FDI、贸易开放对二氧化碳排放的影响

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　　摘要：降低碳排放实现绿色发展，是经济高质量发展的重要内涵。本文以开放型经济强省浙江为例，基于2005-2016年的数据采用VECM模型分FDI、贸易开放对二氧化碳排放的影响，发现FDI能显著降低碳排放，FDI每增加1%， 二氧化碳排放减少0.46%，本文使用OLS做稳健性分析，得到的结果也非常接近。协整分析显示，贸易开放会一定程度增加碳排放，但OLS回归显示贸易开对碳排放没有显著的影响。基于研究结论，本文提出进一步引进外资和优化进出口贸易结构的政策建议。
　　关键词：浙江省;FDI;贸易开发;VECM模型;二氧化碳
　　中图分类号：F740    文献标识码：A
　　文章编号：1005-913X（2020）05-0016-05
　　 一、引言
　　 2018年10月IPCC的报告表明全球变暖1.5摄氏度，2019年6月陆地和海洋的平均气温比全球平均气温高0.95摄氏度，南极海冰面积也在同年6月再创新低。这种极端气温与气候变化密不可分，减排依然成为经济可持续发展的重点目标。近年来，浙江省FDI总量逐年增长，同时浙江也是能源消耗大省，生态环境日趋严峻。FDI的进入是否会通过带来国外的先进技术，从而降低碳排放？浙江是高度开放的经济强省，以浙江省为例，分析FDI对碳排放的影响，具有典型的现实意义。
　　 二、贸易开放、FDI对二氧化碳排放的影响分析
　　 尽管有较多文献从实证的角度分析贸易开放、FDI对二氧化碳排放的影响，但远未得出一致的结论。邓柏盛和宋德勇（2008）基于1995-2005年的数据分析发现，FDI 有利于抑制碳排放，改善我国环境质量，而发达国家通过对外贸易转移污染物，则恶化了我国的环境。[1]徐昱东（2016）基于山东省1995-2012年的数据分析也得到了类似的结论。[2]而林基和杨来科（2014）基于 1999-2011 全国省际面板数据分析发现，外资与内资投入均会在一定程度上增加我国碳排放量。[3]占华和于津平（2015）基于 2003-2011 全国省际面板数据分析发现贸易开放有助于改善中国的环境质量。[4] 倪伟清和厉英珍（2011）基于浙江省1985-2010年的数据分析发展，出口贸易和FDI均增加了二氧化碳的排放，出口贸易对碳排放的影响更大。[5]魏燕（2014）基于武汉市1996-2012年的数据分析发展FDI会增加二氧化碳排放，而贸易开放与二氧化碳排放并无显著地应该关系。[6]王美昌和徐康宁（2015）基于多个国家数据的实证分析发现，贸易开放、经济增长和二氧化碳排放三者的关系是动态变化的，但從长期看，贸易开放与我国的二氧化碳排放相关性较弱。[7]党玉婷（2018）基于1990-2016年我国省级面板数据分析发现，FDI有利于降低碳排放，对外贸易在短期内对碳排放影响并不显著，但长期会显著增加碳排放。[8]不管是FDI对碳排放的影响还是贸易开放对碳排放的影响，目前文献均未得到一致的结论。可能原因是，我国不同省份之间经济发展差距较大，不同省份引进外资的技术含量不一样以及贸易产品的结构不一样。以致使用全国数据和使用地方数据所得到的实证分析结论不一样。另一方面，我国经济快速发展，不同时期引进的外资技术含量不一样，贸易产品的结构也不一样。已有文献所使用的数据大多比较陈旧，所得到的结论对当前不一定有参考意义。有必要使用最新数据对具体省份进行实证分析，理清贸易开放、FDI对二氧化碳排放的影响。
　　 三、浙江省二氧化碳排放和贸易开放度的测算
　　 （一）二氧化碳测量变量的选择
　　 与大多数文献的测量类似，本文采取煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然气、炼厂干气、液态石油气、焦炉煤气11种燃料消耗排放的二氧化碳对浙江省碳排放进行估算，暂且忽略工业生产过程、动植物呼吸煤、交通、在建工程等的碳排放。[9]计算公式如下：
　　 CO2=Ni|λi     （3.1.1）
　　 其中CO2为二氧化碳排放量，单位是万吨;i表示能源的种类，即选取的11种主要化石燃料;Ni为第i种能源的消费量，单位为万吨; λi 表示碳排放系数，即一单位的标准煤燃烧后的二氧化碳排放量。借助IPCC碳排放计算指南，可以得出11种能源消费的碳排放系数F表所示。
　　 浙江省11种主要能源消费数据来自历年《浙江省统计年鉴》，由11种能源的消费数据和各种能源的碳排放系数，通过式子3.1.1是由表1碳排放系数和表2碳排放量代入所得，再经过分析得出2005-2016年浙江省的碳排放量如下表 2所示。
