技術進步和產業結構調整對中國碳排放強度的影響

陳浩 鄭潔

內容提要：?本文在揭示中國碳排放強度時空演進一般規律的基礎上，構建動態空間面板自回歸模型和面板門檻模型對相關理論假說進行檢驗。研究發現：整體上，狹義技術進步和產業結構高度化對碳排放強度起到積極的促降作用，廣義技術進步和產業結構合理化不能直接對碳排放強度產生顯著影響，但可以通過促進產業結構調整和提高狹義技術進步間接降低碳強度。同時，技術進步和產業結構調整受到區域非均衡和經濟發展階段的約束而對碳排放強度表現出異質性影響。進一步協同效應分析發現，技術進步和產業結構調整并非孤立存在，表現為協同效應顯著大于獨立效應。給予技術進步和產業結構調整對應門檻變量的非線性沖擊后，技術進步對碳排放強度的影響存在周期錯配的產業結構調整門檻效應，而在產業結構高度化既定的前提下，加大技術進步會使降碳效果減弱。

關鍵詞：?技術進步；產業結構調整；碳排放強度；動態空間面板自回歸；門檻效應

中圖分類號：F1243；X196??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2022）06-0001-12

收稿日期：2021-07-11

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：人口與環境經濟；鄭潔（1994-），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：區域經濟與環境。

基金項目：國家社會科學基金項目“城市群戰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。

我國《國民經濟和社會發展第十四個五年規劃綱要》明確了技術創新和產業升級在現代化建設全局中的核心地位，無論是高質量的經濟增長還是美麗中國的建設，均離不開技術進步的推進和產業結構調整［1］。加快產業結構調整和技術進步是實現“碳達峰”目標推進建設“美麗中國”的重要途徑。一方面，技術既是打破稀缺自然資源與長期經濟增長之間張力束縛的首要因素，又是依附生產要素利用效率實現社會包容性綠色增長產出的有力抓手［2］；另一方面，產業結構調整是生產要素再配置的良好輸出方式，即通過建立低效率通往高效率生產部門的“連接橋梁”，最大限度地減少了閑置資源和結構性浪費［3］。因此，亟需厘清技術進步、產業結構調整對于碳排放強度變化的影響，以期為碳減排和經濟長期可持續發展提供政策建議。

一、文獻回顧與研究假說

技術進步如何影響碳排放強度？一種觀點認為，技術進步具有綠色偏好，通過提高生產過程中的能源效率來降低能源消耗，從源頭上啟動清潔生產，有助于降低資源消耗強度和不必要的能源投入，是減少碳排放強度、促進經濟可持續發展的有效途徑［4-5］。Hossain?et?al（2018）［6］認為技術進步可以最大限度的減輕工業生態前沿的環境負擔，既可以有效解決廢物處理問題、提高建筑業材料的可持續利用效率，又有助于控制溫室氣體的排放，但在2006年之前技術進步具有產出偏好。另一種觀點認為，技術進步受生產偏好和能源回彈效應對能源消耗和碳排放總量表現為促增影響，且存在顯著的區域異質性［7］。盡管綠色偏向性技術可以降低環境污染，但企業更愿意以犧牲環境為代價發展生產性技術，較低的技術轉移率導致創新收益低于機會成本，加大了環境壓力［8-9］。Dong?et?al（2018）［10］發現技術進步彈性系數隨著分位數的增加呈現出先減小后增大的趨勢，說明技術進步對碳強度的負效應隨著碳強度的增加先減小后增大。Jia?et?al（2018）［11］研究了中國三個城市群的產出彈性、要素替代和技術偏差，發現技術進步有利于節能但并不能減少排放。錢娟和李金葉（2018）［12］認為，技術進步在不同部門的碳排放中具有異質性，雖然技術進步可以提高工業部門的能源效率，但也會促進碳排放的增加。劉自敏和申顥（2020）［13］從技術變革和效率角度分析技術進步對碳排放強度的影響，并指出二者提高了生產效率和資源配置并對碳強度存在差異性影響。綜上，技術進步既可以成為污染防治的創新者，又可以成為污染的始作俑者，本文認為技術進步可以通過減少不必要的資源投入降低溫室氣體排放，提高經濟產出使經濟增長方式由粗放型增長轉變為創新型增長，是改善環境質量的關鍵。

