田祖海，吳云云，王許亮

（1.武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430070；2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430073）

隨著中國對外開放步伐的不斷加快以及開放領(lǐng)域的逐步擴大，中國吸引了越來越多的外資流入。根據(jù)中國商務(wù)部統(tǒng)計，2019年中國實際利用外資高達(dá)1 412.3億美元，位居全球第二。然而與此同時，能源消耗以及由此產(chǎn)生的碳排放也在迅速增加[1]。為了實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，2020年9月22日，中國在第75屆聯(lián)合國大會上提出碳達(dá)峰、碳中和的“雙碳”目標(biāo)。對于已經(jīng)進(jìn)入“新常態(tài)”階段的中國而言，盲目追求碳減排絕對值不是長久之策，關(guān)鍵是要在推動經(jīng)濟發(fā)展過程中降低碳排放。換言之，實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)需要兼顧經(jīng)濟發(fā)展和碳減排雙重目標(biāo)，這與碳生產(chǎn)率概念契合。碳生產(chǎn)率是以二氧化碳為生產(chǎn)要素投入、以GDP為經(jīng)濟產(chǎn)出的碳排放領(lǐng)域中的一個概念，反映了每單位碳排放帶來的經(jīng)濟效益。作為世界第二大經(jīng)濟體和最大碳排放國，中國碳生產(chǎn)率遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家[2]，提高碳生產(chǎn)率是目前中國亟待解決的重要問題，是當(dāng)前低碳背景下實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展和碳減排雙重目標(biāo)的必由之路[3-4]。那么能否通過大規(guī)模的外商直接投資（后文簡稱FDI）活動拉動碳生產(chǎn)率增長？FDI影響碳生產(chǎn)率的渠道是什么？外資規(guī)模、綠色技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制是否會影響FDI與碳生產(chǎn)率的關(guān)系？FDI對碳生產(chǎn)率的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性？厘清這些問題有助于推動FDI的低碳化轉(zhuǎn)型，為實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)注入強勁動力。

據(jù)此，本文首先探討FDI對碳生產(chǎn)率的作用機理，并利用ArcGIS軟件對FDI和碳生產(chǎn)率的時空分布特征進(jìn)行可視化分析，接著實證考察FDI對碳生產(chǎn)率的影響，進(jìn)一步從自主研發(fā)強度渠道探討FDI對碳生產(chǎn)率的影響機制，最后構(gòu)建門檻模型考察外資規(guī)模、綠色技術(shù)創(chuàng)新、環(huán)境規(guī)制對FDI與碳生產(chǎn)率關(guān)系的影響。

1 文獻(xiàn)綜述

碳生產(chǎn)率最早由KAYA等[5]創(chuàng)造性提出，并將其定義為GDP和CO2排放量之比。目前，學(xué)術(shù)界對碳生產(chǎn)率的研究主要集中在碳生產(chǎn)率的測算、碳生產(chǎn)率的影響因素。第一，碳生產(chǎn)率的測算，碳生產(chǎn)率包括單要素碳生產(chǎn)率和全要素碳生產(chǎn)率。單要素碳生產(chǎn)率直接用GDP與CO2排放量之比進(jìn)行測算[5]，由于其測度方法定義簡潔、易于計算，單要素碳生產(chǎn)率測算方法得到了廣泛的應(yīng)用[6-7]。目前學(xué)術(shù)界對全要素碳生產(chǎn)率的定義尚未達(dá)成共識，主要運用隨機前沿分析（SFA）法[8-9]和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）法[3,10-11]進(jìn)行測算。

第二，碳生產(chǎn)率的影響因素。部分學(xué)者考察了技術(shù)因素對碳生產(chǎn)率的影響。程鈺等[12]提出科技創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。FAN等[13]運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)深入分析了1995—2015年技術(shù)進(jìn)步對中國制造業(yè)碳生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步顯著促進(jìn)了碳生產(chǎn)率的提高。部分學(xué)者分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳生產(chǎn)率的影響[14]，龍如銀等[15]基于長三角、珠三角、京津冀三大經(jīng)濟圈的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)對碳生產(chǎn)率的邊際貢獻(xiàn)最大。MENG等[16]系統(tǒng)考察了技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳生產(chǎn)率的影響，研究得出，技術(shù)創(chuàng)新顯著促進(jìn)碳生產(chǎn)率的提升，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會抑制碳生產(chǎn)率的提升，且技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率的作用大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。還有學(xué)者研究了環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響，劉傳江等[17]基于中國省際層面的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與碳生產(chǎn)率存在“U”型關(guān)系，驗證了碳生產(chǎn)率庫茲涅茨曲線的存在。ZHOU等[18]基于中國工業(yè)數(shù)據(jù)，將《大氣污染防治行動計劃》（APAPPC）作為實驗組運用DID模型考察環(huán)境規(guī)制對碳生產(chǎn)率的影響，研究得出APAPPC顯著促進(jìn)了碳生產(chǎn)率的增長。