　　 如表2所示，2005—2016年12年里浙江省碳排放量呈现出倒U型，先快速增长，到2011年碳排放量达到了最高值，随后开始下降，到2013-2016年又出于一个稳定的区间。浙江碳排放的发展趋势反映了经济的发展状况，2005-2011年浙江工业化快速发展，能源消耗增长较快，之后2012-2016年经济进入高质量发展时期，能源消耗逐渐下降。
　　 （二）浙江省贸易开放状况
　　 本文采取贸易依存度计算测量贸易开放度，计算公式如下：
　　 贸易开放度= （Mi+Xi）/GDPi
　　 其中 i国或i地区某年的进口总值和出口总值分别由Mi和Xi来表示，i 国或 i 地区某年的GDP总值则由GDPi表示。贸易开放度指的是一国某年发生的进出口贸易金额占当年 GDP 的比例。贸易依存度反映一国经济对国外市场的依赖程度。通过整理得到2005-2018年浙江省外贸依存度数据如下表：
　　 浙江省2018全年进出口总额28 519亿元，比上年增长11.4%。其中，出口21 182亿元，增长9.0%，占全国的12.9%，份额比上年提高了0.2个百分点;进口7337亿元，增长19.0%。从数据可以看出浙江是一个贸易大省，属于开放型经济。从贸易依存度看，近十几年浙江省对国外市场的依赖逐渐降低。2005-2007年贸易依存度有所增长，2007年到达峰值之后，便呈现下降趋势。原因一方面是，2008年世界金融危机之后，国际需求萎缩严重;另一方面是国内经济快速发展，为浙江企业提供了庞大的国内需求。 　　 （三）浙江省FDI发展趋势
　　 浙江省位于中国的东部沿海地区，是中国最富饶的长江三角洲地区省份之一。2005-2017年期间，根据浙江省统计年鉴数据，浙江省外商直接投资从2005年的1 858 137万美元，上升到2017年的3 468 697万美元，增长了0.87倍。外资己成为促进浙江产业结构调整、拉动出口增长的重要力量。2005-2017年浙江省实际利用外资金额（万美元）如下表：
　　 伴随着我国开放型经济水平全面提升，浙江省外商直接投资的引进规模总体上呈上升趋势，增速继续领先沿海主要省市。2005-2017年浙江省实际利用外资金额整体呈稳定上升趋势，引资规模日益扩大。其中2008年、2009年受金融危机影响，投资环境相对处于低迷状态，两年间引进外资金额骤减。 “十二五”期间，浙江省有效地利用外商直接投资来调整省内产业结构，实际利用外资金额比“十一五”期间增长了42.5%。浙江省强有力的外贸经济有利于进一步加深浙江与其他国家的合作，培育外贸竞争新优势。
　　 四、浙江省FDI，贸易开放对二氧化碳排放影响的实证分析
　　 （一）变量选取和模型设定
　　 在本文借鉴徐昱东（2016）的实证模型，假设碳排放和贸易开放以及FDI存在协整关系。模型设定如下：
　　 LNCO2t=α0+α1LNFDIt+α2LNFDIt+εt
　　 其中碳排放CO2为被解释变量，解释变量为贸易依存度DDFC和实际外商直接投资额FDI ，α0表示常数项，αi表示系数，ε为表示随机误差项，t代表年份，LN表示自然对数符号，回归分析中均使用对数化后的数据，这样可以凸显数据的线性趋势并降低模型中可能存在的异方差性。
　　 本部分实证分析采用浙江省2005-2016年的时间序列数据，时间序列数据往往不平稳。为了处理不平稳问题，本文采用VECM（ Vector Error Correction Model）模型。VECM模型的优点是通过对非平稳的原始数据序列进行差分，提高数据的平稳性。由 Granger 定理可知，只要非平稳数据之间有着协整关系，即使原始数据是非平稳的，也可以通过 VECM 模型来得到变量间的长期关系。基于此本文采用 VECM 模型来分析贸易依存度、实际利用外资额、二氧化碳排放量三者之间的短期和长期关系。
　　 （二）实证分析
　　 1.描述性统计
　　 数据的描述性统计如表5所示：
　　 有统计结果可知，数据的中值非常接近均值，表明数据的波动性并不大。
　　 2.单位根检验
　　 单位根检验是对数据平稳性的验证。如果数据平稳阶数不同，直接回归会产生虚假回归问题，得到的回归结果不可信。如果数据不在同阶平稳，需要对数据进行差分处理，让数据在同阶平稳，再进行协整关系分析。本文对数据的平稳性检验结果如表6所示：
　　 其中：C代表截距项，T代表趋势项，K代表滞后阶数，存在截距项则标注C，不存在为0，存在趋势项为T，不存在即为0。
