綠色發展戰略、技術選擇與低碳經濟轉型
——基于新結構經濟學視角

王晉立

(中國人民大學 應用經濟學院，北京 100872)

一、問題提出

改革開放以來，中國經濟連續多年高速增長，創造了“中國奇跡”。但由于資源的過度開發利用和工業規模的持續擴大，在高速增長的同時，中國經濟也面臨著碳減排壓力和環境資源約束。中國積極探索低碳發展道路。國家統計局數據顯示，2010—2020年，中國煤炭消費量占能源消費總量的比重由69.2%降至56.8%。2020年9月，習近平主席在第七十五屆聯合國大會一般性辯論上正式宣布：“中國將提高國家自主貢獻力度，采取更加有力的政策和措施，二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現碳中和。”黨的二十大報告提出要“廣泛形成綠色生產生活方式”。

隨著中國經濟進入新常態，各個產業領域邁入了低碳轉型關鍵期。由于受到自身資源稟賦條件的約束，不同地區的產業結構和技術水平不盡相同，這就導致低碳轉型程度具有顯著的差異。在經濟發展東高西低的格局下，各地政府部門選擇了不同的發展模式，東部沿海地區發揮區位優勢和要素稟賦優勢，在經歷“增速換擋”后率先實現綠色產業轉型升級[1]；而中西部地區，例如部分能源大省卻有陷入“資源詛咒”的趨勢，碳排放量大但經濟增速卻較為緩慢[2]；同時，東北這一老工業基地的增長勢頭也愈發疲軟，逐漸落后于東南沿海地區[3]。

基于上述事實特征，各地政府部門也在積極地尋求實現低碳經濟轉型的有效途徑。如何制定合適的綠色發展戰略來促進低碳經濟發展成了一個亟待解決的問題，對此問題的研究不僅具有重要的學術價值，對中國低碳經濟轉型也有著較強的現實意義。本文將基于新結構經濟學的分析框架，通過理論分析和實證檢驗，嘗試對低碳經濟轉型路徑提出新的解釋。

本文其余部分安排如下：第二部分梳理已有的相關文獻；第三部分從理論層面上分析綠色發展戰略對低碳經濟轉型影響的內在機制；第四部分介紹實證研究設計和數據來源；第五部分分析實證結果并進行穩健性檢驗，探討了三種可能的影響機制；第六部分概括主要結論并提出相應的政策建議。

二、文獻綜述

發展戰略是新結構經濟學的一個核心概念，最早由林毅夫(2003)[4]提出，使用技術選擇指數作為代理變量，來測度一個經濟體的發展方式是否遵循著要素稟賦的比較優勢。優素福(Yousif，2010)通過發展戰略的“后發優勢”解釋了改革開放以后中國經濟的飛速增長[5]。由于在經濟高速增長的同時也面臨著嚴峻的環境問題，王金南等(2006)進一步提出了綠色發展戰略，并制定了一個初步的發展規劃和分析框架[6]。在此之后，圍繞著綠色發展戰略的作用效果，國內外許多學者進行了豐富的研究。

一是綠色發展戰略的宏觀經濟效應。這部分文獻圍繞綠色發展戰略如何影響生產效率展開。對于這一核心命題，在學術界已經基本達成共識：綠色發展戰略考慮到了能源消耗及其對環境造成的負外部性，能夠促使經濟增長模式由粗放型向集約型轉變[7-9]。相較于粗放型經濟增長，綠色發展戰略所帶來的宏觀經濟效應質量較高、持久性強，其主要依靠技術進步來提高生產要素的質量和效率，最終實現經濟高質量增長[7]。隨著中國經濟進入新常態，綠色發展戰略在促進技術創新、制造業生產率提升和區域協同發展等方面發揮著重要作用，并逐漸成為推動中國經濟發展的內生動力。

二是綠色發展戰略的生態環保效應。環境治理理論認為，政府決策者在制定綠色發展戰略和相關政策時，通過改善政府部門的環境治理模式，強化治理效能，從而增強環境規制強度，使得在政策實施過程當中，可以有效地提高能源利用效率，降低能源消費強度和污染排放總量[8]。

