文亞妮

新疆巴音郭楞蒙古自治州財(cái)政局

0 引言

近年來，隨著化石能源消費(fèi)量的激增，導(dǎo)致以CO2為主的溫室氣體大量排放，過度的碳排放不僅會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長，也會(huì)影響人民的幸福感。根據(jù)《中國能源發(fā)展報(bào)告》，2018 年，我國的能源消費(fèi)總量為46.4 億tce，增速為3.3%，均為五年來最高。而2018 年，中國碳排放總量達(dá)100 億t 占全球碳排放總量的27.32%，每年產(chǎn)生的CO2為10 357萬t，居世界第一。中國作為一個(gè)負(fù)責(zé)任的大國，承諾到2020 年單位碳排放下降40%～50%，2030 年減低60%～65%，同時(shí)化石能源排放的CO2達(dá)到最大值。為此，我國把節(jié)能減排、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展作為國家重要的發(fā)展戰(zhàn)略。在實(shí)現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、外商直接投資、人力資本投入等都是非常重要的舉措。

黨的十八大以來，我國加快推進(jìn)高水平對外開放，全面落實(shí)準(zhǔn)入前國民待遇加負(fù)面清單管理制度，投資環(huán)境持續(xù)優(yōu)化，引進(jìn)外商直接投資的規(guī)模不斷增加，投資領(lǐng)域不斷擴(kuò)展。2018 年，我國實(shí)際使用非金融類外商直接投資1 350 億美元，連續(xù)兩年成為全球第二大外資流入國，而其中服務(wù)業(yè)吸收外資占比68.1%。服務(wù)業(yè)占比超過工業(yè)和農(nóng)業(yè)，也符合我國目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。2018年，第一、二、三產(chǎn)業(yè)的比重分別為7.2%、40.7%、52.2%，對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率分別為4.2%、36.1%、59.7%。為此，中國積極實(shí)施供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，由過去的粗放型增長方式轉(zhuǎn)變?yōu)榧s型增長方式，大力發(fā)展新型、清潔能源，降低CO2的排放。目前中國仍然是發(fā)展中國家，因此必須將減排與發(fā)展聯(lián)系在一起，從而實(shí)現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)、綠色發(fā)展。