　　 ADF检验的零假设为存在单位根，即检测的序列是不平稳的。若ADF检验值是小于设定的显著性水平（本文选择5%）的临界值，则表明拒绝零假设，序列是平稳的。反之，则表明变量数据是不平稳的。由表中可知，三个变量的原数据在5%显著性水平下均是不平稳的，但1阶差分后，在5%显著性水平下均是平稳的，所以该时间序列数据为1阶平稳。
　　 3.协整检验
　　 由单位根检验知数据为1阶平稳，表明数据之间的均衡关系需要进一步验证和校对。为了对数据之间的均衡关系进行验证，本文利用VAR模型中的AIC准则和SC准则来确定最优滞后阶数，并在VAR的最优滞后阶数的基础上，用减1来确定Johansen协整检验中的滞后阶数。结果如下表7：
　　 其中，出现“*”号最多的是滞后 2 阶，根据判定准则以*最多的阶数作为最优阶数，所以选择最优的滞后阶数为2，则协整检验的滞后阶数为1，在确定滞后阶数为1的情况下进行协整检验，得到结果如表8所示：
　　 约翰森协整检验一般包括两种判别方法，一种是迹检验方法，一种的最大特征值检验方法，若两种检验均是显示一样的检验结果，则说明检验是成立的，两种检验的原假设均为none（不存在协整关系）、at most m（至少存在m个协整关系），如果对应的判别概率p值小于0.05，则说明拒绝原假设，本文得到的协整检验结果是拒绝“不存在协整关系”的原假设，拒绝“至少存在一个协整关系”的原假设，即变量间至少存在两个协整关系，變量之间的关系是长期均衡的。
　　 一般来说，协整方程用的最大似然估计比OLS更为合理，本文利用协整方程分析变量之间的关系：
　　 从协整方程可以得到，LNFDI对LNCO2的影响系数为-0.4585，影响系数为负，即LNFDI对LNCO2存在减弱作用，FDI每增加1%，二氧化碳减少0.4585%，而LNDDFC存在促进作用，DDFC每增加1%，二氧化碳增加0.1136%。
　　 4.回归分析
　　 由于回归分析更能够了解数据之间的具体量化关系，并且可以对影响系数进行显著性检验判别，因此本文采用OLS对变量之间的关系进行估计，得到结果如表10所示：
　　 从表中可以看出，回归模型的判定系数调整R方为0.8608，说明模型的拟合优度为86.08%，即拟合优度相对较高。F值为35.0083，对应的p值为0.0001，在0.01的显著性水平下或者是99%的置信区间的情况下，整个模型的线性关系是显著的。LNFDI在1%显著性水平下存在负向影响，即FDI有助于降低二氧化碳排放，在其他变量不变的情况下，FDI每增加1%，二氧化碳减少0.5100%。而LNDDFC对LNCO2影响并不显著，这表明贸易开放对浙江省碳排放没有明显的影响。 　　 五、结论与政策建议
　　 根据协整检验的结果：浙江省FDI、贸易开放与碳排放存在长期稳定的均衡关系。LNFDI对LNCO2的影响系数为-0.4585，即外商直接投资有助于降低浙江省的碳排放，FDI每增加1%，二氧化碳减少0.4585%。而LNDDFC的影响系数为正，DDFC每增加1%，二氧化碳增加0.1136%，即对外贸易会带来碳排放的增加。OLS回归分析同样支持FDI降低碳排放的结果，FDI每增加1%，二氧化碳减少0.51%，与协整分析的结果非常接近;而LNDDFC对LNCO2的影响并不显著，即对外贸易对碳排放的影响并不明显。
　　 降低碳排放是经济高质量发展的重要体现，本文的研究结论有重要的政策含义。首先应近一步鼓励外商直接投资，通过外商进入，带来更高效和清洁的生产技术，有助于国内产业的升级，提高生产效率和降低碳排放;另一方面，外资的进入会加剧国内的竞争，有利于淘汰高能耗高污染的落后产能，从而进一步降低碳排放。尽管OLS回归分析表明对外贸易对碳排放没有明显影响，而协整分析支持对外贸易在一定程度上增加了碳排放。这依然能给我们一些启示，在出口退税等出口支持政策上多出口一些高技术含量产品，而不是一些低附加值高能耗的产品;同时鼓励进口高技术产品，这样有利于促进我国产业升级，降低碳排放。
　　参考文献：
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　　[5] 倪伟清，厉英珍.对外贸易、外商直接投资与碳排放动态关系研究：浙江实证[J].浙江树人大学学报，2011（4）：38-44.
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　　[8] 党玉婷.贸易与外商直接投资对中国碳排放的影响 ——基于面板ARDL方法的实证检验[J].中国流通经济，2018（6）：113-121.
　　[责任编辑：方 晓]
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