三是綠色發展戰略的結構變遷效應。近年來，有部分學者關注到了綠色發展戰略對產業結構轉型的影響。伴隨著供給側結構性改革的深入推進，綠色發展戰略通過優化市場結構、調整要素重組、促進人力資源再分配，推動了中國經濟結構轉型升級。主要表現為：在產業之間，工業規模基本保持不變，農村人口向城市流動，服務業規模不斷增大；在產業之內，資本勞動比率逐漸上升，人均資本存量穩中有增[9-10]。

與本文研究相關的另一類文獻是低碳經濟轉型。在“雙碳”目標背景下，如何權衡經濟增長和低碳減排成為了學界關注的焦點?，F有文獻中研究低碳經濟轉型影響因素的數量和視角十分豐富，也有一些學者嘗試將新結構經濟學理論引入到低碳發展和環境治理的問題上。林毅夫等(2021)綜合了新結構經濟學和傳統的環境經濟學，初步建立起新結構環境經濟學的理論框架，闡述了相應的基本原理和研究范疇[11]。鄭潔等(2021)在新結構經濟學的視角下，構建了一個發展戰略對環境污染影響的理論模型，研究發現要素稟賦結構和產業技術結構的匹配程度越高，越有利于減少環境污染[12]。朱歡和李欣澤(2021)基于新結構經濟學，利用1995—2019年中國分地區樣本數據，探究了發展戰略對能源消費強度的影響機制，研究結果顯示違背比較優勢的發展戰略會增加能源消費強度，加劇污染排放量[13]。

總體來看，已有研究為本文提供了良好的學術理論基礎，但仍有拓展延伸的空間：一方面，鮮有文獻在新結構經濟學視角下探討綠色發展戰略對低碳經濟轉型的作用以及其中的影響機理；另一方面，現有文獻往往忽視了不同地區的要素稟賦存在異質性這一典型性事實，沒有考慮到在環境約束條件下，要素稟賦結構和產業結構變遷起到的影響。

基于此，相較于已有文獻，本文的主要邊際貢獻在于：第一，在理論層面，本文在新結構經濟學的分析框架下，初步建立起綠色發展戰略對低碳經濟轉型影響的數理模型，將能源消耗和碳排放增速引入到綠色技術選擇指數當中，有利于從要素稟賦結構、產業結構和環境結構的視角下重新審視低碳經濟轉型的可行性路徑。第二，在實證層面，利用2000—2020年間中國省級面板數據作為研究樣本，使用動態空間杜賓模型(DSDM)和系統廣義矩估計法(SYS-GMM)進行實證檢驗，有效地解決內生性問題和空間自相關問題，得到可靠的研究結論并提出針對性的政策建議，彌補了既有文獻的不足之處。第三，在影響機制層面，本文通過中介效應模型，從企業自生能力、創新研發投入和綠色部門規模三個角度探究了內在的影響渠道，使得對綠色發展戰略影響低碳經濟轉型的內在機理有了更全面的認識。

三、理論分析與研究假設

本文基于新結構環境經濟學理論，初步構建一個數理模型來描述綠色發展戰略對低碳經濟轉型和碳排放增速的影響機理。按照研究慣例，本文假設生產函數為規模報酬不變的柯布-道格拉斯(C-D)生產函數，納入能源要素投入，函數具體形式為：

Y=AKα(EL)β

(1)

其中，Y、K、E和L表示經濟體的產出、資本存量、能源和勞動力的投入。α和β分別表示產出彈性，α+β=1。同理，可以構建產業層面的生產函數，第i個產業的生產函數為：

Yi=AiKαii(EiLi)βi

(2)

其中，αi+βi=1。將式(1)、式(2)改寫為包含能源消耗的人均形式：

(3)

(4)