學(xué)術(shù)界直接對FDI與碳生產(chǎn)率關(guān)系展開研究的較少，主要關(guān)注FDI對碳排放的影響。關(guān)于FDI與碳排放的關(guān)系學(xué)界尚未形成共識，主要有兩種代表性觀點：“污染天堂”效應(yīng)、“污染光環(huán)”效應(yīng)?！拔廴咎焯谩毙?yīng)認(rèn)為FDI流入加劇了東道國的碳排放量[19-20]?！拔廴咎焯谩毙?yīng)是指，發(fā)達(dá)國家為規(guī)避國內(nèi)環(huán)境規(guī)制帶來的高昂的環(huán)境治理成本將高能耗、高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，從而導(dǎo)致東道國碳排放量增加[21-22]。與“污染天堂”效應(yīng)相關(guān)的一個概念是“逐底競爭”，開放經(jīng)濟催生的國際競爭將會進(jìn)一步誘發(fā)東道國降低環(huán)境規(guī)制水平以致力于吸引更多的外資流入，這樣將會進(jìn)一步加劇“污染天堂”效應(yīng)[23]。周杰琦等[24]研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與要素市場扭曲渠道抑制了碳排放。SREENU[25]運用ARDL和NADRL模型研究印度FDI流入對CO2排放的影響，實證結(jié)果支持了“污染天堂”效應(yīng)。GAO等[26]也運用ARDL和NADRL模型，研究發(fā)現(xiàn)FDI對CO2排放具有顯著的積極影響。

“污染光環(huán)”效應(yīng)則認(rèn)為FDI流入降低了東道國的碳排放[27-28]。外資帶來了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，提高了能源使用效率，減少了碳排放。ABID等[29]基于1990—2019年G8成員國的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)FDI與CO2排放量之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。HAYAT等[30]運用靜態(tài)模型和動態(tài)模型考察FDI對碳減排的作用，研究得出FDI減少了“一帶一路”沿線國家的碳排放。

然而還有學(xué)者提出，F(xiàn)DI對碳排放的影響呈現(xiàn)出非線性特征。李子豪[31]提出FDI對中國碳排放存在明顯的門檻效應(yīng)。SHAHBAZ等[32]運用完全修正的普通最小二乘法（FMOLS）揭示了全球和中等收入國家FDI與CO2排放之間的倒“U”型關(guān)系。PAZIENZA[33]通過引入FDI的平方項和三次項構(gòu)建了三階多項式考察了FDI與碳排放的非線性關(guān)系。XIE等[34]發(fā)現(xiàn)FDI與CO2排放存在“W+V”型的時間特征，揭示了“污染天堂”效應(yīng)與“污染光環(huán)”效應(yīng)并存的現(xiàn)象。也有學(xué)者直接考察了FDI對碳生產(chǎn)率的影響，劉傳江等[35]運用空間Durbin模型研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI顯著提高了本地碳生產(chǎn)率，卻對鄰近地區(qū)的碳生產(chǎn)率提升產(chǎn)生了負(fù)向影響，LONG等[2]也得出了相似的結(jié)論。

對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理可知，目前針對FDI與碳生產(chǎn)率關(guān)系的研究，不同的學(xué)者從各自研究角度出發(fā)對這一問題展開了探討，為進(jìn)一步研究提供了堅實的理論基礎(chǔ)與經(jīng)驗支撐，但也存在一些不足之處。學(xué)術(shù)界直接研究FDI對碳生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)較少，主要集中于FDI對碳排放的研究。少量涉及FDI影響碳生產(chǎn)率的文獻(xiàn)也忽略了FDI對碳生產(chǎn)率的具體作用機制以及門檻特征?；诖耍疚牡倪呺H貢獻(xiàn)如下：其一，在研究視角層面，集中考察FDI對中國地區(qū)碳生產(chǎn)率的影響；其二，在研究內(nèi)容層面，重點分析FDI對碳生產(chǎn)率的作用機制與門檻特征。

2 理論分析

由于碳生產(chǎn)率等于產(chǎn)出與碳排放的比值[5]，因而FDI能夠通過碳排放（環(huán)境污染）與生產(chǎn)效率渠道影響碳生產(chǎn)率。此外，F(xiàn)DI還可通過自主研發(fā)強度間接影響碳生產(chǎn)率。

