楊立國，劉宇娜

（1.吉林大學(xué) 東北亞研究院，吉林 長春130117；2.吉林大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春130117）

一、問題的提出

改革開放三十多年來，我國經(jīng)濟(jì)的對外開放程度逐步提高，F(xiàn)DI流入和對外貿(mào)易出口都獲得了強(qiáng)勁的增長。其中，F(xiàn)DI流入量由1980年的5 700萬美元增長到2010年的1 057億美元，平均增速為28.51%，成為僅次于美國的FDI流入第二大的國家；貨物貿(mào)易出口額由1980年的181億美元增長到2010年的15 782.7億美元，平均增速為16.06%，成為世界上處于第一位的貨物貿(mào)易出口大國（數(shù)據(jù)來自UNCTADstat）。借助于FDI和出口的有力推動，我國的經(jīng)濟(jì)也獲得了長足的發(fā)展。截至2010年末，我國的GDP達(dá)到39 087.85億美元（數(shù)據(jù)來自UNCTADstat以2005年價格計(jì)算），成為排在美國和日本之后的世界第三大經(jīng)濟(jì)體。

在經(jīng)濟(jì)貿(mào)易高速增長的同時，我國的環(huán)境壓力也逐漸加大。目前，我國不僅是第二大石油消費(fèi)國，同時也是二氧化碳排放最大的國家，一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，效率低、污染大的煤炭長期以來占70%左右。據(jù)EIA統(tǒng)計(jì)，我國的二氧化碳排放量由1980年的14.48億公噸上升到2009年的77.07億公噸，平均增幅為5.93%，增長了4.32倍；二氧化碳排放占世界總排放比重由1980的7.86%增長到2009年25.42%，增長了3倍多。目前，我國已經(jīng)是世界上碳排放量最大的國家（見圖1）。

圖1 中國、美國、歐盟和日本1980—2009年碳排放量比較

通過上述的分析可以看出，30年來我國的FDI流入量、貨物貿(mào)易出口額、GDP和二氧化碳排放量均保持了強(qiáng)勁的增長，彼此之間似乎存在某種關(guān)系，本文的目的就是通過實(shí)證研究的方法來檢驗(yàn)四者之間是否存在長期均衡關(guān)系和Granger因果性。

二、文獻(xiàn)綜述

鑒于FDI（文中提到的FDI均指FDI的流入）、出口和碳排放都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的熱點(diǎn)問題，國內(nèi)外學(xué)者對與三者有關(guān)的議題進(jìn)行了大量的研究，這些研究成果主要集中在以下幾個方面：

（一）FDI、對外貿(mào)易和碳排放的因果性研究

目前研究FDI和二氧化碳排放量因果性的文獻(xiàn)相對較少。Hoffman等（2005）通過用不同類型國家FDI流入和二氧化碳排放量的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究得出了不同的結(jié)論：對于高收入國家，兩者沒有關(guān)系；對于中等收入國家，F(xiàn)DI流入顯著增加了二氧化碳排放量；對于低收入國家，二氧化碳排放水平會影響FDI流入。牛海霞、胡佳雨（2011）通過對我國28個省市面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究得出，F(xiàn)DI與我國二氧化碳排放正相關(guān)。而一些學(xué)者對于中國對外貿(mào)易對二氧化碳排放的影響卻得出了相對一致的結(jié)論，如Wang和Watson（2007）、Weber等（2008）、You Li和Hewitt（2008）的研究均得出中國的出口促進(jìn)了中國二氧化碳的排放。另外一些文獻(xiàn)多見于將二氧化碳排放作為環(huán)境的一個因子來研究FDI、對外貿(mào)易對環(huán)境的影響，如Cole和Elliott（2003）、Aliyu和Aminu（2005）等。

（二）FDI、對外貿(mào)易對環(huán)境影響的研究

目前對于FDI、對外貿(mào)易對環(huán)境影響的研究主要形成了三種觀點(diǎn)：第一，F(xiàn)DI、對外貿(mào)易有助于環(huán)境改善，如OECD（1999），Antweiler、Copeland和Taylor（2001），F(xiàn)rankel（2002），許士春和何正霞（2007），陳紅蕾和陳秋峰（2007）等的研究。第二，F(xiàn)DI、對外貿(mào)易惡化了環(huán)境，如李慕菡等（2005），應(yīng)瑞瑤、周立（2006），朱紅根等（2008）的研究。第三，F(xiàn)DI、對外貿(mào)易和環(huán)境污染無關(guān)，如Aldaba等（2002），Busse（2004），彭艷君和張志輝（2005）等的研究。

