孫皓程 ，馬寧，孫文莉

（1. 北京外國語大學(xué) 國際商學(xué)院，北京 100089；2. 遼寧科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與法律學(xué)院，遼寧 鞍山 114051）

0 引言

黨的十九大報告指出，中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，并明確要求“建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)體系，堅(jiān)持新發(fā)展理念”，為新時代下的高質(zhì)量發(fā)展指明了方向。對外直接投資不僅促進(jìn)技術(shù)溢出、改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，同時，還會對環(huán)境造成一定的影響。因此，在新的歷史時期，如何平衡對外直接投資與綠色低碳發(fā)展對我國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

2005—2019年，我國碳排放量雖然呈逐年上漲趨勢，但碳排放強(qiáng)度卻持續(xù)相對放緩，表明GDP的增速變化大于能源消耗的增速，這是我國逐漸重視綠色低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展所致。近年來，在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，中國企業(yè)“走出去”和“一帶一路”倡議的推行，使得我國的對外直接投資快速增長。對外直接投資規(guī)模從2004年的55億美元在2020年增長到1 329.4億美元，發(fā)展態(tài)勢迅猛。然而，受新冠疫情、全球貿(mào)易保護(hù)主義抬頭等的影響，國際上各種不確定性也隨之增大。依據(jù)Baker等[1]的統(tǒng)計(jì)方法，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性從2009年的127.6攀升至2020年的747.9。在較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性下，企業(yè)的決策難度加大，使得經(jīng)濟(jì)主體在決定是否對外直接投資時搖擺不定[2]。

在這一背景下，本文嘗試將經(jīng)濟(jì)政策不確定性、對外直接投資與碳排放強(qiáng)度三者聯(lián)系起來考察，結(jié)合區(qū)域、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平省際的異質(zhì)性，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角下，運(yùn)用數(shù)據(jù)測算我國企業(yè)對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的影響作用。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)初步分析結(jié)果來看，一方面，高經(jīng)濟(jì)發(fā)展省份平均對外直接投資（320億美元）高于全國總樣本（15億美元），遠(yuǎn)高于低經(jīng)濟(jì)發(fā)展省份平均對外直接投資（6億美元）；同時，高經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)平均碳排放強(qiáng)度（0.71）小于全國總樣本（0.77），且小于低經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)（0.81）。總體來看，對外直接投資越高，該地區(qū)的碳排放強(qiáng)度越低（圖1）。

圖1 2019年我國碳排放強(qiáng)度和對外直接投資地理對比圖

另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性平均值在高經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)（103.50）高于低經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)（97.04）。同時，碳排放強(qiáng)度在高經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)（0.71）則相對更小。筆者分析，這是由于高經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)出臺完善和改革政策的頻率會更高，不斷的改革推進(jìn)與試點(diǎn)工作使得在高經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)政策調(diào)整次數(shù)更高，因而碳排放強(qiáng)度也向好發(fā)展。相比之下，低經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)政策革新更緩慢，維持現(xiàn)狀時間更長，碳排放強(qiáng)度變化也相對越慢?？傮w看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越大的省份，該地區(qū)的碳排放強(qiáng)度越低。在統(tǒng)計(jì)意義上，兩者呈負(fù)向變動趨勢（圖2）。

圖2 我國各省份經(jīng)濟(jì)政策不確定性與碳排放強(qiáng)度散點(diǎn)圖

在上述初步數(shù)據(jù)分析基礎(chǔ)上，本文基于經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角，進(jìn)一步測算、剖析中國對外直接投資對母國碳排放的影響效應(yīng)。考察的系列核心問題包括：第一，中國對外直接投資的總體碳排放效應(yīng)如何？是否具有區(qū)域異質(zhì)性？其中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素起到怎樣的調(diào)節(jié)作用？第二，中國對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的影響是否具有顯著的經(jīng)濟(jì)政策不確定性門限效應(yīng)？這種門限效應(yīng)是進(jìn)一步“強(qiáng)化”還是“削弱”基礎(chǔ)的碳排放效應(yīng)？探究上述問題將為探索我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展路徑提供可借鑒的參考對策。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 對外直接投資與母國碳排放