2.1 FDI對環(huán)境污染的影響機制

FDI對東道國的環(huán)境影響具有不確定性。一方面，“污染天堂”假說認(rèn)為，為了規(guī)避國內(nèi)高昂的環(huán)境治理成本，發(fā)達(dá)國家將高污染高耗能的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，導(dǎo)致東道國碳排放增加[21-22]，從而會抑制碳生產(chǎn)率提升。而且為了推動經(jīng)濟增長、擴大就業(yè)規(guī)模，東道國可能不斷降低環(huán)境規(guī)制水平以加強自身對外資的吸引力，從而導(dǎo)致更大規(guī)模的碳排放，進(jìn)一步加強“污染天堂”效應(yīng)，進(jìn)而不利于碳生產(chǎn)率提升。另一方面，“污染光環(huán)”效應(yīng)則認(rèn)為，F(xiàn)DI可以為東道國帶來先進(jìn)的生產(chǎn)理念以及綠色的生產(chǎn)技術(shù)[36]，從而會降低碳排放，進(jìn)而會促進(jìn)碳生產(chǎn)率提升。

2.2 FDI對生產(chǎn)效率的影響機制

第一，外資企業(yè)通常擁有更先進(jìn)的生產(chǎn)理念和更為高效的生產(chǎn)技術(shù)，本土企業(yè)可以通過觀察、學(xué)習(xí)、模仿外資企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)、管理理念、營銷策略等來提高自身的生產(chǎn)效率[37]，即示范—模仿效應(yīng)。第二，本土企業(yè)可以利用外資企業(yè)的人才儲備進(jìn)行人才培訓(xùn)與交流，提高生產(chǎn)效率[38]，即培訓(xùn)效應(yīng)。第三，外資企業(yè)進(jìn)入會加強對上下游產(chǎn)業(yè)的聯(lián)系，推動上下游產(chǎn)業(yè)提高生產(chǎn)效率[39]，即產(chǎn)業(yè)聯(lián)系效應(yīng)。第四，外資進(jìn)入使本土企業(yè)面臨更加激烈的競爭環(huán)境，為了鞏固國內(nèi)市場、拓展生存空間，本土企業(yè)會不斷提高生產(chǎn)效率[40]，即競爭效應(yīng)。

2.3 FDI通過自主研發(fā)強度間接影響碳生產(chǎn)率的機制

第一，F(xiàn)DI進(jìn)入使本土企業(yè)面臨更加激烈的競爭市場，為了鞏固國內(nèi)市場的地位、拓展生存發(fā)展空間，本土企業(yè)會加大自主研發(fā)投入力度[41]，這可以有效提高能源使用效率，減少能源消費和碳排放，從而有助于提高碳生產(chǎn)率。第二，憑借其綠色清潔技術(shù)的優(yōu)勢，外資企業(yè)在核心技術(shù)轉(zhuǎn)讓上設(shè)置嚴(yán)格的限制對本土企業(yè)進(jìn)行技術(shù)封鎖，這意味著FDI的低碳技術(shù)溢出作用有限[42]，這在一定程度上不利于本土企業(yè)進(jìn)行自主研發(fā)，故會阻礙國內(nèi)清潔技術(shù)的開發(fā)與應(yīng)用，進(jìn)而抑制碳生產(chǎn)率提高。同時，如果外資企業(yè)不具備技術(shù)優(yōu)勢就不會產(chǎn)生低碳技術(shù)溢出效應(yīng)，甚至?xí)D占本土企業(yè)利潤[2]。在利益驅(qū)動下，本土企業(yè)會擠占自主研發(fā)資金用于壓縮成本，而這種生產(chǎn)方式往往會帶來更大的碳排放，進(jìn)而會對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。

根據(jù)以上分析，F(xiàn)DI可以通過碳排放（環(huán)境污染）與生產(chǎn)效率渠道影響碳生產(chǎn)率，還可通過自主研發(fā)強度間接影響碳生產(chǎn)率，如圖1所示?；诖?，本文提出如下假說：

圖1 FDI影響碳生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制

假說1a：FDI對碳生產(chǎn)率具有正向影響。

假說1b：FDI對碳生產(chǎn)率具有負(fù)向影響。假說2a：FDI通過促進(jìn)自主研發(fā)間接提高碳生產(chǎn)率。假說2b：FDI通過阻礙自主研發(fā)間接抑制碳生產(chǎn)率。

3 實證設(shè)計

3.1 模型設(shè)定

本文基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

式中：被解釋變量lnCPit為t時期i省的碳生產(chǎn)率水平，lnFDIit為t時期i省實際利用外資情況，控制變量lnISit、lnPGDPit、ln(PGDPit)2、lnPOPit、lnESit分別為t時期i省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟發(fā)展水平平方項、人口規(guī)模、能源結(jié)構(gòu)，ωi、ηt為個體固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