產業結構調整如何影響碳排放強度？一些學者認為產業結構調整通過協調產業質量、地位及聯系形成產業互補，產生規模效應和協同效應，前者通過降低各個行業單元產品的生產成本來提高資源利用效率，后者實現所有行業在生產過程中的資源共享而減少總資源的損耗［14-15］。趙桂梅等（2020）［16］在指出碳強度呈現空間集聚效應的基礎上采用時空雙固定的SDM模型和EKT模型測算得到我國第三產業比重的提高對抑制碳強度具有顯著作用。Li?et?al（2017）［17］在STIRPAT框架下分析了多維產業結構對碳排放的影響，發現產業結構合理化、產業結構轉型和產業結構升級均顯著降低了碳排放，產業結構轉型貢獻最大。韓永輝等（2016）［18］認為勞動密集型向資本密集型、技術密集型產業轉變更有利于提高環境效率。但也有學者質疑，由于高碳產業在工業革命中的主導地位，產業結構調整會導致碳強度的增加，并不能顯著改善環境質量［19］，以簡單要素積累為特征的低水平產業升級引致生產規模擴大，會降低資源的有效利用率。此外，重工業粗放式發展會帶來大量能源消耗和污染物排放，不同行業的能源消費水平差異很大［20］。已有結論差異源于選定的地區、時間段、變量數據和經驗方法不盡相同，本文認為在產業結構調整過程中，行業通過互連形成更高質量的功能聚集，益于改善結構扭曲、優化資源利用，最大限度地減少了閑置資源和結構性浪費，最終改善環境和經濟產出。

通過對現有文獻的梳理可以發現，絕大部分文獻支持技術進步和產業結構調整會顯著促降碳排放強度，但是單一因素分析模式忽略了技術進步與產業結構調整可能存在對碳強度的協同作用。事實上，基于內生增長理論、新經濟地理學理論和創造性破壞理論的支持，技術進步有利于提高勞動生產率，降低能源消耗水平，促進生產要素的合理流動和資源配置的優化升級。進步過程往往伴隨著舊產業的更新，進而促進第一產業—第二產業—第三產業的水平演變，實現產業結構優化調整，達到碳減排目標。而產業結構的調整優化，推動傳統產業由高能耗低附加值向低能耗高附加值動態過渡，是投入要素從低生產率部門向高生產率部門的持續流動，此階段將不斷產生新的技術需求，須有技術進步帶動全社會生產力水平的提升，結構性紅利確保了要素重置效率的提高及對經濟污染的限制［21］。提高資源利用率和新興的環境污染控制技術將進一步降低環境負向影響，從而提升碳減排效應［22］。?因此，二者之間的相互作用將對碳排放強度產生更深遠的影響。從我國的政策制定與戰略導向來看，自“技術創新”和“產業升級”戰略提出以來，技術進步和產業結構調整兩個相互促進的政策與戰略體系層面，已基本形成雙管齊下、齊頭并進的政策與實踐格局。基于此，本文提出如下假說：

H1a：技術進步可以顯著的促降碳排放強度。

H1b：技術進步對碳排放強度的影響存在時段差異及區域差異。

H2a：產業結構調整可以顯著的促降碳排放強度。

H2b：產業結構調整對碳排放強度的影響存在時段差異及區域差異。

H3：技術進步與產業結構調整協同發展可以顯著的促降碳排放強度。

H4：技術進步與產業結構調整間具有復雜的互促共進關系，二者的降碳效應因其關系的階段性不匹配而存在門檻效應。

二、模型設計、變量測度與數據說明

（一）模型設計

現有文獻已經表明碳排放強度存在顯著的空間相關性和時間上的路徑依賴特征［16，19］，因此，本文將碳排放強度的時空滯后項和時間滯后項納入模型，基于（1）式構建動態空間面板自回歸模型，對時空依賴效應予以控制。

lnCIit=α+φlnCIi，t－1+γ∑?n?i=1?WijlnCIj，t－1+β1GTPit+β2NTPit+β3HISit+β4RISit+∑Xit+ρ∑?n?i=1?WijlnCIjt+μi+φt+εit??（1）

其中，i為省份，t為年份，lnCIit為碳排放強度，φ和γ分別為碳排放強度的時間滯后項和時空滯后項系數，β1～β4分別為廣義技術進步、狹義技術進步、產業結構高度化和產業結構合理化的待估參數，μi為地區固定效應，φt為時間效應，εit為隨機擾動項，Wij為空間權重矩陣，本文構建了三種。（1）地理鄰接型權重矩陣：將區域關系視為同質的交接關系，相鄰地區為1，其他區域為0；?（2）地理距離型權重矩陣：根據地區之間球面距離平方的倒數計算所得；（3）經濟距離型權重矩陣：考慮了地區經濟發展水平的差異，即相鄰地區的經濟影響力和輻射力不同則區域間的親疏程度不同，X為影響碳強度的控制變量，ρ為空間自回歸系數。