相比于外商直接投資（FDI）帶來的東道國環(huán)境問題，對外直接投資帶來的母國碳排放的研究還相對較少。比較常見的研究框架是貿(mào)易—環(huán)境分解框架，貿(mào)易—環(huán)境分解框架將國際經(jīng)濟(jì)活動對環(huán)境的影響分解為三種渠道效應(yīng)：規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)[3-4]。這三種效應(yīng)的相對強(qiáng)弱決定了對外直接投資對環(huán)境污染的影響。

1.1.1 規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)的逐一視角分析

從規(guī)模效應(yīng)來看，一方面，對外直接投資促進(jìn)了母國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增加，從而使二氧化碳排放總量增加[5]；另一方面，對外直接投資可以轉(zhuǎn)移國內(nèi)過剩產(chǎn)能，通過降低固定成本實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而降低地區(qū)碳排放總量[6]。在此基礎(chǔ)上，屈小娥和駱海燕[7]根據(jù)庫茲涅茨曲線原理，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染呈倒“U”型關(guān)系，只有在經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模達(dá)到一定程度后，才能抑制碳排放。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)來看，“污染避難所”假說認(rèn)為企業(yè)對外直接投資具有污染規(guī)避的特征，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會將重污染企業(yè)向外轉(zhuǎn)移，從而使母國碳排放強(qiáng)度降低[8-9]。屈小娥和駱海燕[7]認(rèn)為，通過對外直接投資等國際合作的開展，母國的能源資源利用率和消費(fèi)結(jié)構(gòu)得到了提升，改善了母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。第三產(chǎn)業(yè)占比的上升能夠降低國內(nèi)高耗能經(jīng)濟(jì)主體的能源需求，從而降低母國碳排放。

從技術(shù)溢出的渠道來看，對外直接投資會促使國內(nèi)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步[10-11]。然而，技術(shù)進(jìn)步可以提升環(huán)境管理水平和生產(chǎn)效率，地區(qū)能源使用效率的提升可以通過節(jié)能減排的方式降低碳排放強(qiáng)度[5,12]，但同時，生產(chǎn)效率的提升提高了產(chǎn)業(yè)規(guī)模，從而可能帶來更高的碳排放強(qiáng)度。因此，技術(shù)溢出帶來的碳排放強(qiáng)度的影響還有待考證。

1.1.2 綜合視角

Yang & Liu[13]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，日本企業(yè)的對外直接投資改善了母國環(huán)境，可能是日本對外直接投資的技術(shù)效應(yīng)相對更顯著造成的。許可和王瑛[14]通過聯(lián)立方程組考察國際經(jīng)濟(jì)活動對環(huán)境三個渠道的綜合效應(yīng)，認(rèn)為我國對外直接投資帶來的規(guī)模效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)超過技術(shù)效應(yīng)，導(dǎo)致總體碳排放量增加。

目前，學(xué)界關(guān)于對外直接投資和母國碳排放研究的主要觀點(diǎn)可大體分為三類：一是對外直接投資可以通過轉(zhuǎn)移污染企業(yè)和改良技術(shù)等原因降低母國碳排放強(qiáng)度；二是認(rèn)為對外直接投資帶來的負(fù)向效應(yīng)小于技術(shù)效應(yīng)，導(dǎo)致母國碳排放強(qiáng)度的增加；三是認(rèn)為尚不能得出確定的結(jié)論，需結(jié)合具體的情景條件而定?？傊壳皩τ谀竾膶ν庵苯油顿Y碳排放強(qiáng)度研究較少，且結(jié)論不一，結(jié)合后疫情時代經(jīng)濟(jì)不確定性背景下的研究更為鮮見。