1 文獻(xiàn)綜述

FDI 在促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，帶來了一定的環(huán)境問題。目前國內(nèi)外的學(xué)者對此主要有兩種基本的觀點(diǎn)，一種觀點(diǎn)認(rèn)為FDI 改善了東道國的環(huán)境，徐昱東[1]（2016）基于向量誤差修正模型，利用山東省1995-2012 年數(shù)據(jù),實(shí)證分析了FDI 和對外貿(mào)易開放水平對碳排放強(qiáng)度的影響，得到FDI 對碳排放強(qiáng)度具有抑制效應(yīng)；郭炳南等[2]（2013）利用中國1980-2011 年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和1997-2011 年的面板數(shù)據(jù)，時(shí)間序列的結(jié)果分析表明，F(xiàn)DI 對碳排放量和碳排放強(qiáng)度具有抑制效應(yīng)，面板結(jié)果分析表明，F(xiàn)DI 的影響系數(shù)為負(fù)，但彈性系數(shù)較小；Acharyya J[3]（2009）利用印度1980-2003 年數(shù)據(jù)，分析得到FDI 流入量增加導(dǎo)致印度碳排放量減少；Gunnar S.Eskeland,Ann E.Harrison[4]（2003）認(rèn)為FDI 改善落后國家的發(fā)展?fàn)顩r，從而改善環(huán)境質(zhì)量；王艷麗[5]（2015）以1999-2012 年我國37 個(gè)工業(yè)行業(yè)為樣本,在STIRPAT 模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建雙向固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了FDI 對碳強(qiáng)度的影響，得到FDI 降低了碳排放強(qiáng)度。另外一種觀點(diǎn)認(rèn)為FDI 使CO2排放增加，熊琛然等[6]（2019）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型驗(yàn)證了FDI 與老撾碳排放的影響，得到FDI 與老撾的碳排放具有長期均衡關(guān)系，短期會(huì)促進(jìn)碳排放的增加；熊立等[7]（2012）運(yùn)用中國1985-2007 年數(shù)據(jù)，對FDI 與中國碳排放的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出FDI 增加了碳排放量；Andrew, K, Jorgenson[8]（2007）從FDI 依存度理論出發(fā)，驗(yàn)證了制造業(yè)的FDI 依存度與欠發(fā)達(dá)國家的CO2排放呈正相關(guān)；易艷春等[9]（2015）運(yùn)用ARDL研究了FDI 與中國碳排放的長短期相互關(guān)系，得到FDI 的流入增加了碳排放，說明FDI 在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時(shí),也轉(zhuǎn)移了相當(dāng)部分的碳排放。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的影響主要有三個(gè)觀點(diǎn)，第一種觀點(diǎn)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整增加了碳排放。原嫄等[10]（2016）利用多國數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)得到第二產(chǎn)業(yè)份額對碳排放影響程度為恒正值，服務(wù)業(yè)則逐漸降低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整引起的碳排放強(qiáng)度與國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)；劉再起、陳春[11]（2010）選取全球具代表性的七個(gè)國家，運(yùn)用SUR 方法研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對碳排放的影響，得到幾乎所有的產(chǎn)業(yè)都會(huì)增加CO2的排放，但第一、二、三產(chǎn)業(yè)的影響程度逐漸遞減；譚飛燕,張雯[12]（2011）通過設(shè)定多種模型驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的影響，得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的工業(yè)化進(jìn)程加劇了CO2的排放；龐慶華[13]（2018）等運(yùn)用耦合模型、引力模型研究了江蘇省13 個(gè)地級市碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、區(qū)域創(chuàng)新之間的關(guān)系，得到江蘇省的耦合協(xié)調(diào)處于上升趨勢，碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域創(chuàng)新動(dòng)態(tài)關(guān)系處于合適的狀態(tài)。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整降低了碳排放。鄧光耀等[14]（2018）運(yùn)用靜態(tài)和動(dòng)態(tài)模型分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易開放對碳排放的影響，得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和貿(mào)易開放有助于降低能源消費(fèi)的碳排放；G.P.Hammond,J.B.Norman[15]（2012）、Runar Br nnlund 等[16]（2014）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是降低CO2排放量的有效措施。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放之間是非線性關(guān)系。趙麗萍，李媛[17]運(yùn)用門檻模型，以2006-2016 年的省級面板數(shù)據(jù)為樣本，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放強(qiáng)度之間呈非線性關(guān)系；郭朝先[18]（2012）采用LMDI 分解方法,對中國1996-2009 年的碳排放進(jìn)行分解，定量分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對碳排放變動(dòng)的影響，得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系。

梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，可發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有大部分文獻(xiàn)主要集中于FDI 與碳排放之間的關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放的關(guān)系。本文首先檢驗(yàn)了FDI、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系，然后以FDI 和FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)為門檻變量，通過門檻模型檢驗(yàn)FDI 和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否可以降低碳排放，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。

2 計(jì)量模型、變量與數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)計(jì)

第一步分別檢驗(yàn)碳排放量、碳排放強(qiáng)度、外商直接投資、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的交互項(xiàng)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本研究在實(shí)證過程中分別引入上述變量的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)加以檢驗(yàn)。用固定效應(yīng)模型探究了外商直接投資、直接和間接兩種方式對經(jīng)濟(jì)增長的影響。具體模型設(shè)置如下：

式中：

第二步，驗(yàn)證外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否可以降低碳排放促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，構(gòu)建了如下的門檻效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

式中：

q——門檻變量，包括外商直接投資、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化交叉項(xiàng)、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交叉項(xiàng)；

a——門檻參數(shù)；

I——指標(biāo)函數(shù)，其他指標(biāo)含義同前。

2.2 變量選取和數(shù)據(jù)來源

2.2.1 被解釋變量

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）：用人均實(shí)際GDP 來衡量，以2002 年為基期，使用省級人均GDP 指數(shù)進(jìn)行平減。數(shù)據(jù)來源于《2004-2018 年各省市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2.2 解釋變量

本研究主要研究外商直接投資、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，因此將碳排放與外商直接投資作為解釋變量。

設(shè) Q 為 CO2排放量，單位為 kg；有 n 種能源資源，M（ii=1,2…n）為第i 種能源資源實(shí)物量，單位為kg；K（ii=1,2…n）為第i 種能源資源CO2排放系數(shù)（實(shí)物量），單位為kgCO2/kg。則CO2排放量Q 的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中，本文中的能源資源主要取8類資源，分別為原煤、焦炭、燃料油、原油、汽油、煤油、柴油、天然氣，對應(yīng)的排放系數(shù)為2.01、3.04、3.24、3.07、3.01、3.08、3.16、1.99。

