金磚五國(guó)能源消耗、出口貿(mào)易和外國(guó)直接投資之間關(guān)系：Bootstrap ARDL模型的檢驗(yàn)

李方智 童藤 薛心蓓 李雪平

摘要：自2008年金融危機(jī)后，全球經(jīng)濟(jì)放緩增速，發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力，但以金磚國(guó)家為代表的新興經(jīng)濟(jì)體仍強(qiáng)勁增長(zhǎng)。同時(shí)，金磚國(guó)家能源消費(fèi)總量也迅速攀升，溫室氣體排放等污染也為全球關(guān)注。對(duì)金磚國(guó)家而言，F(xiàn)DI和出口貿(mào)易為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)注入了動(dòng)力，但氣候變暖，污染造成全球輿論。在開放型經(jīng)濟(jì)條件下，從貿(mào)易和FDI視角研究新興經(jīng)濟(jì)體的碳減排問題，尋求減排新路徑，對(duì)金磚國(guó)家低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展和全球減排的實(shí)現(xiàn)具重大意義。

關(guān)鍵詞：金磚五國(guó);時(shí)外貿(mào)易;外國(guó)直接投資;碳能源消耗

一、引言

隨貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大和全球變暖加劇，1990年以來，國(guó)際社會(huì)及學(xué)術(shù)界關(guān)注貿(mào)易對(duì)氣候的影響，“貿(mào)易與碳排放”成為氣候變化的重要議題。學(xué)術(shù)界有三觀點(diǎn)：第一，“污染天堂假說”，各國(guó)為吸引外資，而降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，因發(fā)達(dá)國(guó)家的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)高，污染產(chǎn)業(yè)會(huì)向發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)移。第二，“污染光環(huán)”效應(yīng)，有先進(jìn)技術(shù)的FDI可向東道國(guó)傳播綠色生產(chǎn)技術(shù)，提升生產(chǎn)環(huán)保水平，減少東道國(guó)的碳排放。第三，為FDI對(duì)東道國(guó)環(huán)境的影響是復(fù)雜多維的。上述FDI對(duì)碳排放兩種相左的效應(yīng)受到FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)、吸收能力和資本積累影響，基于不同條件（經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境政策、投資結(jié)構(gòu)等），得出的環(huán)境效應(yīng)具不確定性。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來學(xué)者把對(duì)外貿(mào)易和FDI納入考慮。Keho（2016）研究西非，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)二氧化碳排放的影響取決于東道國(guó)的貿(mào)易開放程度。Frutosbencze et al.（ 2017）表明中美洲自由貿(mào)易協(xié)定成員國(guó)（CAFTA-DR）的FDI和貿(mào)易，對(duì)所包括二氧化碳在內(nèi)的污染物排放均有負(fù)面影響。Liu &Wang （2012）發(fā)現(xiàn)只有發(fā)達(dá)國(guó)家的FDI、出口貿(mào)易與碳排放有著聯(lián)動(dòng)關(guān)系。楊杰，盧進(jìn)勇（2014）對(duì)2000～2011年中國(guó)247個(gè)城市數(shù)據(jù)實(shí)證，外國(guó)直接投資對(duì)環(huán)境的影響具有人力資本和人均收入的“門檻效應(yīng)”，而影響因不同門檻變量而不同。鐘凱揚(yáng)（2016）用PVAR模型，中國(guó)近20年數(shù)據(jù)得出，外商直接投資對(duì)環(huán)境的直接影響小，但外貿(mào)增長(zhǎng)間接增加環(huán)境污染。樣本及方法不同，結(jié)論也不同。可知，貿(mào)易和FDI所產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)是復(fù)雜的動(dòng)態(tài)過程。

三、研究方法

用Bootstrap自回歸分布滯后模型（Autoregressive Dis-tributed Lag， ARDL）檢驗(yàn)中國(guó)出口貿(mào)易，外國(guó)直接投資和碳能源消耗的影響。

（一）單位根檢驗(yàn)：檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否為定態(tài)。避免錯(cuò)誤回歸。用Dickey-Fuller （ DF） ， Augmented Dickey-Fuller（ADF）與Phillips-Perron （PP）單位根檢定法。

（二）最佳滯后期檢驗(yàn)：選常用的AIC標(biāo)準(zhǔn)，最小AIC為最佳滯后期。

（三）矢量自回歸模型（VAR）：模型中變量都視為內(nèi)生，沒必要區(qū)分內(nèi)生變量或外生變量。VAR模型更符合時(shí)間序列精神。

（四）Bootstrap ARDL檢驗(yàn)：此基于Granger （ 1969）因果關(guān)系檢驗(yàn)確定短期因果關(guān)系方向。如y是由變量引起，則y和x間沒有協(xié)整。那么x→y的Granger檢驗(yàn)應(yīng)該只包括x的滯后差異。修改后的ARDL模型擴(kuò)展為三變量的等式：

對(duì)x和z使用。ganger檢驗(yàn)，應(yīng)包括x或z上的滯后差異。然而，如在因變量和自變量間有協(xié)整，則意味形成固定線性組合。在這種情況下，短期關(guān)系檢驗(yàn)應(yīng)包括x或z① 本文為湖北省科技廳軟科學(xué)項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：2018ADC084。的滯后差異及x或z的滯后水平。

