■/ 馬見聞 高廣闊

一、研究背景

當前國內(nèi)外關于碳生產(chǎn)率的研究主要集中在提高碳生產(chǎn)率的重要性以及探究碳生產(chǎn)率的影響因素和區(qū)域差異兩個方面。YAMAJI Kenji et al（1993）將碳生產(chǎn)率定義為地區(qū)在一段時期內(nèi)的GDP與二氧化碳排放的比率，即單位二氧化碳排放的經(jīng)濟產(chǎn)出。HE Jiankun et al（2011）通過比較不同發(fā)展中國家間的碳生產(chǎn)率，認為提高碳生產(chǎn)率是應對氣候變化的主要途徑。Qiu Xian Wang et al（2015）認為提高碳生產(chǎn)率是增加碳匯數(shù)量和經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿Φ倪m當途徑。Ming Meng et al（2012）建立了碳生產(chǎn)率的三維絕對分解模型，發(fā)現(xiàn)碳生產(chǎn)率的絕對變化分解為技術創(chuàng)新效應和產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整效應。Wei Hu et al（2020）基于空間溢出效應的實證研究表明，隨著環(huán)境規(guī)制強度由弱變強，其對局部地區(qū)碳生產(chǎn)率的影響將由負變正。Xiong feng Pan et al（2020）研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資反向技術溢出對東部和經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)碳生產(chǎn)率有正向影響，對中西部和欠發(fā)達地區(qū)影響效應不顯著。王淑英等（2021）通過實證研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化對本地區(qū)和相鄰區(qū)域的碳生產(chǎn)率具有顯著的促進作用，且金融發(fā)展對該促進作用具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應。楊慶等（2021）研究發(fā)現(xiàn)高技術產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展既通過規(guī)模經(jīng)濟效應和TFP 效應提升能源利用效率，從而提升碳生產(chǎn)率，且在東部地區(qū)更為明顯。

針對民間投資與碳生產(chǎn)率的相關研究相對較少，部分研究與之相近。王鳳祥和張偉（2017）研究發(fā)現(xiàn)民間投資對產(chǎn)業(yè)結構綠色升級的影響在中西部地區(qū)和東部地區(qū)表現(xiàn)不同。崔宏凱和魏曉（2018）通過實證分析發(fā)現(xiàn)民間投資可以顯著促進經(jīng)濟增長，同時可以減輕產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟增長的負面效應。李志華等（2019）認為民間投資可以通過促進技術創(chuàng)新顯著改善自然資源利用效率。

基于已有文獻的整理和分析，可以發(fā)現(xiàn)鮮有文獻針對民間投資對碳生產(chǎn)率的影響效應及傳導路徑展開研究。因此，本文基于Ming Meng and Dong xiao Niu（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，選取2005-2019 年中國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）作為樣本，在測算和分析區(qū)域碳生產(chǎn)率的基礎上，采用分步回歸法將產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新作為中介變量納入民間投資對碳生產(chǎn)率影響效果的研究中，以全面考察民間投資對碳生產(chǎn)率的影響效果和影響機制。

二、理論分析

本文主要從產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新兩個方面闡述民間投資對碳生產(chǎn)率的影響效應，具體影響機制如圖1所示。

