在全球加速實(shí)現“碳中和”目標的背景下，如何平衡環(huán)境治理與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系是各國面臨的重要問(wèn)題?！半p碳”近年來(lái)成為中國重點(diǎn)發(fā)展任務(wù)，各省市在“十四五”規劃中將此納入發(fā)展目標。中國自2010年起共設立三批低碳設點(diǎn)城市以實(shí)現低碳可持續發(fā)展、保護生態(tài)環(huán)境。本文通過(guò)探究低碳城市試點(diǎn)政策對外商直接投資（FDI）區位選擇的作用機制，為中國環(huán)境規制政策的施行提供理論支持與指導。建立多維固定效應下多期雙重差分模型, 利用2005-2020年共計220個(gè)中國地級市的面板數據探究該政策對外商直接投資區位選擇的影響。實(shí)證研究分析發(fā)現，該環(huán)境管制政策與實(shí)際使用外商直接投資額顯著(zhù)負相關(guān)?；谘芯拷Y論，本文對如何通過(guò)環(huán)境規制政策影響外商直接投資提出相關(guān)建議，其中包括提高環(huán)境監管力度，改善外商投資結構；除傳統試點(diǎn)型環(huán)境規制外，施行經(jīng)濟型環(huán)境政策；完善綠色投資體系推動(dòng)綠色金融發(fā)展，推動(dòng)外商可持續發(fā)展投資。
一、研究背景及意義
、
（一）研究背景
自20世紀以來(lái)，環(huán)境保護和區域經(jīng)濟發(fā)展不平衡是全球各國共同關(guān)注的焦點(diǎn)。各國政府接連頒布環(huán)境規制政策，郭慶（2009）指出全球環(huán)境規制由強制性規制政策到經(jīng)濟激勵型政策，再到包括信息披露在內的創(chuàng )新型政策共三個(gè)階段。環(huán)境規制的發(fā)展不僅為環(huán)境治理者與政策制定者提供更多的政策選擇，而且提高其管理有效性。全球環(huán)境規制發(fā)展的經(jīng)驗對中國環(huán)境規制改革具有極其重要的意義。中國自改革開(kāi)放大力發(fā)展制造業(yè)使得經(jīng)濟快速增長(cháng)，然而空氣質(zhì)量惡化、碳排放超標、廢棄廢水處理不當等環(huán)境污染問(wèn)題阻礙中國經(jīng)濟可持續發(fā)展。另外，外商直接投資被認為是促進(jìn)我國經(jīng)濟發(fā)展的重要驅動(dòng)力之一，同時(shí)外商直接投資集中在第二、三產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)了我國產(chǎn)業(yè)結構轉型。由于大量外商直接投資的流入導致制造業(yè)等企業(yè)的排污壓力增加，從而造成嚴峻的環(huán)境污染問(wèn)題（王洪慶，2015）。其次，在環(huán)境規制政策趨嚴的趨勢下，外商直接投資的區位分布不均加劇了區域經(jīng)濟發(fā)展的差異化。因此，解決環(huán)境規制對外商直接投資的作用機制至關(guān)重要。
（二）研究意義
本文以低碳試點(diǎn)城市作為研究對象，利用2005-2020年中國220個(gè)地級市的面板數據，首先，構建政策虛擬變量并利用平行趨勢檢驗證明低碳試點(diǎn)與非試點(diǎn)城市在政策實(shí)施前的FDI沒(méi)有顯著(zhù)差異。然后，建立多維固定效應下多期雙重差分模型，分析該環(huán)境規制政策對外商直接投資實(shí)際使用額的影響。其次，通過(guò)添加變量、縮短時(shí)間范圍以及安慰劑檢驗證明回歸結果的穩健性。研究結論對量化低碳城市試點(diǎn)的政策效果有指導意義，同時(shí)也為政策制定者利用環(huán)境規制政策調節外商直接投資額與區位分布情況提供理論依據。
二、環(huán)境規制與外商直接投資的現狀分析
（一）環(huán)境規制現狀
中國為了保護生態(tài)環(huán)境，實(shí)現低碳可持續發(fā)展，分別在2010、2012、2017年共設立三批低碳試點(diǎn)城市。在2010年，我國首先確立了第一批試點(diǎn)城市，其中包括五省八市。隨著(zhù)逐步精進(jìn)試點(diǎn)城市的發(fā)展方案并計劃擴大低碳城市范圍，第二批低碳城市的設立于2012年得到了確認，比如北京市、上海市、武漢市等。為了進(jìn)一步實(shí)現碳減排的目標，我國于2017年規劃南京市等45個(gè)城市加入第三批試點(diǎn)省市，具體情況如下表1所示。
