啟示

本文通過得出的實(shí)證結(jié)果，基于母國責(zé)任的角度得出以下啟發(fā)：

（1）構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局，需要持續(xù)優(yōu)化我國投資結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)我國更高水平的對外開放。基于母國責(zé)任的角度，要提高我國對東道國投資的碳減排效應(yīng)，要求我國提升對外投資的的技術(shù)外溢效應(yīng)，改善對外投資質(zhì)量和效益。通過推動本國產(chǎn)業(yè)、投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，實(shí)現(xiàn)本國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，不僅有助于在國際上塑造我國“負(fù)責(zé)任的大國”形象，更是加快構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局的有效途徑。

（2）投資與東道國的投資需求對接、與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相契合以及與綠色發(fā)展理念相結(jié)合。實(shí)證結(jié)果表明，東道國的金融發(fā)展效率對環(huán)境起負(fù)效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境之間呈現(xiàn)出倒“U”字型，即先增加后減少的趨勢。因此，提升我國的對外直接投資與東道國的投資需求、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度之間的耦合度，最大程度的充分發(fā)揮我國對外直接投資的正向影響，落實(shí)“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念。

（3）通過政策手段，提高本國出口投資的綠色減排技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)現(xiàn)能源轉(zhuǎn)型升級。目前許多國家，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)，因此作為直接投資方的母國需要充分掌握東道國的能源與減排政策動向，加深與東道國在清潔能源、節(jié)能技術(shù)等領(lǐng)域的合作，制定嚴(yán)格的低碳投資引導(dǎo)政策，引導(dǎo)投資流向綠色經(jīng)濟(jì)部門。