梁俊偉，甘信宇

(1.山東大學 (威海)商學院，山東威海264209;2.南京大學 經(jīng)濟學院，江蘇南京210093)

21世紀以來，全球氣候變暖問題成為世界各國的焦點，以低能耗、低污染、低排放為基礎的低碳經(jīng)濟模式越來越受到世界各國推崇。中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，在經(jīng)濟迅速發(fā)展的同時也面臨能源高消耗和環(huán)境重污染的嚴峻問題。作為中國的第三大經(jīng)濟體的山東，經(jīng)濟迅速發(fā)展的背后同樣也伴隨著能源消費的快速增長。2008年以來能源消費彈性系數(shù)分別為 0.37、0.48、0.60，而按可比價格計算的能源年均增長速度分別為 4.4%、5.9%、7.4%。相對于平穩(wěn)的 GDP增速而言，能源消費需求年度波動劇烈，整體呈現(xiàn)明顯上升的趨勢，反映出能源消費與經(jīng)濟增長之間并沒有實現(xiàn)理想的匹配狀態(tài)。發(fā)展低碳經(jīng)濟，實現(xiàn)節(jié)能減排任重而道遠。

2010年，山東省實際利用FDI在全國排名第六位，第二產(chǎn)業(yè)利用率67%，其中，制造業(yè)利用率62%，超過第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之和。與全國水平相比，山東省第三產(chǎn)業(yè)利用外資比重只有31%，明顯低于47%的全國水平，而第二產(chǎn)業(yè)卻高于全國水平達11個百分點。山東省利用FDI的行業(yè)結構與能源消費需求和環(huán)境污染現(xiàn)狀呈現(xiàn)高度的一致性。2010年全國人均年消費2.42噸標準煤，同時人均碳排放量為3.6噸，山東省則為3.8噸標準煤和9.2噸碳排放量，明顯高于全國平均水平，在一定程度上驗證了山東產(chǎn)業(yè)結構高能耗、高污染這一特點。

小島清(1978)認為:一國的對外直接投資應該從本國所有產(chǎn)業(yè)系列中已經(jīng)處于或即將處于比較劣勢的產(chǎn)業(yè)(邊際產(chǎn)業(yè))開始，并依次進行［1］。顯然，從經(jīng)濟、社會、環(huán)境任一角度來看，高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)都是母國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的首選。因此，F(xiàn)DI東道國承接的大多是資源密集型、勞動密集型或者環(huán)境不友好型，且已經(jīng)或即將不符合母國的環(huán)境標準的產(chǎn)業(yè)，因此也必然伴隨著“碳轉(zhuǎn)移”。關于產(chǎn)業(yè)結構與碳排放的理論研究近幾年來逐漸成為學術界的熱點。Chung(1998)運用著名的投入產(chǎn)出模型，運用分解的方法，估算中日韓三國的CO2排放量，最后得出三國CO2排放量的差別主要歸因于不同的能源使用效率、生產(chǎn)技術、消費模式和經(jīng)濟規(guī)模［2］。

Acharkyya(2009)的研究表明，CO2排放與普通的氣體污染物排放存在較大差異，基于FDI與環(huán)境關系的研究能夠較好體現(xiàn)FDI對東道國碳排放的影響［3］。岳超、胡雪洋等(2010)對1995－2007年我國各省區(qū)的碳排放量、人均碳排放和碳排放強度分析，發(fā)現(xiàn)能源資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結構和能源消費結構決定省區(qū)碳排放強度［4］。鄭長德、劉帥(2011)通過對我國30個省份2000－2008年面板數(shù)據(jù)研究產(chǎn)業(yè)結構與碳排放關系發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)對碳排放影響最大，一、三產(chǎn)業(yè)較小，第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部“三高”企業(yè)居多［5］。牛海霞、胡佳雨(2011)對我國28個省市面板數(shù)據(jù)實證分析得出，F(xiàn)DI與我國CO2排放正相關，通過規(guī)模效應顯著增加了我國CO2排放量，對我國CO2排放規(guī)模負效應大于結構和技術正效應［6］。

本文在已有文獻的基礎上，將分析產(chǎn)業(yè)結構、FDI對碳排放的影響機理，利用山東省的數(shù)據(jù)進一步進行Johansen協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗。

