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【摘 要】本文概述了1996-2010年全国引进FDI的规模和结构特征，应用简单的碳排放计算公式评估了1996-2010年年度全国碳排放量。应用单整检验和EG两步检验法，证明了全国FDI规模与碳排放之间存在协整关系，但并没有很好地证明他们之间是否存在因果关系。从产业结构来看，在各个滞后期内，第二产业FDI的变化从长期来看是碳排放量变化的原因。但是第一产业和第三产业并没有明显地显示因果关系。
【关键词】外商直接投资；碳排放；相关性
随着我国改革开放的进一步开展，外商直接投资（FDI）规模在逐渐提高。FDI对东道国带来资金、技术、管理经验以及就业机会的同时，也给生态环境带来了一定程度的负面影响，尤其是发展中国家东道国，很容易成为发达国家跨国公司的污染工厂。从相关统计数据来看，我国至2010年FDI达到1057.352亿美元，连续二十多年持续增长。但是，由于我国人口基数大，人均环境容量有限，单位国土面积工业负荷比较大，环保任务比较重。我国在“十二五”总体发展规划中明确指出，要进一步减少单位GDP能耗和二氧化碳排放量，并且要控制主要污染物。如何更好地协调引进FDI与降低全国二氧化碳排放量之间的关系，是我国“十二五”期间面临的重大课题。因此，有必要对全国近十几年来引进FDI的碳排放效应进行评估，分析FDI规模与全国二氧化碳排放总量的相关性，探讨FDI的产业结构分布与我国碳排放之间的关联性，为今后进一步优化外资政策和节能减排提供依据。本文所选取的时间范围为1996-2010年，从总量和产业结构方面，分析这一时期我国FDI的碳排放效应。
一、全国引进FDI的规模与行业分布
（一）全国引进FDI的规模特征
20世纪90年代以来我国实际引进利用FDI增长迅速，由1996年的417.26亿美元增长为2010年的1057.32亿美元，引资规模在波动中不断扩大，1996-2002年在波动中缓慢增长，2002年至2008年有较大增长幅度，一定程度上验证了2001年入世后由于更加开放的政策，带来FDI的迅猛增长。2009年有一定程度地小规模地下降，2010年呈现恢复性增长。
（二）全国FDI的产业与行业分布特征
1996年以来，全国三次产业引进FDI的情况表，投资于第一产业的FDI规模很小，多数年份所占份额不足 第二产业引进FDI的规模居绝对优势，但其比重有所下降，从1996年的76.4%下降到2010年的50.9%，第三产业引进FDI规模呈现波动上升趋势，其比重从1996年的20.9%增加到2010年的47.3%，而第一产业农业引进FDI的比重总体上也呈现出上升趋势，最终从所占比1996年的11.393%增加至2010年的19.120%，期间有所波动。
如果细分各大产业的行业来看，第二产业中的几大行业一直是外资比较集中进入的行业，例如装备制造业，石油化工业等。而第三产业FDI比重上升很大一部分原因是由于，随着我国经济进一步融入全球市场，尤其是入世以后，逐渐放开了服务领域，近年来房地产行业、交通运输、仓储、邮政业、批发和零售业引进FDI的规模在逐渐增大，增长率在提高。
二、全国1996—2010年碳排放的评估
（一）计算公式和数据来源
本文简单利用主要一次能源的消耗量来计算碳排放量，包括煤炭、石油、天然气。而不选取电力等二次能源，主要是为了避免重复计算。运用简单的计算公式：碳排放量=三次能源各自的消耗量*各种化石燃料折标准煤系数*三次能源各自的碳排放强度系数。
关于能源排放强度系数，国家发展和改革委员会能源研究所（2003）的相关显示，我国煤炭、石油、天然气的碳排放强度系数分别为0.7476，0.5825，0.4435。各种化石燃料折标准煤参考系数采用《中国能源统计年鉴2007》，原煤、石油和天然气折合成标准煤的系数分别为0.7143，1.4286，1.3300 ，而各种能源的消耗量数据根据历年的《中国能源统计年鉴》整理而得。
