張 鈴

(重慶工商大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院， 重慶 400067)

當(dāng)前,我國整體發(fā)展處于工業(yè)化后期，工業(yè)能耗持續(xù)攀升，高投入、高排放的粗放式生產(chǎn)方式和能源的過度消耗給環(huán)境帶來巨大影響。為了實現(xiàn)經(jīng)濟效益和環(huán)境效益的協(xié)同發(fā)展，2020年我國首次提出2030年前實現(xiàn)碳達峰、2060年前實現(xiàn)碳中和的“雙碳”目標(biāo)。我國氣候?qū)＜抑赋?，“十四五”期間我國要調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展數(shù)字產(chǎn)業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，控制一系列高耗能產(chǎn)業(yè)擴張以推進制造業(yè)智能化、綠色化轉(zhuǎn)型。工業(yè)是碳排放的重要領(lǐng)域，第二產(chǎn)業(yè)要與碳排放從相對脫鉤走向絕對脫鉤,就需要與低污染、高附加值的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)融合。2019年，國家發(fā)改委等15個部門聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于推動先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)深度融合發(fā)展的實施意見》，提出要推動先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)相融相長、耦合共生，為我國“兩業(yè)”融合發(fā)展明確了主要方向。

一、“兩業(yè)”融合環(huán)境效應(yīng)分析

“兩業(yè)”融合是先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)通過價值鏈逐步分解并截取彼此部分的價值活動單位以整合形成新價值鏈條的過程[1]。制造業(yè)能鎖定高端服務(wù)業(yè)并將其融合到自身發(fā)展中來，以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的增值效應(yīng)；服務(wù)業(yè)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的核心，有助于提高制造效率，推動價值鏈從中低端向高端轉(zhuǎn)變?！皟蓸I(yè)”融合發(fā)展已成為一種必然趨勢，國內(nèi)已有一些研究聚焦“兩業(yè)”融合發(fā)展對環(huán)境效應(yīng)的實證影響機制，該機制理論上主要表現(xiàn)在三個方面。第一，產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)?！皟蓸I(yè)”融合促使產(chǎn)業(yè)在地理上集聚，一方面會加快區(qū)域能源消耗，另一方面能提高產(chǎn)業(yè)對地區(qū)知識、技術(shù)的集中利用水平[2]，使污染物排放減少并促進“三廢”資源的循環(huán)使用。第二，制造業(yè)服務(wù)化效應(yīng)。制造業(yè)服務(wù)化使得信息、金融保險、物流技術(shù)等服務(wù)業(yè)參與到企業(yè)生產(chǎn)過程中來，有助于改變制造商創(chuàng)造價值的方式,并以此來提高勞動生產(chǎn)率[3]，促使服務(wù)要素替代資源要素，減少制造業(yè)對資源的依賴程度[4]，淘汰資源錯配程度高、生產(chǎn)效率低的產(chǎn)業(yè)以形成漣漪效應(yīng)[5]，實現(xiàn)節(jié)能減排與綠色發(fā)展。第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)?！皟蓸I(yè)”融合發(fā)展推動制造業(yè)向價值鏈上游延伸以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，可以促進作為經(jīng)濟綠色增長主要動力的綠色全要素生產(chǎn)率提升[6]。同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)化和產(chǎn)業(yè)高級化能合理分配資源，使資源得到充分利用[7]，有助于優(yōu)化區(qū)域能源消費結(jié)構(gòu)并減少污染物帶來的危害[8]?！皟蓸I(yè)”融合不僅是產(chǎn)業(yè)鏈的信息化擴展，也是產(chǎn)業(yè)鏈向節(jié)能減排、安全生產(chǎn)領(lǐng)域的延伸。

西部地區(qū)是我國重要的能源和重化工基地，但產(chǎn)業(yè)發(fā)展不均衡、消費結(jié)構(gòu)不合理、資源利用率低等問題也日益突出?！皟蓸I(yè)”融合發(fā)展雖在理論上能夠提升環(huán)境效益，但其融合是否能真正影響碳排放以及相鄰地區(qū)的碳排放是否會受到本地產(chǎn)業(yè)融合溢出效應(yīng)干擾等問題仍待探究。本文從測度“兩業(yè)”融合水平對碳排放的影響效應(yīng)出發(fā)，考慮到各省份碳排放量存在較強的時空屬性和擴散效應(yīng)，采用空間計量經(jīng)濟模型，針對“兩業(yè)”融合發(fā)展對碳排放的影響效應(yīng)開展實證研究。