外商直接投資（FDI）：用外商直接投資不僅可以直接促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長，還可以帶來先進(jìn)的技術(shù)或者管理經(jīng)驗(yàn)，間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，利用各地區(qū)外商直接投資總額表示。

2.2.3 控制變量

城市化程度（Urban）：城鎮(zhèn)人口數(shù)占地區(qū)總?cè)丝跀?shù)的比重表示城鎮(zhèn)率。R&D 投入（Tec）：用R&D 經(jīng)費(fèi)支出表示科技投入的資本。數(shù)據(jù)主要來源于《2004-2018 年的中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》與《各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒》。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化(TL)：指為了提高經(jīng)濟(jì)效益，要求在一定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段基礎(chǔ)上根據(jù)科學(xué)技術(shù)水平、消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)、人口基本素質(zhì)和資源條件，對起初不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的合理配置，使各產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。我們借鑒干春暉、鄭若谷（2011）提出的泰爾指數(shù)來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷程度，計(jì)算公式為：

其中i表示產(chǎn)業(yè)類型，n表示產(chǎn)業(yè)束，Y 表示產(chǎn)業(yè)增加值，L 表示就業(yè)人數(shù)。泰爾指數(shù)一般在0～1 之間，泰爾指數(shù)越大說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理，越接近0則說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化(TS)是國民經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主的低級結(jié)構(gòu)，向以知識、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)為主的高級結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)變的過程及趨勢。用第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值的比值表示。

人力資本存量（H）：采用平均受教育年限這一使用較多的指標(biāo)來衡量人力資本水平。將未上學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專及以上分別設(shè)置的受教育年限為：0年、6年、9年12年、15年，計(jì)算公式為：

3 實(shí)證分析

3.1 碳排放量及碳排放強(qiáng)度時(shí)空演變

采用Quartile 分類法，將2003-2017 年中國30 個(gè)省區(qū)市碳排放總量、碳排放強(qiáng)度劃分為低值區(qū)、較低值區(qū)、較高值區(qū)和高值區(qū)4 個(gè)類型（如圖1所示）。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

圖1 全國30個(gè)省區(qū)市碳排放量、碳排放強(qiáng)度空間分布格局

研究發(fā)現(xiàn)：碳排放總量整體呈現(xiàn)向西北和中部發(fā)展。2003年，中國碳排放總量處于高值區(qū)的省區(qū)市主要有山西、河北、山東、黑龍江和江蘇，較高值區(qū)有河南和廣東兩個(gè)省份，較低值區(qū)主要集中在西南地區(qū)和長江中游地區(qū)，低值區(qū)主要是西北地區(qū)、廣西、福建和湖南。2010年與2003年相比，高值區(qū)多了內(nèi)蒙古自治區(qū)和河南，黑龍江降低到較高值區(qū)；新疆上升到較低值區(qū)。2017年與2010年相比，河南降為較高值區(qū)，新疆和陜西上升到較高值區(qū)，云南降到低值區(qū)。

碳排放強(qiáng)度整體呈現(xiàn)北方地區(qū)高于南方地區(qū)。2003年，中國碳排放強(qiáng)度處于高值區(qū)的省份主要集中在東北三省、西北四省、山西、河北和貴州；較高值區(qū)主要集中在西南地區(qū)、長江中下游地區(qū)；較低值區(qū)主要有江蘇省、浙江省和廣西壯族自治區(qū)；低值區(qū)主要是廣東、福建和北京。2010 年與2003 年相比，黑龍江、吉林由高值區(qū)降低為較高值區(qū)，云南省由較高值區(qū)上升到高值區(qū)。2017 年與2010 年相比，黑龍江由較高值區(qū)又恢復(fù)到高值區(qū)，云南省由高值區(qū)恢復(fù)到較高值區(qū)；四川省由較高值區(qū)降低到低值區(qū)。

3.2 外商直接投資、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

在以上的實(shí)證模型框架下，首先檢驗(yàn)碳排放、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系；之后檢驗(yàn)外商直接投資能否降低碳排放，以及外商直接投資能否通過轉(zhuǎn)變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方式降低碳排放從而實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)。

3.2.1 FDI、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

根據(jù)模型（1）（2）（3）的設(shè)定形式，本研究以此對模型進(jìn)行了F 檢驗(yàn)和hausman 檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的結(jié)果表明，應(yīng)當(dāng)使用固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果見表2，其中第2 列、第7 列和第8 列中的碳排放指標(biāo)為CO2和co22，第 3 列、第 9 列和第 10 列的碳排放指標(biāo)為tco2和tco22。根據(jù)表2 的結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

