，，

(1.山東科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266590；2.山東科技大學(xué) 組織治理與競(jìng)爭(zhēng)研究所，山東 青島 266590)

一、引言

全球經(jīng)濟(jì)在工業(yè)化和城市化兩大引擎的推動(dòng)下高速增長(zhǎng)，但高速增長(zhǎng)的背后卻是溫室氣體不斷積累、極端天氣頻發(fā)等環(huán)境失衡問(wèn)題?，F(xiàn)階段中國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量較改革開放前有了跨越式增長(zhǎng)，但是這種高速增長(zhǎng)是基于區(qū)域環(huán)境狀況的惡化和自然資源的不斷投入，以及外商直接投資所帶動(dòng)的區(qū)域技術(shù)革新和治理經(jīng)驗(yàn)的不斷提升，而以發(fā)展為己任的地方政府依舊對(duì)資本這一流動(dòng)性較強(qiáng)的稀缺要素有著近乎本能的強(qiáng)烈興趣，對(duì)外資的追求使得地方財(cái)政支出呈現(xiàn)出“重基本建設(shè)，輕公共服務(wù)”的扭曲，在以GDP為主的政績(jī)考核機(jī)制和地方官員任免制度為典型特征的中國(guó)式分權(quán)背景下，地方政府是否為了轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和政績(jī)晉升，對(duì)財(cái)政資源配置領(lǐng)域存在“選擇性偏廢”現(xiàn)象？中央試圖通過(guò)財(cái)政分權(quán)增強(qiáng)地方政府的財(cái)政配置能力，改變地方財(cái)政預(yù)算約束，引導(dǎo)和激勵(lì)地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中提升對(duì)轄區(qū)內(nèi)環(huán)境優(yōu)化的投入行為，同時(shí)選擇推動(dòng)區(qū)域技術(shù)溢出效應(yīng)和環(huán)境治理經(jīng)驗(yàn)提升的外來(lái)資本，改善環(huán)境狀況，繼而實(shí)現(xiàn)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤發(fā)展。但是在中國(guó)式分權(quán)背景下，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)促使地方政府將更多的財(cái)政資源配置到具有短期經(jīng)濟(jì)效益和邊際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出更高的生產(chǎn)性部門，而忽視了當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理，尤其是經(jīng)濟(jì)落后的地區(qū)，更容易陷入經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后與環(huán)境持續(xù)惡化的“二元”發(fā)展困境，地方政府對(duì)外資的選擇性行為對(duì)轄區(qū)內(nèi)的碳排放效應(yīng)是難以預(yù)料的?；谝陨纤伎?，厘清外商直接投資對(duì)碳排放的影響路徑，以及在區(qū)域異質(zhì)性情境下地方政府對(duì)外商直接投資的選擇性行為對(duì)碳排放效應(yīng)的作用機(jī)理，完善中國(guó)財(cái)政分權(quán)制度，為地方政府制定區(qū)域發(fā)展政策提供政策建議和理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

(一)外商直接投資與碳排放國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，隨著國(guó)家開發(fā)戰(zhàn)略和產(chǎn)業(yè)布局向中西部深化推進(jìn)，中央和地方政府亦先后出臺(tái)一系列外資優(yōu)惠政策旨在搭建外資入駐平臺(tái)，提高政策環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)力，然而區(qū)域間資源稟賦的差異化加劇了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，使得外來(lái)資本對(duì)區(qū)域環(huán)境狀況的影響效應(yīng)混淆不清。

(二)財(cái)政分權(quán)與碳排放國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)的財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為，地方政府可以更好地了解該地區(qū)居民的偏好，更好地滿足居民對(duì)公共物品的需求[9]，而環(huán)境質(zhì)量也是地方政府應(yīng)該向公眾提供的公共產(chǎn)品。