（二）全国1996—2010年碳排放的特征
经过上述计算后，我们发现1996年以来，全国年度碳排放规模逐年增加，由90172.049万吨增至2010年的207714.256万吨。同期，全国万元GDP碳排放量由1996-2002年期间数值平稳逐年增长，之后在03年经历小幅度下降之后，在2003-2010碳排放又呈现逐年增加趋势，并且最终由1996年的0.778吨/万元增至2010年1.914吨/万元。这说明我国的粗放型经济并没有很好地得到改善，节能减排措施没有有效得到实施，甚至有恶化趋势。
并且，从能源消费结构来看，三种一次能源消费均呈现逐年上涨趋势，煤炭能源消费始终处于主体地位。三种一次能源的增长率分别为，煤炭消费增长了55.09%，石油消费增长了58.95%，天然气消费增长了82.61%。这三次能源的消费增长变化将直接影响碳排放的变化甚至是环境的变化，因为煤炭的碳排放系数最大，导致碳排量增长较快。
三、全国FDI规模与碳排放量的相关性
（一）数据选取
本文把1996—2010年全国年碳排放量作为因变量，选用同期全国年度实际引进FDI作为自变量，并对其进行同期汇率换算。
为消除数据中存在的异方差，分别对两个变量取对数为LNT与LNFDI。由于本文采用的是时间序列数据，为避免谬误回归，在最终确立计量回归之前，必须对所涉及的时间序列变量进行平稳性检验。具体步骤分为三个步骤：一是利用单位根检验确定时间序列LNFDI和LNT的平稳性；二是利用两变量的Engle-Granger的检验方法（EG两步检验法）来确定LNFDI与LNT之间是否具有协整关系。若存在，则给出两变量之间的长期关系；三是利用EG检验考察LNFDI与 LNT之间的因果关系。以上均采用EVIEWS6.0计量分析软件进行回归。 （二）相关性分析
（1）单整性检验。首先对相关数据进行单位根检验，以避免对非平稳时间序列进行分析时产生“伪回归”问题，然后建立非平稳时间序列的回归模型。为了判断LNFDI和LNT是否存在长期稳定关系，首先要进行单整检验，只有二者的单整阶数相同时，才可能存在协整关系。具体分析结果如下表：
单整性检验结果
从单整分析来看，只有LNT二阶单整在1%水平下未通过平稳检验，其余的检验水平下均通过。可以总体上判断LNT和LNFDI基本平稳，并且单整阶数相同。
（2）协整关系检验。应用E-G两步法进行协整检验。第一步，将需要的变量进行回归得到残差；第二步，对残差进行单位根检验，残差如果没有单位根，则表明变量间存在协整关系。否则，变量间不存在协整关系。对LNFDI和LNT进行回归分析，LNT为因变量，回归结果如下表
LNT和LNFDI的回归结果
从上表回归结果看，总体上回归非常好。拟合优度相当好，t检验值也通过了。
根据Engle定理，如果一组变量之间有协整关系，则可以用误差修正模型（ECM）进行协整回归。误差修正模型克服了协整关系只反映变量间长期的均衡关系，建立短期的动态模型以弥补长期模型的不足。由上述回归分析表可知，LNT与LNFDI的方程式：LNT=1.680386+0.102662LNFDI+u，通过了检验。根据e=LNT-（1.680386+0.102662LNFDI）计算残差序列，对其进行单位根检验，结果如下表：
残差序列的平稳性检验
由上表可知，残差序列的ADF统计量为-2.658921，除了较为严格的1%显著性水平通不过外，均小于5%和10%的临界值。因此，可以总体上说明残差平稳，说明LNFDI和LNT之间存在协整关系。
（3）LNFDI和LNT之间的Granger因果关系检验。应用Granger因果关系检验法进行验证，滞后期分别取1、2、3，检验结果显示：
