制造業(yè)價值鏈攀升能否成為我國節(jié)能減排的動力？

陳浩 鄭潔

內容提要：在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，中國制造業(yè)價值鏈攀升能否同時實現(xiàn)節(jié)能和減排，達到相得益彰的效果，是實現(xiàn)綠色轉型發(fā)展的關鍵。本文在梳理制造業(yè)價值鏈攀升影響碳排放強度的內在機理與傳導機制的基礎上，構建動態(tài)空間面板杜賓模型對相關的理論假說和中介傳導機制進行識別檢驗，研究發(fā)現(xiàn)：中國區(qū)域制造業(yè)價值鏈攀升可以成為節(jié)能減排的動力，二者之間存在典型的“倒U”型關系，具有顯著的“時間慣性”和“空間溢出效應”;制造業(yè)價值鏈攀升與碳排放強度之間的“脫鉤”狀態(tài)受制造業(yè)不同能耗強度和要素密集度的異質性影響。進一步傳導機制分析發(fā)現(xiàn)，處于不同攀升時期的制造業(yè)在給予中介效應非線性沖擊后，能源強度效應、產業(yè)高級化效應、產業(yè)合理化效應在傳導路徑中起到積極的促進作用，而技術進步效應的中介作用并不顯著。

關鍵詞：制造業(yè)價值鏈攀升;節(jié)能減排;碳排放強度;動態(tài)空間面板杜賓模型

中圖分類號：F114.1;X321 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1001-148X（2022）02-0067-11

收稿日期：2021-05-15

作者簡介：陳浩（1964-），男，湖北黃石人，中南財經政法大學經濟學院教授，博士生導師，經濟學博士，研究方向：人口、資源與環(huán)境經濟;鄭潔（1994-），本文通訊作者，女，新疆哈密人，中南財經政法大學經濟學院博士研究生，研究方向：環(huán)境經濟、計量經濟。

基金項目：國家社會科學基金項目“城市群戰(zhàn)略下中心城市人口集聚的時空演變與空間效應研究”，項目編號：20BRK019;中南財經政法大學學科統(tǒng)籌建設項目“就業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村振興機制體制研究”，項目編號：XKHJ202117。

一、引言

制造業(yè)是實體經濟的主體，黨的十九屆五中全會提出要在“雙循環(huán)”中將制造業(yè)價值鏈地位重塑放在全局發(fā)展的突出位置。然而，制造業(yè)攀升既要面臨資源和環(huán)境雙重內部壓力的約束，還要應對來自國際市場外部環(huán)境形勢的變化沖擊，推動國內國際“雙循環(huán)”的有效運行面臨“多重考驗”。擺脫傳統(tǒng)制造業(yè)“三高一低”的粗放型發(fā)展模式，以競爭優(yōu)勢為導向，通過攀升全球價值鏈中高端來推動我國制造業(yè)高質量發(fā)展，已成為構建現(xiàn)代化產業(yè)鏈、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展、適應“雙循環(huán)”發(fā)展新格局的重大戰(zhàn)略舉措。其中，制造業(yè)價值鏈攀升和節(jié)能減排作為中國經濟轉型發(fā)展的重要推力和目標函數(shù)，如何能夠真正實現(xiàn)結構升級與環(huán)境效率“互惠互利”的良好狀態(tài)？制造業(yè)價值鏈攀升與節(jié)能減排之間究竟是順勢而為還是背道而馳，其影響機制為何？是亟待研究的問題。

已有相關研究多是集中于行業(yè)層面考察制造業(yè)價值鏈攀升與節(jié)能減排關系，缺乏基于省域層面考慮二者非線性特征和雙向因果關系的實證研究，也較少清晰提供二者間傳導機制的規(guī)范分析;另外，污染排放是一個連續(xù)、累積的調整過程，鄰近地區(qū)空氣污染物會在大氣環(huán)流作用下發(fā)生跨界蔓延，大多數(shù)研究忽視了路徑依賴和空間溢出效應會造成回歸結果的偏差。本文的主要內容和邊際貢獻在于：首先，以能源強度效應、技術進步效應、產業(yè)結構高級化效應和產業(yè)結構合理化效應為視角，構建理論模型厘清制造業(yè)價值鏈攀升和節(jié)能減排的內在機制。其次，將制造業(yè)攀升的一次項和二次項、碳排放強度的時間和空間滯后項均作為解釋變量引入動態(tài)空間面板杜賓模型中，以求刻畫模型的時空依賴效應和控制雙向因果問題;進而，從不同能耗強度、要素密集度制造業(yè)異質性角度探究制造業(yè)攀升對碳排放強度影響的差異性。最后，構建中介效應模型對制造業(yè)價值鏈攀升和節(jié)能減排的傳導機制進行識別檢驗，以驗證理論假說。

二、理論分析與研究假設

制造業(yè)價值鏈攀升能否成為節(jié)能減排的動力？具體的作用機制是怎樣的？本文嘗試把技術進步效應、能源強度效應、產業(yè)結構升級效應作為傳導路徑，探討制造業(yè)價值鏈攀升對碳排放的內在影響機制。

