黎新伍 黎 寧 謝云飛

(1.江西財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，江西 南昌 330013；2.江西財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引言

改革開放以來，中國依托勞動力和資源等生產(chǎn)要素的低成本比較優(yōu)勢，在促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、深化國際分工與合作、擴大貿(mào)易規(guī)模以及提升我國制造業(yè)在全球價值鏈中的位置等方面取得了重大成就。然而，長期粗放式的發(fā)展模式不但導(dǎo)致我國企業(yè)資源配置效率較低、技術(shù)薄弱等問題，還使得我國經(jīng)濟向綠色發(fā)展模式轉(zhuǎn)變面臨嚴峻挑戰(zhàn)。我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，提高碳生產(chǎn)率是保障經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和順利實現(xiàn)“雙碳”目標的重要抓手。一方面，數(shù)字經(jīng)濟以信息網(wǎng)絡(luò)與通信技術(shù)為載體，憑借其強資源配置效率、高技術(shù)創(chuàng)新水平、低邊際成本損耗與實時高效傳輸?shù)忍卣?，打破了傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展的時空限制，為經(jīng)濟高效率與高質(zhì)量發(fā)展帶來了可能[1][2]。另一方面，“碳達峰”“碳中和”目標的提出為中國經(jīng)濟向高質(zhì)量和環(huán)境友好型發(fā)展模式轉(zhuǎn)變帶來新機遇的同時，也給中國經(jīng)濟的發(fā)展效率與發(fā)展速度帶來了新的挑戰(zhàn)。與此同時，新型城鎮(zhèn)化、長三角經(jīng)濟帶、珠三角經(jīng)濟帶、成渝經(jīng)濟圈與京津冀協(xié)同發(fā)展等城市群經(jīng)濟的興起，進一步促進了制造業(yè)集聚，而制造業(yè)集聚可能對碳生產(chǎn)率存在雙重效應(yīng)。已有研究表明，一方面，制造業(yè)集聚具有要素再配置效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、成本削減效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)，能夠大幅優(yōu)化企業(yè)的資源配置效率、提升企業(yè)能源要素使用效率，從而提升碳生產(chǎn)率[3][4]；另一方面，制造業(yè)集聚在提升技術(shù)水平的同時，也存在反彈效應(yīng)，即制造業(yè)集聚在提升了行業(yè)整體技術(shù)水平后，在一段時間內(nèi)能夠有效地降低企業(yè)的能源消耗，提升企業(yè)的碳生產(chǎn)率，但技術(shù)進步一旦成熟并得到廣泛運用，企業(yè)將加大能源的消耗量，從而對企業(yè)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生反彈效應(yīng)[5]。

值得關(guān)注的是，在實現(xiàn)“雙碳”目標的背景下，我們所期望的最優(yōu)經(jīng)濟發(fā)展方向是：在保持經(jīng)濟向著穩(wěn)健、持續(xù)增長方向發(fā)展的同時，也能促使其向環(huán)境友好與可持續(xù)發(fā)展方向轉(zhuǎn)變。數(shù)字經(jīng)濟的高技術(shù)創(chuàng)新水平與打破時空限制等特征使其在理論上擁有提升碳生產(chǎn)率的可能。那么，數(shù)字經(jīng)濟、制造業(yè)集聚與碳生產(chǎn)率之間具體存在怎樣的關(guān)系？數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展是否能像理論所預(yù)期的那樣提升碳生產(chǎn)率，其存在怎樣的傳導(dǎo)路徑？基于對以上問題的思考，本文將從理論與實證兩個方面對數(shù)字經(jīng)濟、制造業(yè)集聚與碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行系統(tǒng)研究。

