FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對碳減排的影響研究

文亞妮

新疆巴音郭楞蒙古自治州財政局

0 引言

近年來，隨著化石能源消費量的激增，導致以CO2為主的溫室氣體大量排放，過度的碳排放不僅會阻礙經(jīng)濟增長，也會影響人民的幸福感。根據(jù)《中國能源發(fā)展報告》，2018 年，我國的能源消費總量為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。中國作為一個負責任的大國，承諾到2020 年單位碳排放下降40%～50%，2030 年減低60%～65%，同時化石能源排放的CO2達到最大值。為此，我國把節(jié)能減排、發(fā)展低碳經(jīng)濟，實現(xiàn)綠色發(fā)展作為國家重要的發(fā)展戰(zhàn)略。在實現(xiàn)綠色經(jīng)濟過程中，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，我國加快推進高水平對外開放，全面落實準入前國民待遇加負面清單管理制度，投資環(huán)境持續(xù)優(yōu)化，引進外商直接投資的規(guī)模不斷增加，投資領域不斷擴展。2018 年，我國實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，而其中服務業(yè)吸收外資占比68.1%。服務業(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)濟增長的貢獻率分別為4.2%、36.1%、59.7%。為此，中國積極實施供給側(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，從而實現(xiàn)綠色經(jīng)濟、綠色發(fā)展。

1 文獻綜述

FDI 在促進東道國經(jīng)濟增長的同時，帶來了一定的環(huán)境問題。目前國內(nèi)外的學者對此主要有兩種基本的觀點，一種觀點認為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),實證分析了FDI 和對外貿(mào)易開放水平對碳排放強度的影響，得到FDI 對碳排放強度具有抑制效應；郭炳南等[2]（2013）利用中國1980-2011 年的時間序列數(shù)據(jù)和1997-2011 年的面板數(shù)據(jù)，時間序列的結(jié)果分析表明，F(xiàn)DI 對碳排放量和碳排放強度具有抑制效應，面板結(jié)果分析表明，F(xiàn)DI 的影響系數(shù)為負，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 流入量增加導致印度碳排放量減少；Gunnar S.Eskeland,Ann E.Harrison[4]（2003）認為FDI 改善落后國家的發(fā)展狀況，從而改善環(huán)境質(zhì)量；王艷麗[5]（2015）以1999-2012 年我國37 個工業(yè)行業(yè)為樣本,在STIRPAT 模型的基礎上構(gòu)建雙向固定效應面板數(shù)據(jù)模型，實證檢驗了FDI 對碳強度的影響，得到FDI 降低了碳排放強度。另外一種觀點認為FDI 使CO2排放增加，熊琛然等[6]（2019）運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型驗證了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系，短期會促進碳排放的增加；熊立等[7]（2012）運用中國1985-2007 年數(shù)據(jù)，對FDI 與中國碳排放的關系進行了實證分析，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)，驗證了制造業(yè)的FDI 依存度與欠發(fā)達國家的CO2排放呈正相關；易艷春等[9]（2015）運用ARDL研究了FDI 與中國碳排放的長短期相互關系，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,也轉(zhuǎn)移了相當部分的碳排放。

關于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的影響主要有三個觀點，第一種觀點認為產(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)，實證檢驗得到第二產(chǎn)業(yè)份額對碳排放影響程度為恒正值，服務業(yè)則逐漸降低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整引起的碳排放強度與國家的經(jīng)濟發(fā)展水平相關；劉再起、陳春[11]（2010）選取全球具代表性的七個國家，運用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）通過設定多種模型驗證產(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)化進程加劇了CO2的排放；龐慶華[13]（2018）等運用耦合模型、引力模型研究了江蘇省13 個地級市碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、區(qū)域創(chuàng)新之間的關系，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)新動態(tài)關系處于合適的狀態(tài)。第二種觀點認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整降低了碳排放。鄧光耀等[14]（2018）運用靜態(tài)和動態(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的碳排放；G.P.Hammond,J.B.Norman[15]（2012）、Runar Br nnlund 等[16]（2014）認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是降低CO2排放量的有效措施。第三種觀點認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放之間是非線性關系。趙麗萍，李媛[17]運用門檻模型，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)與碳排放之間的關系進行研究，得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放強度之間呈非線性關系；郭朝先[18]（2012）采用LMDI 分解方法,對中國1996-2009 年的碳排放進行分解，定量分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對碳排放變動的影響，得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放之間呈現(xiàn)非線性關系。