1.2 經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素衍生的碳排放效應(yīng)

經(jīng)濟(jì)政策不確定性是繼Knight[15]提出不確定性之后，Baker等[1]提出的衡量由于經(jīng)濟(jì)主體無法確切預(yù)測政策制定者何時制定或更改政策導(dǎo)致政策不穩(wěn)定的指標(biāo)，是衡量經(jīng)濟(jì)政策變化頻繁程度的指標(biāo)。

1.2.1 對外直接投資途徑

母國經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能對該國企業(yè)對外直接投資決策產(chǎn)生影響。楊永聰和李正輝[16]提出，中國在東道國直接投資的規(guī)模與母國經(jīng)濟(jì)政策不確定性正相關(guān)。楊棟旭等[17]認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升促進(jìn)了中國企業(yè)對外直接投資。宮汝凱[18]也認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，地區(qū)對外直接投資規(guī)模越大。杜群陽和李中源[19]發(fā)現(xiàn)，母國經(jīng)濟(jì)政策不確定性會促進(jìn)該國制造業(yè)企業(yè)對外直接投資。但是，當(dāng)母國經(jīng)濟(jì)政策不確定性小于東道國時，反而會抑制本國的對外直接投資。陳胤默等[20]在考慮了融資約束的情況下，認(rèn)為母國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對本國企業(yè)的對外直接投資決策可能起到抑制作用。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素會影響企業(yè)的外部環(huán)境，進(jìn)而影響企業(yè)的經(jīng)營決策和投資規(guī)模，間接影響母國碳排放。

1.2.2 其他影響途徑

首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會通過融資、政企利益博弈等途徑對二氧化碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生影響。政策波動必然會影響企業(yè)的決策，從而影響企業(yè)造成的碳排放。韓穎和齊小源[21]認(rèn)為，由于官員的晉升激勵，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會加重本地區(qū)的環(huán)境污染。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時，政府官員可能會為了政治利益與經(jīng)濟(jì)利益而放寬企業(yè)碳排放門檻，從而達(dá)到官員和企業(yè)間的共同獲利，導(dǎo)致企業(yè)碳排放量的增加。同時，官員利益博弈、投資結(jié)構(gòu)配置及信貸資金流向等因素可能會影響地區(qū)金融發(fā)展水平，從而觸發(fā)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與地區(qū)環(huán)境污染之間的傳導(dǎo)鏈條。不過，在政策波動性與企業(yè)碳排放之間關(guān)系的討論方面，也有學(xué)者提出兩者之間的負(fù)向傳導(dǎo)機(jī)制。伍格致和游達(dá)明[22]根據(jù)實(shí)物期權(quán)理論，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提升會抑制碳排放，原因在于當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時，主體難以預(yù)測未來政府的行為，會選取等待策略，從而導(dǎo)致碳排放量的暫時下降。同時，在一般情況下，經(jīng)濟(jì)政策的出臺往往有利于調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，起到促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和市場發(fā)展的作用[23]，也可能會使碳排放強(qiáng)度降低。

其次，經(jīng)濟(jì)政策不確定性還可能通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步三種渠道對母國碳排放產(chǎn)生影響。第一，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性趨增時，母國的經(jīng)濟(jì)規(guī)?？赡軙l(fā)生變化。例如，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制及內(nèi)生驅(qū)動力量等會隨之改變[24]。Mumtaz &Surico[25]構(gòu)建基準(zhǔn)VAR模型研究了各種不確定性對GDP增長率的沖擊效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不確定性會抑制產(chǎn)出。第二，母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也可能會受到經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響。劉達(dá)禹等[26]實(shí)證探討了經(jīng)濟(jì)政策不確定性受新冠疫情的影響，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所造成的影響。最后，經(jīng)濟(jì)政策不確定性也會影響一國的技術(shù)水平。經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素會通過對研發(fā)投入、信貸市場發(fā)展、企業(yè)競爭等的影響，進(jìn)而改變技術(shù)水平[27-28]。通過這三種渠道，經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素可能會對一國的碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生影響。