圖1 民間投資對碳生產(chǎn)率的影響機制

（一）民間投資通過影響產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生影響

民間投資可以通過市場驅(qū)動效應和要素集聚效應對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整產(chǎn)生影響，市場驅(qū)動效應即為民間投資代表著經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力，受利潤驅(qū)動的民間資本不斷轉變投資方向和優(yōu)化投資結構，集中于投資效益高的新興產(chǎn)業(yè)，帶動產(chǎn)業(yè)技術的革新；同時，市場競爭促使傳統(tǒng)行業(yè)進行數(shù)字化、智能化轉型，一方面可以淘汰落后產(chǎn)業(yè)，另一方面通過實現(xiàn)行業(yè)技術、管理模式、生產(chǎn)模式等方面的蛻變，形成更高級的產(chǎn)業(yè)結構。要素集聚效應反映為民間投資引導要素資源在不同產(chǎn)業(yè)部門的轉移流動和再配置帶動產(chǎn)業(yè)結構升級（李富有等，2020）。首先，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整意味著第三產(chǎn)業(yè)占比的提高和高能耗高排放工業(yè)產(chǎn)業(yè)占比的降低，改變社會能源消費結構，降低對傳統(tǒng)能源資源的依賴，有助于降低碳排放增速。其次，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整能夠促進生產(chǎn)要素在不同行業(yè)間的高效流動，實現(xiàn)資源的有效分配，有助于提高企業(yè)生產(chǎn)效能，有利于高生產(chǎn)率、高附加值的企業(yè)做大做強，激發(fā)社會經(jīng)濟活力，提高社會總生產(chǎn)率，助力經(jīng)濟綠色高質(zhì)量發(fā)展，促進碳生產(chǎn)率的提升。最后，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整所帶來市場產(chǎn)品供給端的改變，使得居民能享受到更高質(zhì)量和低碳的產(chǎn)品和服務，引導居民需求結構的改變，促進綠色發(fā)展。

（二）民間投資通過區(qū)域技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生影響

民間投資可以通過資金供給和規(guī)模效應對區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)生影響，首先，民間資本向高投資效益和高附加值的技術創(chuàng)新領域轉移，使其有能力增加研發(fā)投入或引進先進技術，提高技術創(chuàng)新能力。其次，民間資本憑借自身的規(guī)模和所附帶的信息資源，放大了生產(chǎn)要素對企業(yè)生產(chǎn)技術創(chuàng)新的支撐作用（李志華等，2019）。基于內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，技術進步是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力（王桂軍等，2020），技術創(chuàng)新是技術進步的重要體現(xiàn)，同時技術創(chuàng)新的主要目標是提高社會效率，促進資源節(jié)約和有效利用。區(qū)域技術創(chuàng)新有助于企業(yè)轉變生產(chǎn)方式，提高生產(chǎn)技術水平，將現(xiàn)有的生產(chǎn)要素更高效的轉化為經(jīng)濟成果，促進企業(yè)生產(chǎn)效能和社會經(jīng)濟活力的提升，實現(xiàn)更高質(zhì)量的經(jīng)濟發(fā)展；綠色低碳技術的進步有利于新型清潔能源的開發(fā)，優(yōu)化能源消費結構，降低對傳統(tǒng)能源資源的依賴，抑制能源消耗與碳排放，同時，技術創(chuàng)新有利于提高產(chǎn)品質(zhì)量和種類，從供給方面引導居民消費更加低碳環(huán)保，在促進經(jīng)濟增長的同時發(fā)展低碳經(jīng)濟，提升碳生產(chǎn)率。

三、研究設計

（一）變量設定與說明

1.被解釋變量。碳生產(chǎn)率（CP），其公式為：CP=GDP÷CO2；GDP 為年度地區(qū)實際GDP，CO2為地區(qū)二氧化碳排放量。本文以2005年為基期對歷年地區(qū)GDP 進行平減得出地區(qū)實際GDP，該方法同樣應用于核心解釋變量和控制變量相關數(shù)據(jù)的處理。本文采用IPCC 提供的方法，選取了14 項能源，以各類能源消耗量為基礎乘以各自CO2排放系數(shù)加總后得出各省歷年二氧化碳排放量。各類燃料CO2排放系數(shù)見表1。

表1 各類燃料CO2排放系數(shù)

2.核心解釋變量。民間投資（PI），定義為：民間投資規(guī)模占全社會固定資產(chǎn)投資總額的比例。民間投資規(guī)模的大小使用全社會固定資產(chǎn)投資額減去國有投資、港澳臺投資和外商投資的余額來衡量。

