FDI、产业结构优化对碳减排的影响研究

文亚妮

新疆巴音郭楞蒙古自治州财政局

0 引言

近年来，随着化石能源消费量的激增，导致以CO2为主的温室气体大量排放，过度的碳排放不仅会阻碍经济增长，也会影响人民的幸福感。根据《中国能源发展报告》，2018 年，我国的能源消费总量为46.4 亿tce，增速为3.3%，均为五年来最高。而2018 年，中国碳排放总量达100 亿t 占全球碳排放总量的27.32%，每年产生的CO2为10 357万t，居世界第一。中国作为一个负责任的大国，承诺到2020 年单位碳排放下降40%～50%，2030 年减低60%～65%，同时化石能源排放的CO2达到最大值。为此，我国把节能减排、发展低碳经济，实现绿色发展作为国家重要的发展战略。在实现绿色经济过程中，产业结构调整、外商直接投资、人力资本投入等都是非常重要的举措。

党的十八大以来，我国加快推进高水平对外开放，全面落实准入前国民待遇加负面清单管理制度，投资环境持续优化，引进外商直接投资的规模不断增加，投资领域不断扩展。2018 年，我国实际使用非金融类外商直接投资1 350 亿美元，连续两年成为全球第二大外资流入国，而其中服务业吸收外资占比68.1%。服务业占比超过工业和农业，也符合我国目前的产业结构。2018年，第一、二、三产业的比重分别为7.2%、40.7%、52.2%，对经济增长的贡献率分别为4.2%、36.1%、59.7%。为此，中国积极实施供给侧结构性改革，由过去的粗放型增长方式转变为集约型增长方式，大力发展新型、清洁能源，降低CO2的排放。目前中国仍然是发展中国家，因此必须将减排与发展联系在一起，从而实现绿色经济、绿色发展。

1 文献综述

FDI 在促进东道国经济增长的同时，带来了一定的环境问题。目前国内外的学者对此主要有两种基本的观点，一种观点认为FDI 改善了东道国的环境，徐昱东[1]（2016）基于向量误差修正模型，利用山东省1995-2012 年数据,实证分析了FDI 和对外贸易开放水平对碳排放强度的影响，得到FDI 对碳排放强度具有抑制效应；郭炳南等[2]（2013）利用中国1980-2011 年的时间序列数据和1997-2011 年的面板数据，时间序列的结果分析表明，FDI 对碳排放量和碳排放强度具有抑制效应，面板结果分析表明，FDI 的影响系数为负，但弹性系数较小；Acharyya J[3]（2009）利用印度1980-2003 年数据，分析得到FDI 流入量增加导致印度碳排放量减少；Gunnar S.Eskeland,Ann E.Harrison[4]（2003）认为FDI 改善落后国家的发展状况，从而改善环境质量；王艳丽[5]（2015）以1999-2012 年我国37 个工业行业为样本,在STIRPAT 模型的基础上构建双向固定效应面板数据模型，实证检验了FDI 对碳强度的影响，得到FDI 降低了碳排放强度。另外一种观点认为FDI 使CO2排放增加，熊琛然等[6]（2019）运用协整检验和误差修正模型验证了FDI 与老挝碳排放的影响，得到FDI 与老挝的碳排放具有长期均衡关系，短期会促进碳排放的增加；熊立等[7]（2012）运用中国1985-2007 年数据，对FDI 与中国碳排放的关系进行了实证分析，得出FDI 增加了碳排放量；Andrew, K, Jorgenson[8]（2007）从FDI 依存度理论出发，验证了制造业的FDI 依存度与欠发达国家的CO2排放呈正相关；易艳春等[9]（2015）运用ARDL研究了FDI 与中国碳排放的长短期相互关系，得到FDI 的流入增加了碳排放，说明FDI 在产业转移的同时,也转移了相当部分的碳排放。

