民间投资与碳生产率的提高——基于产业结构调整和区域技术创新的中介效应检验

■/ 马见闻 高广阔

一、研究背景

当前国内外关于碳生产率的研究主要集中在提高碳生产率的重要性以及探究碳生产率的影响因素和区域差异两个方面。YAMAJI Kenji et al（1993）将碳生产率定义为地区在一段时期内的GDP与二氧化碳排放的比率，即单位二氧化碳排放的经济产出。HE Jiankun et al（2011）通过比较不同发展中国家间的碳生产率，认为提高碳生产率是应对气候变化的主要途径。Qiu Xian Wang et al（2015）认为提高碳生产率是增加碳汇数量和经济发展潜力的适当途径。Ming Meng et al（2012）建立了碳生产率的三维绝对分解模型，发现碳生产率的绝对变化分解为技术创新效应和产业结构调整效应。Wei Hu et al（2020）基于空间溢出效应的实证研究表明，随着环境规制强度由弱变强，其对局部地区碳生产率的影响将由负变正。Xiong feng Pan et al（2020）研究发现对外直接投资反向技术溢出对东部和经济发达地区碳生产率有正向影响，对中西部和欠发达地区影响效应不显著。王淑英等（2021）通过实证研究发现产业结构高级化对本地区和相邻区域的碳生产率具有显著的促进作用，且金融发展对该促进作用具有显著的正向调节效应。杨庆等（2021）研究发现高技术产业集聚发展既通过规模经济效应和TFP 效应提升能源利用效率，从而提升碳生产率，且在东部地区更为明显。

针对民间投资与碳生产率的相关研究相对较少，部分研究与之相近。王凤祥和张伟（2017）研究发现民间投资对产业结构绿色升级的影响在中西部地区和东部地区表现不同。崔宏凯和魏晓（2018）通过实证分析发现民间投资可以显著促进经济增长，同时可以减轻产业结构高级化对经济增长的负面效应。李志华等（2019）认为民间投资可以通过促进技术创新显著改善自然资源利用效率。

基于已有文献的整理和分析，可以发现鲜有文献针对民间投资对碳生产率的影响效应及传导路径展开研究。因此，本文基于Ming Meng and Dong xiao Niu（2012）的研究发现，选取2005-2019 年中国30个省（市、自治区）作为样本，在测算和分析区域碳生产率的基础上，采用分步回归法将产业结构调整和区域技术创新作为中介变量纳入民间投资对碳生产率影响效果的研究中，以全面考察民间投资对碳生产率的影响效果和影响机制。

二、理论分析

本文主要从产业结构调整和区域技术创新两个方面阐述民间投资对碳生产率的影响效应，具体影响机制如图1所示。

图1 民间投资对碳生产率的影响机制

（一）民间投资通过影响产业结构调整对碳生产率产生影响

民间投资可以通过市场驱动效应和要素集聚效应对产业结构调整产生影响，市场驱动效应即为民间投资代表着经济增长的内生动力，受利润驱动的民间资本不断转变投资方向和优化投资结构，集中于投资效益高的新兴产业，带动产业技术的革新；同时，市场竞争促使传统行业进行数字化、智能化转型，一方面可以淘汰落后产业，另一方面通过实现行业技术、管理模式、生产模式等方面的蜕变，形成更高级的产业结构。要素集聚效应反映为民间投资引导要素资源在不同产业部门的转移流动和再配置带动产业结构升级（李富有等，2020）。首先，产业结构调整意味着第三产业占比的提高和高能耗高排放工业产业占比的降低，改变社会能源消费结构，降低对传统能源资源的依赖，有助于降低碳排放增速。其次，产业结构调整能够促进生产要素在不同行业间的高效流动，实现资源的有效分配，有助于提高企业生产效能，有利于高生产率、高附加值的企业做大做强，激发社会经济活力，提高社会总生产率，助力经济绿色高质量发展，促进碳生产率的提升。最后，产业结构的调整所带来市场产品供给端的改变，使得居民能享受到更高质量和低碳的产品和服务，引导居民需求结构的改变，促进绿色发展。