二、 文獻綜述

(一)數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的影響

已有研究表明，數(shù)字經(jīng)濟主要通過提升資源配置效率以及促進技術(shù)創(chuàng)新對碳生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。從資源配置效率角度，Taglioni 和Winkler以及Ali等研究表明，數(shù)字經(jīng)濟對西方與亞洲各國數(shù)字技術(shù)與傳統(tǒng)經(jīng)濟資源的整合及配置均有促進作用，從而減少各國的能源消耗[6][7]。張三峰和魏下海從企業(yè)層面研究數(shù)字經(jīng)濟領(lǐng)域中的信息和通信技術(shù)和能源消耗之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，信息與通訊技術(shù)的發(fā)展能夠優(yōu)化企業(yè)的資源配置效率，降低企業(yè)的能源損耗，提升企業(yè)碳生產(chǎn)率[8]。丁志帆認為，數(shù)字經(jīng)濟能夠有效地降低企業(yè)的邊際成本，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進數(shù)字經(jīng)濟與工業(yè)經(jīng)濟相互融合，在推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的同時提升企業(yè)的資源配置效率，從而提升碳生產(chǎn)率[9]。楊虎濤從市場供求角度研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟中信息技術(shù)的發(fā)展能夠降低市場供求雙方的信息不對稱程度，實現(xiàn)市場供求雙方的高效匹配，進一步提升市場對資源的配置效率，減少資源的無效耗用[10]。

從技術(shù)創(chuàng)新角度，Hsiao指出，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展不僅加快了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的速度，而且深化和完善了數(shù)字經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，極大地提升了企業(yè)的生產(chǎn)效率、降低了企業(yè)的能源損耗，從而對企業(yè)的碳生產(chǎn)率產(chǎn)生正外部性[11]。Bukht和Heeks認為，數(shù)字經(jīng)濟在演化過程與演化原理上與傳統(tǒng)經(jīng)濟具有一致性，其核心為信息技術(shù)的發(fā)展與創(chuàng)新，而信息與技術(shù)的創(chuàng)新能夠有效地促進數(shù)字經(jīng)濟與傳統(tǒng)制造業(yè)的融合，實現(xiàn)制造業(yè)的流程再造，并有助于推動綠色與低碳商業(yè)模式的形成[12]。Curran和Brynjolfsson等研究表明，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展加速了國際數(shù)字化和信息化的創(chuàng)新發(fā)展步伐，加速了碳減排技術(shù)的跨境創(chuàng)新與共享[13][14]。宋洋認為，數(shù)字經(jīng)濟一方面具備環(huán)保與綠色的特征，能夠通過產(chǎn)業(yè)替代效應(yīng)擠壓已有的高污染產(chǎn)業(yè)；另一方面數(shù)字經(jīng)濟的技術(shù)創(chuàng)新能夠?qū)崿F(xiàn)對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的升級改造，提升資源的利用效率，降低污染物的排放[1]。趙濤等通過研究數(shù)字經(jīng)濟與創(chuàng)業(yè)活躍度之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展，能夠激發(fā)創(chuàng)業(yè)活躍度，增加資本及資源相對貧乏者的創(chuàng)業(yè)可行性，改變傳統(tǒng)經(jīng)濟高污染與高耗能的增長模式[2]。范欣和尹秋舒研究表明，數(shù)字經(jīng)濟領(lǐng)域中的數(shù)字金融發(fā)展有利于實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，從而提升綠色全要素生產(chǎn)率水平，降低碳排放量[15]。

當前，也有大量文獻直接研究了數(shù)字經(jīng)濟與碳排放之間的關(guān)系。Yi等和Zhu等研究表明，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過技術(shù)創(chuàng)新與能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化減少碳排放量，而且數(shù)字經(jīng)濟對碳排放量的減少具有空間溢出效應(yīng)[16][17]。謝云飛通過研究數(shù)字經(jīng)濟與碳排放強度之間的作用機制后發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟不但本身具有環(huán)境友好型特征，而且還能通過改善能源消費結(jié)構(gòu)和加速新能源開發(fā)以及促進技術(shù)進步來降低省級層面的碳排放強度[18]。李治國和王杰研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟對本市碳排放的影響呈倒U型，而對鄰市碳排放的影響呈正U型[19]。佘群芝和吳柳的研究結(jié)果表明，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠通過提升能源利用效率、改善能源結(jié)構(gòu)減少國家的碳排放總量[20]。