（二）變量測度

1被解釋變量

碳排放強度（lnCI）：?在經濟發展和減排缺一不可的新常態背景下，以“強度”的下降抵消GDP增長帶來CO2排放的增加，使單位GDP碳排放下降率大于GDP增長率。?通過IPCC（2006）中的參考方法結合官方公布的相關參數估算了中國大陸30個省區市（不包括西藏）的2002-2019年二氧化碳排放量數據。

SCO2=∑?8?i=1?CO2，i=∑?8?i=1?Ei×SCCi×CEFi?（2）

CEFi=Fi×e×EFi×Oi×?44?12??（3）

其中，SCO2為碳排放總量；i為煤炭等8?種主要化石能源；Ei為能源消費量；SCCi為折標煤系數；CEFi碳排放系數；Fi為標煤轉化系數；e為標煤熱值；EFi單位熱值含碳量；Oi為碳氧化因子。

2核心解釋變量

（1）廣義技術進步（GTP）：以平均每百人研發從業人員擁有的專利授權數量表征，可以直接促進特定技術和其他替代技術的應用和發展。相較于專利申請數量，專利授權數量更能反映企業的真實研發能力［23］。廣義技術進步可以通過影響總產量（提高勞動和資本產出效率促進經濟增長）和總成本（減少單位產出的要素投入以降低成本）進而影響碳排放強度，最終效果取決于規模效應和成本削減效應的平衡。當后者效應產生影響越過前者效應產生影響時，廣義技術進步可以減少碳排放強度，反之亦然。

（2）狹義技術進步（NTP）：狹義上，常用于衡量技術進步的指標包括資本節約型技術進步、勞動節約型技術進步和節能技術進步，而文中的狹義技術進步采用的是能夠直接降低碳排放強度的節能技術進步，并參照國內生產總值與能源消費量之比衡量［24］。節能技術進步可以通過作用能源效率和經濟增長進而影響碳排放強度，最終效果取決于節能效果和能源反彈效應之間的平衡。當前者產生的效果強于后者時，即節能技術進步可以減少碳排放強度，反之亦然。

（3）產業結構高度化（HIS）：產業結構高度化表示產業由低級向高級階段發展的過程［25］，其內涵包括三部分，一是三大產業主導地位的依次演進；二是產業類型由勞動密集型向資本密集型和技術密集型推進；三是產品附加值不斷提高。最終表現為改善了社會的整體經濟產出和資源利用的總體結構。產業結構高度化的測度指標通常包含比例關系和勞動生產率兩部分，其計算公式為：

HIS=∑?n?j=1?Vj，t×LPj，t?（4）

其中，Vj，t表示t時間j產業的產值比重，LPj，t表示t時間j產業的勞動生產率。HIS值越大，表示高附加值產業占比越大；反之，則占比越小。

（4）產業結構合理化（RIS）：產業結構合理化主要衡量生產要素在產業間配置、利用及關聯協調程度，即尋求適度產業規模和均衡增長的過程。其內涵包括兩方面，一是利用產業間份額的比例關系度量產業間的協調程度；二是利用要素和資源配置的效率衡量產業間要素投入結構和產出結構的耦合程度。一般用就業結構表示要素投入結構，因此產業結構合理化的計算公式為：

RIS?=∑?n?i=1???Yi?Y??ln??Yi?Li?/?Y?L

=∑?n?i=1???Yi?Y??ln??Yi?Y?/?Li?L（5）

其中，i表示三大產業中的第i產業，n為產業部門數，Y和L分別為三大產業產值和就業人數。數值越大，產業結構越偏離均衡狀態，產業結構越不合理。

3控制變量

碳減排是一個涉及多學科、多因素的復雜過程，參考邵帥等（2019）［26］以及趙桂梅等（2020）［16］關于碳排放強度的重要影響因素和數據可用性選擇的控制變量。?（1）城市化（UR），采用城鎮人口占總人口比重來衡量。?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，帶來碳強度規模擴張。但當城市化發展到成熟的緊湊型城市階段，連續的城市區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）經濟發展水平（PGDP），?以2002年不變價格的人均GDP表征，根據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，比值越高減碳難度越大。（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值。目前學術界存在“污染避難所”和“污染暈輪”假說。（5）環境規制（ER），采用各省份排污收費總額與工業增加值之比表示。一定程度的環境監管力度可以鼓勵企業進行綠色轉型和可持續發展，從而緩解碳排放污染，為改善環境質量做出貢獻。

（三）數據說明

鑒于數據的可得性和確保統計口徑的一致性，本文將研究樣本設為2002-2019年中國大陸30個省區市的平衡面板數據。?對于個別缺失數據采用插值法進行補齊，數據主要來源于2003-2020年的《中國統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國能源統計年鑒》、各省區市統計年鑒與統計公報等，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，以及對相關數據進行取對處理來降低樣本數據的離散程度。表1報告了各變量的描述性統計結果，不難發現各變量均值和標準差均在合理的置信區間范圍中，數據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490，說明后文的回歸分析可忽視解釋變量間嚴重共線問題。此外，本文還對研究變量進行面板單位根檢驗以判定后文的回歸分析可以忽略非平穩問題。