（二）民间投资通过区域技术创新对碳生产率产生影响

民间投资可以通过资金供给和规模效应对区域技术创新产生影响，首先，民间资本向高投资效益和高附加值的技术创新领域转移，使其有能力增加研发投入或引进先进技术，提高技术创新能力。其次，民间资本凭借自身的规模和所附带的信息资源，放大了生产要素对企业生产技术创新的支撑作用（李志华等，2019）。基于内生经济增长理论，技术进步是经济高质量发展的重要推动力（王桂军等，2020），技术创新是技术进步的重要体现，同时技术创新的主要目标是提高社会效率，促进资源节约和有效利用。区域技术创新有助于企业转变生产方式，提高生产技术水平，将现有的生产要素更高效的转化为经济成果，促进企业生产效能和社会经济活力的提升，实现更高质量的经济发展；绿色低碳技术的进步有利于新型清洁能源的开发，优化能源消费结构，降低对传统能源资源的依赖，抑制能源消耗与碳排放，同时，技术创新有利于提高产品质量和种类，从供给方面引导居民消费更加低碳环保，在促进经济增长的同时发展低碳经济，提升碳生产率。

三、研究设计

（一）变量设定与说明

1.被解释变量。碳生产率（CP），其公式为：CP=GDP÷CO2；GDP 为年度地区实际GDP，CO2为地区二氧化碳排放量。本文以2005年为基期对历年地区GDP 进行平减得出地区实际GDP，该方法同样应用于核心解释变量和控制变量相关数据的处理。本文采用IPCC 提供的方法，选取了14 项能源，以各类能源消耗量为基础乘以各自CO2排放系数加总后得出各省历年二氧化碳排放量。各类燃料CO2排放系数见表1。

表1 各类燃料CO2排放系数

2.核心解释变量。民间投资（PI），定义为：民间投资规模占全社会固定资产投资总额的比例。民间投资规模的大小使用全社会固定资产投资额减去国有投资、港澳台投资和外商投资的余额来衡量。

3.中介变量。（1）产业结构调整（Ind）。本文参考徐德云（2008）的做法，对不同产业赋予不同的权重的方式来构建产业结构调整的代理指标。表达式为：Ind=（）÷3；其中，Yi表示第i产业产值占GDP的比重。（2）区域技术创新（lnInn）。参考白俊红和蒋伏心（2015）的研究，对发明专利、实用新型专利和外观设计专利的授权数量分别赋予0.5、0.3、0.2 的权重，加权算出的结果再取自然对数代表区域技术创新能力。

4.控制变量。本文控制变量的选取包含经济发展、对外贸易、外商投资、环境规制、能源消费和人口规模六个方面：（1）经济发展：定义为人均GDP，记为GDP；（2）对外贸易：定义为地区进出口总额与实际GDP的比值，记为Open；（3）外商投资：定义为实际利用外商直接投资额与实际GDP 的比值，记为FDI；（4）环境规制：定义为工业污染治理投资额占工业增加值的比值，记为Gov；（5）能源消费：选取能源消费结构作为衡量指标，定义为煤炭在一次能源消费结构中的比重，记为Str；（6）人口规模：本文使用地区城市人口密度（人/平方公里）的自然对数作为衡量指标，记为lnDen。

（二）模型设定

为探讨民间投资对碳生产率的影响效果，本文首先构建民间投资对碳生产率影响的线性模型，设定如下：

其中，X表示控制变量，ε为随机扰动项。

为考察民间投资促进碳生产率提升的作用机制，本文民间投资的估计系数β1显著为正，即民间投资对碳生产率具有显著促进作用的基础上，沿用传统的分步回归法对提出的产业结构调整和区域技术创新两个中介变量进行检验，具体检验可以分为以下步骤：