(二)制造業(yè)集聚對碳生產(chǎn)率的影響

目前，已有文獻主要從經(jīng)濟集聚與產(chǎn)業(yè)集聚等方面對碳生產(chǎn)率進行探究，且已有研究表明集聚對碳生產(chǎn)率的影響可能存在雙重作用。

從集聚對碳生產(chǎn)率的正外部性角度，劉習(xí)平等通過研究經(jīng)濟空間集聚與碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟的空間集聚能夠通過技術(shù)溢出效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)與競爭效應(yīng)提升碳生產(chǎn)率[5]。張哲晰和穆月英認為，碳強度下降雖然是實現(xiàn)碳達峰的關(guān)鍵，但實際上碳生產(chǎn)率才是兼顧碳達峰與經(jīng)濟增長雙重目標的核心，其研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成能夠通過技術(shù)溢出效應(yīng)與規(guī)模效應(yīng)對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生正向作用[21]。韓峰和陽立高的研究表明，專業(yè)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚不僅能夠降低交易成本與運輸成本，而且能夠提升企業(yè)的生產(chǎn)率；多樣化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚一方面能實現(xiàn)范圍經(jīng)濟和規(guī)模經(jīng)濟，另一方面能夠提升企業(yè)的創(chuàng)新水平[22]。而成本的降低、生產(chǎn)率的提升以及創(chuàng)新水平的增強都有利于減少能源的消耗，提升企業(yè)的碳生產(chǎn)率。

從集聚對碳生產(chǎn)率的負外部性角度，Brookes的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)集聚能夠促進企業(yè)技術(shù)進步，提升能源效率，而能源效率的提升在降低碳排放的同時也會產(chǎn)生收入效應(yīng)，即伴隨企業(yè)能源利用效率的提升，企業(yè)所消耗能源的單位服務(wù)成本下降，增加了能源消耗的福利效應(yīng)，促使企業(yè)加大對能源的需求，從而增加碳排放量[23]。Br?nnlund等認為，產(chǎn)業(yè)集聚能夠帶來外生技術(shù)進步，提升能源利用效率，然而能源利用效率的提升會引發(fā)替代效應(yīng)，即企業(yè)在生產(chǎn)過程中會利用更多的能源來替代其他更為昂貴的生產(chǎn)要素，增加能源的消耗量，從而降低企業(yè)的碳生產(chǎn)率[24]。周圣強和朱衛(wèi)平通過研究產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟效率之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚雖然存在規(guī)模效應(yīng)，但也存在擁擠效應(yīng)，當產(chǎn)業(yè)集聚程度達到某一閾值時，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟效率的規(guī)模效應(yīng)減弱、擁擠效應(yīng)增強，導(dǎo)致要素供給失衡，企業(yè)能源利用效率降低，從而導(dǎo)致碳排放量增加[25]。

縱觀已有研究，有關(guān)數(shù)字經(jīng)濟與碳排放的相關(guān)研究已經(jīng)相當豐富，相較于已有研究，本文可能的邊際貢獻為：(1)已有文獻大多直接探討數(shù)字經(jīng)濟與碳排放量之間的關(guān)系，而碳排放量是一個絕對量指標，研究數(shù)字經(jīng)濟與碳排放量之間的關(guān)系僅僅能夠反映數(shù)字經(jīng)濟對碳減排的影響，并未反映其對經(jīng)濟發(fā)展的影響。因此，本文通過探究數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的影響，能夠同時反映數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的影響。(2)已有相關(guān)文獻僅對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率兩者之間的關(guān)系進行了相關(guān)研究，并未考慮集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，尤其未從制造業(yè)集聚的視角對相關(guān)論題展開研究，而制造業(yè)作為推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動力，其發(fā)展特征與我國綠色發(fā)展和低碳發(fā)展的主題密切相關(guān)。因此，從制造業(yè)集聚視角研究數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的影響對我國低碳發(fā)展與高質(zhì)量發(fā)展存在一定的理論意義與實踐意義。鑒于此，本文通過梳理數(shù)字經(jīng)濟、制造業(yè)集聚與碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系，實證檢驗數(shù)字經(jīng)濟與制造業(yè)集聚對碳生產(chǎn)率的影響。