第一，從經(jīng)濟(jì)增長的角度來看，碳排放總量的一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明碳排放總量與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)倒U 形的非線性關(guān)系；而碳排放強(qiáng)度的一次項(xiàng)顯著為正，二次項(xiàng)為負(fù)，表明碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)倒U 形的非線性關(guān)系。可能的原因有：憑借豐富的自然資源，我國的重工業(yè)發(fā)展迅速，石油、天然氣、煤炭等化石能源消耗很大，在促進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)增長過程中，CO2的排放量迅速增加；同時(shí)重化工業(yè)快速發(fā)展產(chǎn)生的污染會(huì)阻礙第三產(chǎn)業(yè)的進(jìn)程，從而會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長。

第二，從經(jīng)濟(jì)增長的角度看，外商直接投資的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)倒U形關(guān)系。

第三，從第5 列和第6 列可以看出，外商直接投資不論碳排放總量還是碳排放強(qiáng)度都具有一定的抑制作用；從第7 列和第9 列可以看出，外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的交互項(xiàng)對碳排放總量和碳排放強(qiáng)度都具有一定的抑制作用，從第8 列和第10列可以看出，外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的交互項(xiàng)對碳排放總量和碳排放強(qiáng)度具有一定的抑制作用。

控制變量的結(jié)果可以總結(jié)為以下結(jié)論：城鎮(zhèn)化水平（Urban）的系數(shù)都為負(fù)值，表明城鎮(zhèn)化水平對PGDP 并沒有發(fā)揮應(yīng)有的促進(jìn)作用。產(chǎn)生的原因可能有：城鎮(zhèn)化是根據(jù)城鎮(zhèn)人口/年末總?cè)藬?shù)計(jì)算得到的，存在一定的誤差，因?yàn)殡S著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，大量的農(nóng)民涌入城市使城鎮(zhèn)人口數(shù)量會(huì)虛高，城鎮(zhèn)化水平比按照戶籍人口計(jì)算高出接近10 個(gè)百分點(diǎn)。城鎮(zhèn)化的發(fā)展與工業(yè)化的發(fā)展不匹配?？萍佳邪l(fā)投入（RD）的系數(shù)都為正值，表明科技投入對PGDP 具有正向的促進(jìn)作用。主要原因?yàn)榭萍纪度爰ぐl(fā)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新動(dòng)能，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，經(jīng)濟(jì)發(fā)展邁向高質(zhì)量階段。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（TL)的系數(shù)在第6 列和第10 列為正值，其余列為負(fù)值。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（TS）的系數(shù)在第3、5、7 列為正值，其余列為負(fù)值。

表2 FDI、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長

3.3 FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對降低碳排放量的門檻檢驗(yàn)

上述理論模型表明外商直接投資可以直接降低碳排放，也可以通過影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而降低碳排放，并且由FE 模型得到，外商直接投資，外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高級化的交互項(xiàng)都可以降低碳排放。下面檢驗(yàn)三者降低碳排放的門檻值。

由表3、表4可見：

1）當(dāng)外商直接投資為門檻變量時(shí)，碳排放總量對經(jīng)濟(jì)增長存在雙門檻效應(yīng)；隨著外商直接投資的不斷增加，碳排放總量對PGDP 的影響系數(shù)在單門檻值前后由0.062 4 上升為0.077 4，在雙門檻效應(yīng)中，碳排放總量對PGDP 的影響系數(shù)在第一門檻值前為0.061 3，在第一門檻和第二門檻之間上升為0.148，越過第二門檻后降為0.073 5。

2）當(dāng)外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化交互項(xiàng)為門檻變量時(shí)，碳排放總量對經(jīng)濟(jì)增長存在雙門檻效應(yīng)；隨著外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化交互項(xiàng)不斷增加，碳排放總量對PGDP 的影響系數(shù)在單門檻值前后由0.071 6 上升為0.086 4，在雙門檻效應(yīng)中，碳排放總量對PGDP 的影響系數(shù)在第一門檻值前為0.082 9，在第一門檻和第二門檻之間下降為0.067 3，越過第二門檻后上升為0.078 6。

3）當(dāng)外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交互項(xiàng)為門檻變量時(shí)，碳排放總量對經(jīng)濟(jì)增長不存在門檻效應(yīng)。