上面兩個公式具有兩層含義：在稟賦資源外生給定的條件下，為了提高單位能耗下的人均產出，一方面應當提高人均產出，反映了經濟效應；另一方面還需要降低能源消耗，減少碳排放量，反映了減排效應。

依據新結構經濟學理論，本文參考林毅夫(2011)[14]定義的技術選擇指數，并適當修正?？紤]到環境資源的約束，納入能源要素稟賦結構。Ei/E反映了第i個產業能源消費量占能源消費總量的比率，用技術選擇指數除以Ei/E，即得到本文所定義的綠色技術選擇指數(green technology choice index，GTCI)，表達式為：

(5)

綠色技術選擇指數反映了該產業在經濟體中所占的比重變化時，即產業結構變遷時，是否消耗較少的能源，向著綠色清潔、碳排放更少的方向發展。在新結構經濟學理論中，最優綠色技術選擇指數GTCI*可以由最優的產業結構得到，而后者則內生于給定的要素稟賦結構。因此，GTCI*可以視作是一常量，并且無法直接觀測。按照新結構經濟學的研究慣例[7，15-16]，不妨假定GTCI*≡1。那么，綠色發展戰略(green development strategy，GDS)便可以間接地使用GTCI進行度量：

(6)

GDSi反映該產業的發展模式對經濟體比較優勢的偏離程度。其理論邏輯是：一個經濟體的要素稟賦結構是外生給定的，而最優產業結構則由其內生決定。違背比較優勢的綠色發展戰略是對最優產業結構的一種扭曲(GTCIi過大或過小)。因此，帶有能源要素稟賦的產業結構扭曲程度就可以作為綠色發展戰略的一種合理的測度指標[14，17]。進一步地，將式(5)變形，整理可得：

(7)

由此可知，若當地政府按照要素稟賦結構的比較優勢，錨定最優GTCI，對綠色部門或低碳行業進行扶持，可以有效地增加其在國民經濟中的比重，促進綠色產業結構轉型升級。

考察碳排放總量V，二氧化碳排放量與能源消耗量呈正相關關系，能源投入越多，碳排放量就越大[18]。假設在經濟體中有兩類部門，分別為綠色部門與非綠色部門，其在生產過程中的碳排放率分別為兩個固定常數η1和η2，η1<η2，即綠色部門的企業在生產過程中消耗單位能源的碳排放率較低。第t時期的排放總量為：

Vt=η1E1+η2E2=[stη1+(1-st)η2]Et

(8)

其中，Et為第t時期所消耗的能源總量，st為綠色部門所占的比重。

對式(8)取對數，再對t求導，可以得到碳排放量的增長率為：

(9)

(10)

以上分析說明當經濟體遵循要素稟賦結構的比較優勢來實施綠色發展戰略時，能夠促進經濟增長、降低能源消耗、減少碳排放量，最終實現低碳經濟轉型和綠色產業結構升級的目標。

基于上述理論分析，本文提出如下研究假設：

H1：在其他條件相同的情況下，遵循要素稟賦比較優勢的綠色發展戰略能夠促進低碳經濟轉型。

從微觀層面來看，“自生能力”是新結構經濟學的微觀理論基礎。林毅夫(2013)對自生能力的定義為：在完全自由競爭的市場當中，若某一企業采用正當的經營管理手段能夠獲取利潤，滿足自身生存所需要，那么這個企業就具有自生能力；否則，這個企業就沒有自生能力[19]。當企業按照自身要素稟賦結構的比較優勢進行生產經營時，才更有可能具有自生能力，而違背比較優勢進行生產經營，那么將有可能減弱甚至完全消除其自生能力。若沒有了自生能力，該企業缺少生存所必要的經濟利潤，從而破產倒閉、退出市場，或是依賴于外界救濟補助，成為僵尸企業[20]。在面對資源條件限制和環境軟約束時，若企業具有足夠的自生能力，那么會將額外的經濟利潤用于增加研發投入和創新研發活動，提高自身的綠色生產效率，進一步增強在市場上的競爭優勢。因此沿著最優生產路徑，非綠色企業也會逐漸提高能源利用效率，降低碳排放率，逐漸向綠色企業轉變，從而使得綠色部門在國民經濟中的比重提高，最終實現綠色產業升級和低碳經濟轉型。若政府錨定過高的GTCI，通過政府補貼，實行趕超型綠色發展戰略，這在短期內是有一定好處的，但是從長期來看，會讓企業過于依賴救助補貼，失去正常盈利的自生能力，最終無法長久持續下去。若政府為了保障了就業率，錨定過低的GTCI，采取保護型綠色發展戰略，同樣違背了比較優勢，會降低企業的生產效率。鑒于此，為了檢驗綠色發展戰略對低碳經濟轉型的影響機制，本文提出如下假設：