表1 中國低碳省區和低碳城市試點(diǎn)
批次
實(shí)施年份
試點(diǎn)省市
1
2010
廣東省、遼寧省、湖北省、陜西省、云南省、天津市、重慶市、深圳市、廈門(mén)市、杭州市、南昌市、貴陽(yáng)市、保定市
2
2012
北京市、上海市、海南省、石家莊市、秦皇島市、晉城市、呼倫貝爾市、吉林市、大興安嶺地區、蘇州市、淮安市、鎮江市、寧波市、溫州市、池州市、南平市、景德鎮市、贛州市、青島市、濟源市、武漢市、廣州市、桂林市、廣元市、遵義市、昆明市、延安市、金昌市、烏魯木齊市
3
2017
烏海市、沈陽(yáng)市、大連市、朝陽(yáng)市、遜克縣、南京市、常州市、嘉興市、金華市、衢州市、合肥市、淮北市、黃山市、六安市、宣城市、三明市、共青城市、吉安市、撫州市、濟南市、煙臺市、濰坊市、長(cháng)陽(yáng)土家族自治縣、長(cháng)沙市、株洲市、湘潭市、郴州市、中山市、柳州市、三亞市、瓊中黎族苗族自治縣、成都市、玉溪市、普洱市思茅區、拉薩市、安康市、蘭州市、敦煌市、西寧市、銀川市、吳忠市、昌吉市、伊寧市、和田市、第一師阿拉爾市
（二）我國外商直接投資現狀
圖12005-2020年中國外商直接投資額及增長(cháng)率數據來(lái)源：2005-2020年《中國統計年鑒》
由圖1所示，中國外商直接投資發(fā)展趨勢可分為三個(gè)階段，分別是2005-2008年、2009-2011年、2012-2020年。根據2005-2020年《中國統計年鑒》中的數據，我國外商直接投資額整體呈現增長(cháng)的趨勢。除了2009、2012以及2016年之外，其他年份的外商直接投資額的增長(cháng)率均大于0，并且2008年的增長(cháng)率高達21.59%。自2017年至2020年，外商直接投資額的增長(cháng)維持在較平穩的增長(cháng)率，年平均增長(cháng)率為3.5%。相比于2005年638億美元的外商直接投資額，2020年的外商直接投資額已經(jīng)達到1443.7億美元。
表2中國各產(chǎn)業(yè)外商直接投資企業(yè)數及實(shí)際使用金額分布
圖3中國各產(chǎn)業(yè)外商直接投資企業(yè)數及實(shí)際使用金額分布
如圖3所示，中國外商直接投資主要集中在第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)，截至2021年由外商直接投資設立的企業(yè)共計26673個(gè)，占全國外商直接投資企業(yè)數量的98.19%。中國實(shí)際使用外商投資金額共計約1444億美元，其中第一產(chǎn)業(yè)的實(shí)際使用金額僅占0.4%，其余分布在二、三產(chǎn)業(yè)，共計1437億美元。
中國外商直接投資區域分布不平均。根據地理位置情況分布，東部地區城市的實(shí)際使用金額規模高于中部地區，遠高于西部地區。臨海城市的外商直接投資規模高于內陸城市。由于東部沿海城市的人口相對密集、基礎設施相對完善、銷(xiāo)售水平相對更高等原因，東部沿海城市更吸引外商投資。中國東南沿海城市的外商直接投資規模相對較大，其中江蘇實(shí)際利用外商直接投資約為1875億元，而以青海、新疆、西藏為主的西部?jì)汝懗鞘械囊幠］^小。
三、實(shí)證模型與數據說(shuō)明
（一）實(shí)證模型
本文使用多期雙重差分法（DID）來(lái)研究環(huán)境規制對外商直接投資區位選擇的影響。由于低碳試點(diǎn)城市的設立共分為三個(gè)批次，政策實(shí)施試點(diǎn)不一致，不同地級市被規劃為低碳城市試點(diǎn)的時(shí)間不同，因此本文選用多期雙重差分模型來(lái)替代標準雙重差分模型。具體回歸模型如下：
其中，fdi表示地級市實(shí)際使用FDI的對數；city_period表示該地級市政策虛擬變量是個(gè)體虛擬變量city與時(shí)間虛擬變量period的乘積；gdp、consume、exp分別是地級市生產(chǎn)總值、社會(huì )零售品零售與財政支出的對數μ是個(gè)體固定效應；λ是時(shí)間固定效應；ε是隨機誤差項；i、t分別代表個(gè)體與時(shí)間。