关于产业结构对碳排放的影响主要有三个观点，第一种观点认为产业结构的调整增加了碳排放。原嫄等[10]（2016）利用多国数据，实证检验得到第二产业份额对碳排放影响程度为恒正值，服务业则逐渐降低，产业结构调整引起的碳排放强度与国家的经济发展水平相关；刘再起、陈春[11]（2010）选取全球具代表性的七个国家，运用SUR 方法研究产业结构调整对碳排放的影响，得到几乎所有的产业都会增加CO2的排放，但第一、二、三产业的影响程度逐渐递减；谭飞燕,张雯[12]（2011）通过设定多种模型验证产业结构对碳排放的影响，得到产业结构的工业化进程加剧了CO2的排放；庞庆华[13]（2018）等运用耦合模型、引力模型研究了江苏省13 个地级市碳排放、产业结构、区域创新之间的关系，得到江苏省的耦合协调处于上升趋势，碳排放、产业结构与区域创新动态关系处于合适的状态。第二种观点认为产业结构的调整降低了碳排放。邓光耀等[14]（2018）运用静态和动态模型分析了产业结构和贸易开放对碳排放的影响，得到产业结构升级和贸易开放有助于降低能源消费的碳排放；G.P.Hammond,J.B.Norman[15]（2012）、Runar Br nnlund 等[16]（2014）认为产业结构的调整是降低CO2排放量的有效措施。第三种观点认为产业结构与碳排放之间是非线性关系。赵丽萍，李媛[17]运用门槛模型，以2006-2016 年的省级面板数据为样本，对产业结构与碳排放之间的关系进行研究，得到产业结构与碳排放强度之间呈非线性关系；郭朝先[18]（2012）采用LMDI 分解方法,对中国1996-2009 年的碳排放进行分解，定量分析产业结构变动对碳排放变动的影响，得到产业结构与碳排放之间呈现非线性关系。

梳理国内外相关文献，可发现现有大部分文献主要集中于FDI 与碳排放之间的关系，产业结构与碳排放的关系。本文首先检验了FDI、碳排放与经济增长之间的内在联系，然后以FDI 和FDI与产业结构的交互项为门槛变量，通过门槛模型检验FDI 和产业结构是否可以降低碳排放，实现经济增长。

2 计量模型、变量与数据

2.1 模型设计

第一步分别检验碳排放量、碳排放强度、外商直接投资、外商直接投资与产业结构合理化和高级化的交互项对经济发展的影响，本研究在实证过程中分别引入上述变量的一次项和二次项加以检验。用固定效应模型探究了外商直接投资、直接和间接两种方式对经济增长的影响。具体模型设置如下：

式中：

第二步，验证外商直接投资与产业结构是否可以降低碳排放促进经济增长，构建了如下的门槛效应模型进行检验：

式中：

q——门槛变量，包括外商直接投资、外商直接投资与产业结构合理化交叉项、外商直接投资与产业结构高级化交叉项；

a——门槛参数；

I——指标函数，其他指标含义同前。

2.2 变量选取和数据来源

2.2.1 被解释变量

经济发展水平（PGDP）：用人均实际GDP 来衡量，以2002 年为基期，使用省级人均GDP 指数进行平减。数据来源于《2004-2018 年各省市统计年鉴》。

2.2.2 解释变量

本研究主要研究外商直接投资、碳排放与经济增长的关系，因此将碳排放与外商直接投资作为解释变量。

设 Q 为 CO2排放量，单位为 kg；有 n 种能源资源，M（ii=1,2…n）为第i 种能源资源实物量，单位为kg；K（ii=1,2…n）为第i 种能源资源CO2排放系数（实物量），单位为kgCO2/kg。则CO2排放量Q 的数学表达式为：

其中，本文中的能源资源主要取8类资源，分别为原煤、焦炭、燃料油、原油、汽油、煤油、柴油、天然气，对应的排放系数为2.01、3.04、3.24、3.07、3.01、3.08、3.16、1.99。

外商直接投资（FDI）：用外商直接投资不仅可以直接促进当地经济增长，还可以带来先进的技术或者管理经验，间接促进经济增长。因此，利用各地区外商直接投资总额表示。

2.2.3 控制变量

城市化程度（Urban）：城镇人口数占地区总人口数的比重表示城镇率。R&D 投入（Tec）：用R&D 经费支出表示科技投入的资本。数据主要来源于《2004-2018 年的中国科技统计年鉴》与《各省市的统计年鉴》。

产业结构合理化(TL)：指为了提高经济效益，要求在一定的经济发展阶段基础上根据科学技术水平、消费需求结构、人口基本素质和资源条件，对起初不合理的产业结构进行调整，实现生产要素的合理配置，使各产业协调发展。我们借鉴干春晖、郑若谷（2011）提出的泰尔指数来度量产业结构的变迁程度，计算公式为：

其中i表示产业类型，n表示产业束，Y 表示产业增加值，L 表示就业人数。泰尔指数一般在0～1 之间，泰尔指数越大说明产业结构越不合理，越接近0则说明产业结构越合理。

产业结构高级化(TS)是国民经济的产业结构由劳动密集型产业为主的低级结构，向以知识、技术密集型产业为主的高级结构调整和转变的过程及趋势。用第三产业的产值与第二产业的产值的比值表示。