H2：從微觀層面來看，遵循比較優勢的綠色發展戰略會增強企業的自生能力，從而促進低碳經濟轉型。

H3：從微觀層面來看，遵循比較優勢的綠色發展戰略會促使企業加大創新研發活動，從而促進低碳經濟轉型。

H4：從宏觀層面來看，遵循比較優勢的綠色發展戰略能夠擴大綠色部門所占的規模比重，從而實現低碳經濟轉型。

四、研究設計

(一)空間計量模型設定

本文研究目的是在新結構經濟學的視角下，識別并檢驗綠色發展戰略對低碳經濟轉型的因果效應。考慮到用以表征低碳經濟轉型的被解釋變量在時間維度上可能具有慣性，并且在空間維度上可能存在空間溢出效應，在計量模型中需要加入被解釋變量的空間滯后項和時間滯后項。因此，本文采用動態空間杜賓模型進行實證研究，構建的基準回歸模型設定如下：

(11)

(二)變量選取和數據來源

1.被解釋變量

被解釋變量是低碳經濟轉型水平，從“經濟效應”和“減排效應”兩個層面進行衡量。對于前者，本文使用曼奎斯特-盧恩伯格指數(Malmquist-Luenberger，M-L)來度量，該指標反映了經濟體的綠色生產效率，即在控制碳排放量的情況下的經濟效益；對于后者，本文采用各省碳排放總量Vit來衡量碳減排效果。

(12)

2.核心解釋變量

綠色發展戰略是本文所要研究的核心解釋變量，正如理論分析中的式(5)所示，本文使用綠色技術選擇指數(GTCI)作為代理變量，表征綠色發展戰略是否符合當地要素稟賦結構的比較優勢，若估計系數β2<0，則說明當GTCI偏離GTCI*，綠色發展戰略違背了要素稟賦結構的比較優勢，會在一定程度上降低綠色經濟發展水平。具體計算方式為各地區工業行業中單位能耗下的資本勞動比除以各地區總體的單位能耗下的資本勞動比。

3.控制變量及空間權重矩陣

對于控制變量，參考已有文獻的研究慣例[22-24]，本文選取的控制變量包括經濟開放程度(Openness)、城鎮化率(Urb_rate)、固定資產總額(Assets)、外商直接投資(FDI)、財政支出(Fiscal)和環境保護支出(E_expend)。其中，經濟開放程度為各地區進出口貿易總額除以地區生產總值，城鎮化率為各地區城鎮人口除以地區總人口。為了便于后續研究，并在一定程度上克服異方差性，在估計時將后四個控制變量取對數處理。

在動態空間杜賓模型當中還使用了外生的空間權重距離矩陣W，用以表示各個省份鄰域的相關關系。地理距離權重矩陣使用省會城市之間的歐氏距離作為權重，地理位置越遠，其相關性也就越弱，所賦權重越?。唤洕嚯x權重則一般用兩個省份地區生產總值之差的倒數表示，反映了兩個省份經濟情況的差異大??；鄰接權重矩陣表示地理位置上的接壤關系，兩個省份相鄰時矩陣元素為1，否則賦值為0。本文在基準回歸中采用經濟距離和地理距離空間權重矩陣，在此之后使用鄰接權重矩陣進行穩健性檢驗。