通過(guò)對(duì)政府財(cái)政分權(quán)與地區(qū)環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的研究文獻(xiàn)進(jìn)行分析整理，發(fā)現(xiàn)目前學(xué)術(shù)界主要存在兩種觀點(diǎn)：第一種觀點(diǎn)以“環(huán)境聯(lián)邦主義”為理論基礎(chǔ)，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)是處理環(huán)境偏好異質(zhì)性的有效手段，地方政府按照轄區(qū)居民偏好、政策實(shí)施成本和本地資源條件，分權(quán)制定環(huán)境政策能夠產(chǎn)生更高的社會(huì)福利，降低環(huán)境保護(hù)成本。Bretob、Scott(2016)等認(rèn)為可以通過(guò)區(qū)域間的協(xié)調(diào)與合作來(lái)解決環(huán)境治理的外部性問(wèn)題[10]；譚志雄、張陽(yáng)陽(yáng)(2015)借助環(huán)境投入產(chǎn)出模型對(duì)中國(guó)財(cái)政分權(quán)與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明財(cái)分權(quán)有效控制并減少環(huán)境污染[11]。總之，地方政府應(yīng)更了解轄區(qū)內(nèi)居民的環(huán)境需求偏好，繼而制定符合轄區(qū)特異性狀況的區(qū)域發(fā)展政策；另外，地方政府可以按照區(qū)域發(fā)展?fàn)顩r提升外資企業(yè)的環(huán)境入駐門檻和清潔技術(shù)門檻，繼而推動(dòng)轄區(qū)的環(huán)境治理和優(yōu)化。第二種觀點(diǎn)基于“競(jìng)爭(zhēng)到底”假說(shuō)展開討論，認(rèn)為在財(cái)政分權(quán)制度下，地方政府出于轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和自身政治晉升考慮，為了獲得更高的轄區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出而放松環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，導(dǎo)致區(qū)域環(huán)境狀況惡化。List和Gerking(2000)借助美國(guó)分權(quán)環(huán)境治理前后的數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，分權(quán)后環(huán)境質(zhì)量并沒(méi)有明顯的改善[12]；王娟等(2014)利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析表明政府財(cái)政分權(quán)與區(qū)域碳排放存在正向變動(dòng)關(guān)系，地方財(cái)政分權(quán)度的提高不利于轄區(qū)內(nèi)碳排放的減少[13]。在以GDP為主的政績(jī)考核機(jī)制的背景下，地方政府參與區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)縱容了“競(jìng)爭(zhēng)到底”的行為，加劇了轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境惡化。

通過(guò)對(duì)目前已有的研究成果整理分析發(fā)現(xiàn)，首先，學(xué)術(shù)界大多數(shù)學(xué)者只是從單一維度分析外商直接投資或財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的影響效應(yīng)，較少有研究成果將外商直接投資、財(cái)政分權(quán)和區(qū)域碳排放納入統(tǒng)一的分析框架，導(dǎo)致地方政府在財(cái)政資源配置和異質(zhì)性外資選擇方面的行為理論認(rèn)識(shí)不清；其次，目前已有的研究成果大多使用FE OLS模型進(jìn)行影響機(jī)制估計(jì)，在模型系數(shù)估計(jì)過(guò)程中容易忽視內(nèi)生性以及異方差等問(wèn)題，導(dǎo)致系數(shù)的偏誤從而影響結(jié)論的穩(wěn)健性?；谝陨涎芯咳笨?，本研究的創(chuàng)新性工作體現(xiàn)在以下兩點(diǎn)：一是基于外商直接投資對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)理論“污染天堂”假說(shuō)和“污染光環(huán)”假說(shuō)，以及政府財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)理論“財(cái)政聯(lián)邦主義”和“競(jìng)爭(zhēng)到底理論”構(gòu)建了系統(tǒng)的理論分析框架(如圖1所示)，旨在厘清在區(qū)域異質(zhì)性情境下，借助自變量滯后一期的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(SYS-GMM)模型，考察外商直接投資和政府財(cái)政分權(quán)二者對(duì)區(qū)域碳排放的作用機(jī)制；二是基于以財(cái)政分權(quán)為門檻變量的門檻效應(yīng)模型，考察外商直接投資在不同的門檻閾值下對(duì)區(qū)域碳排放的影響機(jī)制，可為不同區(qū)域政府制定可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略提供政策建議和理論支撐。

圖1 外商直接投資、財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)理論框架

三、計(jì)量模型設(shè)定

(一)動(dòng)態(tài)面板模型的設(shè)定

外商直接投資和地方財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)受到其他影響因素的干擾，如果只考慮二元回歸模型，易造成回歸系數(shù)的偏誤而影響研究結(jié)論的穩(wěn)健性。因此，本研究參照Kaya模型和STIRAP模型對(duì)區(qū)域碳排放的影響因素進(jìn)行分解，構(gòu)建本文的計(jì)量分析模型。Kaya恒等式[14]是由日本學(xué)者Yoichi kaya的二氧化碳(或溫室氣體)排放分解模型，以解釋人類活動(dòng)與區(qū)域碳排放之間的關(guān)系，Kaya恒等式如下：

SIRPAT模型是由Dietz提出的基于IPAT環(huán)境量化方程的碳排放因素分解模型[15]，方程形式如下：

C=a×Pb×Ac×Td×e

上式中，C表示碳排放量，P、A、T分別表示區(qū)域人口數(shù)量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)發(fā)展水平；a是碳排放因素分解模型的系數(shù)，b、c、d分別表示各個(gè)影響因素的權(quán)重指數(shù)，e表示模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