一、產(chǎn)業(yè)結構、FDI對碳排放影響的機理分析

(一)產(chǎn)業(yè)結構對碳排放影響的機理分析

產(chǎn)業(yè)結構是聯(lián)系人類活動與生態(tài)環(huán)境之間的一條重要紐帶，人類社會經(jīng)濟活動的絕大部分都可以包含在產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟活動這一范疇之內(nèi)，它對碳排放的影響主要集中于一個國家或地區(qū)的工業(yè)化階段和水平、三次產(chǎn)業(yè)的比例情況，同時與能源資源的使用效率、技術水平息息相關，一般說來，第二產(chǎn)業(yè)占比越高，第三產(chǎn)業(yè)占比越低，則相應的碳排放量也就越大。

(二)FDI對碳排放影響的機理分析

FDI對一國的環(huán)境影響可總結為技術和管理效應、規(guī)制效應、結構效應、收入效應四個方面。

1.技術和管理效應。FDI在引進資金的同時有可能通過溢出效應和激勵效應為東道國帶來先進的生產(chǎn)、治污技術，還能夠通過向東道國轉(zhuǎn)移低碳設備和生產(chǎn)過程幫助東道國加快發(fā)展低碳經(jīng)濟，促使一些企業(yè)開展清潔或者綠色生產(chǎn)，提高能源資源的使用效率。同時，外商在母國的先進的綠色管理體制和管理理念也可能對東道國環(huán)境產(chǎn)生積極的影響，外國投資的公司比本地公司更好地遵守東道國的環(huán)境標準。然而，當東道國相關制度不完善或優(yōu)惠措施過于寬松，F(xiàn)DI企業(yè)出于降低成本的考慮，有可能放棄先進的技術和管理制度，采取環(huán)境不友好型的技術和管理模式，這對東道國的環(huán)境將會產(chǎn)生明顯的負作用。

2.規(guī)制效應。由于世界各國經(jīng)濟發(fā)展程度和居民生活水平不同，對經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量要求有所差異，從而導致對于引進外商直接投資環(huán)境標準的要求程度也不同，這可能導致跨國公司等投資主體的“尋租”活動，將資金從母國等高環(huán)境標準的發(fā)達國家或地區(qū)投向低環(huán)境標準的發(fā)展中國家和不發(fā)達國家或地區(qū)，實現(xiàn)環(huán)境成本的節(jié)約。

3.結構效應。FDI流向哪一產(chǎn)業(yè)，就會帶來相應產(chǎn)業(yè)結構的變化和調(diào)整，如果是為了規(guī)避母國環(huán)境管制，投向的是一些高污染、高能耗的工業(yè)行業(yè)，如火電、冶金、石化、交通、建筑、化工等，勢必會讓被投資地區(qū)成為“污染避難所”，帶來負效應;如果投向的是服務業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)，則會有利于改善被投資國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構，降低碳排放、減少環(huán)境污染，帶來正效應，該效應取決于東道國或者地區(qū)某種產(chǎn)業(yè)現(xiàn)階段的盈利水平。

4.收入效應。收入效應指的是FDI流入或多或少會增加當?shù)氐木蜆I(yè)，促進東道國的經(jīng)濟增長，提高人們的生活水平，并且有利于落后國家或者地區(qū)的資本積累，彌補東道國發(fā)展低碳產(chǎn)業(yè)的空白。

通過上述分析，我們可以初步判斷，第二產(chǎn)業(yè)占比與人均碳排放之間應該呈現(xiàn)正相關關系，而人均FDI與人均碳排放之間的關系涉及諸多不同方向作用力，最終關系尚不明確。接下來，我們將利用山東省的數(shù)據(jù)對產(chǎn)業(yè)結構和FDI影響碳排放的效果和路徑進行計量分析和檢驗。

二、計量檢驗及分析

(一)模型的構建和數(shù)據(jù)說明

根據(jù)薛黎明(2011)等人相關著作和研究文獻論述，影響碳排放的主要因素有經(jīng)濟增長，能源消費，產(chǎn)業(yè)結構和貿(mào)易、FDI等因素［7］。我們認為能源消費這一因素可以歸結到經(jīng)濟增長因素之中，而對山東省而言，貿(mào)易因素主要是指出口，這一因素可以在產(chǎn)業(yè)結構中有所體現(xiàn)。因此，可以構建如下計量模型:

為了消除時間序列數(shù)據(jù)中可能存在的異方差等原因，除了變量E外，在不改變原有數(shù)據(jù)性質(zhì)基礎上對其余變量取對數(shù)，則線性模型具體可以表述為:

其中，Pt表示t時期的山東省人均碳排放量，單位是噸;Gt表示測算后t時期的山東省人均實際生產(chǎn)總值(以1983年為基期)，單位是元;Et表示t時期山東省第二產(chǎn)業(yè)增加值占比，單位是百分比;α，βi(i=1，2，3)為待估參數(shù)，F(xiàn)t表示 t時期的山東省人均 FDI額，單位是元;μt為隨機誤差項。所有數(shù)據(jù)均來自《山東省統(tǒng)計年鑒》1985－2010年相關各期，并根據(jù)人口和匯率進行計算，匯率來自IFS數(shù)據(jù)庫。接下來，我們對回歸方程依次進行單位根檢驗、協(xié)整分析和格蘭杰因果關系檢驗。

(二)實證分析

1.單位根檢驗。時間序列數(shù)據(jù)大都是非平穩(wěn)的，隨著時間的位移而持續(xù)增長，如果直接用OLS進行回歸，則會出現(xiàn)偽回歸的問題，違背Gauss－Markov定理，就需要對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。常用的方法是Augmented Dickey－Fuller檢驗。具體檢驗結果見表1。

表1 ADF單位根檢驗結果

由表1可以看出，在1%的顯著性水平下，檢驗結果都接受了原假設，即四個序列均是非平穩(wěn)時間序列，而一階差分后，均拒絕原假設，四個時間序列表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，且均為一階單整，即為I(1)，從而也印證了數(shù)據(jù)描述性分析中的結論，這說明四個變量之間可能具有協(xié)整關系，可以對各變量進行Johansen協(xié)整分析。

2.協(xié)整分析。協(xié)整是基于兩個序列雖然是非平穩(wěn)的，但兩者的某個線性組合可能是平穩(wěn)的，協(xié)整的意義在于可以定量描述經(jīng)濟規(guī)律，避免偽回歸和區(qū)分變量長期均衡、短期波動關系。常見的協(xié)整方法有適于兩變量的EG(Engle－Granger)檢驗法和多變量的Johansen協(xié)整檢驗，表2是基于Johansen協(xié)整檢驗方法檢測的結果。

表2 Johansen協(xié)整分析結果

由表2的檢驗結果不難看出，模型中經(jīng)濟變量之間存在長期的協(xié)整關系，并且僅僅存在一個協(xié)整方程，協(xié)整方程的一般形式(括號內(nèi)為對應誤差項)如下:

從協(xié)整方程的回歸系數(shù)可以看出，人均FDI、第二產(chǎn)業(yè)占比與人均碳排放之間存在長期的正相關關系，而人均實際GDP和碳排放呈負相關關系。具體說來，人均FDI和二次產(chǎn)業(yè)占比每上升(下降)一個單位，相應的人均碳排放增加(減少)0.007和0.24個單位，說明兩者對碳排放具有減速增加的負面作用，符合實證檢驗之前的預測;而人均GDP每上升(下降)一個單位，帶來人均碳排放下降(上升)0.76個單位，說明作為經(jīng)濟強省，山東已經(jīng)處于庫茲涅茨環(huán)境曲線最高點右側，經(jīng)濟增長對碳排放具有明顯的抑制作用，產(chǎn)業(yè)結構的升級和技術進步的加速都使得單位GDP的能耗下降，同時，隨著人均GDP的增加，居民的環(huán)境保護意識不斷加強，并且用于環(huán)境保護和治理的基礎設施等也在不斷完善，這些都在一定程度上解釋了這一負相關關系。

3.格蘭杰因果關系檢驗。協(xié)整說明長期穩(wěn)定關系但不一定是因果關系，所以需要在通過格蘭杰因果檢驗確定兩者的因果關系。格蘭杰檢驗基本思想是:如果X是Y變化的原因，X的變化應該發(fā)生在Y之前，且有助于預測Y，即在Y關于X的滯后回歸模型中，添加X的滯后變量作為解釋變量應該顯著增加回歸模型的解釋能力，檢驗結果見表3。

通過表3檢驗結果可以看出，在5%的顯著性水平下，F(xiàn)DI和二次產(chǎn)業(yè)占比的確是人均碳排放的單向格蘭杰原因，這就說明山東省在引進外資發(fā)展經(jīng)濟的同時也帶來嚴重的污染這一因果關系假設成立。同時近年來二次產(chǎn)業(yè)占比的持續(xù)增加也加快了區(qū)域經(jīng)濟碳排放;而經(jīng)濟增長和碳排放之間不存在必然的因果關系，可能山東省的經(jīng)濟增長帶來技術進步和人們觀念的進步，相關排污治污設施不斷完善，這些在一定程度上也抑制了碳排放。因此，在未來經(jīng)濟發(fā)展進程中，妥善處理外資利用和經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟發(fā)展這兩對關系就顯得尤為重要，這也是今后節(jié)能減排的重點。