三、實證結果分析

（一）碳排放強度的時空演進

為從總體上考察我國大陸30個省區市碳排放強度的變化趨勢和動態特征，繪制核密度曲線并對其位置和形態變化進行分析。核密度估計方式是研究空間分布非均衡的一種重要的非參數方法，能夠用連續的密度曲線將隨機變量的分布形態進行可視化描述。

由圖1所示，從波峰的移動來看，樣本考察期內碳排放強度分布曲線中心在總體上經歷“左移-右移-左移”的過程，最終表現為左移，表明省際碳強度呈現遞減趨勢；碳強度分布曲線的主峰高度經歷了“上升-下降-上升”，主峰寬度經歷了“變寬-變窄”，但總體上體現為主峰高度上升、寬度減少的走勢，碳強度較高與較低的省份之間的絕對差異出現縮小態勢，“減排政策”效果突出。分布曲線存在明顯的右拖尾現象，延展拓寬后變窄，說明存在諸如內蒙古、寧夏、山西這樣碳強度高的集團。此外，分布曲線基本由一個主峰和多個側峰組成，存在顯著的多極分化狀態，隨著時間的推移，主峰與最右側側峰之間的相對落差不斷變小，省際內部碳排放強度差距有所緩解。

CO2作為溫室氣體既會受大氣環流等自然環境所影響，也會通過污染產業轉移在地區間“自由流動”，本文利用ArcGIS自然段點分級法繪制出2002年、2007年、2013年和2019年碳排放強度的空間格局分布圖以查探其空間分布態勢（圖略）。整體上我國碳排放強度區域不均衡程度（呈兩極分化態勢）顯著，大致分布在“胡煥庸線”兩側。西北側受地理環境與自然資源制約，往往成為東南側地區的戰略轉移選擇目標，CO2排放等環境污染問題亦順勢而來。相比之下，胡煥庸線東南側聚集了中國90%以上的人口和國內生產總值，顯現出強大的環境治理效果。總體而言，我國有望實現整體的碳減排目標，西北地區是未來碳減排政策的重點聚焦區域。

（二）初步統計觀察

1空間相關性檢驗結果

中國省際碳強度大致呈現逐年遞減的時間變化趨勢和由西北向東南梯度遞減的空間分布格局。進而，通過對OLS回歸的殘差進行匯報，見表2。2002-2019年期間被解釋變量和核心解釋變量的?Morans?I?指數至少在5%的水平下顯著且指數值不斷增大，表明中國省際碳強度、廣義技術進步、節能技術進步、產業結構高度化和產業結構合理化具有明顯的空間相關性且關聯程度不斷增強，采用空間面板模型對于發揮區域間聯動效應協同減排具有重要意義。

2回歸方法的選擇與說明

表3匯報了選擇空間面板模型的判別結果，經檢驗①，雙重固定效應的SAR模型更適用于本文的空間面板模型。此外，考慮到地區本期碳排放強度與上期碳排放強度密切相關，因此有必要將靜態SAR模型擴展成為動態SAR模型進行深入分析。

（三）技術進步、產業結構調整對碳排放強度的影響

從表4整體上來看，動態空間面板自回歸模型在三種空間權重矩陣下不同變量估計系數的符號和大小相差不大，結論具有較高穩健性。普通面板回歸模型②中廣義技術進步與產業結構合理化的估計系數顯著性變化和動態空間面板自回歸模型有所出入，表明不考慮動態空間相關性的回歸結果會被高估。從被解釋變量來看，碳強度的時間滯后項、空間滯后項和時空滯后項均顯著為正，即表現為動態連續性（“滾雪球效應”）和空間依賴性（“泄露效應”）。前者強調輕易不要形成碳排放累積效應；后者表明有必要打破行政區劃分的壁壘，一個區域碳排放的減少會分攤掉其周邊碳密度較高區域的碳量從而降低其碳密度，也避免“中國式分權”的環境規制驅使相鄰地區在支出和管理上采取相互模仿的博弈行為并傾向“低水平”的污染治理投資和“三高”產業扶持，導致單邊減排治理徒勞無功。