（二）數據說(shuō)明
本文采用2005-2020年為周期共220個(gè)地級市面板數據進(jìn)行研究，其中包括121個(gè)低碳城市以及99個(gè)非低碳城市。本文將數據按照2005-2020年期間該地級市是否為低碳城市進(jìn)行分組，為0表示控制組即非低碳城市，為1表示實(shí)驗組即在三個(gè)批次中被設立為低碳試點(diǎn)的城市。
本文目的是研究設立低碳城市試點(diǎn)這一環(huán)境管制政策對FDI的影響。為了避免其它變量影響解釋變量(city_period)對被解釋變量（fdi）解釋效果，本文設置控制變量，其中包括市場(chǎng)價(jià)值、消費水平與政府支持，有關(guān)各變量的統計性描述如表3所示。相同變量，實(shí)驗組的方差明顯大于控制組方差，說(shuō)明來(lái)自實(shí)驗組的樣本數據波動(dòng)幅度更大。
表3樣本分組描述行統計
四、實(shí)證結果及分析
（一）平行趨勢檢驗
控制組與實(shí)驗組的數據需要通過(guò)平行趨勢檢驗的假設才能采用多重DID模型完成實(shí)證分析。政策未實(shí)施之前低碳城市試點(diǎn)單位與非試點(diǎn)單位之間不存在顯著(zhù)的差異，縮小非政策虛擬變量對回歸結果的影響。本文的具體做法是將121個(gè)低碳城市試點(diǎn)設置成實(shí)驗組，city為1，其他99個(gè)城市為控制組city為0。另外，對于低碳試點(diǎn)城市，將第一次政策實(shí)施年份（treat_date = 2010）設為0期，實(shí)施政策一年前、后分別設置為1期、- 1期。
圖5平行趨勢檢驗結果
圖5平行趨勢檢驗結果表明，在政策實(shí)施前的4期，每個(gè)年份的控制組虛擬變量的系數與實(shí)驗組均無(wú)顯著(zhù)差異，符合平行趨勢假設，即在制定低碳城市試點(diǎn)前，各地級市的FDI無(wú)顯著(zhù)差異。政策實(shí)施后的第五期政策虛擬變量系數的置信區間顯著(zhù)小于0，這意味著(zhù)環(huán)境規制措施對實(shí)際使用外商直接投資額有抑制作用。
（二）基本回歸結果
本文基本回歸結果如表4所示，表中結果均是在控制地級市效應和時(shí)間效應的情況下得到。表中第（1）列是沒(méi)有添加控制變量的估計結果，政策虛擬變量的系數顯著(zhù)為負，說(shuō)明低碳城市試點(diǎn)政策和實(shí)際使用外商直接投資呈負相關(guān)關(guān)系，該政策的施行對FDI流入有抑制作用。表中（2）、（3）、（4）表示依次添加控制變量后的回歸結果，核心解釋變量的回歸系數為負?？刂谱兞渴袌?chǎng)價(jià)值、消費水平和政府支持的回歸系數均為正，這意味著(zhù)市場(chǎng)價(jià)值和實(shí)際利用外商直接投資額顯著(zhù)呈正相關(guān)關(guān)系，地級市的GDP越大表明該地市場(chǎng)價(jià)值、市場(chǎng)規模約大，外商有更多的投資機會(huì )，因此實(shí)際使用外商投資額相對更多；消費水平即社會(huì )消費品零售越多，表示該地的消費水平越高會(huì )吸引更多的外商進(jìn)行投資，更多的外商資金流入；政府支持會(huì )促進(jìn)外商直接投資的流入，地級市政府通過(guò)對外資企業(yè)稅收優(yōu)惠、鼓勵性撥款、降低土地使用費用等方式鼓勵外商投資。
表4 基準回歸結果
（注：*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，回歸結果均控制個(gè)體效應與時(shí)間效應）
（三）穩健性檢驗
1.添加解釋變量
聚集效應（pfdi）。王若溪（2 010）表示外商投資的聚集效應可以形成規模經(jīng)濟從而減少企業(yè)的成本，有利于更多的跨國公司流入。 本文對使用滯后一期的實(shí)際使用外商直接投資額的對數來(lái)衡量聚集效應。
產(chǎn)業(yè)分布（industry）。 地級市產(chǎn)業(yè)的分布情況影響外資流入的金額。 第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的占比越大的地級市有更大吸引外商直接投資的能力。 本文產(chǎn)業(yè)分布變量通過(guò)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值占國內生產(chǎn)總值的份額來(lái)表示。