表3 FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)降低碳排放量的門檻模型自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果

表4 FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)降低碳排放量的門檻結(jié)果

表5 FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)降低碳排放強(qiáng)度的門檻模型自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果

由表5 可見，外商直接投資(FDI)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化交互項(xiàng)、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交互項(xiàng)分別為門檻變量時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長對碳強(qiáng)度不存在門檻效應(yīng)。本研究考慮，是否由于地區(qū)間的發(fā)展差異過大，導(dǎo)致碳強(qiáng)度的值相差過大，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長對碳強(qiáng)度不存在門檻效應(yīng)，因此，我們繼續(xù)探討不同地區(qū)間FDI、FDI＊tl、FDI＊ts對經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)。

3.4 不同地區(qū)間的FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對碳強(qiáng)度的影響

由表6、表7 可見，不同地區(qū)間不同變量對經(jīng)濟(jì)增長存在不同的門檻效應(yīng)。

第一，以外商直接投資作為門檻變量，碳強(qiáng)度對東部地區(qū)的PGDP 存在雙門檻效應(yīng)。隨著外商直接投資的增加，單門檻檢驗(yàn)中碳強(qiáng)度對東部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由 0.019 9 下降為-0.068 4，雙門檻檢驗(yàn)中，碳強(qiáng)度對PGDP 的影響系數(shù)在第一門檻前為0.003 47，第一門檻和第二門檻之間下降為-0.148，越過第二門檻后上升為-0.053 0。碳強(qiáng)度對中部地區(qū)和西部地區(qū)的PGDP 存在單門檻效應(yīng)。隨著外商直接投資的增加，單門檻檢驗(yàn)中碳強(qiáng)度對中部地區(qū)的PGDP 影響系數(shù)由-0.038 4 下降為-0.073 3；對西部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由0.129 下降為-0.016 4。

第二，外商直接投資與產(chǎn)業(yè)合理化的交互項(xiàng)作為門檻變量，碳強(qiáng)度對東部地區(qū)的PGDP 不存在門檻效應(yīng)；對中部地區(qū)的PGDP 存在雙門檻效應(yīng)，對西部地區(qū)的PGDP 存在單門檻效應(yīng)。隨著外商直接投資與產(chǎn)業(yè)合理化的交互項(xiàng)值的增加，單門檻檢驗(yàn)中，碳強(qiáng)度對中部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由-0.034 9 下降到-0.080 7，雙門檻檢驗(yàn)中碳強(qiáng)度對中部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)在第一門檻前為-0.029 2，第一門檻和第二門檻之間下降為-0.112，越過第二門檻后上升為-0.059 8；而對于西部地區(qū)，碳排放強(qiáng)度對PGDP 的影響系數(shù)由0.460下降為0.394。

第三，外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的交互項(xiàng)作為門檻變量，碳強(qiáng)度對東部地區(qū)和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長存在單門檻效應(yīng)，對西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長存在雙門檻效應(yīng)。單門檻檢驗(yàn)中，碳強(qiáng)度對東部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由0.322 上升為0.334，對中部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由-0.110 上升為-0.043 5，對西部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由0.524 下降為0.429。在雙門檻檢驗(yàn)中，碳強(qiáng)度對西部地區(qū)的PGDP 的影響系數(shù)在第一門檻前為0.573，第一門檻和第二門檻之間下降為0.485，越過第二門檻后下降為0.453。

第四，控制變量的結(jié)果可以總結(jié)為以下結(jié)論。表5 中的第3 行的系數(shù)全為正數(shù)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對PGDP 有正向促進(jìn)作用；第5 行中系數(shù)大部分為正數(shù)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對PGDP 有正向促進(jìn)作用；第7 行中系數(shù)大部分為負(fù)值，表明城鎮(zhèn)化水平Urban 對PGDP 沒有發(fā)揮應(yīng)有的促進(jìn)作用；第9 行中系數(shù)為正值，表明R&D 投入比人力資本投入更容易轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)作用。

3.5 FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對碳排放的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

為考察檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性，將外商直接投資、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的交互項(xiàng)、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的交互項(xiàng)的門檻值對三者進(jìn)行劃分，然后，使用FE 模型對不同情形下，碳排放量、碳排放強(qiáng)度與PGDP 的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表8。