由分析可以看出，滞后期为1-3时候，FDI变化和碳排放变化没有显著性的因果关系，即碳排放变化不是引起FDI变化的原因，FDI变化也不是引起碳排放变化的原因。
这一分析结果并没有达到理想预期的结果。1996—2010这15年来我国引进FDI的规模在逐步扩大，尤其是在中国2001年入世以后，外资对中国的直接投资规模逐渐加大，而且我国现阶段仍处于工业化前期，在国际分工中承接的仍是高耗能高污染的产业，按理论分析应该会给环境带来一定的负面影响。但是结果并没有很好地反映这一因果关系。原因可能是：首先，地区发展的不平衡性导致地区实际FDI的不平衡性。本文研究的是数据是基于全国范围内的数据，而我国中西部地区实际引进FDI与环境的碳排放，一定程度上稀释了这一因果关系，从而导致检验不显著。其次，三次产业发展的实际引进FDI的不同，三次产业发展对环境影响不同，导致实际引进FDI与碳排放之间的因果关系总体上不显著。例如，农业引进FDI较少，并且处于比较初级的农业发展状态，机械化程度很低，碳排放较少。最后，可能是碳排放数据搜集计算整理过程的偏差，本文计算碳排放，比较简单粗糙，主要是利用一次能源消耗量乘以各自的碳排放强度系数，这可能导致最后的数据不准确，从而，导致因果关系不准确。
基于以上几点，本文接下来具体分析三次产业FDI的引进与碳排放之间的因果关系。
四、三次产业FDI的引进与碳排放的相关性
按照前述检验的三个步骤，分析中国这近十年来三次产业实际利用FDI与碳排放的相关性。首先，对三次产业利用FDI数据进行单整性检验，FDI1， FDI2， FDI3和LNT之间的协整关系。表显示，三者是二阶平稳数列，可以进一步分析LNFDI1、LNFDI2、LNFDI3和LNT之间的协整关系。
接着，采用恩格尔——格兰杰两步法进行协整分析，对LNFDI1、LNFDI2、LNFDI3和LNT进行回归。其中LNT为因变量，分别得到回归方程，通过回归结果，进行平稳性检验，除了LNFDI1、LNFDI2和LNFDI3和LNT的方程通过了检验。然后，根据残差序列的表达式，进行单位根检验。
最后，利用Granger因果关系检验法进行验证，滞后期数分别取1、2、3，检验结果显示：
平稳序列LNFDI1、 LNFDI2 、LNFDI3和LNT之间存在协整关系，表明三次产业FDI规模与碳排放量之间存在长期均衡关系；从长期来看，第二产业FDI的变化是碳排放量变化的原因。不论从短期还是长期来看，第一产业FDI的变化与碳排放的变化不存在因果关系；当滞后期为2时，碳排放的变化是第三产业FDI变化的原因。
五、结论
本文概述了1996-2010年我国引进FDI的规模和产业结构特征，应用简单的碳排放计算公式，评估了1996-2010年期间年度碳排放量。结果发现，在这一时期，我国碳排放总量在逐步增加，并且万元GDP碳排放这一指标数据也在逐步增加。这表明，我国并没有很好地完成节能减排工作，经济发展结构依然是粗放型的高污染高能耗型经济。单整检验和EG两步检验结果表明，1996-2010年期间全国FDI规模与碳排放量存在协整关系，说明了FDI和碳排放量之间存在长期均衡结果。但是，格兰杰因果检验并没有很好地显示FDI与碳排放量之间存在因果关系，本文指出可能是由于全国范围FDI引进不平衡性导致的。应用这一思路，进一步地分析全国三次产业FDI的碳排放效应进行检验。结果表明，在滞后期为1-3时，第二产业均是碳排放量增加的原因，而第一、第三产业并不能很好地显示这一因果关系。
因此，今后我国在引进FDI时候要重视环境因素，尤其是碳排放的效应。要学会充分绿色利用FDI带来的效益，进一步加强节能减排和产业结构转型，减轻环境污染压力，更好地更绿色地承接FDI。
参考文献：
[1] 江心英、陈志雨.1998-2010年江苏省引进FDI与碳排放的相关性评估国际贸易问题[J].2012（04）
[2] 傅元海.我国引进FDI质量的实证研究.统计研究[J].2008（10）