4.數據來源

基于數據的可得性，本文利用中國30個省份(不含港澳臺地區和西藏)2000—2020年的面板數據作為研究樣本，實證分析綠色發展戰略對低碳經濟轉型的影響。原始數據均來源于《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》和國泰安(CSMAR)數據庫。描述性統計結果見表1。

表1 數據描述性統計

五、實證結果分析

(一)空間自相關檢驗

在使用空間計量模型之前，需要對被解釋變量和核心解釋變量進行空間自相關檢驗。莫蘭指數(Moran’s I)可以很好地解釋空間自相關性[25]。本文采用地理距離空間權重矩陣計算主要指標歷年的全局莫蘭指數，表2報告了莫蘭指數檢驗結果。從表2中可以看到，三個變量歷年的莫蘭指數均通過了顯著性檢驗，說明關鍵變量的確具有空間自相關性，利用空間計量模型來研究本文的問題是必要的。此外，LCE的莫蘭指數均顯著為正，并且從時間維度上來看，整體呈現波動上升的趨勢，表明低碳經濟轉型的空間依賴性在不斷增強。

表2 莫蘭指數檢驗結果

(二)估計結果分析

表3報告了基準回歸結果。

表3 基準回歸結果

計量模型當中含有被解釋變量的一期滯后項，會導致相應的內生性問題。系統廣義矩估計(SYS-GMM)不用再額外引入外部工具變量，能夠從變量的時間趨勢變化中選取滯后項作為合適的工具變量，從而有效地解決內生性問題，使得估計結果更加準確。因此，本文進行系統廣義矩估計。總體來看，綜合比較沃爾德(Wald)等統計量可知，各個模型擬合的效果較為良好，估計結果的可信度較高。并且加入了控制變量的空間計量模型回歸結果即列(1)、列(2)、列(5)和列(6)表現出更優良的統計特征。薩甘(Sargan)過度識別檢驗結果表明用SYS-GMM方法估計不存在模型誤設問題，工具變量是有效的，保證了估計量的一致性。

國內外已有文獻中，學者們大都關注不同因素對碳減排影響的線性關系[8，26]。本文檢驗了綠色發展戰略對低碳經濟轉型影響的非線性特征。具體來看，對于被解釋變量LCE，各個模型GTCI2的系數均顯著為負，而GTCI的系數顯著為正，說明GTCI與低碳經濟轉型之間呈倒U型關系，即隨著GTCI的不斷上升，被解釋變量呈現出先上升后下降的趨勢。表明一個經濟體若想在最大程度上促進低碳經濟轉型，就應當錨定最優GTCI。遵循資源稟賦結構比較優勢的綠色發展戰略更有助于提高低碳經濟轉型水平。若錨定過低或過高的GTCI，即違背比較優勢，都沒有達到資源的最優配置。該結果符合理論預期，說明假設H1成立。利用列(1)—列(3)的估計參數，可以由二次函數公式-b/2a計算得到臨界值，即實證層面下的最優GTCI分別為1.382、1.173和1.129，平均為1.228，略高于1。這個結果說明，一方面，綠色發展戰略可以在一定程度上促進技術創新，帶動經濟發展；另一方面，也不會發生嚴重偏離本地要素稟賦結構的情況，避免了產業結構和環境結構的扭曲。

對于碳排放總量lnV，與LCE相反，GTCI2的系數均顯著為正，而GTCI的系數顯著為負，說明GTCI與碳排放總量之間呈U型關系。隨著GTCI的增加，碳排放總量表現出先下降后上升的態勢。GTCI過大或過小，都會使得綠色發展戰略偏離自身要素稟賦的比較優勢，綠色產業結構沒有有效調整，無法充分發揮“減排效應”，不能有效抑制碳排放量的增加。同樣地，可以計算得到實證層面下最優GTCI，以使碳排放總量降到最低限度。由列(5)—列(7)的估計系數，計算得出的最優GTCI分別為1.351、1.168和1.068，均值為1.196，與1.228非常接近。說明錨定最優GTCI為1.2左右時，不僅可以發揮綠色發展戰略的“經濟效應”，最大程度地促進低碳經濟轉型，并且能夠實現“減排效應”，降低碳排放總量。該結論從新結構經濟學的視角下支持了環境庫茲涅茨曲線的倒U型假說，再次驗證假設H1成立。