（三）FDI和出口的關(guān)系研究

到目前為止，關(guān)于FDI和出口的關(guān)系研究沒有形成一致的結(jié)論，兩者之間的關(guān)系可能是正的，也可能是負(fù)的。如Gray（1998）通過研究指出，F(xiàn)DI的目的不同，兩者之間的關(guān)系就會有所不同，如果FDI的流入是為了尋求市場，兩者之間的關(guān)系為負(fù)；如果FDI的流入是為了提高效率，兩者之間的關(guān)系為正。我國的學(xué)者對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，如陳立敏（2010）的研究指出FDI和出口的關(guān)系取決于投資階段、投資產(chǎn)業(yè)、投資國別、投資動機(jī)、投資時效以及產(chǎn)品種類等多種因素。

通過上述的文獻(xiàn)可以看出，對于FDI、對外貿(mào)易對環(huán)境影響的相關(guān)文獻(xiàn)較多，但單獨(dú)將碳排放作為環(huán)境因素來研究FDI、對外貿(mào)易、GDP和環(huán)境之間的相關(guān)文獻(xiàn)卻并不多見。另外，多數(shù)文獻(xiàn)都是選擇兩個變量來研究兩者之間的關(guān)系，同時將FDI、出口、GDP和環(huán)境四個變量納入一個模型來研究四者之間的因果性的研究也不多見。因此，本文在前人研究的基礎(chǔ)上選擇碳排放作為環(huán)境的因素，用VEC模型，選取中國1980—2009年的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了四個序列的協(xié)整關(guān)系和相互之間的Granger因果性。

三、模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

構(gòu)建碳排放的模型如下：

其中C為二氧化碳排放總量；E、F和Y分別為貨物貿(mào)易出口額、FDI流入量和GDP；A0為影響二氧化碳排放總量的其他因素；α、β、γ分別為E、F和Y的參數(shù)。對（1）式兩邊同時除以Y，經(jīng)移項(xiàng)整理后（1）式的函數(shù)可以寫做：

（2）式的含義是單位GDP二氧化碳排放量C/Y由貨物貿(mào)易出口額占GDP的比E/Y、FDI流入量占GDP的比F/Y、GDP和其他因素A0共同決定。對（2）式兩端同時取自然對數(shù)并導(dǎo)入時間下標(biāo)t，模型可以轉(zhuǎn)化為：

令Ln（C/Y）t為ct，LnA0為a0，Ln（E/Y）t為et，ln（F/Y）t為ft，LnYt為yt，α為a1，β為a2，（α+β+γ-1）為a3，模型可以進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為：

（4）式即為本研究要檢驗(yàn)的基本經(jīng)濟(jì)模型。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

中國國際直接投資流入、貨物貿(mào)易出口和GDP的數(shù)據(jù)均來自UNCTADstat，數(shù)據(jù)的序列長度為1980—2009年。其中FDI流入、貨物貿(mào)易出口數(shù)據(jù)以當(dāng)年價格計(jì)算，計(jì)價單位為百萬美元；GDP數(shù)據(jù)是以2005年不變價格計(jì)算的實(shí)際GDP，計(jì)價單位為百萬美元。二氧化碳排放總量的數(shù)據(jù)來自EIA的統(tǒng)計(jì)，時間序列長度也是從1980—2009年，二氧化碳排放來自于對能源的消耗，計(jì)量單位為百萬公噸。此外，實(shí)證檢驗(yàn)的所有結(jié)果均由Eviews6.0得出。

四、單位根檢驗(yàn)與協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

為了避免時間序列數(shù)據(jù)存在明顯時間變化趨勢所導(dǎo)致的“偽回歸”問題，首先需要對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本研究采用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）法來檢驗(yàn)變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后期由AIC最小準(zhǔn)則確定，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：et和ft的水平序列是非平穩(wěn)序列，ct和yt的水平序列是帶有趨勢的平穩(wěn)序列；所有序列的一階差分序列都至少在5%顯著水平下是平穩(wěn)序列，即，滿足I（1），滿足對非平穩(wěn)序列進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)的條件。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