基于Kaya恒等式和STIRAP模型中二氧化碳排放驅(qū)動(dòng)分解因素，通過(guò)結(jié)合中國(guó)碳排放的特征和外商直接投資以及地方財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放的影響因素，設(shè)計(jì)出區(qū)域與碳排放與外商直接投資、地方財(cái)政分權(quán)以及交互作用下的計(jì)量分析模型，其形式為：

LNPCO2i,t=β1+β2LNTPCO2i,t-1+β3LNFDIi,t-1+β4LNDECi,t-1+β5DEC*FDIi,t-1+β6lNGDPi,t-1+β7LNINDi,t-1+β8LNCITYi,t-1+β9LNESFFi,t-1+Ui+Tt-1+εi,t-1

(1)

上式中，LNPCO2表示區(qū)域碳排放量，用人均碳排放量的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量；i代表省份，t代表年度；Ui表示地區(qū)固定效應(yīng)，Tt表示時(shí)間固定效應(yīng)，β為解釋變量的計(jì)量估計(jì)系數(shù)。由于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型在解釋變量中引入因變量的滯后項(xiàng)，可能引起的內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)影響模型參數(shù)估計(jì)時(shí)無(wú)偏性和一致性，從而影響結(jié)論的穩(wěn)健性。相對(duì)于普通最小二乘法、IV法和極大似然估計(jì)法，廣義矩估計(jì)方法不需要知道隨機(jī)誤差項(xiàng)的準(zhǔn)確分布信息，允許異方差和自相關(guān)，因此，相比其他估計(jì)方法更能夠保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性[16]。

(二)門檻模型的設(shè)定

基于門檻效應(yīng)的機(jī)制分析，為了考察外商直接投資對(duì)碳排放影響的地方財(cái)政分權(quán)門檻效應(yīng)，借鑒Hansen的做法[17]，本文將財(cái)政分權(quán)(LNDEC)作為未知變量引入計(jì)量估計(jì)模型(1)中，構(gòu)建外商直接投資(LNFDI)對(duì)區(qū)域碳排放的分段影響函數(shù)，并對(duì)地方財(cái)政分權(quán)的門檻估計(jì)值和“門檻效應(yīng)”進(jìn)行相應(yīng)的估計(jì)和檢驗(yàn)，門檻計(jì)量模型具體構(gòu)建如下：

LNPCO2i,t=β1+β2LNTPCO2i,t-1+β3LNDECi,t-1+β4DEC*FDIi,t-1+β5lNGDPi,t-1+β6LNINDi,t-1+β7LNCITYi,t-1+β8LNESFFi,t-1+β9LNFDIi,t-1*IQi,t-1≤γ1+β10LNFDIi,t-1*IQi,t-1>γ1+Ui+Tt-1+εi,t-1

(2)

上式中，Q為門檻變量，即財(cái)政分權(quán)；γ為需要估計(jì)的具體門檻變量值，表示不同的財(cái)政分權(quán)水平；I(*)為指示函數(shù)，相對(duì)于外商直接投資與財(cái)政分權(quán)的交互作用或者基于外生性分組考察FDI對(duì)于碳排放的非線性影響機(jī)制相比，本研究采用門檻面板回歸模型，一方面，有效地避免了人為設(shè)定非線性計(jì)量模型的主觀性，模型的門閥值和門閥數(shù)量由樣本內(nèi)生決定；另一方面，基于漸進(jìn)分布理論建立門檻參數(shù)的置信區(qū)間，借助“自抽樣”法提升門閥值估計(jì)的顯著性，繼而確保結(jié)論的穩(wěn)健性。另外，多門檻效應(yīng)模型可以由碳排放驅(qū)動(dòng)因素分析計(jì)量模型(2)拓展得到。

四、數(shù)據(jù)處理與變量說(shuō)明

本文主要數(shù)據(jù)來(lái)源于2000-2015年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)。為了避免模型中可能存在的異方差問(wèn)題，對(duì)相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，而標(biāo)準(zhǔn)化后的交互項(xiàng)和百分率數(shù)據(jù)不需要對(duì)數(shù)處理。考慮到數(shù)據(jù)的一致性和可得性，樣本中不包括港澳臺(tái)和西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)，最終采用2000-2015年480個(gè)樣本進(jìn)行計(jì)量分析。