3.中介變量。（1）產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整（Ind）。本文參考徐德云（2008）的做法，對不同產(chǎn)業(yè)賦予不同的權重的方式來構建產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的代理指標。表達式為：Ind=（）÷3；其中，Yi表示第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重。（2）區(qū)域技術創(chuàng)新（lnInn）。參考白俊紅和蔣伏心（2015）的研究，對發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利的授權數(shù)量分別賦予0.5、0.3、0.2 的權重，加權算出的結果再取自然對數(shù)代表區(qū)域技術創(chuàng)新能力。

4.控制變量。本文控制變量的選取包含經(jīng)濟發(fā)展、對外貿(mào)易、外商投資、環(huán)境規(guī)制、能源消費和人口規(guī)模六個方面：（1）經(jīng)濟發(fā)展：定義為人均GDP，記為GDP；（2）對外貿(mào)易：定義為地區(qū)進出口總額與實際GDP的比值，記為Open；（3）外商投資：定義為實際利用外商直接投資額與實際GDP 的比值，記為FDI；（4）環(huán)境規(guī)制：定義為工業(yè)污染治理投資額占工業(yè)增加值的比值，記為Gov；（5）能源消費：選取能源消費結構作為衡量指標，定義為煤炭在一次能源消費結構中的比重，記為Str；（6）人口規(guī)模：本文使用地區(qū)城市人口密度（人/平方公里）的自然對數(shù)作為衡量指標，記為lnDen。

（二）模型設定

為探討民間投資對碳生產(chǎn)率的影響效果，本文首先構建民間投資對碳生產(chǎn)率影響的線性模型，設定如下：

其中，X表示控制變量，ε為隨機擾動項。

為考察民間投資促進碳生產(chǎn)率提升的作用機制，本文民間投資的估計系數(shù)β1顯著為正，即民間投資對碳生產(chǎn)率具有顯著促進作用的基礎上，沿用傳統(tǒng)的分步回歸法對提出的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新兩個中介變量進行檢驗，具體檢驗可以分為以下步驟：

第一，分別以產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新為被解釋變量，引入GDP、Open和FDI三個控制變量，考察民間投資對中介因素（Pit）的作用效果。

以碳生產(chǎn)率為被解釋變量，分別以產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新為核心解釋變量，檢驗產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響效果。若（2）式中的估計系數(shù)?1和（3）式中的估計系數(shù)β1同時顯著且符合預期，則表明民間投資能夠通過中介因素影響碳生產(chǎn)率。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

基于數(shù)據(jù)的真實性、有效性和可得性原則，本文選取2005-2019 年我國30 個省市（不含西藏及港、澳、臺地區(qū)）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析。其中，測算碳生產(chǎn)率所需各類能源消耗量的數(shù)值來自各年度《中國能源統(tǒng)計年鑒》；民間投資數(shù)據(jù)來自《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》；其他數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)庫、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。表2為各變量的描述性統(tǒng)計結果。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

四、實證結果分析

（一）空間自相關性檢驗

本文分別采用空間鄰接權重矩陣和嵌套空間權重矩陣來表示空間權重矩陣。其中，空間鄰接權重矩陣（WA），其設定如下：若區(qū)域i 與區(qū)域j 存在公共邊界或頂點，則WA取值為1，否則取值為0，假定海南省與廣東省相鄰；參考韓峰和陽立高（2020）的研究思路，設定嵌套空間權重矩陣WDE=0.5WD+0.5WE。其中，地理距離空間權重矩陣（WD）設定為兩個地區(qū)之間地理距離的倒數(shù)的平方，根據(jù)省會城市經(jīng)緯度計算得出；經(jīng)濟距離權重矩陣（WE）設定為樣本考察期內(nèi)人均GDP 平均值之差的絕對值的倒數(shù)。同時使用Moran’I指數(shù)檢驗碳生產(chǎn)率在整體區(qū)域的空間自相關性，表3 為權重矩陣下的2005-2019 年全局Moran’I 指數(shù)和相應的Z 統(tǒng)計量值，2005-2019 年全局Moran’I 指數(shù)值均在10%的水平下通過了顯著性檢驗。圖2 為嵌套空間權重矩陣下的2005年和2019年碳生產(chǎn)率局部莫蘭散點圖。從2005 年和2019 年的散點圖來看，多數(shù)省市分布于第一、三象限，說明中國省域碳生產(chǎn)率的空間分布格局具有較強的空間聚集性，因此在對碳生產(chǎn)率進行研究時應該考慮到區(qū)域間可能存在的空間相關性。