二、理論模型與數(shù)據(jù)來源

(一)理論模型

以STIRPAT模型為基礎(chǔ)，研究人口、經(jīng)濟、社會等因素對碳排放的影響，模型框架如下：

I=aPbAcTde

(1)

式(1)中，I表示環(huán)境指數(shù)，P、A、T為人口、經(jīng)濟、技術(shù)三個因素，a為模型系數(shù)，e代表誤差，b、c、d為變量指數(shù)。同時，在式(1)的基礎(chǔ)上引入“兩業(yè)”融合水平lev、能源結(jié)構(gòu)esc作為新影響變量,考察它們對環(huán)境的影響，并對式(1)兩邊取對數(shù)消除異方差影響，得到擴展的線性模型：

lnI=lna+β1lnlev+β2lnP+β3lnA+β4T+β5lnesc+ε

(2)

在空間計量經(jīng)濟模型中需要引入空間權(quán)重矩陣來刻畫個體在空間中的依賴關(guān)系，主要分為基于萬有引力定律構(gòu)建的鄰接權(quán)重矩陣、基于距離標(biāo)準構(gòu)建的地理空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣三類。為了提高空間計量模型的合理性和可解釋性，考慮到非地理因素和地理因素給區(qū)域碳排放帶來的影響，本文主要選擇0-1鄰接權(quán)重矩陣W1和地理空間權(quán)重矩陣W2進行構(gòu)建。

(3)

式(3)中，相鄰地區(qū)權(quán)重記為1，否則記為0。需要指出的是，當(dāng)?shù)貐^(qū)i與地區(qū)j為同一地區(qū)時，記wij=0，由于本文測度的是我國西部地區(qū)11個省份,就可以得到一個11×11的鄰接權(quán)重矩陣W1。

(4)

式(4)中，dij表示地區(qū)i與地區(qū)j的質(zhì)心距離，兩地距離越遠，空間權(quán)重系數(shù)越小，空間相關(guān)性越差，同樣可以得到一個11×11的地理空間權(quán)重矩陣W2。

在傳統(tǒng)計量模型中，通常假設(shè)觀測個體間存在獨立性以簡化模型分析。但由于各地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展之間存在緊密聯(lián)系，如發(fā)達地區(qū)對周邊地區(qū)具有輻射效應(yīng)、經(jīng)濟發(fā)展強勁的地區(qū)會對周邊地區(qū)產(chǎn)生虹吸效應(yīng)等，地區(qū)間經(jīng)濟社會發(fā)展的緊密聯(lián)系導(dǎo)致個體相互獨立的假設(shè)難以成立，因此將個體間的空間相關(guān)因素引入模型會更加合理。個體間的空間相關(guān)性主要表現(xiàn)為兩個方面:一是空間個體的觀測數(shù)據(jù)存在相關(guān)性，適用空間滯后模型和空間杜賓模型；二是誤差項存在相關(guān)性，適用空間誤差模型。經(jīng)過拉格朗日乘數(shù)檢驗發(fā)現(xiàn)，LM-lag在統(tǒng)計上比LM-err更加顯著，因此選擇空間滯后模型進行后續(xù)回歸。公式如下：

lnIit=ρ∑wijlnIit+β1lnlevit+β2lnPit+β3lnAit+β4Tit+β5lnescit+ε

(5)

式(5)中，ρ表示其他地區(qū)的碳排放對本地碳排放的影響。在空間滯后模型基礎(chǔ)上，如果受到鄰近地區(qū)的影響，則考慮空間杜賓模型。公式如下:

lnIit=ρ∑wijlnIit+β1wijlnlevit+β2lnPit+β3lnAit+β4lnTit+β5lnescit+ε

(6)

(二)指標(biāo)與變量選取

被解釋變量I為各省份二氧化碳排放量，用CO2(單位：萬噸)表示，可通過各種能源消費量及其能源含碳量估計得到。公式如下：

(7)