第一，分别以产业结构调整和区域技术创新为被解释变量，引入GDP、Open和FDI三个控制变量，考察民间投资对中介因素（Pit）的作用效果。

以碳生产率为被解释变量，分别以产业结构调整和区域技术创新为核心解释变量，检验产业结构调整和区域技术创新对碳生产率的影响效果。若（2）式中的估计系数∂1和（3）式中的估计系数β1同时显著且符合预期，则表明民间投资能够通过中介因素影响碳生产率。

（三）数据来源与描述性统计

基于数据的真实性、有效性和可得性原则，本文选取2005-2019 年我国30 个省市（不含西藏及港、澳、台地区）的统计数据进行分析。其中，测算碳生产率所需各类能源消耗量的数值来自各年度《中国能源统计年鉴》；民间投资数据来自《中国固定资产投资统计年鉴》；其他数据来自Wind 数据库、EPS数据库、《中国环境统计年鉴》和《中国统计年鉴》。表2为各变量的描述性统计结果。

表2 变量描述性统计结果

四、实证结果分析

（一）空间自相关性检验

本文分别采用空间邻接权重矩阵和嵌套空间权重矩阵来表示空间权重矩阵。其中，空间邻接权重矩阵（WA），其设定如下：若区域i 与区域j 存在公共边界或顶点，则WA取值为1，否则取值为0，假定海南省与广东省相邻；参考韩峰和阳立高（2020）的研究思路，设定嵌套空间权重矩阵WDE=0.5WD+0.5WE。其中，地理距离空间权重矩阵（WD）设定为两个地区之间地理距离的倒数的平方，根据省会城市经纬度计算得出；经济距离权重矩阵（WE）设定为样本考察期内人均GDP 平均值之差的绝对值的倒数。同时使用Moran’I指数检验碳生产率在整体区域的空间自相关性，表3 为权重矩阵下的2005-2019 年全局Moran’I 指数和相应的Z 统计量值，2005-2019 年全局Moran’I 指数值均在10%的水平下通过了显著性检验。图2 为嵌套空间权重矩阵下的2005年和2019年碳生产率局部莫兰散点图。从2005 年和2019 年的散点图来看，多数省市分布于第一、三象限，说明中国省域碳生产率的空间分布格局具有较强的空间聚集性，因此在对碳生产率进行研究时应该考虑到区域间可能存在的空间相关性。

图2 2005年（左）和2019年（右）碳生产率局部莫兰散点图

表3 2005-2019年碳生产率空间自相关检验

（二）民间投资对碳生产率的影响效果研究

1.基准回归。表4 的列（1）为OLS 回归结果，作为后续检验结果的参照。从民间投资来看，回归结果的系数为正，且通过了显著性1%的检验，说明民间投资的增加能够提高碳生产率。近年来，各级政府密集出台和实施一系列政策措施，发挥政府资金的引领和撬动作用。同时，受利润驱动的民间资本不断转变投资方向，集中于投资效益高的高新技术行业，有助于其他生产要素的高效流动。民间投资结构的不断优化，意味着社会资源不断向高附加值、绿色环保的行业倾斜，带动经济绿色高质量发展，提高碳生产率。

表4 民间投资对碳生产率的空间计量检验结果

对于控制变量而言，人均GDP 的系数显著为正，说明经济发展能够提高碳生产率；对外贸易指标系数显著为正，说明进出口贸易能够提高碳生产率。一方面，进口伴随着学习发达国家的先进技术和管理方式的机会，有助于提高资源利用率；另一方面，进出口规模的扩大加剧国内外的竞争关系，加速国内企业对先进技术的研发和使用，有助于提高碳生产率；外商投资指标的系数符号为负且未通过显著性检验；一方面，利用外资能够引进先进清洁技术和环境管理理念，享受技术外溢的好处，有利于提升碳生产率（刘传江、胡威，2016）。另一方面，发展中国家通过外资容易成为发达国家的高污染高耗能的“产业园”；能源消费指标系数显著为负，说明以煤炭为代表的高能耗能源消耗量在一次能源消费结构中的比重越高，即能源结构的不合理会降低碳生产率；环境规制指标系数显著为负，表明加大环境规制力度并不一定能提高碳生产率；人口规模指标系数符号为正但未通过显著性检验。人口密度的增加可能产生集聚效应，加速工业化和新型城镇化进程以提高碳生产率。同时，城市人口规模对城市居民生活能源碳排放量具有加剧作用（万文玉等，2016），也可能加剧环境破坏问题。