(一)被解釋變量

本文采用人均二氧化碳的自然對(duì)數(shù)作為被解釋變量，本文對(duì)二氧化碳排放量的估算采用楊騫等[18]使用的方法，具體計(jì)算方法如下：

二氧化碳估算量=∑CO2,i=∑Ei×NVCi×CEFi

上式中，i表示以下七種化石燃料，Ei代表各種初級(jí)化石燃料的消耗量，NVCi表示各種初級(jí)化石燃料的平均低位發(fā)熱量，CEFi為IPCC(2006)提供各種初級(jí)化石燃料的碳排放系數(shù)，各種初級(jí)化石燃料的消耗量數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》(具體數(shù)值參考表1)。

(二)解釋變量

本文的核心解釋變量為外商直接投資(LNFDI)和地方財(cái)政分權(quán)(LNDEC)，參照龐明禮(2007)[19]的做法，采用每年各省市實(shí)際利用外商直接投資額占GDP的比重來(lái)衡量各區(qū)域的外資水平，并按照當(dāng)年人民幣兌美元的年平均匯率將其單位轉(zhuǎn)化為人民幣，然后以1990年為基期的消脹指數(shù)測(cè)算各省每年的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，關(guān)于外商直接投資的具體測(cè)算公式如下：

目前關(guān)于中國(guó)財(cái)政分權(quán)的研究是多方面的、復(fù)雜的，考慮到中央和地方政府沒(méi)有明確的分配方式，基于本文的研究，采用張晏、龔六堂(2005)[20]的分權(quán)指標(biāo)，具體指標(biāo)構(gòu)建公式如下：

政府財(cái)政分權(quán)

表1 平均低位發(fā)熱量和碳排放系數(shù)

資料來(lái)源：平均低位發(fā)熱量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》；碳排放系數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源IPCC(2006)

(三)控制變量

本研究將經(jīng)濟(jì)發(fā)展(LNGDP)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LNIND)、人類活動(dòng)(LNCITY)、能源效率(LNESFF)作為控制變量，具體而言，為了排除GDP與模型中其他變量產(chǎn)生共線性的影響，采用GDP年增長(zhǎng)率來(lái)表示社會(huì)生產(chǎn)活動(dòng)對(duì)區(qū)域碳排放的影響因素，變量調(diào)整并不影響最終結(jié)論；中國(guó)CO2排放主要來(lái)自第二產(chǎn)業(yè)，本文采用各省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與轄區(qū)內(nèi)年度國(guó)民生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；本研究采用城市化率來(lái)表示人口因素對(duì)區(qū)域排放量的影響，以城鎮(zhèn)就業(yè)人口比各省總?cè)丝跀?shù)來(lái)衡量各省城鎮(zhèn)化率；采用能源消費(fèi)總量占GDP的比重來(lái)表示，即單位生產(chǎn)總值消耗的能源數(shù)量。變量的具體定義參照表2。

表2 變量指標(biāo)符號(hào)與定義

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性分析

從表3變量描述性統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)：人均碳排放量的均值為7.016，標(biāo)準(zhǔn)差為5.265，極差為31.51，表明中國(guó)區(qū)域間碳排放量存在極大的不平衡。一方面，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，近年來(lái)隨國(guó)家中西部開發(fā)戰(zhàn)略的深化推進(jìn)，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)逐漸向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型過(guò)渡，碳排放量逐年降低；另一方面，隨中西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的崛起，在給當(dāng)?shù)貛?lái)發(fā)展機(jī)遇和財(cái)富的同時(shí)，加劇了環(huán)境污染。外商直接投資的均值為2.643，極差為15.29，財(cái)政分權(quán)度的均值為4.659，極差為13.414，一方面，由于區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異化，東部地區(qū)以較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、完善的基礎(chǔ)服務(wù)和公共服務(wù)設(shè)施，以及人才集群或產(chǎn)業(yè)集群體系所構(gòu)建的政策環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)力吸引外來(lái)資本不斷涌入，進(jìn)一步推進(jìn)了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異和政府財(cái)政配置能力的差異化；另一方面，區(qū)域間資源稟賦的差異化也促使了區(qū)域間外資水平和財(cái)政分權(quán)水平的差異化。

(二)實(shí)證結(jié)果分析

在解釋變量中加入被解釋變量的滯后一期，通過(guò)動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)面板，借助廣義系統(tǒng)矩估計(jì)模型進(jìn)行回歸分析，由于樣本不同的省份在不同的樣本年份有不同的特質(zhì)，在構(gòu)建外商直接投資和地方財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放影響效應(yīng)模型時(shí)，考慮地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。為了更加深層次的考察不同時(shí)期財(cái)政分權(quán)、外商直接投資和碳排放之間的實(shí)證關(guān)系，一方面基于全國(guó)樣本層面構(gòu)建計(jì)量回歸模型來(lái)研究三者之間的關(guān)系，另一方面基于區(qū)域異質(zhì)性的視角，考察外商直接投資和地方財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放的影響機(jī)制。