從核心解釋變量來看，廣義技術進步的回歸系數為負且并未通過置信水平的檢驗，說明廣義技術進步是非綠色偏向、不利于節能減排的，企業知識累積后未能通過綠色技術研發彌補環境規制損失而降低其綠色競爭力，即技術減排效應小于規模效應，與假說H1a相悖。節能技術進步作為狹義技術進步的代理變量，單位能耗水平越低，節能技術進步水平越高，進而從源頭上提高能源利用率、抑制能源消費量，最終實現碳減排。但技術變革帶來的節能效應也會被資本深化和產出增長帶來的能源消費和碳排放的新邊界所侵蝕，即出現能源“回彈效應”。表4中狹義技術進步在1%的顯著性水平下具有顯著的減排效果，能源回彈效應小于節能降耗效應，驗證了假說H1a。值得一提的是，狹義技術進步優于廣義技術進步的減碳效果，從長遠來看，環境治理應貫穿于企業生產經營全過程，有針對性地發展一些能夠提高要素生產率的應用型技術［27］。產業結構合理化和高度化對碳排放強度具有抑制作用，前者不顯著而后者顯著，假說H2a部分得以證實。一般來說，前者推動要素資源自發流動（低生產力部門—高生產力部門）而形成要素投入產出結構高耦合并合理配置的狀態；?后者強調產業由低層次向高層次躍遷并落腳于產品附加值的提高。囿于中國產業雖整體符合一產、二產、三產比重遞增的經濟演進規律，但二產和三產內部存在較為嚴重的結構性失衡矛盾，具體表現為“兩高一低”的重化工業產能過剩。且之前經濟的粗放發展對產業結構合理化水平關注度不夠，更注重產業規模、比例的擴大，忽視產業間要素配置的優化，碳減排效應不顯著［28］。

從控制變量來看，城市化對碳強度的一次項和二次項回歸系數顯著表現為負、正向影響，表明中國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），?城市化所帶來規模經濟和集聚效應在促進經濟增長的同時也產生了后續大量的能源需求，增加了碳排放強度。人均GDP一次項對地區碳強度的影響系數顯著為正，二次項系數顯著為負，滿足傳統的EKC假說（“倒U”型關系）。進一步表明了集約化經濟發展的必要性，經濟增長帶來的環境資源問題并不需要通過否定經濟增長本身來解決。能源結構中煤炭消費比重系數顯著為負，有必要促進能源發展從資源驅動轉變為技術驅動助力能源結構綠色轉型。環境規制的回歸系數顯著為正，可能原因有二。一則是政策出臺會增加企業的生產成本來“倒逼減排”，進一步抑制碳強度規模的擴張；二則是“事與愿違”的?“回彈效應”對碳排放強度起到促增作用。對外開放對降低碳強度發揮了積極的作用，在中國經濟由單體向復體、計劃向市場轉軌的自由市場環境下，外資涌入、出口擴大不僅會刺激內外資企業在“干中學”里提高清潔的生產工藝水平，而且會鼓勵國家間的配置效率和資源的有效利用，從而產生環境效益、改善環境污染。

（四）異質性分析

上述分析從全局視閾說明技術進步和產業結構調整對碳強度有不同的影響，但局部分析是描述事物要素信息和發展規律的重要方式，可能會得出與全局視閾相異的非典型結論，由此產生的多維綜合分析更能反映現實。為識別這種異質性，本文從時間異質和空間異質雙重維度展開討論。

1時間異質性分析

一產主導、二產主導、三產主導的經濟發展階段會對我國碳強度產生影響，考慮到研究樣本的考察期為2002-2019年，而一產主導時期是在1970年之前，因此本文以2012年為時間節點，將研究樣本拆分為2002-2011年與2012-2019年兩個子樣本，即分別為二產主導時期和三產主導時期。基于動態空間面板模型進行時間異質性估計，為保證結果穩健，依舊選取三種空間權重矩陣下的動態空間面板自回歸模型進行結果匯報。詳見表5。

從整體上來看，三種權重矩陣得到的系數符號和顯著性相差不大，可證明回歸結果可靠。不論是二產主導還是一產主導的經濟發展階段，LlnCI、W×LlnCI、ρ的回歸系數均顯著為正。狹義技術進步、產業結構高度化具有顯著的減排效應，能源結構發揮促增效應，均與全樣本回歸結論一致。廣義技術進步在二產主導時期的降碳效應在1%的置信水平下顯著，三產主導時期則不顯著。表明前者屬于釋放出更多的生態紅利的綠色偏向技術進步，而后者屬于偏向型技術進步，致使碳排放強度不減反增。因此，我國有必要利用后發優勢，在今后碳減排治理過程中努力縮短與發達國家在綠色技術方面的差距。三產主導時期的產業結構合理化具有顯著的降碳效應，而“以環境換增長”為主要特征的二產主導時期的產業比例和要素配置的調整方向轉為非環境友好型的生產活動，要素流動產生經濟效益的正向影響小于環境惡化帶來的負向影響，原先的支柱型產業淪為“夕陽產業”，因此二產主導時期的產業結構合理化的降碳效應并不顯著。