本研究采用Johansen提出的協(xié)整似然比檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。該方法對滯后階數(shù)和檢驗(yàn)形式十分敏感，據(jù)此，應(yīng)該確定合理的滯后階數(shù)和檢驗(yàn)形式。首先根據(jù)本研究的序列長度建立滯后3階的無約束向量自回歸模型，然后根據(jù)AIC和SIC準(zhǔn)則確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)k。如表2所示，5種檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)均選擇了2作為VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，因此，最優(yōu)滯后階數(shù)確定為2。與此相對應(yīng)，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)區(qū)間為1-1。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

對于檢驗(yàn)形式，表3匯總了基于跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值的5種形式的結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果表明：除第一種形式的模型之外，其余4種模型形式都可能通過1%水平的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，但最優(yōu)模型形式尚不能確定。為確定最優(yōu)模型形式，筆者對后4種可能的協(xié)整形式均建立誤差修正模型，然后根據(jù)AIC和SC最小信息準(zhǔn)則確定VEC模型和協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)形式。從表3中AIC和SC統(tǒng)計(jì)量的值可以看出，兩者均在第5種模型形式下值最小，因此，第5種協(xié)整檢驗(yàn)形式——序列和協(xié)整方程存在二次趨勢即為VEC模型和協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)形式。與此相對應(yīng)，反映變量之間長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程為：

以△ct為因變量的誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果為：

表3 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果匯總

五、Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)

（一）短期效應(yīng)分析

對于非平穩(wěn)但有協(xié)整關(guān)系的序列進(jìn)行Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)應(yīng)該基于VEC模型。短期效應(yīng)的檢驗(yàn)方法是對特定自變量的各差分滯后項(xiàng)進(jìn)行聯(lián)合Wald檢驗(yàn)。表4列出了相應(yīng)的Wald檢驗(yàn)結(jié)果，如果其χ2統(tǒng)計(jì)量在0.05水平上顯著，就列出其相應(yīng)短期效應(yīng)的正負(fù)符號。

表4 基于誤差修正模型的短期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，貨物貿(mào)易出口、FDI流入和GDP均不是單位GDP碳排放量的短期Granger原因。只有貨物貿(mào)易出口和GDP是FDI流入的短期Granger原因。并且，從短期效應(yīng)來看，我國的貨物貿(mào)易出口對FDI流入具有替代作用；GDP的增長對FDI的流入具有促進(jìn)作用。

（二）長期效應(yīng)分析

1.長期直接效應(yīng)分析

長期直接效應(yīng)顯著與否可以用協(xié)整方程判斷，如果協(xié)整方程中自變量系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量在統(tǒng)計(jì)上顯著，就表明變量之間存在相關(guān)關(guān)系，其系數(shù)的正負(fù)則表示相關(guān)關(guān)系的正負(fù)。表5匯總了不同因變量的協(xié)整方程的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明在c方程中貨物貿(mào)易出口（e）與二氧化碳排放（c）顯著正相關(guān)，國內(nèi)生產(chǎn)總值（y）與之顯著負(fù)相關(guān)；在e方程中，只有國內(nèi)生產(chǎn)總值（y）與貨物貿(mào)易出口（e）顯著正相關(guān)；在y方程中所有系數(shù)均不顯著；在f方程中貨物貿(mào)易出口（e）與FDI流入顯著正相關(guān)，國內(nèi)生產(chǎn)總值（y）與之顯著負(fù)相關(guān)。

表5 基于協(xié)整方程的長期直接效應(yīng)檢驗(yàn)

與短期效應(yīng)對比可以發(fā)現(xiàn)：在f方程中貨物貿(mào)易出口（e）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（y）的長期直接效應(yīng)與短期效應(yīng)的符號發(fā)生了正負(fù)逆轉(zhuǎn)。這說明雖然在短期內(nèi)貨物貿(mào)易出口對FDI流入具有明顯的替代作用，但從長期來看，貨物貿(mào)易出口（e）卻對FDI流入具有明顯的促進(jìn)作用，表明隨著國際市場競爭的加劇，要求我國不斷提高出口商品的技術(shù)含量，反而會加大對國外FDI的依賴，以便利用FDI的溢出效應(yīng)提升我國的技術(shù)水平。再者，雖然在短期內(nèi)GDP的增長可以使國內(nèi)市場容量變大，對國外FDI的流入具有誘惑力，但隨著我國GDP的不斷增長，自有資本的不斷積累將減少對國外FDI的依賴，F(xiàn)DI的流入會減少。