目前，學(xué)界關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性、對外直接投資及母國碳排放三者的綜合性研究文獻(xiàn)還比較匱乏。就筆者所知，王慧等[29]通過測度環(huán)境政策不確定指標(biāo)，研究了環(huán)境政策不確定性、雙向?qū)ν馔顿Y和低碳全要素生產(chǎn)率之間的傳導(dǎo)效應(yīng)，并提出雙向FDI會抑制行業(yè)碳排放的觀點(diǎn)。不過，環(huán)境政策僅是經(jīng)濟(jì)政策的一部分，單一政策的調(diào)整變化，并不能完整揭示政策波動性帶來的機(jī)遇與挑戰(zhàn)[2]。與以往研究文獻(xiàn)不同，首先，本文將經(jīng)濟(jì)政策不確定性納入對外直接投資帶來的母國碳排放強(qiáng)度研究框架中，測度了省級層面的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)。在此基礎(chǔ)上，通過比較區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和地區(qū)差異帶來的異質(zhì)性影響，綜合提出更符合當(dāng)下背景的政策建議。其次，本文以省級經(jīng)濟(jì)政策不確定性作為門限，通過驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)，中國對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的影響具有顯著的門限效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性小于門限值時，對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的抑制效應(yīng)展現(xiàn)出進(jìn)一步“強(qiáng)化”的作用；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性大于門限值時，這種“強(qiáng)化”作用消失殆盡，甚至出現(xiàn)“削弱”傾向。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型選取與設(shè)定

估計(jì)方程采用固定效應(yīng)模型，基本形式設(shè)定如下：

式中：i表示省份，t表示年份，β為回歸系數(shù)，COIit表示i省份t期碳排放強(qiáng)度，OFDIit表示i省份t期對外直接投資流量，EPUit表示i省份t期經(jīng)濟(jì)政策不確定性，Xit為i省份t期控制變量集，γ為各個控制變量的系數(shù)，εit表示殘差。為了方便經(jīng)濟(jì)解釋，對交互項(xiàng)進(jìn)行了中心化處理。

2.2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文選取2005—2019年中國30個省份的數(shù)據(jù)樣本，由于數(shù)據(jù)可獲得性問題，在此去掉了西藏和港澳臺地區(qū)的樣本。數(shù)據(jù)來源自《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報》、國泰安數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫和Wingo數(shù)據(jù)庫。

被解釋變量：碳排放強(qiáng)度（COI），使用碳排放量除以本省份地區(qū)生產(chǎn)總值，碳排放量是按照IPCC系數(shù)（表1）8種能源消耗量計(jì)算得來，即將每種化石能源的平均發(fā)熱量（NCV）分別乘以能源消耗量（Eit）再乘以每種化石能源的碳排放系數(shù)（CEF）的總和，具體計(jì)算公式如下：

表1 各能源整理后的系數(shù)

主解釋變量：對外直接投資流量（OFDI），數(shù)據(jù)來源為2005—2019年的《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報》。為了防止異常值對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，將對外直接投資流量進(jìn)行了縮尾處理，使數(shù)據(jù)更平滑。

調(diào)節(jié)變量：省級層面經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU），該變量參考Yu等[30]的方法，通過搜索Wingo數(shù)據(jù)庫中的各省份政府工作報告數(shù)據(jù)庫，將不確定、預(yù)測等詞匯的用詞頻率統(tǒng)計(jì)加總得出。該方法以省級政府工作報告中關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定的詞頻數(shù)量的多少來判斷本省經(jīng)濟(jì)政策的波動程度，與傳統(tǒng)的以報紙媒體來源的指數(shù)判斷相比，盡量規(guī)避了可能存在的選題偏好、編輯立場等問題[23]。經(jīng)檢測，本文構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)與Baker等[1]、Huang & Luk[31]創(chuàng)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)總體趨勢大體一致。經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)越高，代表該地區(qū)政策變更或變革越頻繁。