對于被解釋變量的時間滯后項與空間滯后項，在時間維度上，低碳經濟轉型滯后一期和碳排放量滯后一期的估計結果顯著為正，存在明顯的慣性效應。若上一期碳排放量處于較高水平，那么之后碳排放量將會持續攀升，這凸顯出碳減排工作的艱巨性和緊迫性，也解釋了為什么政府應當采取合適的綠色發展戰略和必要的措施來減緩并遏制碳排放的發散式增長。從空間維度上來看，LCE和lnV空間滯后項的估計系數同樣為正，意味著低碳經濟轉型與碳排放量在空間上具有正向溢出效應。在經濟增長和環境約束的雙重驅動下，相鄰省份的地方政府之間存在著示范效應，對于綠色發展戰略的擬定和實施能夠形成有效的區域協同和聯動效應。一個地區低碳經濟轉型水平的快速提升，也能夠帶動周邊區域協同發展，加快實現綠色產業升級。并且產業結構耦合程度較高，形成空間上的集聚，在低碳經濟轉型水平較高省份的周邊地區同樣具有較強的低碳經濟轉型潛力。

(三)穩健性檢驗

1.直接效應、間接效應與總效應

實際上，利用空間滯后項測算的空間溢出效應是全局效應而不是局部效應。有學者提出空間滯后項并不能完美地表達相鄰區域局部溢出效應的部分，除了估計空間滯后項的系數，還應當考察局部效應[25，27-28]。因此，參考邵帥等(2016)[21]的做法，本文基于地理距離權重矩陣，進一步測算得到各變量的局部溢出效應，即間接效應。表4報告了直接效應、間接效應和總效應的估計結果。從表4中可以看到，主要變量估計系數的大小和方向與表3中的結果基本一致。可以認為局部效應和全局效應并無太大差異。因此，表3的空間滯后項可以近似地表達出真實的空間溢出效應，基準回歸中的研究結果是穩健的。其他控制變量估計系數的方向性和顯著性與前文基本保持一致，不再贅述。

表4 直接效應、間接效應與總效應估計結果

2.替換空間權重矩陣與改變樣本范圍

除上述穩健性檢驗以外，本文將空間權重矩陣替換為鄰接權重矩陣，并且刪去前后兩年的樣本量，即剔除2000年與2020年的樣本數據，再次進行估計。表5報告了穩健性檢驗結果。此處使用偏誤修正的準最大似然估計法進行估計。檢驗結果表明，各主要變量的系數符號及顯著性并未發生明顯變化，并不改變基準回歸中綠色發展戰略分別與低碳經濟轉型和碳排放量之間的倒U型和U型趨勢，再次印證了本文的研究結論具有穩健性。

表5 替換空間權重矩陣與剔除部分樣本估計結果

(四)區域層面實證檢驗

考慮到中國幅員遼闊，不同地區的要素稟賦和環境資源存在著較大的差異，為了探究不同地區的綠色發展戰略對低碳經濟轉型的影響是否存在差異，本文進一步將樣本所屬區域劃分為東部、中部和西部三大區域，分別進行實證檢驗。