價值鏈攀升是由價值鏈的低端向高端乃至頂端長期攀升并不斷提升自身比較優(yōu)勢的一種過程[1]。改革開放初期，我國制造業(yè)整體發(fā)展水平表現(xiàn)落后，憑借豐富低廉的勞動力、能源稟賦等比較優(yōu)勢初步嵌入全球價值鏈體系，只能選擇壁壘較低、生產技術含量不高且較為簡單的加工組裝等弱戰(zhàn)略性環(huán)節(jié)，極易被跨國企業(yè)橫向壓榨和縱向擠壓，以犧牲資源為代價的發(fā)展帶來了連鎖的環(huán)境污染問題[2]。隨著包括我國在內的部分新興經濟體經濟變得相對成熟和穩(wěn)定，其中一些優(yōu)秀的企業(yè)打通了技術梗阻甚至對發(fā)達國家的產品進行替代，在個別領域已經處于領先地位。當嵌入程度和位置到更高階段時，更多地涉及研發(fā)、品牌銷售和運營等高科技、高附加值的活動，資源消耗需求水平降低、能源利用率提高[3];企業(yè)已具有規(guī)模效益和進行技術溢出，會提高產品產出、帶動產品附加值的提升，以技術資本代替人力與物質資本的投入，逐漸減少污染物的排放。從我國改革開放初期“以物為本”漸進到當下“以人為本”的制造業(yè)發(fā)展進程表現(xiàn)出，處于不同攀升時期的制造業(yè)可能會對碳排放表現(xiàn)出不同的作用方向，二者并非簡單的線性關系。由此提出第一個理論假說。

假說1：制造業(yè)價值鏈攀升與碳排放之間存在先增后降的“倒U”型關系。

對假設1進行具體分析，制造業(yè)價值鏈攀升對研究減排影響的作用機制是沿著以下傳導路徑實現(xiàn)的。

技術進步效應。制造業(yè)攀升過程中我國等發(fā)展中國家本土企業(yè)會對發(fā)達國家主導企業(yè)進口關鍵零配件的先進技術、工藝進行模仿、學習，并吸收形成自身的技術創(chuàng)新效應（“進中學效應”）。而綠色技術進步則更有利于促進清潔生產和末端治理。但是制造業(yè)價值鏈攀升對技術進步的影響也不都是線性增加的，“波特假說”也提出企業(yè)進行研發(fā)活動本身具有對環(huán)境保護的“成本補償”效應，但部分企業(yè)不愿為環(huán)境保護去擠占原本的研發(fā)創(chuàng)新投入而支付額外的成本，碳排放的增長速度會快于產出的增長速度。此外，發(fā)達國家為維護其國際市場壟斷地位，會通過采取“技術鎖定”和“再工業(yè)化”戰(zhàn)略遏制發(fā)展中國家的技術進步和產品創(chuàng)新，迫使發(fā)展中國家的本土企業(yè)鎖定在低附加值、創(chuàng)新水平較低的生產組裝環(huán)節(jié)，以此來達到收縮部分國際業(yè)務的目的[4]。不僅如此，價值鏈嵌入位置和水平相近的國家亦有可能會對本國出口商品形成“擠出效應”。上述抑制性因素會引發(fā)企業(yè)行為短視化、抑制本土企業(yè)吸收先進外資環(huán)境技術，進一步制約可持續(xù)發(fā)展，形成粗放型增長模式的鎖定。綜合上述觀點，技術進步效應是否推動減排效應是不確定的，其結論有待本文實證部分進行驗證。由此進一步提出以下假說。

假說2：價值鏈攀升技術進步效應的雙重作用效果，導致制造業(yè)價值鏈攀升通過技術進步效應對碳排放的影響可能呈非線性相關。

能源強度效應。制造業(yè)攀升對碳排放的影響還取決于在攀升過程中是否會產生更多的化石能源消費。傳統(tǒng)制造業(yè)發(fā)展對化石燃料等能源資源存在著顯著依賴性，不僅造成巨大的環(huán)境污染還將自身鎖定在低端困境。在制造業(yè)價值鏈攀升初期，因煤炭資源豐富且市場準入門檻較低，煤炭消費量占比不斷上升，經濟體處于以高能耗、高排放為主要特征的工業(yè)化快速發(fā)展階段，工業(yè)結構調整是基于保障能源供給缺口來滿足能源需求，能源結構沒有得到優(yōu)化甚至可能進一步惡化。在此階段不僅新能源開發(fā)成本過高無法實現(xiàn)對傳統(tǒng)能源的替代效應而且節(jié)能減排技術還沒有取得實質性突破，可能會存在進口方綠色技術吸收能力不足的現(xiàn)象。隨著新經濟發(fā)展及社會綠色意識的提高，制造業(yè)價值鏈攀升到成熟階段，能源結構向低能耗低排放的方向調整，在此階段，進口方對發(fā)達經濟體嵌套在產品中的知識技術深入剖析，產生學習效應和競爭效應進行模仿吸收，進一步通過綠色技術創(chuàng)新等多種途徑降低能源生產成本、提高能源利用效率、降低能源消費碳排放強度、減少污染成本[5]。綜上進一步提出以下假說。