為了排除各省份能源結(jié)構(gòu)、環(huán)境治理、人力、技術(shù)升級和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文選取與碳排放有關(guān)聯(lián)的5個控制變量，數(shù)據(jù)分別來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫和EPS數(shù)據(jù)庫?？刂谱兞窟x取如下：（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STR）是指第二產(chǎn)業(yè)占本省份GDP的比重。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來大量的化石消耗和碳排放[32]。一般情況下，各省份第二產(chǎn)業(yè)的比重越高，帶來的碳排放強(qiáng)度可能就越多。（2）環(huán)境治理強(qiáng)度（IET）是各省份城市污染治理投資總額與各省份生產(chǎn)總值的比值。環(huán)境治理強(qiáng)度可以反映該省份對環(huán)境污染問題的重視程度。一般來講，更重視環(huán)保的省份，其二氧化碳的排放強(qiáng)度會更小。（3）人力資本（HC）用各省份每萬人中的高等學(xué)校在校生數(shù)做表征，反映了勞動力市場高級化程度。勞動力市場高級化程度越高，對形成規(guī)?；袌龊鸵?guī)模經(jīng)濟(jì)越有幫助，碳排放強(qiáng)度越低[33]。（4）技術(shù)投資（RD）可以衡量該省份愿意提升或引進(jìn)技術(shù)的意愿，可能提升該省份節(jié)能減排的水平，對綠色經(jīng)濟(jì)有積極的推動作用，會逐漸減少碳排放量和碳排放強(qiáng)度。（5）地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）。地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展與環(huán)境污染之間存在倒“U”型關(guān)系，前期通過資源消耗獲得快速經(jīng)濟(jì)發(fā)展，帶來更多的碳排放，后期經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來規(guī)模效益和技術(shù)提升，會減小碳排放強(qiáng)度[34-35]。

2.3 統(tǒng)計(jì)性描述

表2給出各變量統(tǒng)計(jì)性描述，根據(jù)劉海云和龔夢琪[6]的分類，將各省份按照人均GDP平均值劃分，低經(jīng)濟(jì)發(fā)展省份樣本為河北、山西、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆；高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平樣本為北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東。

表2 變量統(tǒng)計(jì)性描述

3 實(shí)證研究

3.1 全國層面結(jié)果

且號性符合理論預(yù)期。技術(shù)投資對碳排放強(qiáng)度的效應(yīng)不顯著，但號性符合預(yù)期，可能是由于技術(shù)投資對于母國碳排放強(qiáng)度的影響有滯后性，或國內(nèi)各省份技術(shù)投資主要作用在提高生產(chǎn)率而不是作用在環(huán)保或是碳排放方面。

3.2 區(qū)域?qū)用娼Y(jié)果

表3呈現(xiàn)對外直接投資對碳排放強(qiáng)度影響的估計(jì)結(jié)果，估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，在-0.47～-0.14之間。說明隨著對外直接投資的增加，各省份碳排放強(qiáng)度減弱。這一估計(jì)結(jié)果與劉海云和龔夢琪[6]的研究結(jié)果一致。同時，省級經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素對碳排放強(qiáng)度影響的估計(jì)系數(shù)也顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對碳排放強(qiáng)度的增強(qiáng)起到抑制作用，這一估計(jì)結(jié)果與伍格致和游達(dá)明[22]的研究結(jié)果一致。另外，對外直接投資的平方項(xiàng)為正說明對外直接投資與碳排放強(qiáng)度的關(guān)系呈正“U”型，即當(dāng)對外直接投資的流量經(jīng)過拐點(diǎn)后，其對碳排放強(qiáng)度的影響會由促進(jìn)轉(zhuǎn)向抑制。