[3] 王家纬、伊藤敏子.我国碳排放权市场发展路径之研究.国际商务[J].2011（03）
[4] 吕海霞.我国引进FDI规模的战略思考.经济问题[J].2009（09）
[5] 汪春、傅元海.我国引进FDI质量的影响因素.兰州商学院学[J].2010（05）
【关键词】外商直接投资；碳排放；相关性
随着我国改革开放的进一步开展，外商直接投资（FDI）规模在逐渐提高。FDI对东道国带来资金、技术、管理经验以及就业机会的同时，也给生态环境带来了一定程度的负面影响，尤其是发展中国家东道国，很容易成为发达国家跨国公司的污染工厂。从相关统计数据来看，我国至2010年FDI达到1057.352亿美元，连续二十多年持续增长。但是，由于我国人口基数大，人均环境容量有限，单位国土面积工业负荷比较大，环保任务比较重。我国在“十二五”总体发展规划中明确指出，要进一步减少单位GDP能耗和二氧化碳排放量，并且要控制主要污染物。如何更好地协调引进FDI与降低全国二氧化碳排放量之间的关系，是我国“十二五”期间面临的重大课题。因此，有必要对全国近十几年来引进FDI的碳排放效应进行评估，分析FDI规模与全国二氧化碳排放总量的相关性，探讨FDI的产业结构分布与我国碳排放之间的关联性，为今后进一步优化外资政策和节能减排提供依据。本文所选取的时间范围为1996-2010年，从总量和产业结构方面，分析这一时期我国FDI的碳排放效应。
一、全国引进FDI的规模与行业分布
（一）全国引进FDI的规模特征
20世纪90年代以来我国实际引进利用FDI增长迅速，由1996年的417.26亿美元增长为2010年的1057.32亿美元，引资规模在波动中不断扩大，1996-2002年在波动中缓慢增长，2002年至2008年有较大增长幅度，一定程度上验证了2001年入世后由于更加开放的政策，带来FDI的迅猛增长。2009年有一定程度地小规模地下降，2010年呈现恢复性增长。
（二）全国FDI的产业与行业分布特征
1996年以来，全国三次产业引进FDI的情况表，投资于第一产业的FDI规模很小，多数年份所占份额不足 第二产业引进FDI的规模居绝对优势，但其比重有所下降，从1996年的76.4%下降到2010年的50.9%，第三产业引进FDI规模呈现波动上升趋势，其比重从1996年的20.9%增加到2010年的47.3%，而第一产业农业引进FDI的比重总体上也呈现出上升趋势，最终从所占比1996年的11.393%增加至2010年的19.120%，期间有所波动。
如果细分各大产业的行业来看，第二产业中的几大行业一直是外资比较集中进入的行业，例如装备制造业，石油化工业等。而第三产业FDI比重上升很大一部分原因是由于，随着我国经济进一步融入全球市场，尤其是入世以后，逐渐放开了服务领域，近年来房地产行业、交通运输、仓储、邮政业、批发和零售业引进FDI的规模在逐渐增大，增长率在提高。
二、全国1996—2010年碳排放的评估
（一）计算公式和数据来源
本文简单利用主要一次能源的消耗量来计算碳排放量，包括煤炭、石油、天然气。而不选取电力等二次能源，主要是为了避免重复计算。运用简单的计算公式：碳排放量=三次能源各自的消耗量*各种化石燃料折标准煤系数*三次能源各自的碳排放强度系数。
关于能源排放强度系数，国家发展和改革委员会能源研究所（2003）的相关显示，我国煤炭、石油、天然气的碳排放强度系数分别为0.7476，0.5825，0.4435。各种化石燃料折标准煤参考系数采用《中国能源统计年鉴2007》，原煤、石油和天然气折合成标准煤的系数分别为0.7143，1.4286，1.3300 ，而各种能源的消耗量数据根据历年的《中国能源统计年鉴》整理而得。
（二）全国1996—2010年碳排放的特征