基礎設施（trans）。 地區交通基礎設施越完善，外商運輸成本越少，越有利于該地區吸引更多的外商直接投資。 本文使用實(shí)有鋪裝道路面積來(lái)衡量基礎設施的完善程度。
表5中第（2）、（3）列表示添加控制變量后的回歸結果。聚集效應變量與實(shí)際使用外商直接投資額有正向關(guān)系，印證了聚集效應存在，現有的跨國公司會(huì )吸引引入更多的外商直接投資。雖然產(chǎn)業(yè)分布與基礎設施變量并不顯著(zhù)，核心解釋變量的系數依然顯著(zhù)為負。在加入解釋變量之后，本文的自變量回歸系數仍為負，表明回歸結果穩健。
2.縮短時(shí)間范圍
本文選定的樣本期2005-2020年，由于本文在數據處理過(guò)程中對缺失值利用序列平均值等方法進(jìn)行插補，為避免插補后的數據干擾實(shí)證分析結構，將樣本期調整為2006年-2018年。表5第（4）列為縮尾后的回歸結果，解釋變量的系數依舊顯著(zhù)為負，證明本文的回歸穩健。
表5穩健性回歸結果
（注：*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，回歸結果均控制個(gè)體效應與時(shí)間效應）
3. 安慰劑檢驗
本文借鑒劉瑞明等（2020）的方法，通過(guò)隨機抽樣構建實(shí)驗組進(jìn)行安慰劑檢驗。本文采用中國220個(gè)地級市2005至2020年的面板數據，探究低碳城市試點(diǎn)對外商直接投資的影響。其中，處理組有121個(gè)地級市，控制組有99個(gè)城市，通過(guò)從220個(gè)地級市隨機抽取121個(gè)城市作為“偽處理組”，生成偽處理組虛擬變量。其次，在220個(gè)地級市中均隨機選取一年作為低碳城市試點(diǎn)政策開(kāi)始時(shí)間，生成偽政策虛擬變量did,加入偽政策虛擬變量進(jìn)行回歸分析，重復500次隨機抽樣回歸結果，最后得到p值和偽政策虛擬變量系數的分布情況。如圖6所示，大多數的偽政策虛擬變量大于-0.091，且大多數p值均大于0.1，所以該回歸結果通過(guò)安慰劑檢驗，證明本文回歸穩健。
圖6安慰劑檢驗結果
（四）異質(zhì)性分析
中國外商直接投資區域分布不平均。因此，本文針對區域異質(zhì)性深入研究低碳城市試點(diǎn)政策對外商直接投資的影響。本文根據馬慶林（2009）將220個(gè)地級市劃分為五大經(jīng)濟區域，分別是北方、長(cháng)江流域、東南、西南以及西北經(jīng)濟區。分組回歸結果見(jiàn)表6，在5%統計水平下，長(cháng)江流域地級市的政策虛擬變量系數顯著(zhù)為負，說(shuō)明低碳城市試點(diǎn)政策抑制該區域的外商直接投資額。然而，其他地區的政策虛擬變量系數并不顯著(zhù)，說(shuō)明該政策對其他地區的抑制作用并不明顯。因此，環(huán)境規制對外商直接投資的抑制作用存在區域異質(zhì)性。
表6異質(zhì)性檢驗結果
（注：*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，回歸結果均控制個(gè)體效應與時(shí)間效應）
五、研究結論
本文通過(guò)建立多期雙重差分模型，利用2005-2020年共計220個(gè)中國地級市的面板數據，針對低碳城市試點(diǎn)研究環(huán)境規制對外商直接投資區位選擇的影響，為實(shí)施試點(diǎn)政策提供參考依據。通過(guò)回歸結果發(fā)現，（1）低碳城市試點(diǎn)政策的施行與實(shí)際使用外商直接投資額存在負相關(guān)；（2）政策效果對FDI的影響具有滯后性，且環(huán)境規制強度增加會(huì )導致外商直接投資呈現先升后降的變化趨勢；（3）區域異質(zhì)性分析發(fā)現，長(cháng)江流域經(jīng)濟區的低碳城市試點(diǎn)政策效果更顯著(zhù)，而其他區域并不顯著(zhù)。
六、政策建議