式(7)中，選取原煤、焦炭、煤油、石油、燃料油、柴油、汽油、天然氣8種常見的化石能源，Ei代表每種能源的消耗量，CEFi代表該能源的碳排放系數(shù)，SCCi代表該能源的標(biāo)準煤折算系數(shù)。

核心解釋變量為“兩業(yè)”融合水平lev，控制變量包括各省份人口因素(用年末常住人口pop表示，單位為萬人)、各省份經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r(用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值pgdp表示，單位為萬元/人)、技術(shù)變量(用科技經(jīng)費rd表示，單位為萬元)、能源消費結(jié)構(gòu)(用煤炭消耗量占能源消耗總量的比重esc表示，因為現(xiàn)階段我國以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)沒有發(fā)生改變)。

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文數(shù)據(jù)的時間跨度為2008—2019年，西藏因缺失較多年份的數(shù)據(jù)，故不納入后續(xù)分析。數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站、CEADs數(shù)據(jù)庫、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、我國西部地區(qū)各省份統(tǒng)計年鑒。

(三)“兩業(yè)”融合水平測度方法

現(xiàn)代服務(wù)業(yè)指以現(xiàn)代網(wǎng)絡(luò)科學(xué)技術(shù)為主要支撐，運用新的商業(yè)模式、管理方法對傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)進行提升后形成的產(chǎn)業(yè)，具有資源消耗少、環(huán)境污染小的優(yōu)點。參照國家統(tǒng)計局印發(fā)的《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)統(tǒng)計分類(2019)》，確定現(xiàn)代服務(wù)業(yè)包括交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)[9]。先進制造業(yè)指不斷吸收電子信息、計算機、機械、材料以及現(xiàn)代管理技術(shù)等方面的高科技成果,并將這些成果綜合應(yīng)用于產(chǎn)品生產(chǎn)全過程的產(chǎn)業(yè)。“兩業(yè)”融合水平測度方法主要有技術(shù)系數(shù)法、統(tǒng)計模型法、投入產(chǎn)出法、生命周期法四大類。本文選取統(tǒng)計模型法中的耦合協(xié)調(diào)度模型，遵循指標(biāo)選取的科學(xué)性、可操作性原則，在李琳和趙桁[10]構(gòu)建的指標(biāo)體系基礎(chǔ)上進行調(diào)整，從產(chǎn)業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展三個方面展開測量，構(gòu)建“兩業(yè)”耦合評價指標(biāo)體系，如表1所示。

表1 “兩業(yè)”耦合評價指標(biāo)體系

1．熵權(quán)法

計算耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)首先需要確定各指標(biāo)權(quán)重，常用熵權(quán)法計算。熵權(quán)法是一種客觀賦權(quán)方法，依據(jù)的原理是指標(biāo)的信息熵越小，即指標(biāo)的變異程度越大，則該指標(biāo)提供的信息量就會越大，在評價過程中所占權(quán)重也越大。計算步驟如下：

第一步，由于收集到的m個指標(biāo)和n個樣本數(shù)據(jù)的單位、數(shù)值大小不同，直接進行計算會造成較大誤差。為避免誤差產(chǎn)生，首先對數(shù)據(jù)進行標(biāo)準化處理，得到標(biāo)準化指標(biāo)Xij。公式如下：

(8)

第二步，計算第j項指標(biāo)的第i個樣本所占比重Pij。公式如下：

(9)

第三步，計算指標(biāo)熵值Ej。公式如下：

(10)

式(10)中，a=1/lnn。Ej越大代表該指標(biāo)的信息熵越大，其包含的信息量越小。

第四步，計算信息效用值Dj。公式如下：

Dj=1-Ej

(11)

第五步，計算熵權(quán)Wj，將信息效用值歸一化得到每個指標(biāo)的權(quán)重大小。公式如下：

(12)

第六步，計算綜合指數(shù)Ui。公式如下：

(13)

2.耦合協(xié)調(diào)度模型

在熵權(quán)法中計算得到先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的綜合指數(shù)，首先采用耦合度模型計算兩個系統(tǒng)的耦合度。公式如下：

(14)

(15)