经过上述计算后，我们发现1996年以来，全国年度碳排放规模逐年增加，由90172.049万吨增至2010年的207714.256万吨。同期，全国万元GDP碳排放量由1996-2002年期间数值平稳逐年增长，之后在03年经历小幅度下降之后，在2003-2010碳排放又呈现逐年增加趋势，并且最终由1996年的0.778吨/万元增至2010年1.914吨/万元。这说明我国的粗放型经济并没有很好地得到改善，节能减排措施没有有效得到实施，甚至有恶化趋势。
并且，从能源消费结构来看，三种一次能源消费均呈现逐年上涨趋势，煤炭能源消费始终处于主体地位。三种一次能源的增长率分别为，煤炭消费增长了55.09%，石油消费增长了58.95%，天然气消费增长了82.61%。这三次能源的消费增长变化将直接影响碳排放的变化甚至是环境的变化，因为煤炭的碳排放系数最大，导致碳排量增长较快。
三、全国FDI规模与碳排放量的相关性
（一）数据选取
本文把1996—2010年全国年碳排放量作为因变量，选用同期全国年度实际引进FDI作为自变量，并对其进行同期汇率换算。
为消除数据中存在的异方差，分别对两个变量取对数为LNT与LNFDI。由于本文采用的是时间序列数据，为避免谬误回归，在最终确立计量回归之前，必须对所涉及的时间序列变量进行平稳性检验。具体步骤分为三个步骤：一是利用单位根检验确定时间序列LNFDI和LNT的平稳性；二是利用两变量的Engle-Granger的检验方法（EG两步检验法）来确定LNFDI与LNT之间是否具有协整关系。若存在，则给出两变量之间的长期关系；三是利用EG检验考察LNFDI与 LNT之间的因果关系。以上均采用EVIEWS6.0计量分析软件进行回归。 （二）相关性分析
（1）单整性检验。首先对相关数据进行单位根检验，以避免对非平稳时间序列进行分析时产生“伪回归”问题，然后建立非平稳时间序列的回归模型。为了判断LNFDI和LNT是否存在长期稳定关系，首先要进行单整检验，只有二者的单整阶数相同时，才可能存在协整关系。具体分析结果如下表：
单整性检验结果
从单整分析来看，只有LNT二阶单整在1%水平下未通过平稳检验，其余的检验水平下均通过。可以总体上判断LNT和LNFDI基本平稳，并且单整阶数相同。
（2）协整关系检验。应用E-G两步法进行协整检验。第一步，将需要的变量进行回归得到残差；第二步，对残差进行单位根检验，残差如果没有单位根，则表明变量间存在协整关系。否则，变量间不存在协整关系。对LNFDI和LNT进行回归分析，LNT为因变量，回归结果如下表
LNT和LNFDI的回归结果
从上表回归结果看，总体上回归非常好。拟合优度相当好，t检验值也通过了。
根据Engle定理，如果一组变量之间有协整关系，则可以用误差修正模型（ECM）进行协整回归。误差修正模型克服了协整关系只反映变量间长期的均衡关系，建立短期的动态模型以弥补长期模型的不足。由上述回归分析表可知，LNT与LNFDI的方程式：LNT=1.680386+0.102662LNFDI+u，通过了检验。根据e=LNT-（1.680386+0.102662LNFDI）计算残差序列，对其进行单位根检验，结果如下表：
残差序列的平稳性检验
由上表可知，残差序列的ADF统计量为-2.658921，除了较为严格的1%显著性水平通不过外，均小于5%和10%的临界值。因此，可以总体上说明残差平稳，说明LNFDI和LNT之间存在协整关系。
（3）LNFDI和LNT之间的Granger因果关系检验。应用Granger因果关系检验法进行验证，滞后期分别取1、2、3，检验结果显示：
由分析可以看出，滞后期为1-3时候，FDI变化和碳排放变化没有显著性的因果关系，即碳排放变化不是引起FDI变化的原因，FDI变化也不是引起碳排放变化的原因。