從表6分區域回歸結果來看，綠色發展戰略對低碳經濟轉型的作用強度存在區域特征。具體而言，對于低碳經濟轉型，東部地區和中部地區最優GTCI分別為1.1650和1.1725。而在西部地區，最優GTCI為1.601，遠高于東部地區和中部地區。除此以外，在西部地區，空間滯后項W×LCE和W×lnV的系數均不顯著，這表明，綠色發展戰略對低碳經濟轉型影響的空間溢出效應并非貫穿整個樣本區間。相對于東部地區和中部地區來說，西部地區整體發展較為落后，產業轉型升級的潛力與動力不足，沒有形成有效的生產規模，導致相鄰地區產業鏈的耦合程度較弱、關聯程度較低，一些學者也將此現象稱之為“結構性失衡”[29]。因此西部地區GTCI臨界值與東部地區和中部地區出現了一定程度上的偏離，綠色發展戰略違背了要素稟賦結構的比較優勢，使得低碳經濟轉型的溢出效應并不顯著。

表6 分區域實證檢驗結果

(五)影響機制檢驗

根據前文理論分析，按照要素稟賦結構的比較優勢來實施綠色發展戰略，可以通過增強企業自生能力、加大創新研發活動和提高綠色部門規模等路徑影響低碳經濟轉型。本文構建如下中介效應模型進行影響機制檢驗，進一步探討綠色發展戰略對低碳經濟轉型的作用機理。

(13)

(14)

其中，M為中介變量，分別代表自生能力、綠色創新研發和綠色部門規模。表7報告了中介效應的檢驗結果。

表7 中介效應檢驗結果

首先，企業的自生能力是新結構環境經濟學的微觀基礎，是指一個處于開放自由競爭的市場環境中的企業，無須依靠政府或外界補助就可以獲得一個社會可接受的正常利潤水平的能力。正如理論分析中所提到的，當遵循要素稟賦結構的比較優勢實行綠色發展戰略，能夠最大限度地增強企業生存能力；否則，若違背比較優勢，將會缺乏自生能力。借鑒鄭潔和付才輝(2020)[17]的做法，本文選擇國有企業比重作為企業自生能力的度量指標。其理論邏輯是：政府出于保障就業和財政收入等社會目標，通過財政補貼等方式支持國有企業[5，30]。具體地，國有企業比重的計算方法是用國有及國有控股企業工業總產值除以工業總產值。該指標越大，表示地區或行業內國有企業的比重越大，企業的自生能力就越弱；反之，企業的自生能力就越強。

表7列(1)顯示，綠色技術選擇指數平方項的系數顯著為負，并且列(2)中Viability的系數顯著為負，說明偏離最優GTCI，違背比較優勢的綠色發展戰略會通過降低企業自生能力，從而對低碳經濟轉型造成負面影響。假設H2得以驗證。

其次，企業在面對資源條件限制和環境軟約束時，會通過增加研發投入進行創新研發，以此來提高生產效率，緩解由于清潔生產成本上升造成的負面影響。因此，綠色發展戰略通過促進創新研發影響低碳經濟轉型。為驗證該機制，這里將對數化后的各省份發明專利申請總數(Patent)作為創新研發活動的代理變量進行中介效應檢驗，結果如表7中的列(3)和列(4)所示。綠色發展戰略會顯著影響企業的創新研發活動，且創新研發活動對低碳經濟轉型具有正向的作用。假設H3得以驗證。

最后，上文理論分析中指出，綠色發展戰略能夠擴大綠色部門在經濟體中所占比重，從而實現低碳經濟轉型。就目前來看，學術界對碳排放率較低的綠色部門還沒有一個嚴格意義上的界定標準。為驗證該機制，本文借鑒已有學者的研究[9-10，31]，采用環境污染治理投資總額占當地投資總額比重作為代理變量，以此來測度一個地區內綠色部門所占比重。該指標的邏輯是：若綠色部門在經濟體中的占比越大，則相應的綠色活動就會增加，其所愿意支付的污染治理投資費用就會隨之增加。表7中的列(5)和列(6)結果顯示，估計結果均在5%的置信水平上顯著，說明綠色部門規模發揮了中介效應，假設H4得以驗證。

六、結論及政策建議

在“雙碳”目標背景下，本文基于新結構環境經濟學理論，構建低碳經濟轉型的理論分析框架，并提出相應的研究假設。在此基礎之上利用2000—2020年省級面板數據進行實證檢驗，探究了綠色發展戰略對低碳經濟轉型的影響及作用機制。