假說3：制造業(yè)價值鏈攀升通過能源強度效應影響碳排放，制造業(yè)攀升與能源強度呈 “倒U”型曲線關系對碳排放產生非線性影響。

產業(yè)結構升級效應。制造業(yè)價值鏈攀升過程中會伴隨著產業(yè)結構的升級，具體表現(xiàn)形式一般有縱向高級化必然過渡，也有勞動、資本、技術等要素密集型逐漸轉變，無論是哪種轉換形式，中間必然會伴隨著產品附加值的提高。制造業(yè)價值鏈攀升過程中，要素區(qū)際自由流動會產生“進口學習”效應。在沒有市場分割制約下，要素會自發(fā)向高效生產部門集聚，推動產業(yè)結構高級化，但可能不利于產業(yè)間的均衡發(fā)展，產業(yè)結構偏離合理化。從另一角度看，發(fā)達經濟體為維護自己的分工地位及高額壟斷利潤，會對其代工廠的產業(yè)鏈和功能升級制造阻礙，尤其是勞動密集型產品出口為主的國家最易被鏈主“結構封鎖”形成“俘獲”，迫使發(fā)展中國家被鎖定在低附加值、高污染的技術生產路徑，極易陷入困境和“陷阱”之中造成結構失衡、產能過剩，難以實現(xiàn)產業(yè)結構合理化升級和產業(yè)結構高級化升級、也難以對碳排放規(guī)模的擴張發(fā)揮有效地抑制作用進而加劇環(huán)境污染。綜上進一步提出以下假說。

假說4：價值鏈攀升產業(yè)結構升級效應的雙重作用效果，導致制造業(yè)價值鏈攀升通過產業(yè)結構高級化效應和產業(yè)結構合理化效應對碳排放的影響可能呈非線性相關。

三、模型設計、變量測度與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設計

現(xiàn)有文獻已經表明制造業(yè)價值鏈攀升和碳排放強度均存在顯著的空間相關性，碳排放存在時間上的路徑依賴特征[6]。因此，本文將碳排放強度、制造業(yè)攀升的空間滯后項作為工具變量納入模型，并引入碳排放強度的時間滯后項，基于（1）式構建動態(tài)空間面板杜賓模型，同時對雙向因果導致的內生性問題和時空依賴效應予以控制。

lnciit=β0+β1lncii，t-1+α1∑ni=1wijlncijt+β2gvcit+β3gvc2it+α2∑ni=1wijgvcjt+∑Xit+θ∑ni=1wijXjt+μi+φt+εit（1）

其中：下標i為省份，t為年份;ciit為碳排放強度，cii，t-1為碳排放強度的時間滯后項，wijcijt為碳排放強度的空間滯后項;gvc為制造業(yè)價值鏈攀升，根據(jù)假說1，將制造業(yè)攀升gvcit2的二次項也引入模型;β0～β3為待估參數(shù)，μi為地區(qū)固定效應，φ為時間效應，εit為隨機擾動項;wij是用來刻畫地區(qū)間空間關系的空間權重矩陣，空氣污染的空間溢出效應與地區(qū)間的經濟體量和地理距離均有聯(lián)系，因此本文構建了基于地理距離空間權重矩陣wijd和經濟距離權重矩陣wije的嵌套權重矩陣wij，令wij=0.5×wije+0.5×wijd，其中，wijd=1/dij，dij為地區(qū)i和地區(qū)j最近公里里程，wije=wijd×diag（Y1/Y-，Y2/Y-，…，YN/Y-）（diag即對角矩陣），Y-i表示地區(qū)i在考察期內的平均實際GDP;X為影響碳排放強度的控制變量（具體內容見后文）。

（二）變量測度

1.被解釋變量：碳排放強度（ci）。指單位國民生產總值的增長產生的碳排放量，可以通過增加GDP或減少CO2排放達到碳減排目標。考慮到中國屬于世界第二大經濟體，對產出規(guī)模擴張更為迫切，基于這種國情定位來看，使用碳排放強度來表征碳排放污染比碳排放數(shù)量更符合中國經濟發(fā)展階段的特點[7]。

2.核心解釋變量：制造業(yè)價值鏈攀升（gvc）。已有研究多以出口技術復雜度、出口價格指數(shù)、垂直專業(yè)化指數(shù)、上游度表征制造業(yè)價值鏈攀升。本文欲從區(qū)域角度探索制造業(yè)攀升與碳排放強度的關系，故借鑒余泳澤等（2019）[8]和石喜愛等（2018）[9]的方法，通過制造業(yè)行業(yè)出口產品的修正技術結構來表征該產品在國家或地區(qū)出口中的位置，以此構建制造業(yè)價值鏈攀升指標（gvc）。一般認為，一個國家的產品出口復雜度越高，所得附加值會相應提高，在經濟競爭中的力量越強，價值鏈中的地位也就越高。因此制造業(yè)行業(yè)產品k出口技術復雜度受出口國人均GDP正向影響，權重xck/Xc/∑cxck/Xc是用制造業(yè)各行業(yè)產品的出口額比總出口額計算得來，表征國家c在k行業(yè)產品的出口顯示性比較優(yōu)勢。