本文涉及的碳生產(chǎn)率指的是單要素碳生產(chǎn)率，用GDP和CO2排放量之比來測算。GDP指標(biāo)可以從國家統(tǒng)計局獲得，但是CO2排放量并沒有直接被公布，需要利用其他數(shù)據(jù)進(jìn)行測算。本文借鑒IPCC（2007）的方法測算CO2排放量，計算公式為：

式中：i代表能源種類，Ai為能源i的終端消費量，CCi為能源i的碳排放系數(shù)，NCVi為能源i的平均低位發(fā)熱值，CEFi為含碳量，COFi為能源i的碳氧化率，44/12為CO2與C的分子重量比（碳轉(zhuǎn)化系數(shù)）。本文將最終的能源總類劃分為8類，具體包括原煤、原油、汽油、焦炭、柴油、燃料油、煤油、天然氣，這8種能源終端消費量來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

3.2.2 解釋變量

本文的核心解釋變量是FDI，本文采用2004—2019年中國30個省份（西藏、港澳臺地區(qū)除外，下同）實際利用外資水平來衡量FDI，且采用GDP平減指數(shù)將其轉(zhuǎn)換為2004年不變價。

3.2.3 控制變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在三產(chǎn)中，第二產(chǎn)業(yè)是碳排放最高的產(chǎn)業(yè)[43]。第二產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中的比重越高，CO2的排放量就越大，因此本文用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[44-45]，記作lnIS。

經(jīng)濟發(fā)展水平。環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）認(rèn)為經(jīng)濟發(fā)展水平是影響碳排放的重要因素，因此本文引入經(jīng)濟發(fā)展水平一次項及二次項作為控制變量，并采用人均生產(chǎn)總值來測算經(jīng)濟發(fā)展水平[46-47]，記作lnPGDP。

人口規(guī)模用地區(qū)年末常住人口表示[48]，記作lnPOP。

能源消費結(jié)構(gòu)也被認(rèn)為是影響碳排放的重要因素。中國能源稟賦結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出“富煤、貧油、貧氣”的特征，而且在所有化石燃料中，煤炭的CO2排放系數(shù)最高，也即煤炭燃燒產(chǎn)生的CO2最多?；诿禾康母咛继匦院椭袊鴮γ禾肯M的高度依賴性這一事實，本文采用煤炭消費占能源消費總量的比重來測算中國能源消費結(jié)構(gòu)[49-50]，記作lnES。

3.3 數(shù)據(jù)來源及說明

本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及各個省份的統(tǒng)計年鑒等，主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

4 實證結(jié)果與分析

4.1 FDI與碳生產(chǎn)率的時空特征

圖2描繪了2004—2019年中國30個省份的FDI、碳生產(chǎn)率的變化趨勢。總體來看，30個省份碳生產(chǎn)率水平、利用外資數(shù)量均呈現(xiàn)出上升的趨勢。具體來看，30個省份實際利用外資從2004年的7 743 158萬美元增長至2014年的27 958 755萬美元，2015年利用外資下降至27 183 895萬美元，2016年FDI有所上升，為28 239 777萬美元，達(dá)到歷史最高規(guī)模，2017—2019年利用外資略有下降。而30個省份碳生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)出平穩(wěn)增長的趨勢，從2004年的8.447 5萬元/噸上升至2019年的28.801 2萬元/噸，2009年碳生產(chǎn)率增速略有下降，這可能是因為金融危機沖擊全球經(jīng)濟，中國經(jīng)濟水平雖然較高，但是增速有所放緩，從而導(dǎo)致2009年中國30個省份碳生產(chǎn)率的增速略有下降。

圖2 2004—2019年中國30個省份FDI和碳生產(chǎn)率的變化趨勢

本文利用ArcGIS可視化了中國30個省份FDI和碳生產(chǎn)率的時空變化。圖3為2004年、2009年、2014年和2019年30個省份碳生產(chǎn)率的時空變化?？傮w來看，30個省份的碳生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)上升趨勢。其中，2004年、2009年中國各省份的碳生產(chǎn)率水平普遍較低，2014年大部分省份的碳生產(chǎn)率水平有所提高，而2019年大部分省份的碳生產(chǎn)率水平明顯提高。具體來看，2004—2019年中國碳生產(chǎn)率水平存在明顯的區(qū)域失衡問題，碳生產(chǎn)率水平較高的省份普遍集中在東南沿海地區(qū)和部分中西部地區(qū)，如湖北、湖南、四川、重慶，而其他中西部地區(qū)的碳生產(chǎn)率水平普遍較低。2014年、2019年中西部地區(qū)碳生產(chǎn)率水平有所提高，碳生產(chǎn)率區(qū)域失衡問題有所改善。