2.長期總效應(yīng)分析

表6同時給出了兩種意義的長期總效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。第一種意義的長期總效應(yīng)是指長期均衡的協(xié)整關(guān)系是否對因變量產(chǎn)生顯著影響，可以根據(jù)誤差修正項(xiàng)ECMt-1的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上是否顯著來做判斷，若顯著則表明誤差修正項(xiàng)或長期均衡的協(xié)整關(guān)系是因變量的長期Granger原因，反之亦然。表6的最后一行列出了4個誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)ECMt-1系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量及其伴隨概率，結(jié)果顯示：在0.05置信水平下，ECMt-1系數(shù)在△ft和△yt誤差修正模型中顯著為負(fù)。這說明長期均衡的協(xié)整關(guān)系是FDI流入和GDP的長期Granger原因，但這種長期均衡的協(xié)整關(guān)系對單位GDP碳排放和貨物貿(mào)易出口卻沒有顯著的長期效應(yīng)。

第二種意義的長期總效應(yīng)是指特定自變量如何通過長期均衡的協(xié)整關(guān)系對因變量產(chǎn)生綜合的影響，檢驗(yàn)方法是將特定自變量的各期滯后項(xiàng)與ECMt-1一起進(jìn)行Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)。表6也同時列出了將每個特定自變量與ECMt-1一起進(jìn)行Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)的結(jié)果。但Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)的結(jié)果只能夠用于判斷特定自變量對因變量是否具有長期總效應(yīng)，卻無法辨別效應(yīng)的正負(fù)和大小。因此，需要在誤差修正模型的基礎(chǔ)上建立廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)做進(jìn)一步的檢驗(yàn)以考察長期總效應(yīng)的符號與大小。如果長期總效應(yīng)在0.01水平上通過Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)，就在“收斂值”一欄列出其長期收斂狀況。通過對表6中的檢驗(yàn)結(jié)果分析得知：

第一，單位GDP碳排放、貨物貿(mào)易出口和GDP都是 FDI流入的長期Granger原因，但單位GDP碳排放的長期總效應(yīng)為正，貨物貿(mào)易出口和GDP的長期總效應(yīng)為負(fù)。因此，雖然從短期來看，單位GDP碳排放不是FDI流入的Granger原因，但從長期來看，單位GDP碳排放卻是FDI流入的Granger原因，并且顯著為正，說明我國吸收的FDI中高污染、高排放的行業(yè)較多，符合“污染者避難所”假說。此外，無論從長期還是短期，貨物貿(mào)易出口都對FDI流入具有顯著的替代作用。與此同時，雖然短期和長期GDP均是FDI流入的Granger原因，但效應(yīng)的符合卻發(fā)生了逆轉(zhuǎn)。短期內(nèi)，隨著GDP的增長，我國的基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，市場規(guī)模不斷擴(kuò)大，對國外的FDI吸引力增大，F(xiàn)DI流入增加。但從長期來看，隨著我國GDP的不斷增長，我國的財(cái)富積累會不斷增加、技術(shù)水平會日益提高，反而會減少對國外FDI的依賴。

表6 基于誤差修正模型的長期總效應(yīng)檢驗(yàn)

第二，雖然從短期效應(yīng)看單位GDP碳排放、貨物貿(mào)易出口和FDI流入都不是GDP的Granger原因，但從長期效應(yīng)看三者都是GDP的Granger原因。其中，單位GDP碳排放和貨物貿(mào)易出口的長期總效應(yīng)為正，F(xiàn)DI流入的長期總效應(yīng)為負(fù)。因此，貨物貿(mào)易出口從長期看有利于GDP的增長，符合“外貿(mào)是經(jīng)濟(jì)增長發(fā)動機(jī)”學(xué)說。此外，從長期看，單位GDP碳排放的增加有利于GDP的增長，說明我國GDP的增長是以能源的高消耗為代價的，這種經(jīng)濟(jì)增長模式急需轉(zhuǎn)變。值得注意和思考的是，長期來看，F(xiàn)DI流入的增加反而不利于我國GDP的增長，這和我國當(dāng)前積極利用外資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的政策背離。這說明雖然短期內(nèi)國外FDI的流入可以彌補(bǔ)國內(nèi)投資的不足，可以提高技術(shù)和管理水平以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但從長期來看，F(xiàn)DI的流入會對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的投資和發(fā)展產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，反而會不利于我國經(jīng)濟(jì)的增長。