表3 全樣本估計(jì)

當(dāng)加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性與對外直接投資的交互項(xiàng)后，兩者對碳排放強(qiáng)度的傳導(dǎo)效應(yīng)依然為負(fù)，但交互項(xiàng)系數(shù)為正。這說明，隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增大，對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的負(fù)向影響被削弱。筆者認(rèn)為可能的原因在于：當(dāng)一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時，此時，外部的不確定性可能也會同步加強(qiáng)，甚至?xí)?。在這種情況下，該省份經(jīng)濟(jì)主體可能由于趨利避害的原則而選擇等待，進(jìn)而推遲對外直接投資，而對外直接投資水平的降低會導(dǎo)致本地碳排放強(qiáng)度的降低效應(yīng)進(jìn)一步削弱。

在控制變量中，地區(qū)生產(chǎn)總值、環(huán)境治理強(qiáng)度、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均對母國碳排放強(qiáng)度的影響作用顯著，

本文根據(jù)劉海云和龔夢琪[6]的分類將全國劃分為高經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域和低經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域。表4中列（1）為高經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域，此區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y和經(jīng)濟(jì)政策不確定性對碳排放強(qiáng)度的影響是顯著為負(fù)的，在加入了交互項(xiàng)后，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，則對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的負(fù)向影響被削弱。從列（2）中可以看出，低經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y對碳排放強(qiáng)度的回歸結(jié)果為負(fù)，但沒有顯著性。這與預(yù)期相符，首先，在高經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域監(jiān)測機(jī)制更完善，政府內(nèi)部有更好的約束機(jī)制[36]，也就是說，當(dāng)新政策提出之后，高經(jīng)濟(jì)發(fā)展省份執(zhí)行力更有效率，當(dāng)?shù)卣畬φ咦兓又匾?，對對外直接投資和碳排放強(qiáng)度的影響更甚，而在低經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域的碳減排政策則難以發(fā)揮全部效用。其次，在低經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域，對外直接投資流量較少，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對單一，對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的影響也就較少，政策的變化對對外直接投資和碳排放強(qiáng)度的影響也不太敏感。從列（2）中也可以看出，對于低經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境治理強(qiáng)度、人力資本和地區(qū)生產(chǎn)總值才是影響碳排放強(qiáng)度的主要因素。

表4 高、低經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域及地理區(qū)域估計(jì)結(jié)果

前文分析了全國和不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度省份的情況，但我國中部、東部、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平均，對應(yīng)的對外直接投資也相差甚遠(yuǎn)[37]。因此，地域上的差異研究也有必要。對于中部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性和對外直接投資之間的相互影響顯著抑制了該地區(qū)的碳排放強(qiáng)度。我國中部地區(qū)主要以第二產(chǎn)業(yè)為主，第二產(chǎn)業(yè)帶來的碳排放強(qiáng)度比較重，因此，對外直接投資和政策的頻繁變換對該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)升級影響較大，對碳排放強(qiáng)度的影響也顯著。

對于東部地區(qū)，對外直接投資對碳排放強(qiáng)度有顯著的負(fù)面影響，即對外直接投資通過技術(shù)溢出效應(yīng)提高了東道國的綠色技術(shù)水平，從而降低了東部地區(qū)的碳排放強(qiáng)度。經(jīng)濟(jì)政策不確定性對碳排放強(qiáng)度的影響并不顯著，這可能是由于在東部地區(qū)多為沿海省份，第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達(dá)，對外直接投資較多，但政策上的調(diào)整密度對依靠輕工業(yè)和服務(wù)業(yè)為主的東部地區(qū)的碳排放強(qiáng)度影響較小。