圖3 中國省級層面碳生產(chǎn)率時空變化

圖4可視化了2004年、2009年、2014年和2019年中國30個省份FDI的時空變化?？傮w來看，30個省份利用外資呈現(xiàn)上升趨勢。具體來看，2004年、2009年中國利用FDI的數(shù)量普遍較低，F(xiàn)DI主要流入遼寧、山東、江蘇、浙江、廣東等東部地區(qū)，2014年、2019年FDI流入逐漸從東南沿海城市向內(nèi)陸擴展。由圖4可知，F(xiàn)DI流入存在明顯的區(qū)域失衡問題，即FDI主要集聚在東部地區(qū)，中西部地區(qū)FDI流入較少，特別是西北地區(qū)。

圖4 中國省級層面FDI時空變化

結(jié)合圖3、圖4可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI和碳生產(chǎn)率在空間分布上具有相似之處。第一，大部分省份利用外資數(shù)量和碳生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)出上升趨勢。第二，F(xiàn)DI流入和碳生產(chǎn)率水平較高的省份普遍集中在東部地區(qū)，特別是東南沿海城市。但FDI和碳生產(chǎn)率在時空分布上也存在不同之處，如2004年、2009年遼寧、山東利用外資的數(shù)量已經(jīng)達(dá)到一定規(guī)模，但是這些省份的碳生產(chǎn)率水平卻很低。隨著中國擴大對外開放力度，吸引更大規(guī)模的外資流入，大部分省份碳生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)出上升趨勢。這在一定程度上說明了FDI流入有助于提高碳生產(chǎn)率、推動低碳經(jīng)濟發(fā)展。

4.2 基準(zhǔn)回歸

在進(jìn)行回歸估計之前，本文首先進(jìn)行F檢驗、LM檢驗、豪斯曼檢驗，F(xiàn)檢驗對應(yīng)的P值為0，拒絕采用混合OLS模型的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)；LM檢驗拒絕采用混合OLS模型的原假設(shè)，選擇隨機效應(yīng)；豪斯曼檢驗對應(yīng)的P值為0.007 1，拒絕采用隨機效應(yīng)的原假設(shè)，因此本文最終選擇固定效應(yīng)，采用異方差與序列相關(guān)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸估計[51]。

表2報告了FDI對碳生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明，第一，F(xiàn)DI的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，這表明FDI流入顯著促進(jìn)了中國碳生產(chǎn)率的提高。這與劉傳江等[35]、LONG等[2]等文獻(xiàn)的研究結(jié)論相仿。同時，該結(jié)果驗證了前文的假說1a，說明FDI能夠通過產(chǎn)生市場競爭、示范模仿、員工培訓(xùn)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、污染光環(huán)等效應(yīng)，進(jìn)而助力中國地區(qū)碳生產(chǎn)率提高。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)的系數(shù)顯著為負(fù)，這說明第二產(chǎn)業(yè)、煤炭燃料仍然是造成中國CO2大量排放的重要因素，從而對碳生產(chǎn)率提高具有抑制作用。經(jīng)濟發(fā)展水平一次項的系數(shù)為負(fù)，而二次項的系數(shù)為正，這在一定程度上證實了庫茲涅茨曲線（EKC）。人口規(guī)模的系數(shù)顯著為正，說明其對碳生產(chǎn)率水平的提高具有促進(jìn)作用。

表2 FDI對碳生產(chǎn)率基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

本文將從以下四個方面考察基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性：第一，考慮到FDI和碳生產(chǎn)率可能因相互影響存在內(nèi)生性問題，本文采用2SLS方法處理內(nèi)生性問題。本文將FDI滯后一期（表示為L.lnFDI）作為工具變量進(jìn)行回歸，如表3中的列（1）所示，Wald F檢驗結(jié)果拒絕了弱工具變量的原假設(shè)，Anderson LM檢驗拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)。第二，考慮到碳生產(chǎn)率滯后期可能會影響當(dāng)期碳生產(chǎn)率，因此本文引進(jìn)碳生產(chǎn)率滯后一期（表示為L.lnCP）作為解釋變量構(gòu)建動態(tài)模型，并采用差分GMM方法進(jìn)行回歸，估計結(jié)果見表3中的列（2），差分GMM結(jié)果通過了Sargan檢驗和序列相關(guān)檢驗。第三，為避免樣本離群值對回歸結(jié)果可能產(chǎn)生負(fù)面影響，對樣本數(shù)據(jù)的第1和第99百分位進(jìn)行縮尾處理，估計結(jié)果見表3中的列（3）。第四，將樣本期間更換為2008—2019年重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表3中的列（4）。本文從以上四個方面對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果表明核心解釋變量的正負(fù)以及顯著性均未發(fā)生質(zhì)的變化，因此可以說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健和可靠的。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.4 機制檢驗