2地區異質性分析

中國碳排放強度呈現明顯的區域差異性（由西北向東南梯度遞減的分布格局），各地區經濟基礎和市場需求發展不均衡，產業布局和環境容量存在較大差異，那么，技術進步和產業結構調整對碳排放強度的影響是否會存在與全局空間相異的非典型區域異質性情況？表6報告了三種空間權重矩陣下東、中、西部地區③技術進步和產業結構調整對碳排放強度影響的動態空間面板自回歸模型的估計結果。從被解釋變量的回歸結果可以發現，三大區域碳強度存在連續的動態效應和時空效應，均顯著為正；東中部地區碳強度的空間溢出效應顯著為正，而西部地區顯著為負，表明東中部地區的碳強度呈現較強的空間正相關性，西部地區的碳強度形成高污染與低污染相鄰情況，存在顯著的空間負相關性。原因有二：一是西部地區資源稟賦各有差異；二是西部地區多為多山地形、區域經濟一體化程度明顯，一定程度上阻礙地區之間的碳排放流動。

從核心解釋變量來看，廣義技術進步的降碳效應表現為東中部顯著而西部不顯著。東中部相較于西部地區經濟發展水平更高，技術進步的“清潔度”更多被政府和企業所重視，衍生出更強烈的環境質量訴求將倒逼生產方式和產品結構變革，表現為成本削減效應大于規模效應。狹義技術進步的降碳效應表現為中西部顯著促進，東部地區顯著抑制。本文的解釋是，東部地區的能源資源稟賦與能源需求不匹配，回彈效應大于節能效應，回彈效應會刺激新技術產出的能源利用效率被物質資本深化和經濟規模擴張帶來新一輪的能源需求和污染排放所蠶食。三大區域產業結構合理化和高度化的降碳效應存在此消彼長的作用規律，西部地區的產業結構調整不利于促降碳強度，中部地區產業結構高度化的降碳效應不顯著。究其原因，受制于生產成本上升和環境規制力度提高的壓力，東中部地區的“三高兩低”產業逐步向西部地區轉移，?市場化水平和產業競爭力較低的西部地區以傳統產業發展為基礎，新興產業仍在發展的萌芽期，現有資源配置與合意資源配置的耦合協調程度不高，產業結構扭曲降低了資源配置效率，對產業結構調整形成掣肘，從而使降碳效應惡化。東部地區則由于經濟發達、技術先進能夠較大程度地合理配置生產要素，加速淘汰落后產能，促進產業結構合理化發展［29］。以上假說H1b和H2b成立。

（五）協同效應分析

在基準回歸結果穩健的基礎上，為了討論技術進步和產業結構調整對碳排放強度影響的協同作用，在公式（1）的基礎上進行擴展，在基準模型中引入交乘項，形成公式（6）④。

公式（6）的回歸結果見表7。交叉項GTP×HIS系數值顯著為負，這意味著廣義技術進步和產業結構高度化對碳強度的影響存在協同作用，交叉項GTP×RIS和RIS×NTP亦是同理。驗證了假說3的合理性，協同效應均顯著大于獨立效應。而只有交叉項HIS×NTP的系數顯著為正，則表明產業結構高度化和狹義技術進步的協同削弱抑制了降碳效應。綜上說明單獨強調技術進步或產業結構調整都不能很好地發揮其對碳強度的阻礙作用，只有當二者相互促進、協同發展時，二者對碳減排的促進作用才會呈現出“1+1>2”的效果。

（六）門檻分析

經過上文的分析可以發現，技術進步和產業結構調整存在顯著的協同效應對碳強度產生影響。進一步思考，當技術進步或產業結構調整存在異質性的情況下，其依賴變量對碳減排的改善能力是否也會存在差異？由此，本文通過門檻回歸模型考察技術進步和產業結構調整存在異質性的情況下，其依賴變量對碳減排的非線性影響差異。

門檻回歸方法使樣本分類更加科學、準確，優于傳統的將均值或方差作為分類標準的人為分類方法，并且進行全樣本分析可以有效避免因樣本數量偏差所帶來的回歸結果的不準確性。門檻回歸模型的基本形態如下：