2.区域异质性。由于经济发展水平、市场结构等差异，我国各省市的民间投资总额和增速有所不同，民间投资对碳生产率的作用效果可能由于所处地区的差异而有所不同。样本考察期内，中西部省市民间投资的平均值要高于东部省市，相差0.091。基于此，本文将30 个省市划分为东部省市和中西部省市运用FGLS 估计法进行区域异质性检验，回归结果为列（2）和列（3）。结果表明，民间投资虽能有效推动东部省市碳生产率的提升，但对中西部省市碳生产率具有更强的促进作用。产生上述结果可能的原因在于：虽然相较于中西部地区，东部地区市场化程度更高，新兴产业和绿色环保产业发展迅速，但近年来实体经济内生增长动力不足加之东部地区楼市火爆，导致大量民间投资资金流向房地产行业，使得东部地区民间投资对碳生产率的促进作用略低于中西部地区。

3.空间效应。在明确各省市碳生产率存在空间相关性的基础上，本文依次进行LM检验、稳健的LM检验、Wald检验、LR检验和Hausman检验，最终选取固定效应空间误差（SEM）模型。之后，回归过程中需要考虑是否控制城市、年份固定效应，经回归对比拟合优度，最终选择控制时间效应的空间误差模型。

表4 的列（4）和列（5）报告了空间效应的回归结果。可以看到，核心解释变量民间投资的估计系数在两种空间权重矩阵条件下均显著为正，说明在考虑空间因素的情况下，民间投资也能够对碳生产率起到促进作用。同时，空间误差项的相关系数λ的估计结果通过了显著性为5%的检验，且系数为正，说明省市碳生产率之间存在着显著的空间依赖性，且主要表现为空间误差相关，即各省市碳生产率不仅受到自身解释变量的影响，而且受到来自邻近省市碳生产率的正向空间影响，这一结果也符合空间自相关检验结果。

（三）影响机制检验

1.民间投资对中间变量的影响。分步估计法中碳生产率对产业结构调整和区域技术创新影响的检验采用面板模型进行估计，通过进行Hausman检验，碳生产率对产业结构调整的影响检验采用固定效用回归模型；碳生产率对区域技术创新的影响检验采用随机效用回归模型。回归结果如表5 所示。

表5的列（2）为固定效用回归模型碳生产率对产业结构调整影响的检验结果，可以看出民间投资对产业结构调整产生正向影响，且通过了1%水平的显著性检验。民间投资的进入给行业带来资金、技术和信息支撑，并引导其他生产要素在行业间高效流动，推动要素资源的再配置，促进产业融合，有效带动产业结构升级。列（3）为民间投资对区域技术创新的检验结果，可以看出民间投资对区域技术创新产生正向影响，且通过了1%水平的显著性检验，说明民间投资对区域技术创新也存在明显的促进作用。

表5 民间投资对产业结构调整和区域技术创新的影响

2.中间变量对碳生产率的影响。表6 的列（1）、列（2）、列（3）为产业结构调整对碳生产率影响效应的实证结果。可以看出，产业结构调整的系数均为正，且均通过了显著性检验，说明产业结构调整能够提升碳生产率。李健等（2019）的研究也表明产业结构对碳排放效率有显著的正向影响。（4）列、（5）列、（6）列为区域技术创新对碳生产率影响效应的实证结果。可以看到，区域技术创新的系数为正，且通过1%水平上的显著性检验，说明目前区域技术创新能够显著提升碳生产率。Wenwen Li et al（2017）研究表明，在技术进步条件下的碳减排过程中，提高效率和技术创新发挥了重要作用。其他控制变量对碳生产率的影响效应与之前相比并未产生较大变化。