prodyk=∑cxck/Xc∑cxck/Xc×pgdpc（2）

gvci=∑kxikXi×prodyk（3）

其中，xck和xik分別為c國家和i地區(qū)制造業(yè)行業(yè)產品k的出口額;Xc和Xi分別為c國家和i地區(qū)制造業(yè)行業(yè)產品總出口額;pgdpc表示c國家實際人均GDP;prodyk為k行業(yè)產品出口技術復雜度;gvci為i地區(qū)制造業(yè)攀升位置。一般而言，不同國家或地區(qū)的出口產品質量差異普遍存在較大差異，為保證測算結果穩(wěn)健性，本文借鑒Xu（2010）[10]采用單位產品價值衡量產品質量水平的做法修正產品出口技術復雜度。首先，計算c國家制造業(yè)行業(yè)產品k的出口相對價格qck，即qck=priceck÷∑nρnk×pricenk，priceck為c國家制造業(yè)行業(yè)產品k的出口產品價格，ρnk為n國家占全球制造業(yè)行業(yè)產品k出口總額的比重。進一步，將參數(shù)φ設為0.2，并使用qck對prodyk進行修正得到調整后的出口技術復雜度。最后，以此計算經質量調整的2002-2018年中國大陸地區(qū)30個省區(qū)市的制造業(yè)價值鏈攀升位置。

prodyadjk=qckφ×prodyk（4）

gvcadji=∑kxikXi×prodyadjk（5）

上述世界其他國家出口數(shù)據(jù)主要來自CEPII的BACI 數(shù)據(jù)庫，省區(qū)市數(shù)據(jù)來自國研網對外貿易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，將其5000多種貿易產品的6位HS編碼與《2017國民經濟行業(yè)分類》中制造業(yè)C13-C43的二位代碼商品一一對應，并將貨幣單位按照當年平均匯率進行計算。

3.控制變量。參考邵帥等 [6]關于碳排放的重要影響因素選擇的控制變量。（1）城鎮(zhèn)化（ur），采用城鎮(zhèn)人口占總人口比重來表示。城市化進程加速過程中促進人口的集聚，進而引致更多的生活垃圾、能耗需求，帶來碳排放規(guī)模擴張[11]。但當城市化發(fā)展到成熟的緊湊型城市階段，連續(xù)的城市區(qū)域提高城市連通性和活動集中度來降低能源消耗和污染排放。因此，本文引入城市化的一次項和二次項并預期二者呈 “倒U”型的非線性關系。（2）經濟發(fā)展水平（pgdp），以2002年不變價格的人均GDP表征，根據(jù)EKC假說，本文引入pgdp的一次項和二次項，驗證二者關系。（3）能源消費結構（es），采用煤炭消費和能源消費總量的比值進行衡量，比值越高碳減排難度越大。（4）對外開放度（fdi），以FDI占GDP比重衡量，按平均匯率折算為人民幣數(shù)值。（5）環(huán)境規(guī)制（er），采用各省份排污收費總額與工業(yè)增加值之比表示。

4.中介變量。通過上述傳導機制的理論分析，選取以下中介變量。（1）能源強度（ei），指單位國民生產總值的增長產生的能源消費量，可以通過增加GDP或減少能源消費量達到節(jié)能目標。考慮到中國的城市化和工業(yè)化的快速推進帶來了經濟快速增長，但也導致了能源結構處于以煤炭為主、消費快速剛性的局面。將能源強度作為節(jié)能目標比能源消費量更有實際意義，也符合我國的經驗研究[12]。根據(jù)假說3，將能源強度的二次項引入模型。（2）技術進步（rd），以平均每百人研發(fā)從業(yè)人員擁有的專利授予數(shù)量表征。（3）產業(yè)結構高級化（ois），表示產業(yè)由低級向高級階段發(fā)展的過程，本文采用第三產業(yè)與第二產業(yè)的比值來表征。（4）產業(yè)結構合理化（ris），反映生產要素在產業(yè)間資源配置和協(xié)調情況，測算公式見式（6）。

RIS=∑ni=1YiYlnYiLi/YL=∑ni=1YiYlnYiY/LiL（6）

其中，i表示三大產業(yè)中的第i產業(yè)，n為產業(yè)部門數(shù)，Y和L分別為三大產業(yè)產值和就業(yè)人數(shù)。數(shù)值越大，產業(yè)結構越偏離均衡狀態(tài)，產業(yè)結構越不合理。

（三）數(shù)據(jù)說明

上述的變量指標除制造業(yè)價值鏈攀升和碳排放強度外，均可從相關統(tǒng)計資料報告的數(shù)據(jù)中整理計算而得。制造業(yè)價值鏈攀升的相關數(shù)據(jù)主要來自于CEPII的BACI數(shù)據(jù)庫以及國研網對外貿易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，而碳排放數(shù)據(jù)則需要通過IPCC（2006）中的參考方法并結合官方公布的相關參數(shù)對其進行估算。其中，考慮的能源種類有煤炭、焦炭、焦爐煤氣、其他煤氣、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣和天然氣等化石能源，并對消費的各種能源剔除掉能源加工轉換過程中的投入量、損失量以及工業(yè)生產中用作原料和材料的部分，從而得到30個省區(qū)市在2002-2018年的（凈）消費量。