三、作用機制與研究假設(shè)

(一)數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的提升作用

已有研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟已成為企業(yè)生產(chǎn)與發(fā)展過程中的關(guān)鍵生產(chǎn)要素[26]。但與傳統(tǒng)要素不同的是，數(shù)字經(jīng)濟作為虛擬要素并不直接作用于產(chǎn)品生產(chǎn)，而是通過技術(shù)進步以及優(yōu)化其他要素配置來影響生產(chǎn)。因此，下文在考慮數(shù)字經(jīng)濟通過優(yōu)化資源配置以及促進減排技術(shù)發(fā)展的基礎(chǔ)上，探究數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對碳生產(chǎn)率的影響。首先，考慮勞動、資本和中間品等作為要素投入的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，企業(yè)的產(chǎn)出水平Q可以表示為：

Q=AαaLαlKαkMαm

(1)

式(1)中，Q代表企業(yè)的產(chǎn)出水平，A為外生技術(shù)進步，L、K和M分別表示勞動、資本與中間品要素，αa、αl、αk和αm分別為對應(yīng)生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)。

進一步，為了將企業(yè)的碳排放量納入生產(chǎn)函數(shù)中，本文參照Shapiro和Walker的做法[27]，將企業(yè)的產(chǎn)出分為凈產(chǎn)出與減排產(chǎn)出，即企業(yè)將總產(chǎn)出的一部分(假設(shè)該部分產(chǎn)出占總產(chǎn)出的比例為φ)用于減排活動，則可以得到企業(yè)的凈產(chǎn)出方程與碳排放方程：

Y=(1-φ)Q

(2)

CO2=(1-φ)1/αQ

(3)

式(2)(3)中，φ為企業(yè)用于碳減排的部分產(chǎn)出占企業(yè)總產(chǎn)出的比例，α為企業(yè)的減排技術(shù)，且α∈(0,1)，從式(3)可知，二氧化碳的排放量與產(chǎn)出正相關(guān)，與企業(yè)的減排投入以及企業(yè)的減排技術(shù)負相關(guān)。通過式(2)解出1-φ，并結(jié)合式(1)和式(3)可得二氧化碳與碳減排技術(shù)以及各生產(chǎn)要素之間的關(guān)系式如下：

CO2=Y1/αAαa(1-1/α)Lαl(1-1/α)Kαk(1-1/α)Mαm(1-1/α)

(4)

觀察式(4)可知，二氧化碳的排放量與各生產(chǎn)要素的投入量正相關(guān)，而與碳減排技術(shù)α負相關(guān)，而數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展一方面能夠優(yōu)化要素的配置，使得企業(yè)單位凈產(chǎn)出Y所耗用的勞動、資本以及中間品等要素量減少，從而減少二氧化碳的排放量；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠促進減排技術(shù)的提升，降低碳排放量，而在總產(chǎn)出不變的情況下，碳排放總量的減少將提升碳生產(chǎn)率水平?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)1：

假設(shè)1：數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對碳生產(chǎn)率的提升存在正向作用。

(二)數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率影響的中介傳導(dǎo)機制

通過以上分析可知，數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率之間存在密切的聯(lián)系，這種聯(lián)系可能通過不同的中介進行傳導(dǎo)，下文進一步討論數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