表6 产业结构调整和区域技术创新对碳生产率的影响

以上估计结果表明，基于空间邻接权重矩阵和嵌套空间权重矩阵的碳生产率存在显著的空间溢出效应，产业结构调整和区域技术创新对碳生产率的影响均显著为正。通过回归系数对比发现，产业结构对碳生产率的正向作用要高于区域技术创新对碳生产率的正向作用。结合表5不难发现，产业结构调整与区域技术创新的中介效应存在，即民间投资会通过促进产业结构调整与区域技术创新进而提高碳生产率。

（四）影响机制稳健性检验

本文采用第三产业的产值占地区生产总值的比重来表示产业结构调整，采用地区年度专利申请授权数代表区域技术创新能力对中介效应进行稳健性检验。表7 为民间投资对产业结构调整和区域技术创新的影响效应的再检验，可以发现，民间投资对产业结构调整和区域技术创新产生正向影响，控制变量的系数方向和显著性与表5的结果基本一致。

表7 民间投资对产业结构调整和区域技术创新的影响效应的再检验

五、结论及建议

本文从产业结构调整和区域技术创新两个方面阐释了民间投资促进碳生产率提升的逻辑机理，在测算和分析2005-2019 年30 个省市碳生产率的基础上，多维度检验了民间投资促进碳生产率提升的影响效果和机制。研究结论如下：第一，民间投资有效促进碳生产率的提升；第二，民间投资对碳生产率的作用效果具有显著的异质性特征。相对于东部省市碳生产率的提升，民间投资对中西部省市碳生产率具有更强的促进作用；第三，各省市之间的碳生产率存在正的空间相关性，即邻近省份的碳生产率具有明显的区域集聚特征；第四，影响机制检验结果表明，民间投资能够通过促进产业结构调整与区域技术创新等途径提高碳生产率，在更换代理变量之后，该结论依然存在；通过回归系数对比发现，民间投资对区域技术创新的推动作用要大于对产业结构调整的促进作用；产业结构调整对碳生产率的促进作用要高于区域技术创新对碳生产率的促进作用。结合本文的研究结论，提出以下建议：

1.打破地域限制，推动跨区域一体化建设。立足碳生产率的区域集聚特征，积极推广跨区域一体化示范区建设；打破行政边界，制定统一低碳发展标准，推动资源跨区域有效流动，有效利用各区域相对优势，实现优势互补，在推动经济稳步发展的同时实现碳减排效果最大化，协同推动绿色高质量发展，为全国范围跨区域生态绿色高质量一体化建设工作提供实践经验。

2.重视民间投资对碳生产率的影响效果存在区域差异性这一客观事实，实施差别化的民间投资发展战略。首先，鼓励各省市结合自身民间投资的存量和增速以及经济发展状况，找出推动民间投资扩张的薄弱点，譬如，市场准入门槛高、市场竞争环境有待优化、服务保障制定欠缺等，并基于此制定差异化的促进民间投资的若干措施。其次，针对民间投资发展薄弱的地区，政府给予更多的政策支撑，尤其在地理和经济条件优越的东部地区，应积极引导民间投资资金流向，推动区域经济绿色高质量发展。

3.立足产业结构调整和区域技术创新两大作用渠道，破除传导机制障碍，充分发挥民间投资的作用效果。未来应该发挥政府投资的引导和撬动作用，以“两新一重”为突破口拓宽民间投资的市场空间，通过PPP模式或产业引导基金等方式激发民间投资活力，引导民间资金转变投资方向，鼓励民间投资流入具有高附加值的高新技术行业和低碳环保行业，避免流入高污染、高耗能行业，促进产业良性竞争发展，借此推动产业结构调整和提升区域技术创新，以减少政府投资对民间投资的挤出，逐步破除妨碍民间投资的各种障碍。