鑒于數(shù)據(jù)的可得性和確保統(tǒng)計口徑的一致性，本文將研究樣本設為2002-2018年中國30個省區(qū)市的平衡面板數(shù)據(jù)。對于個別缺失數(shù)據(jù)采用插值法進行補齊，數(shù)據(jù)主要來源于2003-2019年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒與統(tǒng)計公報等，其中為消除價格影響對所有價格變量以2002年為基期進行平減調整。本文還對相關數(shù)據(jù)進行取對處理來降低樣本數(shù)據(jù)的離散程度。表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計結果，同時也對各變量之間的相關系數(shù)進行了檢驗。觀察表1容易發(fā)現(xiàn)各變量均值和標準差均在合理的置信區(qū)間范圍中，數(shù)據(jù)波動較小且未存在異常值，各變量之間的方差膨脹因子均小于4.58并且相關系數(shù)最大值為0.61，說明后文的回歸分析可忽視解釋變量間的嚴重共線問題。

四、實證結果與討論

（一）初步統(tǒng)計觀察

1.空間相關性檢驗結果 。CO2作為環(huán)境污染氣體既會受大氣環(huán)流等自然環(huán)境所影響，也會通過污染產業(yè)轉移在地區(qū)間“自由流動”。進而，有必要通過對OLS回歸的殘差進行檢驗空間相關性估計結果。由碳排放強度與人均碳排放的莫蘭散點圖（圖1）可以清晰地看出30個省區(qū)市的碳排放強度與人均碳排放多集中在一三象限，馬太效應顯著;同時對2002-2018年期間碳排放強度與人均碳排放的Morans I指數(shù)進行了測算，發(fā)現(xiàn)Morans I指數(shù)至少在5%的水平下顯著且指數(shù)值不斷增大。表明被解釋變量具有明顯的空間相關性且關聯(lián)程度不斷增強，采用空間面板模型是有意義的。

2.回歸方法的選擇與說明。表2匯報了選擇空間面板模型的判別結果，依次進行的LM、Hausman、LR和Wald檢驗結果充分驗證了選用時空雙固定的SDM模型最合適。為了方便結果對比，本文報告了可行廣義最小二乘法（FGLS）普通面板模型①、非空間動態(tài)面板（系統(tǒng)GMM）模型、時空雙向固定的空間面板杜賓模型（SP-DM）以及動態(tài)空間面板杜賓模型（Han-Phillips GMM）的估計結果（見表3②）。

（二）制造業(yè)價值鏈攀升對碳排放強度的影響考察

由表3整體上來看，3種模型設定下不同變量估計系數(shù)的符號和大小相差不大，結果具有較高穩(wěn)健性。具體來看模型1-4的制造業(yè)攀升一次項與二次平方項估計系數(shù)符號和顯著性變化和理論預期有所出入，表明不考慮內生性問題和空間相關性將導致估計精準度下降。進一步看，碳排放強度的時間和空間滯后項均在1%的置信水平下呈現(xiàn)出顯著的正相關性，表明中國區(qū)域碳排放強度具有顯著的“時間慣性”和空間溢出效應。綜上，在下文中只重點討論理論解釋和計量結果更為優(yōu)良的（Han-Phillips GMM）動態(tài)空間面板杜賓模型。

從模型7和模型8可以看出碳排放強度的時間滯后項顯著為正，即表現(xiàn)為在時間維度上有一定動態(tài)連續(xù)性（“滾雪球效應”），強調輕易不要形成碳排放累積的“環(huán)境遺留問題”。碳排放強度的空間滯后項亦在1%的顯著性水平上顯著為正，存在空間依賴效應，這是因為空氣污染會受大氣環(huán)流等自然因素影響，地理距離鄰近更意味著方便對污染物進行轉移。在地方政府“謀利型”特性下，“中國式分權”驅使我國地理距離相近的地區(qū)之間的環(huán)境規(guī)制在支出和管理上采取相互模仿的博弈行為，策略互動向“低水平”均衡發(fā)展[13]。

從核心解釋變量來看，制造業(yè)價值鏈攀升的一次項和二次項系數(shù)顯著為正、負，且通過了U test檢驗，說明制造業(yè)價值鏈攀升確實與碳排放強度之間存在“倒U” 型關系，拐點值為8.3767，驗證了假說1。在制造業(yè)價值鏈攀升初期企業(yè)制造業(yè)產值的增加是以犧牲環(huán)境質量為代價的，選擇較為簡單的加工組裝等弱戰(zhàn)略性環(huán)節(jié)去推進制造業(yè)發(fā)展。而在制造業(yè)攀升到更高階段時，此階段日趨嚴格的環(huán)境規(guī)制、專業(yè)化分工和清潔技術的改善，將對碳排放強度的快速增長發(fā)揮有效的抑制作用。制造業(yè)攀升的空間滯后項w×gvc在1%的水平上顯著為正，顯著的正外部性說明制造業(yè)攀升受經濟活動地理相關性存在的影響。一個國家或地區(qū)商品生產，一般會就近選擇轉移污染密集型生產環(huán)節(jié)，鄰近地區(qū)的制造業(yè)生產活動一定程度上會加劇本地區(qū)碳排放強度的增加。該結論隱喻表明不能片面局部地追究重污染地區(qū)的責任。