前文的實證分析已經(jīng)得出了本文的基準(zhǔn)結(jié)論，F(xiàn)DI可顯著促進(jìn)碳生產(chǎn)率提高，本節(jié)將繼續(xù)深入分析FDI對碳生產(chǎn)率影響的內(nèi)在機制。根據(jù)前文分析，F(xiàn)DI可通過影響自主研發(fā)強度間接作用于碳生產(chǎn)率，故本節(jié)重點研究FDI通過自主研發(fā)渠道影響碳生產(chǎn)率的作用機制。本文采用研究與試驗發(fā)展（R&D）投入強度來測度各地區(qū)的自主研發(fā)強度[44,52]，并采用逐步回歸法進(jìn)行檢驗，具體模型如式（3）～（5）所示：

表4報告了FDI通過自主研發(fā)強度渠道影響碳生產(chǎn)率的結(jié)果。由表4中的列（2）可知，F(xiàn)DI顯著增強了自主研發(fā)強度。究其原因，F(xiàn)DI進(jìn)入導(dǎo)致本土企業(yè)面臨更加激烈的競爭環(huán)境，為了鞏固市場地位、拓展生存空間，企業(yè)通常會加大自主研發(fā)投入力度[41]。由表4中的列（3）可知，自主研發(fā)強度顯著提高了碳生產(chǎn)率，可能是因為自主研發(fā)強度提高了能源使用效率，減少了能源消耗以及碳排放，從而促進(jìn)了碳生產(chǎn)率提高。由此可見，F(xiàn)DI能夠通過提高自主研發(fā)強度間接推動碳生產(chǎn)率增長，從而驗證了前文的假說2a。

表4 機制檢驗結(jié)果

4.5 門檻回歸

4.5.1 以FDI為門檻

為探討FDI與碳生產(chǎn)率的非線性關(guān)系，本文構(gòu)建以FDI自身為門檻變量的門限回歸模型。在進(jìn)行門檻回歸之前，需要進(jìn)行門檻特征值檢驗與真實性檢驗，結(jié)果如表5、圖5所示。結(jié)果表明，F(xiàn)DI通過了單門檻檢驗，未通過雙門檻檢驗，且門檻值真實有效。因此，本文設(shè)定單門檻模型進(jìn)行分析，具體模型如式（6）所示：

表5 門檻特征值檢驗

圖5 FDI門檻變量LR值圖

式中：r表示門檻值。

表6報告了以FDI自身為門檻變量的回歸結(jié)果。如表6所示，當(dāng)FDI小于654 073萬美元時，F(xiàn)DI的系數(shù)為0.021 7，當(dāng)FDI大于等于654 073萬美元時，F(xiàn)DI的系數(shù)為0.033 5。這說明隨著中國利用外資規(guī)模增大，F(xiàn)DI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用增強。出現(xiàn)這一現(xiàn)象可能的原因是，大規(guī)模FDI流入使得本土企業(yè)面臨更加激烈的市場環(huán)境，一方面企業(yè)可以充分利用競爭效應(yīng)、示范—模仿效應(yīng)、培訓(xùn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)聯(lián)系效應(yīng)提升自身生產(chǎn)效率，另一方面會倒逼企業(yè)加大自主研發(fā)力度，從而可以有效發(fā)揮自主研發(fā)對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，因此FDI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用隨著外資規(guī)模增加而增強。

表6 FDI門檻回歸結(jié)果

4.5.2 以綠色技術(shù)創(chuàng)新為門檻

為探討綠色技術(shù)創(chuàng)新對FDI與碳生產(chǎn)率關(guān)系的影響，本文用綠色專利申請量衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新[54]，記作lnGP，并構(gòu)建以綠色技術(shù)創(chuàng)新為門檻變量的FDI與碳生產(chǎn)率的門限回歸模型。在進(jìn)行門檻回歸之前，需要進(jìn)行門檻特征值檢驗與真實性檢驗，結(jié)果如表5、圖6所示。結(jié)果表明，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平通過了單門檻檢驗，未通過雙門檻檢驗，且門檻值真實有效，因此本文設(shè)定單門檻模型進(jìn)行分析，具體模型如式（7）所示：

圖6 綠色技術(shù)創(chuàng)新門檻變量LR值圖

如表7所示，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新的對數(shù)值小于7.305 9時，F(xiàn)DI的系數(shù)為0.062 7；當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新的對數(shù)值大于等于7.305 9時，F(xiàn)DI的系數(shù)為0.032 2。這說明隨著綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提高，F(xiàn)DI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用變小。出現(xiàn)這一現(xiàn)象可能的原因是，目前中國企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動主要集中在提高化石能源使用效率和末端降低污染物排放等方面，從根本上減少污染排放的新能源領(lǐng)域創(chuàng)新并不顯著[55]；同時，隨著國內(nèi)本土企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的上升，本土企業(yè)吸收模仿外資企業(yè)綠色低碳技術(shù)的動力會逐步下降，從而使得FDI對碳生產(chǎn)率的正向影響程度出現(xiàn)下滑。