这一分析结果并没有达到理想预期的结果。1996—2010这15年来我国引进FDI的规模在逐步扩大，尤其是在中国2001年入世以后，外资对中国的直接投资规模逐渐加大，而且我国现阶段仍处于工业化前期，在国际分工中承接的仍是高耗能高污染的产业，按理论分析应该会给环境带来一定的负面影响。但是结果并没有很好地反映这一因果关系。原因可能是：首先，地区发展的不平衡性导致地区实际FDI的不平衡性。本文研究的是数据是基于全国范围内的数据，而我国中西部地区实际引进FDI与环境的碳排放，一定程度上稀释了这一因果关系，从而导致检验不显著。其次，三次产业发展的实际引进FDI的不同，三次产业发展对环境影响不同，导致实际引进FDI与碳排放之间的因果关系总体上不显著。例如，农业引进FDI较少，并且处于比较初级的农业发展状态，机械化程度很低，碳排放较少。最后，可能是碳排放数据搜集计算整理过程的偏差，本文计算碳排放，比较简单粗糙，主要是利用一次能源消耗量乘以各自的碳排放强度系数，这可能导致最后的数据不准确，从而，导致因果关系不准确。
基于以上几点，本文接下来具体分析三次产业FDI的引进与碳排放之间的因果关系。
四、三次产业FDI的引进与碳排放的相关性
按照前述检验的三个步骤，分析中国这近十年来三次产业实际利用FDI与碳排放的相关性。首先，对三次产业利用FDI数据进行单整性检验，FDI1， FDI2， FDI3和LNT之间的协整关系。表显示，三者是二阶平稳数列，可以进一步分析LNFDI1、LNFDI2、LNFDI3和LNT之间的协整关系。
接着，采用恩格尔——格兰杰两步法进行协整分析，对LNFDI1、LNFDI2、LNFDI3和LNT进行回归。其中LNT为因变量，分别得到回归方程，通过回归结果，进行平稳性检验，除了LNFDI1、LNFDI2和LNFDI3和LNT的方程通过了检验。然后，根据残差序列的表达式，进行单位根检验。
最后，利用Granger因果关系检验法进行验证，滞后期数分别取1、2、3，检验结果显示：
平稳序列LNFDI1、 LNFDI2 、LNFDI3和LNT之间存在协整关系，表明三次产业FDI规模与碳排放量之间存在长期均衡关系；从长期来看，第二产业FDI的变化是碳排放量变化的原因。不论从短期还是长期来看，第一产业FDI的变化与碳排放的变化不存在因果关系；当滞后期为2时，碳排放的变化是第三产业FDI变化的原因。
五、结论
本文概述了1996-2010年我国引进FDI的规模和产业结构特征，应用简单的碳排放计算公式，评估了1996-2010年期间年度碳排放量。结果发现，在这一时期，我国碳排放总量在逐步增加，并且万元GDP碳排放这一指标数据也在逐步增加。这表明，我国并没有很好地完成节能减排工作，经济发展结构依然是粗放型的高污染高能耗型经济。单整检验和EG两步检验结果表明，1996-2010年期间全国FDI规模与碳排放量存在协整关系，说明了FDI和碳排放量之间存在长期均衡结果。但是，格兰杰因果检验并没有很好地显示FDI与碳排放量之间存在因果关系，本文指出可能是由于全国范围FDI引进不平衡性导致的。应用这一思路，进一步地分析全国三次产业FDI的碳排放效应进行检验。结果表明，在滞后期为1-3时，第二产业均是碳排放量增加的原因，而第一、第三产业并不能很好地显示这一因果关系。
因此，今后我国在引进FDI时候要重视环境因素，尤其是碳排放的效应。要学会充分绿色利用FDI带来的效益，进一步加强节能减排和产业结构转型，减轻环境污染压力，更好地更绿色地承接FDI。
参考文献：
[1] 江心英、陈志雨.1998-2010年江苏省引进FDI与碳排放的相关性评估国际贸易问题[J].2012（04）
[2] 傅元海.我国引进FDI质量的实证研究.统计研究[J].2008（10）
[3] 王家纬、伊藤敏子.我国碳排放权市场发展路径之研究.国际商务[J].2011（03）
[4] 吕海霞.我国引进FDI规模的战略思考.经济问题[J].2009（09）
[5] 汪春、傅元海.我国引进FDI质量的影响因素.兰州商学院学[J].2010（05）