能源結構中煤炭消費比重系數(shù)顯著為負，這可能與中國目前剛性的高能耗結構有關。環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)為負值但卻不顯著，可能原因是政策出臺會產生“跟隨成本效應”增加企業(yè)的污染控制成本，這樣會導致企業(yè)利潤下降、減少投資，不利于抑制碳排放規(guī)模。對外開放度系數(shù)顯著為負，說明外國直接投資通常有助于減少中國當?shù)氐奈廴九欧拧Ｍ赓Y涌入、出口擴大會刺激內外資企業(yè)吸引節(jié)能減排政策和環(huán)境友好型產品開展更加“綠色”的生產活動。人均GDP一次項回歸系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)不顯著為負，且未通過U test檢驗，不滿足傳統(tǒng)的EKC假說。進一步說明不能盲目追求經濟增長，否則容易導致嚴重的環(huán)境污染問題和資源危機。城市化對碳排放強度的一次項和二次項回歸系數(shù)表現(xiàn)為顯著為正和負，但未通過U test檢驗。表明我國絕大部分城市的城市化進程尚處于碳排放污染加劇的階段（破碎化城市階段），大多尚未達到緊湊型城市階段。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了證明上述回歸結果的有效性，本小節(jié)基于動態(tài)空間面板杜賓模型進行了替換空間權重、工具變量、被解釋變量和縮尾處理的穩(wěn)健性檢驗，見表4。模型1采用地理鄰近距離權重矩陣作回歸;模型2選用制造業(yè)價值鏈攀升最高二階的空間滯后項作為工具變量進行回歸;模型3選取人均碳排放為被解釋變量進行回歸;模型4采用winsor對所有原始數(shù)據(jù)進行1%的縮尾處理并進行回歸。可以看出，回歸模型1-4的檢驗系數(shù)的符號和顯著性均無明顯變化。lnlpc和lnci依舊存在著路徑依賴和空間溢出效應特征。這些估計證實了先前表3的估計結果，具有較高的穩(wěn)健性。

（四）異質性分析

在制造業(yè)價值鏈攀升過程中，各要素不斷從制造業(yè)低端行業(yè)向高端行業(yè)流動，制造業(yè)各行業(yè)的能源依賴度、污染排放度、生產要素密集度、技術水平差異巨大，不同制造業(yè)行業(yè)攀升對節(jié)能減排效應的影響效果必將相差甚遠。基于此，有必要進一步分行業(yè)異質性研究制造業(yè)價值鏈高端攀升對節(jié)能減排可能產生的影響。

1.制造業(yè)能耗強度異質性分析。表5報告了不同能耗強度制造業(yè)對碳排放強度影響的空間動態(tài)面板模型的估計結果，本文替換了地理鄰近距離矩陣的空間權重矩陣（模型2、5、8）及消費行為角度的被解釋變量人均碳排放（模型3、6、9）以確保結果穩(wěn)健性。三類行業(yè)內部模型回歸系數(shù)的符號和顯著性均無異常波動，表明基準結果具有較高可信度。

由表5可見，不同于全國整體的分析結果，對于低、中能耗行業(yè)而言，其制造業(yè)攀升對碳排放強度影響的一次項和二次項系數(shù)依舊分別在1%的置信水平下顯著為正、負，與總體回歸結果基本一般無二，二者之間仍表現(xiàn)為顯著的“倒U型”曲線關系。即碳排放強度隨中、低能耗強度的制造業(yè)攀升呈現(xiàn)出先升后降的趨勢。對于高能耗行業(yè)而言，制造業(yè)攀升與碳排放強度間尚未形成顯著的“倒U”型關系。該結果表明，制造業(yè)價值鏈攀升對節(jié)能減排的影響存在階段性特征，二者之間的“脫鉤”狀態(tài)受行業(yè)能耗強度異質性的影響。低能耗制造業(yè)對碳排放強度的推動力較高，減排空間巨大。高能耗制造業(yè)的存在和發(fā)展有其客觀性和必要性，其作為地方傳統(tǒng)優(yōu)勢產業(yè)、主導產業(yè)往往更加依賴當?shù)氐馁Y源稟賦，會消耗更多中間投入的資源性產品（石油、礦物、水電等自然資源），直接能耗系數(shù)較大[14]。

2.制造業(yè)生產要素密集度異質性分析。表6報告了不同要素密集度制造業(yè)對碳排放強度影響的空間動態(tài)面板模型的回歸結果，本文替換了地理經濟距離矩陣的空間權重矩陣（模型2、5、8）及消費行為角度的被解釋變量人均碳排放（模型3、6、9）以確保結果穩(wěn)健。可以看出三類行業(yè)內部模型的回歸系數(shù)的符號和顯著性均無明顯差異，表明基準結果具有較高可信度。

從回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)價值鏈高端攀升過程中對節(jié)能減排路徑中具有行業(yè)要素密集度的差異性。不同要素密集型制造業(yè)的一次項和二次項系數(shù)符號均為正、負，但顯著性卻不同。具體來看，勞動密集型行業(yè)的系數(shù)是顯著的，與全樣本模型結果一致，這意味著隨著價值鏈的攀升，碳排放強度表現(xiàn)為先升后降的演化態(tài)勢;而資本密集型的一次項和二次項系數(shù)卻不顯著，無法有效推動我國節(jié)能減排效應的實現(xiàn)。這是因為，資本密集型行業(yè)是我國工業(yè)規(guī)劃發(fā)展的傳統(tǒng)部門，主要分布在基礎工業(yè)和重加工業(yè)，對能源消費依賴較高。根據(jù)比較優(yōu)勢理論，中國出口產品主要定位在初級、低端產品，中國會強化從事勞動密集型產業(yè)，加工貿易模式快速擴張，使低加工水平的出口規(guī)模不斷擴大。這一結論隱含的啟示在于，中國制造業(yè)主要集中在勞動密集型低污染生產上，且其價值鏈將長期處于中低端的地位這一現(xiàn)實，需要加強模仿學習能力獲取技術外溢效應，促進產品深加工和產業(yè)鏈附加值的提高，進而提高能源效率，助推節(jié)能減排。技術密集型制造業(yè)的二次項回歸系數(shù)是在5%的置信水平下顯著為負的，一次項顯著為正， “倒U”型關系存在，且顯著程度較資本密集型制造業(yè)更高。這一結論隱含著技術密集型制造業(yè)的清潔生產技術和投入產出效率有助于減少資源消耗和環(huán)境污染。