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

2 計量模型、變量與數(shù)據(jù)

2.1 模型設計

第一步分別檢驗碳排放量、碳排放強度、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對經(jīng)濟發(fā)展的影響，本研究在實證過程中分別引入上述變量的一次項和二次項加以檢驗。用固定效應模型探究了外商直接投資、直接和間接兩種方式對經(jīng)濟增長的影響。具體模型設置如下：

式中：

第二步，驗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經(jīng)濟增長，構(gòu)建了如下的門檻效應模型進行檢驗：

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、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交叉項；

a——門檻參數(shù)；

I——指標函數(shù)，其他指標含義同前。

2.2 變量選取和數(shù)據(jù)來源

2.2.1 被解釋變量

經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）：用人均實際GDP 來衡量，以2002 年為基期，使用省級人均GDP 指數(shù)進行平減。數(shù)據(jù)來源于《2004-2018 年各省市統(tǒng)計年鑒》。

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)濟增長的關系，因此將碳排放與外商直接投資作為解釋變量。

設 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)（實物量），單位為kgCO2/kg。則CO2排放量Q 的數(shù)學表達式為：

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當?shù)亟?jīng)濟增長，還可以帶來先進的技術或者管理經(jīng)驗，間接促進經(jīng)濟增長。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)計年鑒》與《各省市的統(tǒng)計年鑒》。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化(TL)：指為了提高經(jīng)濟效益，要求在一定的經(jīng)濟發(fā)展階段基礎上根據(jù)科學技術水平、消費需求結(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)進行調(diào)整，實現(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)濟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主的低級結(jié)構(gòu)，向以知識、技術密集型產(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來衡量人力資本水平。將未上學、小學、初中、高中、大專及以上分別設置的受教育年限為：0年、6年、9年12年、15年，計算公式為：

3 實證分析

3.1 碳排放量及碳排放強度時空演變

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

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

圖1 全國30個省區(qū)市碳排放量、碳排放強度空間分布格局

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)又恢復到高值區(qū)，云南省由高值區(qū)恢復到較高值區(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)濟增長的關系

在以上的實證模型框架下，首先檢驗碳排放、外商直接投資與經(jīng)濟增長之間的關系；之后檢驗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現(xiàn)低碳經(jīng)濟。

3.2.1 FDI、碳排放與經(jīng)濟增長的關系

根據(jù)模型（1）（2）（3）的設定形式，本研究以此對模型進行了F 檢驗和hausman 檢驗。檢驗的結(jié)果表明，應當使用固定效應模型。檢驗結(jié)果見表2，其中第2 列、第7 列和第8 列中的碳排放指標為CO2和co22，第 3 列、第 9 列和第 10 列的碳排放指標為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)濟增長的角度來看，碳排放總量的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負，表明碳排放總量與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)倒U 形的非線性關系；而碳排放強度的一次項顯著為正，二次項為負，表明碳排放強度與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)倒U 形的非線性關系。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，在促進工業(yè)化進程和經(jīng)濟增長過程中，CO2的排放量迅速增加；同時重化工業(yè)快速發(fā)展產(chǎn)生的污染會阻礙第三產(chǎn)業(yè)的進程，從而會阻礙經(jīng)濟增長。

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

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)合理化的交互項對碳排放總量和碳排放強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)高級化的交互項對碳排放總量和碳排放強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)都為負值，表明城鎮(zhèn)化水平對PGDP 并沒有發(fā)揮應有的促進作用。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)計算得到的，存在一定的誤差，因為隨著經(jīng)濟發(fā)展，大量的農(nóng)民涌入城市使城鎮(zhèn)人口數(shù)量會虛高，城鎮(zhèn)化水平比按照戶籍人口計算高出接近10 個百分點。城鎮(zhèn)化的發(fā)展與工業(yè)化的發(fā)展不匹配。科技研發(fā)投入（RD）的系數(shù)都為正值，表明科技投入對PGDP 具有正向的促進作用。主要原因為科技投入激發(fā)了經(jīng)濟發(fā)展的新動能，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，經(jīng)濟發(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，其余列為負值。

表2 FDI、碳排放與經(jīng)濟增長

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

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都可以降低碳排放。下面檢驗三者降低碳排放的門檻值。

由表3、表4可見：

1）當外商直接投資為門檻變量時，碳排放總量對經(jīng)濟增長存在雙門檻效應；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）當外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化交互項為門檻變量時，碳排放總量對經(jīng)濟增長存在雙門檻效應；隨著外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化交互項不斷增加，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）當外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交互項為門檻變量時，碳排放總量對經(jīng)濟增長不存在門檻效應。