人力资本存量（H）：采用平均受教育年限这一使用较多的指标来衡量人力资本水平。将未上学、小学、初中、高中、大专及以上分别设置的受教育年限为：0年、6年、9年12年、15年，计算公式为：

3 实证分析

3.1 碳排放量及碳排放强度时空演变

采用Quartile 分类法，将2003-2017 年中国30 个省区市碳排放总量、碳排放强度划分为低值区、较低值区、较高值区和高值区4 个类型（如图1所示）。

表1 变量说明与描述性统计

图1 全国30个省区市碳排放量、碳排放强度空间分布格局

研究发现：碳排放总量整体呈现向西北和中部发展。2003年，中国碳排放总量处于高值区的省区市主要有山西、河北、山东、黑龙江和江苏，较高值区有河南和广东两个省份，较低值区主要集中在西南地区和长江中游地区，低值区主要是西北地区、广西、福建和湖南。2010年与2003年相比，高值区多了内蒙古自治区和河南，黑龙江降低到较高值区；新疆上升到较低值区。2017年与2010年相比，河南降为较高值区，新疆和陕西上升到较高值区，云南降到低值区。

碳排放强度整体呈现北方地区高于南方地区。2003年，中国碳排放强度处于高值区的省份主要集中在东北三省、西北四省、山西、河北和贵州；较高值区主要集中在西南地区、长江中下游地区；较低值区主要有江苏省、浙江省和广西壮族自治区；低值区主要是广东、福建和北京。2010 年与2003 年相比，黑龙江、吉林由高值区降低为较高值区，云南省由较高值区上升到高值区。2017 年与2010 年相比，黑龙江由较高值区又恢复到高值区，云南省由高值区恢复到较高值区；四川省由较高值区降低到低值区。

3.2 外商直接投资、碳排放与经济增长的关系

在以上的实证模型框架下，首先检验碳排放、外商直接投资与经济增长之间的关系；之后检验外商直接投资能否降低碳排放，以及外商直接投资能否通过转变产业结构的方式降低碳排放从而实现低碳经济。

3.2.1 FDI、碳排放与经济增长的关系

根据模型（1）（2）（3）的设定形式，本研究以此对模型进行了F 检验和hausman 检验。检验的结果表明，应当使用固定效应模型。检验结果见表2，其中第2 列、第7 列和第8 列中的碳排放指标为CO2和co22，第 3 列、第 9 列和第 10 列的碳排放指标为tco2和tco22。根据表2 的结果可以得出以下结论：

第一，从经济增长的角度来看，碳排放总量的一次项系数为正，二次项系数为负，表明碳排放总量与经济增长之间呈现倒U 形的非线性关系；而碳排放强度的一次项显著为正，二次项为负，表明碳排放强度与经济增长之间呈现倒U 形的非线性关系。可能的原因有：凭借丰富的自然资源，我国的重工业发展迅速，石油、天然气、煤炭等化石能源消耗很大，在促进工业化进程和经济增长过程中，CO2的排放量迅速增加；同时重化工业快速发展产生的污染会阻碍第三产业的进程，从而会阻碍经济增长。

第二，从经济增长的角度看，外商直接投资的一次项系数显著为正，二次项系数为负，表明外商直接投资与经济增长之间呈现倒U形关系。

第三，从第5 列和第6 列可以看出，外商直接投资不论碳排放总量还是碳排放强度都具有一定的抑制作用；从第7 列和第9 列可以看出，外商直接投资与产业结构合理化的交互项对碳排放总量和碳排放强度都具有一定的抑制作用，从第8 列和第10列可以看出，外商直接投资与产业结构高级化的交互项对碳排放总量和碳排放强度具有一定的抑制作用。

控制变量的结果可以总结为以下结论：城镇化水平（Urban）的系数都为负值，表明城镇化水平对PGDP 并没有发挥应有的促进作用。产生的原因可能有：城镇化是根据城镇人口/年末总人数计算得到的，存在一定的误差，因为随着经济发展，大量的农民涌入城市使城镇人口数量会虚高，城镇化水平比按照户籍人口计算高出接近10 个百分点。城镇化的发展与工业化的发展不匹配。科技研发投入（RD）的系数都为正值，表明科技投入对PGDP 具有正向的促进作用。主要原因为科技投入激发了经济发展的新动能，使产业结构转型升级，经济发展迈向高质量阶段。产业结构合理化（TL)的系数在第6 列和第10 列为正值，其余列为负值。产业结构高级化（TS）的系数在第3、5、7 列为正值，其余列为负值。