表3 變量描述性分析

注：以上數(shù)據(jù)由作者計(jì)算得到。

1.外商直接投資和財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放影響機(jī)制檢驗(yàn)：基于全國(guó)樣本數(shù)據(jù)

表4為基于全國(guó)樣本層面的外商直接投資和財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)：從模型一的回歸檢驗(yàn)結(jié)果中，解釋變量LNTPCO2、LNFDI、LNDEC和LNCITY與被解釋變量之間相關(guān)性比較高并且在1%的水平下顯著。FDI與二氧化碳排放之間存在正向關(guān)系，說(shuō)明全國(guó)層面外商直接投資在給中國(guó)帶來(lái)資金財(cái)富的同時(shí)，也將加劇了區(qū)域環(huán)境治理的惡化；同時(shí)從全國(guó)層面來(lái)看，財(cái)政分權(quán)度也與二氧化碳排放呈現(xiàn)正相關(guān)，這說(shuō)明在中國(guó)分權(quán)體制下，地方政府進(jìn)行錦標(biāo)賽式GDP績(jī)效競(jìng)爭(zhēng)，將更多資金投入到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，忽視對(duì)環(huán)境狀況治理，導(dǎo)致一些高消耗、高污染的企業(yè)進(jìn)入地區(qū)，強(qiáng)化了FDI“污染避難所”效應(yīng)。同時(shí)從回歸結(jié)果中可以看出，城市化率同樣與二氧化碳排放成正相關(guān)，因?yàn)殡S著城市化進(jìn)程的提升，需要加強(qiáng)城市基礎(chǔ)建設(shè)，第二產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展加劇了轄區(qū)內(nèi)環(huán)境的持續(xù)惡化。

表4 外商直接投資和財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放影響效應(yīng)檢驗(yàn)(基于全國(guó)樣本層面)

注：①*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著水平，所有檢驗(yàn)的值以概率水平給出；②表中為SYS-GMM估計(jì)的結(jié)果，模型輸出的括號(hào)內(nèi)報(bào)告T值；③AR(2)和Sargan分別為序列自相關(guān)和工具變量(IV)有效性檢驗(yàn)，本文中僅報(bào)告P值；④以上數(shù)據(jù)有STATA14.0(MP)得出，后表相同，不再贅述。

從模型二的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，解釋變量LNTPCO2、LNFDI、LNDEC和LNCITY的相關(guān)性和顯著性并沒(méi)有發(fā)生太大的改變，從而確保以上結(jié)論的穩(wěn)健性。另外從模型二的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，外商直接投資和地方財(cái)政分權(quán)的交互項(xiàng)與區(qū)域碳排放在1%的水平下呈現(xiàn)顯著地負(fù)向變動(dòng)關(guān)系(系數(shù)為-0.022)，說(shuō)明盡管在分權(quán)式體制下，地方政府致力于追求GDP績(jī)效的提升，但是在全國(guó)節(jié)能減排大背景下，需要保持與中央政府的目標(biāo)一致，所以在吸引外商直接投資時(shí)，不僅注重外商直接投資帶來(lái)的資金，也關(guān)注外商投資是否能夠帶來(lái)先進(jìn)的環(huán)境處理技術(shù)以及外商企業(yè)給當(dāng)?shù)卦斐傻沫h(huán)境狀況，但是相比于地方財(cái)政分權(quán)以及外商直接投資對(duì)區(qū)域碳排放造成的影響，交互項(xiàng)每增加1%的變化值，僅會(huì)減少0.022%的二氧化碳的排放的變化量。

2.外商直接投資和財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放影響機(jī)制檢驗(yàn)：基于區(qū)域異質(zhì)性視角