lnCIit=μi+β1′xitI?qitγ?+β2′xitI?qit>γ?+λ∑Xit+eit?（7）

其中：I?·?為代表示性函數，qit是門檻變量（GTP、NTP、RIS和HIS），γ是待估門檻值，X為一組控制變量，eit～idd（0，δ^2）為隨機擾動項。

1門檻效應檢驗與門檻值的確定

由門檻效應結果中F統計量在單一門檻、雙重門檻和三重門檻模型中P值的大小可以判定存在的門檻數。表8顯示廣義技術進步的產業結構合理化門檻效應應選擇單一門檻模型，門檻值為0030；節能技術進步的產業結構合理化門檻效應應選擇雙重門檻模型，門檻值為0140和0330。表9顯示廣義技術進步的產業結構高度化門檻效應應選擇雙重門檻模型，門檻值為2884和1118；狹義技術進步的產業結構高度化門檻效應應選擇無門檻模型。表10顯示產業結構合理化的廣義技術進步門檻效應應選擇無檻模型；產業結構高度化的廣義技術進步門檻效應應選擇單一門檻模型，門檻值為10419。表11顯示產業結構合理化的狹義技術進步門檻效應應選擇雙重門檻模型，門檻值為0397和1375；產業結構高度化的狹義技術進步門檻效應應選擇雙重門檻模型，門檻值為1375和0696，與假說4相符。

2門檻模型估計與分析

在門檻效應檢驗與門檻值確定的基礎上進一步對門檻模型進行估計。基于廣義技術進步和產業結構合理化對碳強度的獨立效應不顯著，而由表12可以看出，狹義技術進步躍過第三個門檻值時，產業結構合理化產生了顯著的降碳效應；產業結構高度化躍過第一個門檻值時，廣義技術進步的降碳效應不顯著，隨著產業結構高度化小于門檻值1118，廣義技術進步逐漸加強降碳效應；產業結構合理化越過門檻值前后廣義技術進步的降碳效應均顯著；隨著產業結構合理化水平的提高，狹義技術進步的降碳效應顯著增強，即產業結構合理化是技術進步釋放紅利的重要因素。產業結構合理化進程往往伴隨著舊傳統產業的更新迭代，促進生產要素的合理流動和資源配置的優化升級，給技術進步成果充分產業化提供了發展機遇，降低能耗水平達到碳減排目標。當狹義技術進步小于門檻值1375時，產業結構高度化存在顯著的降碳效應，而當狹義技術進步跨過第三個門檻值時，產業結構高度化的降碳效應并不顯著，廣義技術進步躍過門檻值10420前后產業結構高度化對碳強度的影響出現了微弱的下降態勢。這意味著，在產業結構高度化既定的前提下，盲目加大技術進步可能并不會使減碳效果增強。只有摒棄創新投入推崇方式，分時期和地區產業結構情形確定技術進步的側重點，進一步實現技術進步和產業結構調整的動態平衡，才能促進產業結構向高附加值化、高技術集約化、高加工度化升級，有力跨過“結構性減速”階段［30］，有效發揮我國產業結構調整對碳排放強度的促降效應。

四、結論與建議

在“碳達峰”與可持續發展大背景下，本文基于2002-2019年中國大陸30個省區市的面板數據，采用動態空間面板自回歸模型和面板門檻模型，全面系統地考察了技術進步、產業結構調整對碳排放強度的影響及其門檻效應分析，并檢驗了不同時期和地區技術進步、產業結構調整對碳強度的異質性影響。研究結論如下：（1）狹義技術進步和產業結構高度化在全國層面與碳強度呈顯著負相關關系，而廣義技術進步和產業結構合理化的減碳效應并不顯著。（2）時間異質性分析表明，狹義技術進步和產業結構高度化在二產和三產主導時期均對碳強度產生顯著的促降作用，廣義技術進步和產業結構合理化分別在二產和三產主導時期具有顯著的減碳效應。（3）著眼于地區異質性，東部地區受制于能源反彈效應表現為節能技術進一步加劇碳排放強度，中部地區產業結構高度化對碳強度的影響不顯著，兩區域的減碳效應更多受益于產業結構合理化的發展。而西部地區只可以從狹義技術進步發展中獲得減碳效應。（4）進一步協同效應和門檻效應分析發現，單一強調技術進步或產業結構調整對降碳的發展影響有限，整體表現為協同效應顯著大于獨立效應，局部反映出技術進步在產業結構調整門檻變量作用下產生了積極的減碳效應，在產業結構高度化既定的前提下，加大技術進步會使降碳效果減弱。