表2 FDI、碳排放与经济增长

3.3 FDI、产业结构优化对降低碳排放量的门槛检验

上述理论模型表明外商直接投资可以直接降低碳排放，也可以通过影响产业结构，促进产业结构优化，从而降低碳排放，并且由FE 模型得到，外商直接投资，外商直接投资与产业结构合理化与高级化的交互项都可以降低碳排放。下面检验三者降低碳排放的门槛值。

由表3、表4可见：

1）当外商直接投资为门槛变量时，碳排放总量对经济增长存在双门槛效应；随着外商直接投资的不断增加，碳排放总量对PGDP 的影响系数在单门槛值前后由0.062 4 上升为0.077 4，在双门槛效应中，碳排放总量对PGDP 的影响系数在第一门槛值前为0.061 3，在第一门槛和第二门槛之间上升为0.148，越过第二门槛后降为0.073 5。

2）当外商直接投资与产业结构合理化交互项为门槛变量时，碳排放总量对经济增长存在双门槛效应；随着外商直接投资与产业结构合理化交互项不断增加，碳排放总量对PGDP 的影响系数在单门槛值前后由0.071 6 上升为0.086 4，在双门槛效应中，碳排放总量对PGDP 的影响系数在第一门槛值前为0.082 9，在第一门槛和第二门槛之间下降为0.067 3，越过第二门槛后上升为0.078 6。

3）当外商直接投资与产业结构高级化交互项为门槛变量时，碳排放总量对经济增长不存在门槛效应。

表3 FDI、产业结构降低碳排放量的门槛模型自抽样检验结果

表4 FDI、产业结构降低碳排放量的门槛结果

表5 FDI、产业结构降低碳排放强度的门槛模型自抽样检验结果

由表5 可见，外商直接投资(FDI)与产业结构合理化交互项、外商直接投资与产业结构高级化交互项分别为门槛变量时，经济增长对碳强度不存在门槛效应。本研究考虑，是否由于地区间的发展差异过大，导致碳强度的值相差过大，从而导致经济增长对碳强度不存在门槛效应，因此，我们继续探讨不同地区间FDI、FDI＊tl、FDI＊ts对经济增长的门槛效应。

3.4 不同地区间的FDI、产业结构优化对碳强度的影响

由表6、表7 可见，不同地区间不同变量对经济增长存在不同的门槛效应。

第一，以外商直接投资作为门槛变量，碳强度对东部地区的PGDP 存在双门槛效应。随着外商直接投资的增加，单门槛检验中碳强度对东部地区PGDP 的影响系数由 0.019 9 下降为-0.068 4，双门槛检验中，碳强度对PGDP 的影响系数在第一门槛前为0.003 47，第一门槛和第二门槛之间下降为-0.148，越过第二门槛后上升为-0.053 0。碳强度对中部地区和西部地区的PGDP 存在单门槛效应。随着外商直接投资的增加，单门槛检验中碳强度对中部地区的PGDP 影响系数由-0.038 4 下降为-0.073 3；对西部地区PGDP 的影响系数由0.129 下降为-0.016 4。

第二，外商直接投资与产业合理化的交互项作为门槛变量，碳强度对东部地区的PGDP 不存在门槛效应；对中部地区的PGDP 存在双门槛效应，对西部地区的PGDP 存在单门槛效应。随着外商直接投资与产业合理化的交互项值的增加，单门槛检验中，碳强度对中部地区PGDP 的影响系数由-0.034 9 下降到-0.080 7，双门槛检验中碳强度对中部地区PGDP 的影响系数在第一门槛前为-0.029 2，第一门槛和第二门槛之间下降为-0.112，越过第二门槛后上升为-0.059 8；而对于西部地区，碳排放强度对PGDP 的影响系数由0.460下降为0.394。

第三，外商直接投资与产业结构高级化的交互项作为门槛变量，碳强度对东部地区和中部地区的经济增长存在单门槛效应，对西部地区的经济增长存在双门槛效应。单门槛检验中，碳强度对东部地区PGDP 的影响系数由0.322 上升为0.334，对中部地区PGDP 的影响系数由-0.110 上升为-0.043 5，对西部地区PGDP 的影响系数由0.524 下降为0.429。在双门槛检验中，碳强度对西部地区的PGDP 的影响系数在第一门槛前为0.573，第一门槛和第二门槛之间下降为0.485，越过第二门槛后下降为0.453。