表5為基于區(qū)域異質(zhì)性視角的外商直接投資和財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)：模型三和模型四是東部地區(qū)模型回歸的結(jié)果，解釋變量LNDEC、LNGDP、LNCITY和LNESFF在1%、5%的水平下顯著，并且系數(shù)全部大于0，說(shuō)明變量與二氧化碳排放之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。因?yàn)闁|部沿海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易發(fā)達(dá)，擁有全國(guó)領(lǐng)先的技術(shù)，享有國(guó)家的優(yōu)惠補(bǔ)貼政策，地方政府在吸引外資方面有較強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力，但是外商直接投資對(duì)二氧化碳排放的系數(shù)不顯著，而且系數(shù)較低，表明隨著東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展東部地區(qū)的居民對(duì)于轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境需求逐漸增強(qiáng)，“三高”型外來(lái)資本在東部地區(qū)投資比重逐年下降，高污染企業(yè)逐步向西部轉(zhuǎn)移。在東部地區(qū)的投資商以第三產(chǎn)業(yè)高新技術(shù)為主，而東部地區(qū)盡管財(cái)政分權(quán)度較高，但是由于第二產(chǎn)業(yè)從東部向西部轉(zhuǎn)移，地方政府著重發(fā)展高新技術(shù)企業(yè)來(lái)追求GDP績(jī)效，忽視了東部居民對(duì)于環(huán)境的需求。在模型三和模型四中，控制變量LNCITY與區(qū)域碳排放在1%的顯著水平下呈現(xiàn)顯著的正向變動(dòng)關(guān)系，表明東部地區(qū)城市化對(duì)二氧化碳的排放有顯著的促進(jìn)作用，而且系數(shù)比較大，城市化率每提高1%，二氧化碳排放率提升0.403%。

表5 外商直接投資和財(cái)政分權(quán)對(duì)碳排放影響效應(yīng)檢驗(yàn)(基于區(qū)域異質(zhì)性視角)

模型五和模型六是中部地區(qū)模型回歸的結(jié)果，模型五為未加入交互項(xiàng)的回歸模型，解釋變量LNTPCO2、LNDEC、LNGDP和LNESFF的系數(shù)在1%水平下顯著，并且為正向，說(shuō)明變量對(duì)二氧化碳排放有促進(jìn)作用，每提高1%的財(cái)政分權(quán)，人均二氧化碳排放量增多0.289%。同東部地區(qū)一樣，中部地區(qū)外商直接投資對(duì)二氧化碳排放的驅(qū)動(dòng)作用的系數(shù)較小并且為正向，但并不顯著。在西部開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施后，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)逐年穩(wěn)態(tài)上升，外商直接投資占全國(guó)比重也逐年上升。中部地區(qū)城市化水平較低，城市化對(duì)于二氧化碳排放的驅(qū)動(dòng)作用并不明顯，所以地方政府有更多的資金投入到環(huán)境的改善和治理，而不需要配置更多的財(cái)政資源來(lái)改善交通、完善教育以及加強(qiáng)城市基礎(chǔ)建設(shè)。

模型七和模型八是西部地區(qū)模型回歸的結(jié)果，在模型七中，外商直接投資對(duì)二氧化碳排放的驅(qū)動(dòng)系數(shù)為正并且在1%水平下顯著。根據(jù)回歸結(jié)果，外商直接投資上升1%，人均二氧化碳排放量增加0.182%，這驗(yàn)證了“污染避難所”的假說(shuō)。模型八在模型七的基礎(chǔ)上加入交互項(xiàng)，交互項(xiàng)對(duì)二氧化碳的排放的驅(qū)動(dòng)系數(shù)為負(fù)值并且顯著?？赡茉蚴俏鞑康貐^(qū)一直以來(lái)?yè)碛休^高的財(cái)政分權(quán)度，盡管外商直接投資導(dǎo)致大量的“三高”企業(yè)進(jìn)入西部地區(qū)，由于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，相對(duì)于東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，西部地方政府在財(cái)政資源配置方面有更大的自主權(quán)，在環(huán)境保護(hù)方面配置更多的財(cái)政資源，有效改善了二氧化碳在內(nèi)的污染現(xiàn)狀。可以看出，一方面，地方政府為了追求更高的GDP，拉動(dòng)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，吸引“三高”型資本的不斷涌入；另一方面，地方政府為了達(dá)到中央政府減排的目標(biāo)，也加強(qiáng)環(huán)境治理和污染管控。

六、外商直接投資、財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)碳排放的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

基于上文的分析，外商直接投資對(duì)區(qū)域環(huán)境狀態(tài)、碳排放影響效應(yīng)的差異化由于區(qū)域異質(zhì)性下財(cái)政分權(quán)的差異化而產(chǎn)生。由于中國(guó)區(qū)域間資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段呈現(xiàn)不平衡的分布狀態(tài)，地方財(cái)政分權(quán)較低的區(qū)域難以承擔(dān)較高的環(huán)境治理成本，而財(cái)政分權(quán)高的區(qū)域在財(cái)政資源配置方面有很大的優(yōu)勢(shì)。本文借助STATA14(MP)構(gòu)建外商直接投資對(duì)碳排放的門檻效應(yīng)模型，并進(jìn)行系數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，門檻模型自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 門檻模型自抽樣檢驗(yàn)