圖2 2005年（左）和2019年（右）碳生產(chǎn)率局部莫蘭散點圖

表3 2005-2019年碳生產(chǎn)率空間自相關檢驗

（二）民間投資對碳生產(chǎn)率的影響效果研究

1.基準回歸。表4 的列（1）為OLS 回歸結果，作為后續(xù)檢驗結果的參照。從民間投資來看，回歸結果的系數(shù)為正，且通過了顯著性1%的檢驗，說明民間投資的增加能夠提高碳生產(chǎn)率。近年來，各級政府密集出臺和實施一系列政策措施，發(fā)揮政府資金的引領和撬動作用。同時，受利潤驅(qū)動的民間資本不斷轉變投資方向，集中于投資效益高的高新技術行業(yè)，有助于其他生產(chǎn)要素的高效流動。民間投資結構的不斷優(yōu)化，意味著社會資源不斷向高附加值、綠色環(huán)保的行業(yè)傾斜，帶動經(jīng)濟綠色高質(zhì)量發(fā)展，提高碳生產(chǎn)率。

表4 民間投資對碳生產(chǎn)率的空間計量檢驗結果

對于控制變量而言，人均GDP 的系數(shù)顯著為正，說明經(jīng)濟發(fā)展能夠提高碳生產(chǎn)率；對外貿(mào)易指標系數(shù)顯著為正，說明進出口貿(mào)易能夠提高碳生產(chǎn)率。一方面，進口伴隨著學習發(fā)達國家的先進技術和管理方式的機會，有助于提高資源利用率；另一方面，進出口規(guī)模的擴大加劇國內(nèi)外的競爭關系，加速國內(nèi)企業(yè)對先進技術的研發(fā)和使用，有助于提高碳生產(chǎn)率；外商投資指標的系數(shù)符號為負且未通過顯著性檢驗；一方面，利用外資能夠引進先進清潔技術和環(huán)境管理理念，享受技術外溢的好處，有利于提升碳生產(chǎn)率（劉傳江、胡威，2016）。另一方面，發(fā)展中國家通過外資容易成為發(fā)達國家的高污染高耗能的“產(chǎn)業(yè)園”；能源消費指標系數(shù)顯著為負，說明以煤炭為代表的高能耗能源消耗量在一次能源消費結構中的比重越高，即能源結構的不合理會降低碳生產(chǎn)率；環(huán)境規(guī)制指標系數(shù)顯著為負，表明加大環(huán)境規(guī)制力度并不一定能提高碳生產(chǎn)率；人口規(guī)模指標系數(shù)符號為正但未通過顯著性檢驗。人口密度的增加可能產(chǎn)生集聚效應，加速工業(yè)化和新型城鎮(zhèn)化進程以提高碳生產(chǎn)率。同時，城市人口規(guī)模對城市居民生活能源碳排放量具有加劇作用（萬文玉等，2016），也可能加劇環(huán)境破壞問題。

2.區(qū)域異質(zhì)性。由于經(jīng)濟發(fā)展水平、市場結構等差異，我國各省市的民間投資總額和增速有所不同，民間投資對碳生產(chǎn)率的作用效果可能由于所處地區(qū)的差異而有所不同。樣本考察期內(nèi)，中西部省市民間投資的平均值要高于東部省市，相差0.091。基于此，本文將30 個省市劃分為東部省市和中西部省市運用FGLS 估計法進行區(qū)域異質(zhì)性檢驗，回歸結果為列（2）和列（3）。結果表明，民間投資雖能有效推動東部省市碳生產(chǎn)率的提升，但對中西部省市碳生產(chǎn)率具有更強的促進作用。產(chǎn)生上述結果可能的原因在于：雖然相較于中西部地區(qū)，東部地區(qū)市場化程度更高，新興產(chǎn)業(yè)和綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，但近年來實體經(jīng)濟內(nèi)生增長動力不足加之東部地區(qū)樓市火爆，導致大量民間投資資金流向房地產(chǎn)行業(yè)，使得東部地區(qū)民間投資對碳生產(chǎn)率的促進作用略低于中西部地區(qū)。