（五）傳導機制分析

理論機制部分提出了制造業(yè)價值鏈攀升可以通過能源強度效應、產業(yè)結構高級化和合理化效應、技術進步效應四種途徑對碳排放產生影響的假說，接下來，本文要對提出的假設進一步識別檢驗，探究二者之間是否存在這種機制。構建了如下3個方程所組成的中介效應模型：

lnciit=θ0+θ1lncii，t-1+α1∑ni=1wijlncijt+θ2gvcit+θ3gvc2it+α2∑ni=1wijgvcjt+θ4Cit+α3∑ni=1wijXCjt+μi+φt+δit（7）

Mit=β0+β1Mi，t-1+ω1∑ni=1wijMjt+β2gvcit+β3gvc2it+ω2∑ni=1wijgvcjt+β4Cit+ω3∑ni=1wijCjt+τi+εt+it（8）

lnciit=γ0+γ1lncii，t-1+ρ1∑ni=1wijlncijt+γ2gvcit+γ3gvc2it+ρ2∑ni=1wijgvcjt+γ4Mit+ρ3∑ni=1wijMjt+γ5Cit+ρ4∑ni=1wijCjt+ζi+κt+εit（9）

其中，C為控制變量組成的向量集;M為可能的中介變量，包括能源強度（ei）、產業(yè)結構高級化（ois）、產業(yè)結構合理化（ris）和技術進步（rd）;gvc和ci分別代表制造業(yè)價值鏈攀升和碳排放強度。中介變量的檢驗原理為：先判斷解釋變量對被解釋變量的影響系數(shù)θ2是否顯著，在θ2顯著的基礎上判斷β2和γ4是否顯著，若三個系數(shù)均顯著，則存在中介效應。若γ2不顯著則存在完全中介效應，相反則存在部分中介效應。為避免 “假陽性”結果出現(xiàn)，另增加Sobel檢驗。

由表7可見，當能源強度效應為中介變量時，模型1-3的制造業(yè)攀升系數(shù)均顯著且模型3顯著小于模型1的制造業(yè)攀升系數(shù)，也顯著通過了sobel統(tǒng)計檢驗結果，證明能源強度的部分中介效應存在，制造業(yè)價值鏈攀升可以同時實現(xiàn)節(jié)能和減排。同理可證產業(yè)結構高級化和合理化效應均符合部分中介效應的標準。而模型12中技術進步的回歸系數(shù)為負卻不顯著，且未通過sobel檢驗的統(tǒng)計結果，據(jù)此可以判定技術進步并非制造業(yè)攀升影響碳排放強度的中介變量。這表明了我國制造業(yè)整體上不能對依附在價值鏈上技術創(chuàng)新有效吸收，而內部很多企業(yè)無法合理有效地配置行業(yè)間技術資源的投入和使用。很大程度上是“低端鎖定”的結果，發(fā)達經濟體的跨國企業(yè)在我國的布局大多定位為初級、低端加工制造工序，對其代工廠的產業(yè)鏈和功能升級制造“結構封鎖”形成阻礙。而發(fā)達經濟體利用其先進技術、銷售渠道和設計能力，壓縮中國技術學習和趕超的空間。極易形成低附加值、高污染產業(yè)的單向線性國際轉移，陷入價值鏈非對稱、結構失衡、產能過剩的困境當中，難以對碳排放規(guī)模的擴張發(fā)揮有效抑制的作用。這與假說3和假說4一致，與假說2有異。值得注意的是，觀察模型2、5、8、9的gvc的一次項和二次項系數(shù)正負和顯著情況，意外地發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)價值鏈攀升與能源強度、產業(yè)結構高級化、產業(yè)結構合理化和技術進步二者之間并非簡單的線性關系，除能源強度外，其余均呈現(xiàn)顯著的“U型”曲線關系，處于不同攀升時期的制造業(yè)可能會對中介變量表現(xiàn)出不同的作用方向。