從技術(shù)創(chuàng)新角度，數(shù)字經(jīng)濟作為技術(shù)創(chuàng)新的外在表現(xiàn)之一，其發(fā)展能通過有效的傳播方式實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的擴散與迭代，產(chǎn)生知識累積效應(yīng)，從而促進技術(shù)創(chuàng)新[28]。而已有研究表明，無論技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)生是否清潔，均能改善環(huán)境污染，降低碳排放量[29]。進一步，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠聯(lián)結(jié)不同的創(chuàng)新主體，實現(xiàn)相關(guān)知識共享，提升城市創(chuàng)新水平，從而進一步強化技術(shù)創(chuàng)新的減排效應(yīng)[30]。從資源配置角度，徐維祥等認為，提升資源配置效率是解決經(jīng)濟增長與環(huán)境保護矛盾的關(guān)鍵所在[31]，而數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展一方面能夠通過網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)增加有效信息的供給、完善價格機制，改變傳統(tǒng)的交易形式，減少供需雙方的無效交易，提升資源配置效率，從而通過減少供需雙方的流通活動來降低碳排放量[32]；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展促使互聯(lián)網(wǎng)成為新一代市場經(jīng)濟的資源配置工具，能夠有效地提升資本、勞動與能源等要素的配置效率，從而降低碳排放量[31]。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級角度，葛立宇等認為，數(shù)字經(jīng)濟具備規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)與長尾效應(yīng)，能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級[33]，即數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展可以改變原有市場結(jié)構(gòu)，突破資源配置的原有邊界，從而促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動密集型和資本密集型向技術(shù)密集型和環(huán)境友好型方向轉(zhuǎn)變[34]。于斌斌認為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的核心是實現(xiàn)資源由低利用效率的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至高利用效率的產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)資源要素由第一產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，從而減少碳排放量[35]。通過以上分析可知，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠通過促進技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及提升資源配置效率的方式減少碳排放量，而根據(jù)碳生產(chǎn)率的定義(單位二氧化碳的GDP產(chǎn)出水平)可知，在保證區(qū)域總產(chǎn)出不變的情況下，碳排放總量的減少將提升區(qū)域的碳生產(chǎn)率水平?；谝陨戏治?，提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2：數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠通過技術(shù)創(chuàng)新、 資源配置效率提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對碳生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生正向作用。

(三)數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率影響的空間溢出效應(yīng)

關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率影響的空間溢出效應(yīng)，現(xiàn)有研究指出數(shù)字經(jīng)濟不受地理方位的限制，數(shù)字經(jīng)濟中的信息技術(shù)的發(fā)展能夠促進企業(yè)減排技術(shù)的傳播，充分發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟的溢出效應(yīng)與擴散效應(yīng)[2]，從而不但可以促進各區(qū)域自身碳生產(chǎn)率的提升，而且對其他區(qū)域碳生產(chǎn)率的提升具有正向溢出效應(yīng)。徐維祥等探討了城市層面數(shù)字經(jīng)濟對碳排放的影響及其空間溢出效應(yīng)，研究結(jié)果表明，各城市之間的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平存在顯著的空間異質(zhì)性特征，且數(shù)字經(jīng)濟對碳減排存在空間溢出效應(yīng)和溢出邊界效應(yīng)，但不同區(qū)域的空間溢出效應(yīng)存在較大的差異[31]，因此，不同區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對碳生產(chǎn)率的正向作用也可能存在正向空間溢出效應(yīng)。余姍等研究表明，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠推動不同區(qū)域間的資源整合，優(yōu)化區(qū)域間的生產(chǎn)布局，提高區(qū)域間的能源利用效率，從而對各區(qū)域自身碳生產(chǎn)率提升產(chǎn)生正向作用的同時，對周邊區(qū)域碳生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生溢出效應(yīng)[36]。此外，數(shù)字經(jīng)濟還可以形成積極的示范效應(yīng)，推動傳統(tǒng)生產(chǎn)要素資源從邊際收益較低的區(qū)域向邊際收益較高的區(qū)域轉(zhuǎn)移，帶動周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，從而促進周邊區(qū)域碳生產(chǎn)率的提升[37]?；谝陨戏治?，提出研究假設(shè)3。