表3 Granger因果關系檢驗結果

三、結論及對策建議

無論是從理論還是實證的檢驗結果來看，山東省過分依賴第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構以及承接外部的FDI都對區(qū)域碳排放起到助推的作用。這無論是對居民的人身健康、環(huán)境保護，還是“碳關稅”等新型貿(mào)易保護措施下的出口貿(mào)易，都具有極大的負面效應。針對山東省的實際碳排放情況和國家的有關產(chǎn)業(yè)政策，提出下面四個方面的對策建議。

(一)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整方面

積極協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展的速度與質(zhì)量，調(diào)整目前以工業(yè)制造業(yè)為主導的產(chǎn)業(yè)結構，尋找新的經(jīng)濟增長點，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)和服務業(yè)，改變“三高二低”發(fā)展模式，利用已有的資源優(yōu)勢，增加科技研發(fā)投入力度，走低碳經(jīng)濟發(fā)展之路。具體來說，可以在現(xiàn)有資源和技術條件下延長原有的產(chǎn)業(yè)鏈，實現(xiàn)低碳產(chǎn)業(yè)鏈由低層次向更高層次發(fā)展，走新型工業(yè)化道路，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級低碳化，即推動第二次產(chǎn)業(yè)內(nèi)源性自主創(chuàng)新與外源性技術擴散相結合，積極發(fā)展高加工度化、高知識密集化、高附加值化與低碳化的新型產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式。

(二)能源消費結構調(diào)整方面

目前山東省的能源消費還是過度依賴原煤，2010年山東省不可再生能源消費量中原煤占比高達76.21%，并且?guī)缀醺鞔笱芯繖C構公布的數(shù)據(jù)都表明原煤的碳排放系數(shù)較石油和天然氣是最高的。在現(xiàn)有的能源利用效率下，要發(fā)展低碳經(jīng)濟就必須改變以煤炭為主的能源消費結構，加快新能源和可再生能源開發(fā)利用:增加排放因子低的石油、天然氣、水電的消費比重;加速發(fā)展核電與太陽能發(fā)電;有序發(fā)展風能、潮汐能、農(nóng)村沼氣等新能源和可再生能源，逐步提高使用新能源的覆蓋率和普及程度。

(三)外商投資調(diào)控方面

政府在招商引資的過程中，應該制定合理的環(huán)境管制規(guī)劃，不符合環(huán)保標準的項目堅決抵制，應積極利用財稅手段合理引導外資流向高新技術產(chǎn)業(yè)，降低低碳產(chǎn)業(yè)市場準入門檻，建立有利于低碳技術傳播的平臺，營造低碳投資環(huán)境和有序的競爭市場，使得外商敢于將核心技術應用到低碳經(jīng)濟發(fā)展中。同時，山東省應當立足于自身的實際情況，積極利用外商投資企業(yè)的技術溢出效應和鼓勵效應，不斷提升國內(nèi)企業(yè)的技術關注度和研發(fā)水平，充分發(fā)揮FDI技術效應對碳排放的抑制作用。

(四)政府政策導向方面

政府在發(fā)展低碳經(jīng)濟的過程中起著最重要的引導作用，有關部門應改變考核機制，綜合利用審批手段和財稅政策，引導資金的合理流動。另外，技術的研發(fā)具有外部性，因而在知識產(chǎn)權保護不夠的現(xiàn)階段，任何一方的單獨研發(fā)投入都具有很大風險，政府應承擔一部分的低碳技術研發(fā)投入，與企業(yè)合作開發(fā)技術。

［1］小島清，楊大楷.對外直接投資:跨國經(jīng)營的日本模式［M］.紐約:普雷格出版公司，1978.

［2］Chung H S.Industrial structure and source of carbon dioxide emissions in East Asia:Estimation and comparison［J］.Energy ＆ Environment，1998，9(5).

［3］Acharkyya J.FDI，Growth and the Environment:Evidence from India on CO2Emission during the Last Two Decades［J］.Journal of Economic Development，2009，20(6).

［4］岳超，胡雪洋.1995－2007年我國省區(qū)碳排放及碳強度的分析:碳排放與社會發(fā)展Ⅲ［J］.北京大學學報(自然科學版)，2010，(4).

［5］鄭長德，劉帥.產(chǎn)業(yè)結構與碳排放:基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］.開發(fā)研究，2011，(2).

［6］牛海霞，胡佳雨.FDI與我國二氧化碳排放相關性實證研究［J］.國際貿(mào)易問題，2011，(5).

［7］薛黎明.中國一次能源消費及其引起的碳排放影響因素分析［M］.北京:地質(zhì)出版社，2011.