五、結論與建議

本文基于2002-2018年中國30個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)空間面板杜賓模型和中介效應模型，系統(tǒng)地考察了制造業(yè)價值鏈攀升對碳排放強度的影響及其傳導機制，并檢驗了不同能耗強度、要素密集度的制造業(yè)攀升對碳排放強度的異質性影響。研究結論總結如下：（1）假說1“制造業(yè)攀升與碳排放強度之間在全國層面存在典型的‘倒U型關系”得以驗證，二者具有顯著的“時間慣性”和空間溢出效應。（2）制造業(yè)價值鏈攀升與碳排放強度之間的“脫鉤”狀態(tài)受行業(yè)異質性影響。著眼于能耗強度，低能耗制造業(yè)對碳排放強度的推動力較高，減排空間巨大;高能耗制造業(yè)直接能耗系數(shù)較大，具有廣闊的節(jié)能空間。著眼于要素密集度，勞動和技術密集型制造業(yè)對碳排放強度具有顯著的促降作用;而資本密集型制造業(yè)則不利于碳減排。（3）處于不同攀升時期的制造業(yè)在給予中介效應非線性沖擊后，假說3和假說4得以驗證，能源強度效應、產業(yè)高級化效應和產業(yè)合理化效應對節(jié)能減排的偏效應產生正向綠色作用，對碳排放強度的抑制作用增強;而假說2不成立，技術進步效應的中介作用并不顯著。綜上，制造業(yè)價值鏈攀升能夠同時實現(xiàn)節(jié)能和減排，可以成為我國節(jié)能減排的動力。

上述結論為中國開展低碳轉型提供了理論和實踐依據(jù)。為構建國內國際“雙循環(huán)”相互促進的新發(fā)展格局，實現(xiàn)以實體經濟（制造業(yè)）為主的未來發(fā)展戰(zhàn)略與節(jié)能減排政策的有效融合，提出以下建議：首先，中國制造業(yè)應充分抓住構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的機遇，以供給側結構性改革為主線，鼓勵制造企業(yè)加強基礎技術攻關，超前布局前沿技術研發(fā)，擴大先進技術設備和關鍵零部件進口，加大對國外引進技術、設備的貸款支持力度，通過創(chuàng)新驅動倒逼制造業(yè)價值鏈向中高端邁進，以抵御貿易摩擦帶來的逆全球化風險。其次，升級鞏固技術含量高的勞動密集型產業(yè)，在確保原有比較優(yōu)勢的基礎上盡可能增加新的比較優(yōu)勢，依托國外循環(huán)提高中國勞動密集型產品在全球產品空間中的地位，而不是對其進行地消極地摒棄。再次，改變傳統(tǒng)以高能耗商品出口的貿易格局，中國制造業(yè)需要走低能耗、高附加值的集約式發(fā)展道路，積極開發(fā)節(jié)能降耗技術開發(fā)與推廣，對高能耗高污染產業(yè)進行著重改造升級，才能順利步入拐點下行的環(huán)境友好型經濟增長階段。最后，切實做好區(qū)域聯(lián)合環(huán)境執(zhí)法監(jiān)督，從省域內部出發(fā)重點找尋符合碳排放強度和能源強度“穩(wěn)定”及“躍遷”特征的目標責任主體，根據(jù)不同違法行為處以具體處罰措施。在此基礎上，將空間關聯(lián)效應計入政策制定考量當中，從區(qū)域規(guī)劃層面推進省域間在綠色低碳轉型上的協(xié)同創(chuàng)新，合力加強全國統(tǒng)籌、內部縱深的節(jié)能減排聯(lián)防聯(lián)控機制。

注釋：

① 結果表明隨機擾動項存在組間異方差、組內自相關和截面相關，采取可行廣義最小二乘法（FGLS）修正估計。模型1：修正Wald檢驗值為2049.91[0.00]，Wooldridge檢驗值為5.109[0.03]，Pesaran檢驗值為7.984[0.00];模型2：修正Wald檢驗值為457.87[0.00]，Wooldridge檢驗值為4.112[0.05]，Pesaran檢驗值為6.468[0.00]。

② 表3中，遵循“從一般到特殊”的建模思想，模型1、3、5、7僅考慮了重要變量對碳排放強度的影響，模型2、4、6、8在此基礎上加入了其他變量;模型1-2未考慮內生性問題和空間效應，模型3-4為考慮空間效應，模型5-8綜合考慮了內生性問題和空間效應;所有模型均引入了制造業(yè)價值鏈攀升、城市化、人均GDP的二次平方項來驗證與被解釋變量的非線性關系。

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Abstract：Under the new development pattern of “double cycle”，the key to realize green transformation and development is whether China′s manufacturing value chain can achieve energy saving and emission reduction at the same time，and achieve the complementary effect. On the basis of combing the internal mechanism and transmission mechanism of the rising manufacturing value chain affecting carbon emission intensity，this paper constructs a dynamic spatial panel Dubin model to identify and test related theoretical hypotheses and intermediary transmission mechanisms. The research shows that the rising of manufacturing value chain in China′s regions can be the driving force of energy conservation and emission reduction，and there is a typical inverted U-shaped relationship between them，with significant “temporal inertia” and “spatial spillover effects”;the state of “decoupling” between the rise of the manufacturing value chain and carbon emission intensity is affected by the heterogeneity of different energy consumption and factor intensity in the manufacturing industry. Further analysis of transmission mechanism shows that after the manufacturing industry in different climbing periods gives nonlinear impact to the intermediary effect，energy intensity effect，industrial upgrading effect and industrial rationalization effect play a positive role in promoting the transmission path，while the intermediary effect of technological progress effect is not significant.

Key words：manufacturing value chain climbing;energy saving & emission reduction;carbon emission intensity;dynamic spatial panel Durbin model

（責任編輯：李江）