3.空間效應。在明確各省市碳生產(chǎn)率存在空間相關性的基礎上，本文依次進行LM檢驗、穩(wěn)健的LM檢驗、Wald檢驗、LR檢驗和Hausman檢驗，最終選取固定效應空間誤差（SEM）模型。之后，回歸過程中需要考慮是否控制城市、年份固定效應，經(jīng)回歸對比擬合優(yōu)度，最終選擇控制時間效應的空間誤差模型。

表4 的列（4）和列（5）報告了空間效應的回歸結果。可以看到，核心解釋變量民間投資的估計系數(shù)在兩種空間權重矩陣條件下均顯著為正，說明在考慮空間因素的情況下，民間投資也能夠?qū)μ忌a(chǎn)率起到促進作用。同時，空間誤差項的相關系數(shù)λ的估計結果通過了顯著性為5%的檢驗，且系數(shù)為正，說明省市碳生產(chǎn)率之間存在著顯著的空間依賴性，且主要表現(xiàn)為空間誤差相關，即各省市碳生產(chǎn)率不僅受到自身解釋變量的影響，而且受到來自鄰近省市碳生產(chǎn)率的正向空間影響，這一結果也符合空間自相關檢驗結果。

（三）影響機制檢驗

1.民間投資對中間變量的影響。分步估計法中碳生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新影響的檢驗采用面板模型進行估計，通過進行Hausman檢驗，碳生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響檢驗采用固定效用回歸模型；碳生產(chǎn)率對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響檢驗采用隨機效用回歸模型。回歸結果如表5 所示。

表5的列（2）為固定效用回歸模型碳生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整影響的檢驗結果，可以看出民間投資對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整產(chǎn)生正向影響，且通過了1%水平的顯著性檢驗。民間投資的進入給行業(yè)帶來資金、技術和信息支撐，并引導其他生產(chǎn)要素在行業(yè)間高效流動，推動要素資源的再配置，促進產(chǎn)業(yè)融合，有效帶動產(chǎn)業(yè)結構升級。列（3）為民間投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的檢驗結果，可以看出民間投資對區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明民間投資對區(qū)域技術創(chuàng)新也存在明顯的促進作用。

表5 民間投資對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新的影響

2.中間變量對碳生產(chǎn)率的影響。表6 的列（1）、列（2）、列（3）為產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對碳生產(chǎn)率影響效應的實證結果。可以看出，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的系數(shù)均為正，且均通過了顯著性檢驗，說明產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整能夠提升碳生產(chǎn)率。李健等（2019）的研究也表明產(chǎn)業(yè)結構對碳排放效率有顯著的正向影響。（4）列、（5）列、（6）列為區(qū)域技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率影響效應的實證結果?？梢钥吹?，區(qū)域技術創(chuàng)新的系數(shù)為正，且通過1%水平上的顯著性檢驗，說明目前區(qū)域技術創(chuàng)新能夠顯著提升碳生產(chǎn)率。Wenwen Li et al（2017）研究表明，在技術進步條件下的碳減排過程中，提高效率和技術創(chuàng)新發(fā)揮了重要作用。其他控制變量對碳生產(chǎn)率的影響效應與之前相比并未產(chǎn)生較大變化。

表6 產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響

以上估計結果表明，基于空間鄰接權重矩陣和嵌套空間權重矩陣的碳生產(chǎn)率存在顯著的空間溢出效應，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的影響均顯著為正。通過回歸系數(shù)對比發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構對碳生產(chǎn)率的正向作用要高于區(qū)域技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的正向作用。結合表5不難發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與區(qū)域技術創(chuàng)新的中介效應存在，即民間投資會通過促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與區(qū)域技術創(chuàng)新進而提高碳生產(chǎn)率。