西部地區(qū)有豐富的礦物等自然資源，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不高，當(dāng)對外直接投資和政策調(diào)整時，對碳排放強(qiáng)度的影響也不顯著。只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資源和環(huán)境治理強(qiáng)度對碳排放強(qiáng)度的影響顯著，說明降低第二產(chǎn)業(yè)的比例、加大對環(huán)境治理的投入并吸引更多人才才是西部地區(qū)的重中之重。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文將構(gòu)建并控制環(huán)境政策不確定性指數(shù)（FEP）來排除因環(huán)境政策帶來的碳排放強(qiáng)度的影響［表5中列（1）］。本文使用python對2005—2019年我國30個省份的政府工作報告進(jìn)行中文分詞處理并統(tǒng)計(jì)。檢測詞匯包括環(huán)境、環(huán)保、綠色、節(jié)能、污染等環(huán)保詞匯，結(jié)果與預(yù)期一致，因此，可以排除環(huán)境政策不確定性帶來的影響。此外，主解釋變量更換為對外直接投資存量重新進(jìn)行回歸分析［表5中列（2）］，結(jié)果基本保持不變。

表5 穩(wěn)健性估計(jì)

其次，前文分析得出隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高，對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的抑制作用被削弱。那么，對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的影響可能存在門限效應(yīng)。因此，嘗試使用門限回歸模型進(jìn)一步考察在經(jīng)濟(jì)政策不確定性的情況下，對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的不同影響。首先，確定門限的數(shù)量進(jìn)行門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，然后進(jìn)行門限值的估計(jì)，模型可表示為：

式中：α1為門限值；當(dāng)括號內(nèi)不等式成立時，取值為1，反之取0。

回歸結(jié)果見表5中的列（5），門限結(jié)果見表6。分析計(jì)算結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的影響具有顯著的經(jīng)濟(jì)政策不確定性門限效應(yīng)，在低經(jīng)濟(jì)政策不確定性時（EPU≤39.00），對外直接投資對本國碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生抑制作用（-2.929 6），在經(jīng)濟(jì)政策不確定性跨越門限值（EPU＞39.00）時，中國對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的顯著性系數(shù)變?。?1.015 6），說明抑制效果被削弱了。進(jìn)一步地，通過驗(yàn)證還發(fā)現(xiàn)：當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性小于門限值時，對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度抑制效應(yīng)的顯著性增加，表現(xiàn)出進(jìn)一步“強(qiáng)化”的作用（-0.012 1）；當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性大于門限值時，這種“強(qiáng)化”作用消失殆盡，甚至出現(xiàn)“削弱”傾向。

表6 門限值

對于內(nèi)生性的處理，本文重點(diǎn)考察對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的影響，然而碳排放強(qiáng)度也有可能反過來影響對外直接投資。因此，本文依照趙軍和王曉辰[38]的做法首先將核心變量滯后1期，使用固定效應(yīng)模型再次進(jìn)行檢驗(yàn)［表5中列（3）］；其次，使用全國層面的貿(mào)易差額和外商固定資產(chǎn)投資作為工具變量進(jìn)行檢測［表5中列（4）］，全國層面的貿(mào)易差額和外商固定資產(chǎn)投資與對外直接投資相關(guān)聯(lián)，又與本省的碳排放強(qiáng)度不相關(guān)，同時sargan檢驗(yàn)結(jié)果表示能通過過度識別檢驗(yàn)（表5），說明本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

本論文采用2005—2019年中國30個省份（西藏、港澳臺地區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建固定效應(yīng)模型，討論經(jīng)濟(jì)政策不確定性是否會調(diào)節(jié)對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的影響。結(jié)果表明：

（1）總體看，對外直接投資對我國各省份碳排放強(qiáng)度呈顯著的抑制作用，省級經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素亦顯著地負(fù)向影響碳排放強(qiáng)度。同時，對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的抑制作用會隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提升而被削弱。