由表8可知，當(dāng)外商直接投資大于門檻值時(shí)，碳排放量對PGDP 具有正向的促進(jìn)作用，碳排放強(qiáng)度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)正向的促進(jìn)作用；低于門檻值時(shí)，碳排放量對PGDP 具有負(fù)向的抑制作用，碳排放強(qiáng)度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)負(fù)向的抑制作用，表明三者對PGDP 呈現(xiàn)非線性關(guān)系。當(dāng)外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化大于門檻值時(shí)，碳排放量對PGDP 具有正向的促進(jìn)作用，碳排放強(qiáng)度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)負(fù)向的抑制作用；低于門檻值時(shí)，碳排放量對PGDP 具有負(fù)向的抑制作用，碳排放強(qiáng)度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)正向的促進(jìn)作用。當(dāng)外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交互項(xiàng)的值大于門檻值時(shí)，碳排放量對PGDP 呈現(xiàn)正向的促進(jìn)作用，碳排放強(qiáng)度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)正向的促進(jìn)作用；低于門檻值時(shí)，碳排放總量對PGDP 呈現(xiàn)負(fù)向的抑制作用，碳排放強(qiáng)度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)負(fù)向的抑制作用。因此，驗(yàn)證了碳排放與PGDP 呈現(xiàn)非線性關(guān)系，而且也驗(yàn)證了外商直接投資不僅可以直接影響碳排放，而且也可以通過提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方式降低碳排放，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。這表明本研究的檢驗(yàn)結(jié)是穩(wěn)健的。

表6 東中西部地區(qū)FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)降低碳排放量的門檻模型自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果

表7 東中西部地區(qū)FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放強(qiáng)度的門檻估計(jì)結(jié)果

續(xù)表7

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

第一，F(xiàn)DI、碳排放對于經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出倒U 形曲線關(guān)系；且固定效應(yīng)模型的結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對于碳排放有一定的抑制作用。

第二，當(dāng)FDI為門檻變量時(shí)，碳排放量對經(jīng)濟(jì)增長存在雙門檻效應(yīng)，且呈現(xiàn)倒U形關(guān)系；但碳排放強(qiáng)度對經(jīng)濟(jì)增長在全國樣本中不存在門檻效應(yīng)，在東中西部不同地區(qū)間存在門檻效應(yīng)。對東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長存在雙門檻效應(yīng)，且呈現(xiàn)U形關(guān)系；對中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長存在單門檻效應(yīng)，均呈現(xiàn)下降趨勢。

第三，當(dāng)FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化為門檻變量時(shí)，碳排放量對經(jīng)濟(jì)增長存在雙門檻效應(yīng)，且呈現(xiàn)U 形關(guān)系；但碳排放強(qiáng)度對經(jīng)濟(jì)增長在全國樣本下不存在門檻效應(yīng)，在東中西部之間存在不同的門檻效應(yīng)。對東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長不存在門檻效應(yīng)，對中部地區(qū)存在雙門檻效應(yīng)，且呈U 形關(guān)系，對西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長存在單門檻效應(yīng)，呈遞減趨勢。當(dāng)FDI 與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化為門檻變量時(shí)，碳排放量對經(jīng)濟(jì)增長不存在門檻效應(yīng)；對碳排放強(qiáng)度來說,對經(jīng)濟(jì)增長在全國樣本下不存在門檻效應(yīng)，但在東中西部地區(qū)間存在不同的門檻效應(yīng)。對東中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長存在單門檻效應(yīng)，前者為下降，后者上升；對西部地區(qū)存在雙門檻效應(yīng)，呈逐漸遞減的態(tài)勢。

4.2 建議

第一，應(yīng)積極鼓勵(lì)高新技術(shù)企業(yè)參與國際市場競爭，加深全球經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，繼續(xù)擴(kuò)大對外開放程度，發(fā)展綠色低碳經(jīng)濟(jì)，減少污染排放；同時(shí)中西部地區(qū)應(yīng)該分析東部快速發(fā)展的原因，借鑒有利經(jīng)驗(yàn)，應(yīng)該擴(kuò)大對外出口，提升產(chǎn)品競爭力，增加本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

第二，進(jìn)一步提高人力資本整體積累水平，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級得以高質(zhì)量發(fā)展，從而帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。政府部門應(yīng)該加大教育投入力度，長期穩(wěn)定地堅(jiān)持人力資本投入；企業(yè)部門應(yīng)該加強(qiáng)對員工的職業(yè)技能培訓(xùn)，挖掘勞動(dòng)力潛力，提升勞動(dòng)力素質(zhì)，不斷提升區(qū)域人力資本存量，使人力資本水平能夠持續(xù)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高級化。