根據本文實(shí)證研究結果表明，低碳城市試點(diǎn)政策的施行與實(shí)際使用外商直接投資額存在負相關(guān)。影響外商直接投資的區位選擇因素一般包括：成本因素、市場(chǎng)因素及技術(shù)創(chuàng )新等，或是因為低碳地區可能因為環(huán)境規制導致外商潛在成本升高，在存在更低成本地區吸引時(shí)，會(huì )影響投資選擇。
因此，建立鼓勵綠色金融的發(fā)展環(huán)境更顯重要。一是通過(guò)營(yíng)造綠色融資的良好環(huán)境與更優(yōu)成本，吸引綠色投資，讓綠色融資的吸引力彌補環(huán)境規制導致的成本上升。通過(guò)統籌融資激勵、環(huán)境規制、技術(shù)創(chuàng )新等措施，降低對FDI的負面影響。二是施行經(jīng)濟型環(huán)境政策，完善綠色投資體系。鼓勵政府通過(guò)排污收費制度、排污權交易制度、押金返還制度與環(huán)境污染責任保險等市場(chǎng)化手段解決環(huán)境問(wèn)題，推動(dòng)環(huán)境效益向經(jīng)濟效益轉變，營(yíng)造綠色低碳優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)良好發(fā)展環(huán)境。同時(shí)實(shí)行差異化引資戰略，結合區域資源稟賦、環(huán)境承載能力等制定綠色投資標準，明確綠色項目范圍，規范定價(jià)方式，引導外商投向綠色低碳領(lǐng)域。此外鑒于根據區域異質(zhì)性分析發(fā)現“長(cháng)江流域經(jīng)濟區的低碳城市試點(diǎn)政策效果更顯著(zhù)”，建議繼續推進(jìn)長(cháng)江流域經(jīng)濟區低碳城市試點(diǎn)，增強試點(diǎn)影響力。長(cháng)江經(jīng)濟帶坐擁長(cháng)江三角洲城市群、皖江城市帶、鄱陽(yáng)湖經(jīng)濟帶、武漢城市圈、長(cháng)株潭城市圈、成渝城市圈，是我國經(jīng)濟總量最大、腹地最廣闊的經(jīng)濟區，由此，加快長(cháng)江流域經(jīng)濟區的低碳城市試點(diǎn)建設將進(jìn)一步增強試點(diǎn)影響力，由于長(cháng)江流域經(jīng)濟區各城市間區位條件、資源稟賦、產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在差異，可建議加強基礎構建，強化科技共創(chuàng )、金融互助和政策互通，有效破除區域差異障礙。與此同時(shí)，長(cháng)江流域經(jīng)濟區各城市聚焦綠色低碳產(chǎn)業(yè)，積極突破綠色低碳技術(shù)，完善綠色低碳政策，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)轉型、城市高質(zhì)量發(fā)展。
參考文獻
[1]郭慶.世界各國環(huán)境規制的演進(jìn)與啟示[J]. 東岳論叢,2009,30(6):140-142.
[2]王洪慶.外商直接投資如何影響中國工業(yè)環(huán)境規制[J]. 中國軟科學(xué),2015(7):170-181.
[3]王若溪.外商直接投資中國零售行業(yè)的區位因素分析[J]. 中國集體經(jīng)濟,2010(15):17-18.
[4]劉瑞明,毛宇,亢延錕. 制度松綁、市場(chǎng)活力激發(fā)與旅游經(jīng)濟發(fā)展——來(lái)自中國文化體制改革的證據[J]. 經(jīng)濟研究, 2020, 55(01):115-131.
[5]馬慶林.中國經(jīng)濟區域劃分與區域經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展問(wèn)題研究[J]. 南方金融,2009(7):27-31.
[6]景國文.低碳城市試點(diǎn)政策與FDI的區位選擇[J].華東經(jīng)濟管理. 2021(12).
[7]雷媛媛.外商直接投資、環(huán)境規制與中國綠色經(jīng)濟效率[D].重慶: 西南大學(xué),2020:54-56.
[8]王焰新.發(fā)展綠色低碳產(chǎn)業(yè)推進(jìn)生態(tài)長(cháng)江建設[J].環(huán)境與可持續發(fā)展. 2022(1).
作者：
倪惠澤中央財經(jīng)大學(xué)綠色金融國際研究院科研助理