耦合協(xié)調(diào)度劃分具體如表2所示。

表2 耦合協(xié)調(diào)度劃分

三、實證分析

(一)“兩業(yè)”融合水平分析

按照熵權(quán)法步驟依次計算出我國西部地區(qū)各省份先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)兩個系統(tǒng)下的二級指標(biāo)權(quán)重后，再計算每個地區(qū)兩個系統(tǒng)的綜合指數(shù)，根據(jù)式(15)計算得到不同省份的“兩業(yè)”融合水平，如表3所示。

表3 2008—2019年我國西部地區(qū)各省份“兩業(yè)”融合水平

從表3可知，我國西部地區(qū)“兩業(yè)”融合水平呈現(xiàn)逐年緩慢上升的趨勢，但整體協(xié)調(diào)水平不高，多處于低度耦合和初級協(xié)調(diào)耦合階段。2008—2011年，西部各省份“兩業(yè)”融合水平大多在0.4以下，處于低度耦合階段，產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對落后，但未來發(fā)展?jié)摿Υ螅?012—2014年，西部各省份“兩業(yè)”融合水平大多在0.4～0.5之間，仍處于低度耦合階段，但較2011年前有所提升，產(chǎn)業(yè)發(fā)展處于頡頏狀態(tài)；2015—2019年，西部各省份“兩業(yè)”融合水平大多在0.5～0.7之間，先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)進入初級協(xié)調(diào)耦合階段，兩者的融合發(fā)展水平得到明顯提升。整體來看，四川、重慶、內(nèi)蒙古、廣西、陜西的“兩業(yè)”融合平均水平高于其他省份,新疆、云南等邊境省份和寧夏、甘肅等內(nèi)陸省份的“兩業(yè)”融合平均水平低于其他省份。

(二)空間計量模型回歸分析

在進行空間計量模型分析前，利用Stata 15軟件計算莫蘭指數(shù)并進行空間相關(guān)檢驗，檢驗結(jié)果拒絕了無空間相關(guān)的原假設(shè)，證明在后續(xù)分析中有必要引入空間關(guān)系。利用Hausman檢驗確定選用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，結(jié)果顯示p值為0.001，拒絕個體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)的假設(shè)，因此選擇時間個體雙固定效應(yīng)模型進行后續(xù)回歸。表4展示了用普通最小二乘法回歸模型(OLS)、空間滯后模型(SLM)、空間杜賓模型(SDM)估計的各種結(jié)果。

根據(jù)AIC和BIC信息最小準則來看，鄰接權(quán)重矩陣中,時空個體雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型為實證最優(yōu)模型。在不考慮空間效應(yīng)的情況下，“兩業(yè)”融合水平對碳排放具有顯著提升作用，除能源結(jié)構(gòu)變量外，普通最小二乘法回歸的系數(shù)估計結(jié)果小于具有空間效應(yīng)的計量模型。空間滯后模型和空間杜賓模型在鄰接權(quán)重矩陣中的空間自回歸系數(shù)ρ分別為0.502和0.136，各自在1%和10%的水平上顯著，表明我國西部地區(qū)各省份的碳排放之間存在正向的空間自相關(guān)，相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展將顯著影響本地區(qū)的碳排放，本地區(qū)的碳排放不僅與本地區(qū)自變量有關(guān)，且受到周邊地區(qū)碳排放溢出效應(yīng)的影響。在不直接考慮“兩業(yè)”融合水平的空間影響的情況下，在1%的顯著性水平上，鄰近地區(qū)碳排放量每增加1%,將促使本地區(qū)碳排放量增加0.502%；在考慮“兩業(yè)”融合水平的空間影響的情況下，在10%的顯著性水平上，鄰近地區(qū)碳排放量每增加1%,將促使本地區(qū)碳排放量增加0.136%。這表明，若不考慮“兩業(yè)”融合水平帶來的空間效應(yīng)，則會高估鄰近地區(qū)對本地區(qū)碳排放的溢出作用。我國西部地區(qū)碳排放的空間溢出效應(yīng)反映出區(qū)域碳排放程度正在逐步加深，各省份內(nèi)部明顯受到鄰近地區(qū)的正向影響，從而在西部全局空間中形成碳排放增長趨同態(tài)勢，這將有效減小單個省份碳排放量受外部沖擊所造成的碳排放波動幅度。