（2）中國對外直接投資的碳排放強(qiáng)度效應(yīng)呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域異質(zhì)性。其中，對于中部地區(qū)，對外直接投資以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性的調(diào)節(jié)作用均表現(xiàn)出顯著抑制該地區(qū)的碳排放強(qiáng)度；對于東部地區(qū)，對外直接投資對碳排放強(qiáng)度的抑制效應(yīng)弱化且仍顯著，但經(jīng)濟(jì)政策不確定性的調(diào)節(jié)作用不再顯著；對于西部地區(qū)，兩者效應(yīng)皆不顯著。這種“漸次弱化”的地區(qū)演變特征可能因?yàn)楦鞯貐^(qū)不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對投資的碳排放效應(yīng)及政策調(diào)整頻率的敏感度存在差異。

（3）中國對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的影響具有顯著的門限效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性小于門限值時，對外直接投資對母國碳排放強(qiáng)度的抑制效應(yīng)呈現(xiàn)出進(jìn)一步“強(qiáng)化”的作用；當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性大于門限值時，這種“強(qiáng)化”作用消失殆盡，甚至出現(xiàn)“削弱”傾向。

4.2 政策建議

本文研究了經(jīng)濟(jì)政策不確定性、對外直接投資和碳排放強(qiáng)度之間的關(guān)系。綜上提出以下政策建議：

（1）以碳中和為目標(biāo)，適當(dāng)加強(qiáng)多邊綠色發(fā)展合作。目前現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)政策促進(jìn)了我國各省份碳排放強(qiáng)度的降低，同時，對外直接投資也帶來了碳排放強(qiáng)度的降低，說明我國目前出臺的政策對促進(jìn)碳排放強(qiáng)度的降低有利。因此，我國可以嘗試提出更穩(wěn)健的經(jīng)濟(jì)政策來促進(jìn)國際合作，加強(qiáng)多邊協(xié)定，簽署更多綠色投資原則，試行有利的政策來促進(jìn)碳排放強(qiáng)度的降低，然而現(xiàn)今受國際形勢影響，各地企業(yè)對外投資都面臨挑戰(zhàn)，全球投資市場規(guī)模萎縮，在控制經(jīng)濟(jì)政策不確定性沒有過高的情況下，積極出臺和大膽嘗試對外投資政策和統(tǒng)計(jì)嚴(yán)控對外投資臺賬是可行的。

（2）不同地區(qū)要因地制宜推動不同的政策方案。對于東部沿海地區(qū)，經(jīng)濟(jì)政策的退隊(duì)和加強(qiáng)對外直接投資的倡導(dǎo)是有必要的，不僅不會造成東部地區(qū)企業(yè)觀望停滯，甚至還會讓當(dāng)?shù)仄髽I(yè)抓住機(jī)會創(chuàng)造價值，帶來技術(shù)上和結(jié)構(gòu)上的進(jìn)步，從而降低碳排放強(qiáng)度。對于中部地區(qū)，通過促進(jìn)對外直接投資可以降低碳排放強(qiáng)度，但由于其獨(dú)特的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等原因，經(jīng)濟(jì)政策不適宜頻繁更改。對于西部地區(qū)，建議推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，引導(dǎo)資金投入低碳可再生能源領(lǐng)域，深化能源體制改革，加強(qiáng)人才引進(jìn)，完善人才引進(jìn)制度，通過技術(shù)革新來改善西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和碳排放強(qiáng)度。

（3）加強(qiáng)地區(qū)環(huán)境督查，同時嘗試呼吁企業(yè)承擔(dān)起社會責(zé)任。碳中和目標(biāo)需要政府和企業(yè)共同達(dá)成，尤其是低經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)，一方面，監(jiān)管力度較弱，經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整緩慢；另一方面，企業(yè)對新政策也不太敏感。因此，更應(yīng)該重視監(jiān)管力度，提高治理質(zhì)量，嚴(yán)格落實(shí)政府監(jiān)督職能，嚴(yán)控市場準(zhǔn)入門檻，并呼吁企業(yè)響應(yīng)低碳綠色發(fā)展。