第四，控制变量的结果可以总结为以下结论。表5 中的第3 行的系数全为正数，表明产业结构合理化对PGDP 有正向促进作用；第5 行中系数大部分为正数，表明产业结构高级化对PGDP 有正向促进作用；第7 行中系数大部分为负值，表明城镇化水平Urban 对PGDP 没有发挥应有的促进作用；第9 行中系数为正值，表明R&D 投入比人力资本投入更容易转化为生产力，对经济增长具有正向的促进作用。

3.5 FDI、产业结构优化对碳排放的稳健性检验结果

为考察检验结果的稳定性，将外商直接投资、外商直接投资与产业结构合理化的交互项、外商直接投资与产业结构高级化的交互项的门槛值对三者进行划分，然后，使用FE 模型对不同情形下，碳排放量、碳排放强度与PGDP 的关系进行检验，结果见表8。

由表8可知，当外商直接投资大于门槛值时，碳排放量对PGDP 具有正向的促进作用，碳排放强度对东中西部地区的PGDP 呈现正向的促进作用；低于门槛值时，碳排放量对PGDP 具有负向的抑制作用，碳排放强度对东中西部地区的PGDP 呈现负向的抑制作用，表明三者对PGDP 呈现非线性关系。当外商直接投资与产业结构合理化大于门槛值时，碳排放量对PGDP 具有正向的促进作用，碳排放强度对东中西部地区的PGDP 呈现负向的抑制作用；低于门槛值时，碳排放量对PGDP 具有负向的抑制作用，碳排放强度对东中西部地区的PGDP 呈现正向的促进作用。当外商直接投资与产业结构高级化交互项的值大于门槛值时，碳排放量对PGDP 呈现正向的促进作用，碳排放强度对东中西部地区的PGDP 呈现正向的促进作用；低于门槛值时，碳排放总量对PGDP 呈现负向的抑制作用，碳排放强度对东中西部地区的PGDP 呈现负向的抑制作用。因此，验证了碳排放与PGDP 呈现非线性关系，而且也验证了外商直接投资不仅可以直接影响碳排放，而且也可以通过提升产业结构的方式降低碳排放，实现经济增长。这表明本研究的检验结是稳健的。

表6 东中西部地区FDI、产业结构降低碳排放量的门槛模型自抽样检验结果

表7 东中西部地区FDI、产业结构对碳排放强度的门槛估计结果

续表7

4 结论与建议

4.1 结论

第一，FDI、碳排放对于经济增长呈现出倒U 形曲线关系；且固定效应模型的结果显示，FDI对于碳排放有一定的抑制作用。

第二，当FDI为门槛变量时，碳排放量对经济增长存在双门槛效应，且呈现倒U形关系；但碳排放强度对经济增长在全国样本中不存在门槛效应，在东中西部不同地区间存在门槛效应。对东部地区的经济增长存在双门槛效应，且呈现U形关系；对中西部地区的经济增长存在单门槛效应，均呈现下降趋势。

第三，当FDI与产业结构合理化为门槛变量时，碳排放量对经济增长存在双门槛效应，且呈现U 形关系；但碳排放强度对经济增长在全国样本下不存在门槛效应，在东中西部之间存在不同的门槛效应。对东部地区的经济增长不存在门槛效应，对中部地区存在双门槛效应，且呈U 形关系，对西部地区的经济增长存在单门槛效应，呈递减趋势。当FDI 与产业结构高级化为门槛变量时，碳排放量对经济增长不存在门槛效应；对碳排放强度来说,对经济增长在全国样本下不存在门槛效应，但在东中西部地区间存在不同的门槛效应。对东中部地区的经济增长存在单门槛效应，前者为下降，后者上升；对西部地区存在双门槛效应，呈逐渐递减的态势。

4.2 建议

第一，应积极鼓励高新技术企业参与国际市场竞争，加深全球经济一体化发展，继续扩大对外开放程度，发展绿色低碳经济，减少污染排放；同时中西部地区应该分析东部快速发展的原因，借鉴有利经验，应该扩大对外出口，提升产品竞争力，增加本地区的经济水平。

表8 稳健性检验估计结果

第二，进一步提高人力资本整体积累水平，使产业结构优化升级得以高质量发展，从而带动地区经济增长。政府部门应该加大教育投入力度，长期稳定地坚持人力资本投入；企业部门应该加强对员工的职业技能培训，挖掘劳动力潜力，提升劳动力素质，不断提升区域人力资本存量，使人力资本水平能够持续促进产业结构合理化与高级化。