上述結論為中國開展“做好碳達峰、碳中和工作”提供了實踐依據。應對生態環境變化形勢日益緊迫，提出以下建議：首先，聚焦“缺位”技術選擇技術進步模式，推動著眼于企業采購、倉儲、制造等經營全過程下的廣義技術進步和側重于生產鏈下企業清潔生產能效提升與改造的狹義技術進步融合與互補，以打破產業間技術剛性壁壘并加強產業自身對技術進步的利用效率和消化能力；積極解決區域產業結構趨同的低水平重復建設以及勞動力結構與產業結構配置不匹配的無序競爭現象，完善產能過剩產業淘汰機制并引導產業結構合理化發展。其次，制定區域差異化政策緩解區域間碳強度不平衡。對東部地區而言，強調節能技術進步和增強能源集約利用優勢對緩解能源資源稟賦與能源需求不匹配癥結至關重要；西部地區一方面應依托現有產業結構狀況和產業本身消化資源能力去扶植戰略新興產業，以破除產業結構扭曲弊端，另一方面還應推動建立多邊或雙邊技術融合與協作的定期交流機制，實現清潔生產技術和管理方式的由東、中部地區向西部地區梯度轉移與擴散，以達到破除高碳穩態進而降碳的目的。進一步，加強技術進步與產業結構調整的協同效應，形成促降碳強度的倍增效應，鼓勵對高技術化、高附加值、低碳排放產業予以重點扶持，利用研發創新和技術變革提升和優化產業結構，加快要素改革，為降碳提供持續動力。但卻不能一味地追求技術進步，而應努力打破二者之間的門檻效應實現有效銜接。最后，消除阻礙區域合作的體制性障礙，合力加強全國統籌、內部縱深的節能減排聯防聯控機制，實現基礎設施共享并避免省區市同質競爭目標。

注釋：

①??LM檢驗結果表明選擇SEM和SAR模型均可；Hausman檢驗結果拒絕了選擇隨機效應模型的原假設；進一步LR檢驗和Ward檢驗說明SDM模型不能退化為SEM模型，但卻可以退化為SAR模型；最后，對SAR模型進行地區固定效應、時間固定效應以及雙固定效應的LR檢驗，結果顯示選用時空雙固定的SAR模型最合適。

②?結果表明隨機擾動項存在組間異方差、組內自相關，不存在截面相關，采用聚類標準誤進行對模型進行修正。模型1：修正Wald檢驗值為220743?［000］，Wooldridge檢驗值為4578?［004］，Pesaran檢驗值為1547?［0122］。

③?基于2011年國家統計局的劃分標準，將本文的研究樣本（中國大陸地區30個省區市）劃分為上海市等東部11個省市、河南省等中部8個省份以及重慶市等西部11個省區市。

④?由公式（2）分別對GTP、NTP、HIS和RIS求導得，以GTP為例得：??lnCIit???GTPit??=β1+β5HISit+β6RISit，β1為廣義技術進步對碳減排的直接影響效應，β5和β6則為廣義技術進步對碳減排的間接效應，即協同效應。其余同理。

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The?Impact?of?Technical?Progress?and?Industrial?Structure?Adjustment?on?China′s

Carbon?Emission?Intensity

CHEN?Hao，ZHENG?Jie

（School?of?Economics，Zhongnan?University?of?Economics?and?Law，Wuhan?430073，China）

Abstract：?Accelerating?the?adjustment?of?industrial?structure?and?technical?progress?is?an?important?way?to?achieve?the?goal?of?“carbon?peak”?and?promote?the?construction?of?“beautiful?China”.?On?the?basis?of?revealing?the?general?law?of?the?temporal?and?spatial?evolution?of?China′s?carbon?emission?intensity，?a?dynamic?spatial?panel?autoregressive?model?and?a?panel?threshold?model?were?constructed?to?identify?and?test?related?theoretical?hypotheses.?The?results?show?that：?on?the?whole，?narrow-sense?technical?progress?and?industrial?structure?advancement?have?a?positive?inhibitory?effect?on?carbon?emission?intensity.?Generalized?technical?progress?and?industrial?structure?rationalization?cannot?directly?have?a?significant?impact?on?carbon?emission?intensity，?but?it?can?indirectly?reduce?carbon?intensity?by?promoting?industrial?structure?adjustment?and?improving?narrow-sense?technical?progress.?At?the?same?time，?technical?progress?and?industrial?structure?adjustment?are?restricted?by?regional?disequilibrium?and?economic?development?stages，?which?have?a?heterogeneous?impact?on?carbon?emission?intensity.?Further?analysis?of?the?synergy?effect?found?that?technical?progress?and?industrial?structure?adjustment?do?not?exist?in?isolation，?but?the?synergy?effect?is?significantly?greater?than?the?independent?effect.?Given?the?non-linear?impact?of?technical?progress?and?industrial?structure?adjustment?corresponding?to?the?threshold?variables，?the?impact?of?technical?progress?on?carbon?emission?intensity?will?have?a?cyclical?mismatched?industrial?structure?adjustment?threshold?effect.?However，?under?the?prerequisite?of?industrial?structure?advancement，?increasing?technical?progress?will?weaken?the?effect?of?carbon?reduction?.

Key?words：?technical?progress;?industrial?structure?adjustment;?carbon?emission?intensity;?dynamic?spatial?panel?autoregression;?threshold?effect

（責任編輯：周正）