（四）影響機制穩(wěn)健性檢驗

本文采用第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，采用地區(qū)年度專利申請授權數(shù)代表區(qū)域技術創(chuàng)新能力對中介效應進行穩(wěn)健性檢驗。表7 為民間投資對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新的影響效應的再檢驗，可以發(fā)現(xiàn)，民間投資對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，控制變量的系數(shù)方向和顯著性與表5的結果基本一致。

表7 民間投資對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新的影響效應的再檢驗

五、結論及建議

本文從產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新兩個方面闡釋了民間投資促進碳生產(chǎn)率提升的邏輯機理，在測算和分析2005-2019 年30 個省市碳生產(chǎn)率的基礎上，多維度檢驗了民間投資促進碳生產(chǎn)率提升的影響效果和機制。研究結論如下：第一，民間投資有效促進碳生產(chǎn)率的提升；第二，民間投資對碳生產(chǎn)率的作用效果具有顯著的異質(zhì)性特征。相對于東部省市碳生產(chǎn)率的提升，民間投資對中西部省市碳生產(chǎn)率具有更強的促進作用；第三，各省市之間的碳生產(chǎn)率存在正的空間相關性，即鄰近省份的碳生產(chǎn)率具有明顯的區(qū)域集聚特征；第四，影響機制檢驗結果表明，民間投資能夠通過促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與區(qū)域技術創(chuàng)新等途徑提高碳生產(chǎn)率，在更換代理變量之后，該結論依然存在；通過回歸系數(shù)對比發(fā)現(xiàn)，民間投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的推動作用要大于對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的促進作用；產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對碳生產(chǎn)率的促進作用要高于區(qū)域技術創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的促進作用。結合本文的研究結論，提出以下建議：

1.打破地域限制，推動跨區(qū)域一體化建設。立足碳生產(chǎn)率的區(qū)域集聚特征，積極推廣跨區(qū)域一體化示范區(qū)建設；打破行政邊界，制定統(tǒng)一低碳發(fā)展標準，推動資源跨區(qū)域有效流動，有效利用各區(qū)域相對優(yōu)勢，實現(xiàn)優(yōu)勢互補，在推動經(jīng)濟穩(wěn)步發(fā)展的同時實現(xiàn)碳減排效果最大化，協(xié)同推動綠色高質(zhì)量發(fā)展，為全國范圍跨區(qū)域生態(tài)綠色高質(zhì)量一體化建設工作提供實踐經(jīng)驗。

2.重視民間投資對碳生產(chǎn)率的影響效果存在區(qū)域差異性這一客觀事實，實施差別化的民間投資發(fā)展戰(zhàn)略。首先，鼓勵各省市結合自身民間投資的存量和增速以及經(jīng)濟發(fā)展狀況，找出推動民間投資擴張的薄弱點，譬如，市場準入門檻高、市場競爭環(huán)境有待優(yōu)化、服務保障制定欠缺等，并基于此制定差異化的促進民間投資的若干措施。其次，針對民間投資發(fā)展薄弱的地區(qū)，政府給予更多的政策支撐，尤其在地理和經(jīng)濟條件優(yōu)越的東部地區(qū)，應積極引導民間投資資金流向，推動區(qū)域經(jīng)濟綠色高質(zhì)量發(fā)展。

3.立足產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和區(qū)域技術創(chuàng)新兩大作用渠道，破除傳導機制障礙，充分發(fā)揮民間投資的作用效果。未來應該發(fā)揮政府投資的引導和撬動作用，以“兩新一重”為突破口拓寬民間投資的市場空間，通過PPP模式或產(chǎn)業(yè)引導基金等方式激發(fā)民間投資活力，引導民間資金轉變投資方向，鼓勵民間投資流入具有高附加值的高新技術行業(yè)和低碳環(huán)保行業(yè)，避免流入高污染、高耗能行業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)良性競爭發(fā)展，借此推動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和提升區(qū)域技術創(chuàng)新，以減少政府投資對民間投資的擠出，逐步破除妨礙民間投資的各種障礙。