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)降低碳排放強度的門檻模型自抽樣檢驗結(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、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交互項分別為門檻變量時，經(jīng)濟增長對碳強度不存在門檻效應。本研究考慮，是否由于地區(qū)間的發(fā)展差異過大，導致碳強度的值相差過大，從而導致經(jīng)濟增長對碳強度不存在門檻效應，因此，我們繼續(xù)探討不同地區(qū)間FDI、FDI＊tl、FDI＊ts對經(jīng)濟增長的門檻效應。

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

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

第一，以外商直接投資作為門檻變量，碳強度對東部地區(qū)的PGDP 存在雙門檻效應。隨著外商直接投資的增加，單門檻檢驗中碳強度對東部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由 0.019 9 下降為-0.068 4，雙門檻檢驗中，碳強度對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。碳強度對中部地區(qū)和西部地區(qū)的PGDP 存在單門檻效應。隨著外商直接投資的增加，單門檻檢驗中碳強度對中部地區(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)合理化的交互項作為門檻變量，碳強度對東部地區(qū)的PGDP 不存在門檻效應；對中部地區(qū)的PGDP 存在雙門檻效應，對西部地區(qū)的PGDP 存在單門檻效應。隨著外商直接投資與產(chǎn)業(yè)合理化的交互項值的增加，單門檻檢驗中，碳強度對中部地區(qū)PGDP 的影響系數(shù)由-0.034 9 下降到-0.080 7，雙門檻檢驗中碳強度對中部地區(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)高級化的交互項作為門檻變量，碳強度對東部地區(qū)和中部地區(qū)的經(jīng)濟增長存在單門檻效應，對西部地區(qū)的經(jīng)濟增長存在雙門檻效應。單門檻檢驗中，碳強度對東部地區(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。在雙門檻檢驗中，碳強度對西部地區(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 有正向促進作用；第7 行中系數(shù)大部分為負值，表明城鎮(zhèn)化水平Urban 對PGDP 沒有發(fā)揮應有的促進作用；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)濟增長具有正向的促進作用。

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

為考察檢驗結(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、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的交互項的門檻值對三者進行劃分，然后，使用FE 模型對不同情形下，碳排放量、碳排放強度與PGDP 的關系進行檢驗，結(jié)果見表8。

由表8可知，當外商直接投資大于門檻值時，碳排放量對PGDP 具有正向的促進作用，碳排放強度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)正向的促進作用；低于門檻值時，碳排放量對PGDP 具有負向的抑制作用，碳排放強度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)負向的抑制作用，表明三者對PGDP 呈現(xiàn)非線性關系。當外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化大于門檻值時，碳排放量對PGDP 具有正向的促進作用，碳排放強度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)負向的抑制作用；低于門檻值時，碳排放量對PGDP 具有負向的抑制作用，碳排放強度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)正向的促進作用。當外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化交互項的值大于門檻值時，碳排放量對PGDP 呈現(xiàn)正向的促進作用，碳排放強度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)正向的促進作用；低于門檻值時，碳排放總量對PGDP 呈現(xiàn)負向的抑制作用，碳排放強度對東中西部地區(qū)的PGDP 呈現(xiàn)負向的抑制作用。因此，驗證了碳排放與PGDP 呈現(xiàn)非線性關系，而且也驗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，實現(xiàn)經(jīng)濟增長。這表明本研究的檢驗結(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)對碳排放強度的門檻估計結(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)濟增長呈現(xiàn)出倒U 形曲線關系；且固定效應模型的結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對于碳排放有一定的抑制作用。

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

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

4.2 建議

第一，應積極鼓勵高新技術企業(yè)參與國際市場競爭，加深全球經(jīng)濟一體化發(fā)展，繼續(xù)擴大對外開放程度，發(fā)展綠色低碳經(jīng)濟，減少污染排放；同時中西部地區(qū)應該分析東部快速發(fā)展的原因，借鑒有利經(jīng)驗，應該擴大對外出口，提升產(chǎn)品競爭力，增加本地區(qū)的經(jīng)濟水平。

表8 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

第二，進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，從而帶動地區(qū)經(jīng)濟增長。政府部門應該加大教育投入力度，長期穩(wěn)定地堅持人力資本投入；企業(yè)部門應該加強對員工的職業(yè)技能培訓，挖掘勞動力潛力，提升勞動力素質(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)促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高級化。