注：***、**、*表示在1% 5% 10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，均是采用xtthres法模擬300次得到。

表7 門檻值估計(jì)結(jié)果

由表6可以發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對(duì)區(qū)域碳排放的三重門檻并不顯著，而二重門檻在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，對(duì)雙重門檻模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，表7為雙重門檻的估計(jì)值和95%的置信區(qū)間，門檻值估計(jì)結(jié)果如表7所示。

從表8的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，二氧化碳滯后一期排放值，財(cái)政分權(quán)、城市化水平對(duì)二氧化碳排放產(chǎn)生正向的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，并且在1%、 5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著；能源效率對(duì)二氧化碳排放產(chǎn)生負(fù)向的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，并在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。財(cái)政分權(quán)提高1%，對(duì)二氧化碳排放的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)加強(qiáng)0.041%，較高的財(cái)政分權(quán)加強(qiáng)了“污染避難所”效應(yīng)；從門檻模型回歸結(jié)果中可以看出，城市化對(duì)二氧化碳排放驅(qū)動(dòng)效應(yīng)也呈現(xiàn)顯著的正向作用，中國(guó)城市化進(jìn)程由低速發(fā)展進(jìn)入穩(wěn)態(tài)高速增長(zhǎng)階段，在快速城市化過(guò)程中引發(fā)一系列環(huán)境問(wèn)題。根據(jù)模型回歸結(jié)果，能源效率提高1%，會(huì)減少二氧化碳排放0.011%，所以企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)尤其是高耗能企業(yè)，要提高能源利用效率，二次或者多次利用，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)。

從門檻回歸結(jié)果可以看出，外商直接投資對(duì)我國(guó)二氧化碳排放效應(yīng)不是單調(diào)變化的，外商直接投資對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)存在省份異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為隨著財(cái)政分權(quán)度提高，外商直接投資對(duì)碳排放的影響效應(yīng)會(huì)逐漸減弱，但不會(huì)形成抑制效應(yīng)。當(dāng)財(cái)政分權(quán)度小于0.922時(shí)，外商直接投資增加1%，將會(huì)導(dǎo)致碳排放增加0.963%；當(dāng)財(cái)政分權(quán)度大于0.922小于2.309時(shí)，外商直接投資增加1%，將會(huì)導(dǎo)致碳排放增加0.924%；當(dāng)財(cái)政分權(quán)度大于2.309時(shí)，外商直接投資增加1%，將會(huì)導(dǎo)致碳排放增加0.893%?？梢?jiàn)，盡管隨著財(cái)政分權(quán)度的提高，盡管外商直接投資不會(huì)對(duì)二氧化碳的排放產(chǎn)生抑制效應(yīng)，但會(huì)減弱外資企業(yè)帶來(lái)的環(huán)境污染問(wèn)題。說(shuō)明隨著地方政府財(cái)政分權(quán)度的提高，政府有更大的財(cái)政自主權(quán)來(lái)實(shí)現(xiàn)與中央節(jié)能減排的目標(biāo)保持一致。在低財(cái)政分權(quán)度水平下，“中國(guó)式分權(quán)”產(chǎn)生的政治晉升激勵(lì)促使地方政府秉持以發(fā)展為己任的目標(biāo)不斷參與外資引資競(jìng)爭(zhēng)，在此過(guò)程中區(qū)域環(huán)境狀況、民生福利水平等民眾高度關(guān)注的問(wèn)題常常被忽視，“三高”型資本的涌入加劇了區(qū)域空氣污染和環(huán)境質(zhì)量惡化，成了“污染天堂”假說(shuō)有效性的證據(jù)。到達(dá)中高財(cái)政分權(quán)后，政府能夠配置更多的財(cái)政資源到環(huán)境問(wèn)題治理，但是在“中國(guó)式GDP晉升體制下”更高的財(cái)政分權(quán)只能緩解由于外商直接投資帶來(lái)的環(huán)境污染問(wèn)題，而不能從根本上解決或者抑制地區(qū)二氧化碳排放。

表8 雙重門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著水平，所有檢驗(yàn)的值以概率水平給出。

七、結(jié)論討論與政策建議

本文采用中國(guó)30個(gè)省份2000-2015年面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板的廣義矩估計(jì)(SYS-GMM)模型進(jìn)行實(shí)證分析，考察財(cái)政分權(quán)、外商直接投資對(duì)碳排放的影響機(jī)制，并從全國(guó)層面和分區(qū)域?qū)用嫣骄康胤截?cái)政分權(quán)、外商直接投資對(duì)二氧化碳排放驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的實(shí)證關(guān)系；以地方財(cái)政分權(quán)構(gòu)建門檻變量，通過(guò)構(gòu)建面板門檻模型，系統(tǒng)地研究外商直接投資在不同的門檻值下對(duì)二氧化碳排放的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，得出以下幾點(diǎn)研究結(jié)論。