（2）疊前道集資料的精細(xì)預(yù)處理是提高AVO檢測精度的關(guān)鍵。疊前道集資料處理必須進(jìn)行高保真度、高信噪比和高分辨率的處理，尤其不能破壞地震振幅的相對關(guān)系。

表7 綠色技術(shù)創(chuàng)新門檻回歸結(jié)果

4.5.3 以環(huán)境規(guī)制為門檻

環(huán)境規(guī)制強度會影響FDI與碳生產(chǎn)率的關(guān)系。根據(jù)“逐底競爭”假說，在開放競爭的背景下，東道國通過降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)以提高自身對外資的吸引力[56]，而低強度的環(huán)境規(guī)制不利于提高碳生產(chǎn)率。一方面，低強度的環(huán)境規(guī)制吸引了高污染、高耗能外資企業(yè)的進(jìn)入，這些企業(yè)的進(jìn)入將會加速能源消耗并造成更大規(guī)模的碳排放[57]，從而不利于碳生產(chǎn)率提高。另一方面，低強度的環(huán)境規(guī)制造成企業(yè)自主研發(fā)動力不足，從而無法有效發(fā)揮自主研發(fā)對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。與此不同，中強度的環(huán)境規(guī)制水平將會促進(jìn)碳生產(chǎn)率提升。一方面，中強度的環(huán)境規(guī)制吸引了綠色清潔型企業(yè)的進(jìn)入，這些外資企業(yè)的綠色生產(chǎn)方式提高了能源使用效率、減少了碳排放，而且也會通過示范—模仿效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)聯(lián)系效應(yīng)、競爭效應(yīng)、培訓(xùn)效應(yīng)提升本土企業(yè)的生產(chǎn)效率，從而間接促進(jìn)碳生產(chǎn)率提高。另一方面，根據(jù)“創(chuàng)新補償”效應(yīng)，中強度的環(huán)境規(guī)制可以激勵企業(yè)進(jìn)行自主研發(fā)[57]，從而可以有效發(fā)揮自主研發(fā)對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。但是高強度的環(huán)境規(guī)制帶來高昂的污染治理成本將對企業(yè)的自主研發(fā)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，也即“創(chuàng)新抵消”效應(yīng)[58]，從而無法有效發(fā)揮自主研發(fā)對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。

那么中國環(huán)境規(guī)制水平是如何影響FDI與碳生產(chǎn)率的關(guān)系呢？本文構(gòu)建以環(huán)境規(guī)制強度為門檻變量的FDI與碳生產(chǎn)率的門限回歸模型，采用工業(yè)污染治理投資完成額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重測算環(huán)境規(guī)制強度[59]，記作ER。在進(jìn)行門檻回歸之前，需要進(jìn)行門檻特征值檢驗與真實性檢驗，結(jié)果如表5、圖7所示。結(jié)果表明，單門檻通過了檢驗，雙門檻未通過檢驗，且門檻值有效。因此，本文采用單門檻模型進(jìn)行分析，具體模型如式（8）所示：

圖7 環(huán)境規(guī)制門檻變量LR值圖

表8報告了以環(huán)境規(guī)制為門檻變量的門限回歸結(jié)果。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度小于0.055 5時，F(xiàn)DI的系數(shù)為0.072 2；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強度大于等于0.055 5時，F(xiàn)DI的系數(shù)為0.063 0，這說明隨著地方政府加大環(huán)境規(guī)制強度，F(xiàn)DI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用被削弱。高強度的環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致企業(yè)面臨高昂的污染治理成本，在利益機制驅(qū)動下，企業(yè)會擠占自主研發(fā)資金用于壓縮成本，而這種生產(chǎn)方式往往會造成更大規(guī)模的碳排放，進(jìn)而會削弱FDI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用（“十一五”規(guī)劃出臺以來，環(huán)境規(guī)制強度穩(wěn)步上升，而本文的樣本期間為2004—2019年，因而環(huán)境規(guī)制強度可能大多處于中高強度區(qū)間）。

表8 環(huán)境規(guī)制門檻回歸結(jié)果

4.6 區(qū)位異質(zhì)性檢驗

前文FDI和碳生產(chǎn)率的時空特征分析證實了中國FDI流入和碳生產(chǎn)率水平在空間分布上存在明顯的區(qū)域失衡問題，因此在分析FDI對碳生產(chǎn)率的影響時需要考慮區(qū)域因素。本文將30個省份進(jìn)行區(qū)位劃分，其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、遼寧11個省份，中部地區(qū)包括山西、河南、安徽、江西、湖北、湖南、黑龍江、吉林8個省份，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆11個省份。