相較于已有研究，本文主要的創新性結論為：(1)綠色發展戰略同時具有“經濟效應”和“減排效應”，與低碳經濟轉型和碳排放量之間分別呈現顯著的倒U型和U型關系，臨界值分別為1.228和1.196。當錨定的綠色技術選擇指數低于臨界點時，提高綠色技術選擇指數會促進低碳經濟轉型，減少碳排放總量；當超過一定的閾值后，則會表現出顯著的抑制作用。只有錨定最優綠色技術選擇指數，按照要素稟賦的比較優勢來實施綠色發展戰略，才能夠在最大程度上降低碳排放，促進低碳經濟轉型。(2)低碳經濟轉型和碳排放量均具有較強的時空依賴性，即在時間維度上表現出顯著的正向慣性效應，在空間維度上表現出正向溢出效應。在經濟增長和環境約束的雙重驅動下，不同地方政府之間存在著示范效應，在綠色發展戰略的制定和實施過程中會形成有效的區域協同聯動效應，本地實現低碳經濟轉型的同時也會帶動周邊地區協同發展。(3)綠色發展戰略對低碳經濟轉型的影響效果在不同區域存在異質性，在東部地區的作用效果較為顯著。此外，綠色技術選擇指數臨界值存在差異，由于西部地區產業間的耦合程度較弱、關聯程度較低，西部地區的最優綠色技術選擇指數遠高于東部地區和中部地區。綠色發展戰略和相關政策難以發揮有效的宏觀調控作用，溢出效應尚不明顯。(4)機制檢驗結果表明，遵循要素稟賦結構的比較優勢，采取合適的綠色發展戰略，能夠通過增強企業的自生能力，增加企業研發投入和創新研發活動，從而促進非綠色部門向綠色部門轉變，提高綠色部門在經濟體中的比重，最終推動低碳經濟轉型。企業自生能力、創新研發和綠色部門規模充當了中介變量，并且與基準回歸相同，中介效應呈現出非線性特征。

上述研究結論對促進低碳經濟轉型和節能減排具有重要的政策含義。第一，在新結構經濟學的視角下，政府部門扮演著“有為政府”的角色，相關部門在制定和實施綠色發展戰略的過程中，要關注當地的要素稟賦和經濟發展狀況，錨定最優綠色技術選擇指數，按照要素稟賦結構的比較優勢來采取合適的發展模式，才能夠在最大程度上推動低碳經濟轉型，充分發揮綠色發展戰略的“經濟效應”和“減排效應”雙重作用。應該從自身國情出發，大力推動節能減排，不斷調整優化能源結構，因地制宜地采取綠色發展戰略。第二，傳統的環境治理理論認為高密度的經濟活動是導致高能耗、高污染的根本原因，其往往忽略了經濟集聚帶來的空間溢出效應。由于各省份之間存在區域協同聯動效應，地方政府應當充分重視碳減排效應的外溢性，開展并加強跨區域合作，促進地區間的綠色發展戰略和節能減排政策形成有效的協同聯動機制，帶動周邊地區低碳經濟共同發展，同時也讓減排效應在更大范圍內得到實現。第三，從產業結構變遷來看，在新常態下，經濟結構不斷地優化升級，服務業逐漸占據主導地位，但是服務業的能源利用效率未能得到有效提升，因此還需要以能源轉型帶動服務業向低碳化發展，積極發揮能源轉型、低碳經濟轉型和產業結構優化的聯結作用，使其相輔相成，相互促進。第四，還要疏通具有中介作用的中間渠道，政府部門通過適當引導，讓企業更加重視科學發展，利用要素稟賦的比較優勢來同時實現經濟效益和社會效益。此外，還可以充分利用環境規制和財政補貼等手段，進一步擴大綠色部門所占的規模比重，不斷推動經濟沿著有利于節能減排的路徑演化。