第一，基于全國(guó)樣本層面而言，外商直接投資和地方財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放有顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)，并且在推進(jìn)區(qū)域碳排放的進(jìn)程中，外商直接投資占據(jù)主導(dǎo)作用。外商直接投資和財(cái)政分權(quán)對(duì)二氧化碳排放有正向效應(yīng)，財(cái)政分權(quán)和外商直接投資對(duì)碳排放有負(fù)向作用，盡管外資企業(yè)可能會(huì)給當(dāng)?shù)丨h(huán)境造成污染，但是也帶來(lái)了高效能的清潔設(shè)備和能源循環(huán)利用的技術(shù)。

第二，基于區(qū)域異質(zhì)性的視角而言，在東部地區(qū)和中部地區(qū)，地方財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放呈現(xiàn)顯著地正向促進(jìn)效應(yīng)，外商直接投資對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)并不顯著；在西部地區(qū)，外商直接投資對(duì)區(qū)域碳排放呈現(xiàn)顯著地正向促進(jìn)效應(yīng)，地方財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)并不顯著。中部地區(qū)財(cái)政分權(quán)度與二氧化碳排放成正相關(guān)，外商直接投資和財(cái)政分權(quán)交互項(xiàng)與碳排放成負(fù)相關(guān)。

第三，地方政府財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域碳排放具有雙重門檻，其門檻值分別為0.922和2.309，外商直接投資對(duì)區(qū)域碳排放的影響效應(yīng)在不同省份之間存在異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為隨著財(cái)政分權(quán)度提高，外商直接投資對(duì)碳排放的影響效應(yīng)會(huì)逐漸減弱，但不會(huì)形成抑制效應(yīng)。當(dāng)財(cái)政分權(quán)度小于0.922時(shí)，外商直接投資增加1%，將會(huì)導(dǎo)致碳排放增加0.963%；當(dāng)財(cái)政分權(quán)度大于0.922小于2.309時(shí)，外商直接投資增加1%,將會(huì)導(dǎo)致碳排放增加0.924%；當(dāng)財(cái)政分權(quán)度大于2.309時(shí)，外商直接投資增加1%，將會(huì)導(dǎo)致碳排放增加0.893%。

基于以上研究結(jié)論，為了更好地發(fā)揮地方財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域財(cái)政資源的配置效應(yīng)，和外商直接投資對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的技術(shù)引導(dǎo)效應(yīng)，積極避免區(qū)域間惡性引資競(jìng)爭(zhēng)行為對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境優(yōu)化的負(fù)面影響，提出了兩點(diǎn)建議：首先，應(yīng)加強(qiáng)中央對(duì)地方政府財(cái)政資源配置渠道的監(jiān)督和激勵(lì)，發(fā)揮地方財(cái)政資源配置在推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境優(yōu)化進(jìn)程中的主導(dǎo)作用，引導(dǎo)轄區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)由“粗放式”向“精細(xì)化”發(fā)展過(guò)渡轉(zhuǎn)型，徹底改變“重經(jīng)濟(jì)發(fā)展，輕環(huán)境保護(hù)”的發(fā)展觀和政績(jī)觀，同時(shí)將環(huán)保指標(biāo)納入干部政績(jī)考核體系。其次，構(gòu)建“技術(shù)型”“服務(wù)型”外商資本的入駐優(yōu)惠政策平臺(tái)，發(fā)揮資本的“技術(shù)溢出”效應(yīng)、“人才流動(dòng)”效應(yīng)以及“示范效應(yīng)”對(duì)內(nèi)資企業(yè)的激勵(lì)作用，倒逼內(nèi)資企業(yè)技術(shù)革新，同時(shí)通過(guò)企業(yè)家集群創(chuàng)新帶動(dòng)區(qū)域技術(shù)提升，繼而發(fā)揮對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用[21]，構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境優(yōu)化的協(xié)同發(fā)展機(jī)制。積極引導(dǎo)外商資本逐步由一般加工向高質(zhì)量、高收益的外資轉(zhuǎn)型拓展，嚴(yán)格審核東部污染型資本向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

說(shuō)明：

①在文章實(shí)證部分，本文將北京和上海樣本除掉進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，由于篇幅的限制，未在文中未給出穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索要。

②關(guān)于東中西部地區(qū)的劃分，本文采用中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒的做法。