六、結(jié)論

利用1980—2009年中國的年度數(shù)據(jù)，本研究發(fā)現(xiàn)單位GDP碳排放、貨物貿(mào)易出口、FDI流入和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系。基于誤差修正模型的短期和長期的Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，上述變量存在著復(fù)雜的關(guān)系。

第一，從短期效應(yīng)來看，所有變量都不是單位GDP碳排放的Granger原因，但從長期直接效應(yīng)來看，貨物貿(mào)易出口和GDP與單位GDP碳排放存在相關(guān)關(guān)系，其中貨物貿(mào)易出口與之正相關(guān)，GDP與之負(fù)相關(guān)。長期相關(guān)關(guān)系說明隨著出口的增長，單位GDP碳排放會同步增長，表明我國的出口商品仍然是以能源密集型為主，這種出口的結(jié)構(gòu)亟待升級。

第二，有些變量的短期效應(yīng)與長期總效應(yīng)存在矛盾。雖然從短期效應(yīng)來看，GDP的增長有利于FDI流入，但從長期效應(yīng)來看，GDP的增長反而不利于FDI的流入。這說明我國通過利用國外FDI促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的政策效果在短期和長期是存在矛盾的。長短期效應(yīng)的不一致，會使政府在政策的長期目標(biāo)與短期目標(biāo)的選擇和取舍中處于兩難的境地。

第三，有些變量長期直接效應(yīng)與總效應(yīng)存在矛盾。以貨物貿(mào)易出口為例，從長期直接效應(yīng)來看，貨物貿(mào)易出口對FDI流入具有促進(jìn)作用，但從長期總效應(yīng)來看，貨物貿(mào)易出口確對FDI具有明顯的替代作用，與其短期效應(yīng)相一致。上述矛盾使得我國同時利用出口和國外FDI來帶動經(jīng)濟(jì)增長的政策在內(nèi)部很難協(xié)調(diào)。

第四，有些變量在短期內(nèi)無效應(yīng)，但長期來看效應(yīng)顯著。以二氧化碳排放為例，短期內(nèi)二氧化碳排放不是任何變量的Granger原因，但從長期效應(yīng)來看，單位GDP碳排放的增加有利于經(jīng)濟(jì)的增長，說明我國的經(jīng)濟(jì)增長是以能源的高消耗為代價的，這種能源消耗型的經(jīng)濟(jì)增長模式急需轉(zhuǎn)變。

［1］鄧柏盛，宋德勇.我國對外貿(mào)易、FDI與環(huán)境污染之間關(guān)系的研究：1995—2005［J］.國際貿(mào)易問題，2008，（4）.

［2］何正霞，許士春.我國經(jīng)濟(jì)開放對環(huán)境影響的實(shí)證研究：1990-2007年［J］.國際貿(mào)易問題，2009，（10）.

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

［4］龐德良，洪宇.石油價格沖擊、內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步與日本經(jīng)濟(jì)增長［J］.現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì)，2009，（1）.

［5］龐德良，洪宇.制度目標(biāo)沖突與發(fā)展政策兩難選擇——來自中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的經(jīng)驗(yàn)性證據(jù)［J］.吉林大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2010，（4）.

［6］黃青媛.外商直接投資對東道國溢出效應(yīng)的研究綜述［J］.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)，2011，（2）.

［7］梁永強(qiáng).FDI流入對中國內(nèi)資企業(yè)就業(yè)和工資水平影響的計(jì)量分析［J］.現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2010，（5）.

［8］羅良文，李珊珊.FDI技術(shù)外溢的垂直效應(yīng)與中國工業(yè)碳排放［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2012，（11）.

［9］Sims C A，Stock J H，Watson M W.Inference in linear time series models with some unit roots［J］.Econometrica，1990，（1）：113-144.

［10］Johansen.S.Estimation and hypothesis testing of cointegrated vectors in Gaussian VAR models［J］.Econometrica，1991，（6），1551-1580.

［11］Aliyu，Mohammed Aminu.Foreign Direct Investment and the Environment:Pollution Haven Hypothesis Revisited［Z］.Paper Prepared for the Eight Annual Conference on Global Economic Analysis，2005.

［12］Frank S.T.Hsiao，Mei-Chu W.Hsiao.FDI，export and GDP in East and Southeast Asia［J］.Journal of Asian Economics，2006，（17）：1082-1106.