如表9所示，F(xiàn)DI顯著促進(jìn)了東部、西部地區(qū)碳生產(chǎn)率增長，且對東部地區(qū)的促進(jìn)作用更大，但對中部地區(qū)的碳生產(chǎn)率起著抑制作用，表明FDI對碳生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性特征。出現(xiàn)這一現(xiàn)象可能的原因是，東部地區(qū)由于地理位置、經(jīng)濟基礎(chǔ)、基礎(chǔ)設(shè)施等方面的優(yōu)勢，加上政策傾斜等原因，吸引了高質(zhì)量外資進(jìn)入。本地企業(yè)通過競爭效應(yīng)、示范—模仿效應(yīng)、培訓(xùn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)聯(lián)系效應(yīng)提高了生產(chǎn)效率，減少了碳排放進(jìn)而對碳生產(chǎn)率水平提升具有促進(jìn)作用。而且進(jìn)入21世紀(jì)后，出于低碳經(jīng)濟考慮，部分東部地區(qū)省份提高了FDI的進(jìn)入門檻，對外資企業(yè)類型以及碳減排提出了更高的要求，外資投資領(lǐng)域逐漸從第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，從而降低了碳排放，進(jìn)而促進(jìn)了碳生產(chǎn)率提高。西部地區(qū)的FDI流入較晚，F(xiàn)DI規(guī)模和質(zhì)量處于較低層次，而且基礎(chǔ)設(shè)施不健全、經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后、金融體系不完善等在一定程度上部分抵消了自主研發(fā)強度對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，從而導(dǎo)致FDI對西部地區(qū)碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用低于東部地區(qū)。而中部地區(qū)可能是由于地方政府為了推動經(jīng)濟快速發(fā)展引入了非清潔外資，導(dǎo)致了更高水平的碳排放，從而抑制了碳生產(chǎn)率增長。

表9 區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果

5 結(jié)論與啟示

在“雙碳”政策背景下，提升碳生產(chǎn)率成為當(dāng)前中國亟待解決的重要問題，能否通過FDI促進(jìn)碳生產(chǎn)率提升關(guān)乎中國低碳高質(zhì)量發(fā)展。本文基于中國2004—2019年30個省份的面板數(shù)據(jù)，從理論上探討了FDI對碳生產(chǎn)率的影響機理，利用ArcGIS軟件可視化分析了FDI與碳生產(chǎn)率的時空特征，并實證考察了FDI對碳生產(chǎn)率的影響機制及門檻特征。

本文的主要研究結(jié)論如下：第一，F(xiàn)DI和碳生產(chǎn)率在空間分布上存在明顯的區(qū)域失衡問題，即FDI流入以及碳生產(chǎn)率水平較高的省份主要集中在東部沿海地區(qū)。第二，F(xiàn)DI顯著促進(jìn)了碳生產(chǎn)率提升。第三，F(xiàn)DI能夠通過增加自主研發(fā)強度間接促進(jìn)碳生產(chǎn)率提升。第四，F(xiàn)DI對碳生產(chǎn)率的影響并非簡單的線性關(guān)系，隨著FDI規(guī)模的擴大，其對碳生產(chǎn)率的邊際效應(yīng)呈上升態(tài)勢。同時，隨著綠色技術(shù)創(chuàng)新水平與環(huán)境規(guī)制強度的提升，F(xiàn)DI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用有所下降。第五，F(xiàn)DI對碳生產(chǎn)率的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性特征，即東部、西部地區(qū)FDI對碳生產(chǎn)率具有促進(jìn)效應(yīng)，且東部地區(qū)的促進(jìn)效應(yīng)更大，而中部地區(qū)FDI對碳生產(chǎn)率存在負(fù)向影響。

基于本文的主要研究結(jié)論，本文提出如下對策建議：第一，政府應(yīng)高度重視FDI和碳生產(chǎn)率在空間分布上存在的區(qū)域失衡問題，制定相關(guān)政策促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。第二，應(yīng)重視FDI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，對外資進(jìn)入應(yīng)予以足夠的支持和鼓勵，切實發(fā)揮FDI對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。第三，政府應(yīng)鼓勵企業(yè)進(jìn)行自主研發(fā)，有效發(fā)揮自主研發(fā)對碳生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。第四，地方政府在引進(jìn)外資時應(yīng)關(guān)注外資規(guī)模、綠色技術(shù)創(chuàng)新水平、環(huán)境規(guī)制門檻值對FDI與碳生產(chǎn)率關(guān)系的影響。第五，考慮到FDI對碳生產(chǎn)率存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性問題，地方政府需因地制宜采取差異化的引資政策。