不同模型中,“兩業(yè)”融合水平對碳排放量呈現(xiàn)差異化作用，鄰近地區(qū)“兩業(yè)”融合發(fā)展對碳排放的影響呈現(xiàn)空間溢出效應(yīng)。在普通最小二乘法回歸模型中，“兩業(yè)”融合水平對當(dāng)?shù)靥寂欧疟憩F(xiàn)出顯著負向作用，系數(shù)估計值為-0.317，驗證了產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展會產(chǎn)生綠色效應(yīng)這一理論，即產(chǎn)業(yè)融合程度越高,對當(dāng)?shù)靥寂欧诺囊种谱饔迷斤@著。

表4 空間效應(yīng)模型估計結(jié)果

在空間滯后模型中，“兩業(yè)”融合水平對當(dāng)?shù)靥寂欧啪哂姓蛴绊?，系?shù)估計值為0.160和0.199。在空間杜賓模型中，鄰近地區(qū)“兩業(yè)”融合水平同樣對本地碳排放具有正向影響，系數(shù)估計值為0.142。兩個模型的估計結(jié)果均表明“兩業(yè)”融合發(fā)展會對碳排放起到促進作用，原因是我國西部整體的產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后于中東部，產(chǎn)業(yè)融合水平程度低，制造業(yè)加工深度不夠、產(chǎn)業(yè)鏈條短，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)層次上與中東部地區(qū)有一定差距，加上產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中碳排放量不斷增長，導(dǎo)致西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)融合對碳排放的環(huán)境協(xié)調(diào)效應(yīng)不明顯。具體表現(xiàn)為以政府為主的投資主體向重工業(yè)傾斜，產(chǎn)業(yè)發(fā)展不協(xié)調(diào)，導(dǎo)致“兩業(yè)”融合發(fā)展對區(qū)域碳排放量呈現(xiàn)促進作用。

在取碳排放量對數(shù)為被解釋變量的情況下，其他控制變量對區(qū)域碳排放量的影響表現(xiàn)如下：人口規(guī)模對碳排放的系數(shù)估計值為0.754，影響顯著為正，表示人口規(guī)模每增加1%，能源碳排放量增加0.754%;我國人口基數(shù)大，居民個人消費、交通出行、農(nóng)業(yè)發(fā)展對能源的需求較大，符合實際意義。經(jīng)濟發(fā)展對碳排放的系數(shù)估計值為0.486，影響顯著為正，表明經(jīng)濟發(fā)展每增加1%，能源碳排放量增加0.486%;經(jīng)濟高速發(fā)展離不開工業(yè)支持，我國西部地區(qū)以煤炭為燃料的工廠居多，產(chǎn)業(yè)發(fā)展使得碳排放總量居高不下，排放強度不斷增大,增長速度不斷加快。技術(shù)發(fā)展對碳排放的系數(shù)估計值為-0.240，對碳排放具有顯著抑制作用，說明技術(shù)發(fā)展每增加1%，能源碳排放量將減少0.240%;技術(shù)進步作為推動節(jié)能減排與低碳環(huán)保的動力之一，加大低碳創(chuàng)新資金投入與技術(shù)研發(fā),推進碳減排技術(shù)穩(wěn)步發(fā)展，是實現(xiàn)科技驅(qū)動碳減排的重要舉措。能源消費結(jié)構(gòu)對碳排放的系數(shù)估計值為0.943，影響顯著為正，表示能源消費結(jié)構(gòu)每增加1%，能源碳排放量增加0.943%，這表明能源消費結(jié)構(gòu)在所有控制變量中具有最強的影響效應(yīng)。我國作為能源大國，一切的經(jīng)濟社會行為主要以煤炭能耗為支撐，且以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)在相當(dāng)長的一段時間內(nèi)不會發(fā)生改變，因此要實現(xiàn)碳排放量的增速放緩甚至下降，需要轉(zhuǎn)變?yōu)楹剂枯^低的能源消費結(jié)構(gòu)，煤炭占能源消費總量的比重下降將有助于減少碳排放。

為分解“兩業(yè)”融合水平對碳排放的空間影響，在空間杜賓模型中對“兩業(yè)”融合水平的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)進行估計。公式如下：

(16)