（五）數(shù)據(jù)：LECS為能源消費(fèi)對(duì)數(shù)值（單位：百萬千克石油當(dāng)量）， LEXP為出口貿(mào)易的對(duì)數(shù);LFDI為外商直接投資對(duì)數(shù)值（單位皆為：百萬美元1980年不變價(jià)），年：巴西1975～2018;俄羅斯1994～2018;印度1975～2017;中國(guó)1982～2018;南非1991～2018，源自國(guó)際貨幣基金（Interna-tional Monetary Fund）數(shù)據(jù)庫(kù)。

四、實(shí)證結(jié)果

Bootstrap ARDL要求變量同階單整，采DF，ADF，PP單位根檢驗(yàn)顯示均為I （I），據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)。再來，用Bootstrap ARDL法做協(xié)整檢驗(yàn)及長(zhǎng)、短期因果檢驗(yàn)。

1.協(xié)整檢驗(yàn)（表格略）：金磚五國(guó)能源消費(fèi)、出口貿(mào)易與FDI間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。一是當(dāng)能源消費(fèi)作為因變量時(shí)，巴西的三變量間存在協(xié)整;二是當(dāng)FDI作為因變量時(shí)，南非的三變量間存在協(xié)整關(guān)系。

2.長(zhǎng)期因果關(guān)系（表1）：檢驗(yàn)長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)，巴西出口貿(mào)易對(duì)能源消費(fèi)顯單向因果;南非出口貿(mào)易對(duì)FDI則顯現(xiàn)單向因果關(guān)系。

3.短期因果關(guān)系（表格略）：檢驗(yàn)短期Grange：因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)以下結(jié)論。

（1）巴西能源消費(fèi)對(duì)出口貿(mào)易呈負(fù)向因果關(guān)系（P=0.0117），F(xiàn)DI對(duì)能源消費(fèi)同樣呈現(xiàn)負(fù)向因果（P=0.019） ;表明巴西能源消費(fèi)是決定出口貿(mào)易的要因，外商直接投資（ FDI）則對(duì)能源消費(fèi)有抑制作用。

（2）俄羅斯的能源消費(fèi)對(duì)出口貿(mào)易呈負(fù)向因果（P=0.0716）;與巴西類似，能源消費(fèi)增加導(dǎo)致出口貿(mào)易的減少。

（3）印度的FDI對(duì)能源消費(fèi)呈負(fù)向因果（P=0.0608）;出口貿(mào)易對(duì)FDI同樣呈負(fù)向因果（P=0.0848）;表明：印度FDI發(fā)展是能源消費(fèi)減少的主因，而出口貿(mào)易增加則導(dǎo)致FDI減少。

（4）中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)能源消費(fèi)呈正向因果（P=0.0056），已有大量研究認(rèn)可。這與中國(guó)依賴出口貿(mào)易推動(dòng)經(jīng)濟(jì)，而導(dǎo)致更多能源消費(fèi)有關(guān)。

（5）南非出口貿(mào)易對(duì)能源消費(fèi)呈負(fù)向因果（P=0.0934），出口貿(mào)易對(duì)FDI則呈正向因果（P=0.0717），南非出口貿(mào)易增加導(dǎo)致能源消費(fèi)減少及FDI增加。

五、結(jié)語(yǔ)

本文構(gòu)建Bootstrap ARDL模型，檢驗(yàn)金磚五國(guó)能源消費(fèi)、出口貿(mào)易與外國(guó)直接投資間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系及在長(zhǎng)期和短期存在的因果關(guān)系。實(shí)證表明當(dāng)能源消費(fèi)與FDI分別作為因變量時(shí)，三變量之間在兩個(gè)國(guó)家存在協(xié)整關(guān)系。在長(zhǎng)期因果關(guān)系中，巴西出口貿(mào)易與能源消費(fèi)，南非出口貿(mào)易與FDI呈現(xiàn)單向因果關(guān)系。而三者間短期因果關(guān)系在各國(guó)有不同表現(xiàn)，應(yīng)根據(jù)國(guó)情做不同政策調(diào)整，以實(shí)現(xiàn)三者均衡與協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]楊杰，盧進(jìn)勇.外商直接投資對(duì)環(huán)境影響的門檻效應(yīng)分析——基于中國(guó)247個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2014（8） ：81-86.

[2]鐘凱揚(yáng).對(duì)外貿(mào)易、FDI與環(huán)境污染的動(dòng)態(tài)關(guān)系——基于PVAR模型的研究[J].生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2016（12）：58-64.

[3] Frutosbencze， D.， Bukkavesa， K. & Kulvanich， N.Impact of fdi and trade on environmental quality in the cafta-drregion.Applied Economics Letters，2017（24） ：1-6.

[4] Fuller， W. A. Introduction to Statistical Time Series[J] .New York ，John Wiley， 1976.

[5] Granger， C. W. J. Investigating causal relations byeconometric models and cross-spectral models，Econometrica，1969（37）：424-438.

[6] Keho， Y. Trade Openness and the Impact of ForeignDirect Investment on CO emissions： Econometric Evidencefrom ECOWAS Countnes.Journal of Economics and SustainableDevelopment， 2016，7（18） ：151-157.

[7]Liu， Q.& Wang， Y. Are FDI and export trade good forCO emission reduction？ evidence from 16 emerging economies.China Soft Science，2012.

作者簡(jiǎn)介：

李方智，童藤，薛心蓓，李雪平，湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融學(xué)院，湖北武漢。