式(16)中，W為空間權(quán)重矩陣，β是核心解釋變量lev的參數(shù)。式(16)右邊最終得到的矩陣主對角線上的元素均值代表直接效應(yīng)，非主對角線上的元素均值代表間接效應(yīng)，兩者之和為總效應(yīng)。效應(yīng)分解結(jié)果如表5所示。

表5 “兩業(yè)”融合水平空間效應(yīng)分解結(jié)果

直接效應(yīng)反映本地“兩業(yè)”融合水平對本地碳排放的影響，間接效應(yīng)反映鄰近地區(qū)“兩業(yè)”融合水平對本地區(qū)碳排放影響的空間效應(yīng)?！皟蓸I(yè)”融合水平對碳排放的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)在地理空間權(quán)重矩陣中不顯著，在鄰接權(quán)重矩陣中顯著為正。其中，在鄰接權(quán)重矩陣中表現(xiàn)為在1%的水平上顯著，“兩業(yè)”融合水平每提高1%，直接導(dǎo)致區(qū)域碳排放量增長0.217%，間接導(dǎo)致區(qū)域碳排放量增長0.343%，總體導(dǎo)致區(qū)域碳排放量增長0.560%，表明“兩業(yè)”融合發(fā)展對鄰近地區(qū)碳排放具有顯著促進作用。

四、結(jié)論與啟示

本文以STIRPAT模型為理論基礎(chǔ)，利用2008—2019年我國西部地區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，借助空間計量模型，分析“兩業(yè)”融合水平對碳排放的空間影響效應(yīng)，得到研究結(jié)論如下：第一，2008—2019年，我國西部地區(qū)“兩業(yè)”融合水平呈現(xiàn)逐年緩慢上升的趨勢，但總體協(xié)調(diào)程度不高，聚集程度弱，多處于低度耦合和初級協(xié)調(diào)耦合階段。第二，我國西部地區(qū)各省份碳排放具有正向的空間自相關(guān)性，鄰近地區(qū)“兩業(yè)”融合發(fā)展對本地區(qū)碳排放呈現(xiàn)空間溢出效應(yīng)，且鄰近地區(qū)的“兩業(yè)”融合發(fā)展會顯著促進本地區(qū)的碳排放，同樣本地區(qū)“兩業(yè)”融合發(fā)展對鄰近地區(qū)碳排放也具有顯著促進作用；由于我國西部地區(qū)“兩業(yè)”融合程度不高，而產(chǎn)業(yè)發(fā)展一定程度上會增加區(qū)域碳排放量，導(dǎo)致“兩業(yè)”融合發(fā)展對碳排放的協(xié)調(diào)改善作用不明顯。第三，國內(nèi)以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)尚未發(fā)生改變，因此能源結(jié)構(gòu)對碳排放的影響大于其他控制變量。

根據(jù)上述結(jié)論，得到以下政策啟示：第一，我國西部地區(qū)“兩業(yè)”融合水平有極大的提升空間，國家層面要高度重視西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，積極推進先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的良性深度融合，加快產(chǎn)業(yè)升級與轉(zhuǎn)型速度，縮小與東部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差距。第二，在政策扶持和自身較強的生態(tài)資源稟賦優(yōu)勢下，我國西部地區(qū)各省份要充分利用交通和特色民族文化優(yōu)勢，因地制宜地探索具有地域特色的“兩業(yè)”融合發(fā)展模式來促進產(chǎn)業(yè)價值鏈條的延伸。第三，就“兩業(yè)”融合發(fā)展水平現(xiàn)狀看，我國西部地區(qū)各省份應(yīng)充分發(fā)揮與鄰近地區(qū)的相互協(xié)調(diào)作用，加強協(xié)同開發(fā)，加強與中東部地區(qū)的互動合作，共同有效增強產(chǎn)業(yè)融合對二氧化碳的減排效應(yīng)。第四，從影響因素看，要加快技術(shù)創(chuàng)新步伐，適當(dāng)調(diào)整能源消費價格，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，在兼顧“質(zhì)量效益”和“綠色發(fā)展”的目標(biāo)指引下，走減污降排的環(huán)境友好發(fā)展道路，積極推動“兩業(yè)”融合發(fā)展在實現(xiàn)碳中和目標(biāo)中承擔(dān)重要角色。