假設(shè)3：數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用存在空間溢出效應(yīng)。

(四)制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率關(guān)系的非線性調(diào)節(jié)作用

Chaney、Goldfarb和Tucker認為企業(yè)在生產(chǎn)以及貿(mào)易的過程中，普遍存在運輸成本、營銷成本、搜尋成本以及沉沒成本等，而制造業(yè)集聚能夠通過集聚效應(yīng)降低企業(yè)的這部分成本，從而減少企業(yè)生產(chǎn)貿(mào)易過程中的能源消耗，進而提升企業(yè)的碳生產(chǎn)率[38][39]。其主要作用機制如下：

根據(jù)Lanz和Piermartini的分析框架[40]，假設(shè)生產(chǎn)一種最終產(chǎn)品需要N個企業(yè)參與，且需要經(jīng)過S個階段，下游企業(yè)從上游企業(yè)處購買中間品(假設(shè)中間品的價值增量為VI)，最終產(chǎn)品的生產(chǎn)成本C(s)包括企業(yè)的生產(chǎn)成本和貿(mào)易成本，而貿(mào)易成本又可分為可積貿(mào)易成本ts與可加貿(mào)易成本(主要包括運輸成本Fs、制度成本Gs以及沉沒成本Ms等)。則根據(jù)Lanz和Piermartini的理論框架可得:

C(s)=(1+ts)[(1+ts-1)VI-1+FS-1+Gs-1+Ms-1]+(1+ts)VI+FS+GS+MS

(5)

為了說明制造業(yè)集聚與碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系，我們在以上分析的基礎(chǔ)上引入一個簡單的例子。假設(shè)銷售的最終產(chǎn)品由三家企業(yè)按照順序生產(chǎn)，我們定義T=1+ts，則根據(jù)式(5)可知:

C(1)=T1VI1+Fs1+Gs1+Ms1

(6)

C(2)=T2C(1)+T2VI2+FS2+GS2+MS2

(7)

C(3)=T3C(2)+T3VI3+FS3+GS3+MS3

(8)

觀察式(6)～(8)可知，生產(chǎn)最終產(chǎn)品的總成本由不同階段的生產(chǎn)成本與貿(mào)易成本構(gòu)成，而制造業(yè)集聚能夠有效降低上下游企業(yè)在運輸、交流與營銷過程中產(chǎn)生的貿(mào)易成本[41]，進而減少企業(yè)對能源的消耗,從而提升碳生產(chǎn)率。此外，根據(jù)文獻回顧中制造業(yè)集聚對碳生產(chǎn)率負外部性的分析可知，當制造業(yè)的集聚程度達到某一閾值后，將產(chǎn)生收入效應(yīng)[23]、規(guī)模效應(yīng)與擁擠效應(yīng)[25]，從而增加企業(yè)的能源消耗量、降低企業(yè)的能源利用效率，進而降低企業(yè)的碳生產(chǎn)率?；谝陨戏治?，提出研究假設(shè)4：

假設(shè)4：制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率之間的關(guān)系存在非線性調(diào)節(jié)作用。

四、模型設(shè)定與指標測度

為了對上文的假設(shè)進行檢驗，下文運用 2011-2019年的省級面板數(shù)據(jù)，首先使用雙固定效應(yīng)模型實證檢驗數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用。其次，運用中介效應(yīng)模型檢驗技術(shù)創(chuàng)新、 資源配置效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介傳導(dǎo)作用。最后，運用面板空間模型以及面板門檻模型實證檢驗數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率正向作用的空間溢出效應(yīng)以及制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率關(guān)系的非線性調(diào)節(jié)作用。

(一)模型設(shè)定

1.數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率影響的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

根據(jù)理論分析可知，數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率之間可能存在正相關(guān)的關(guān)系，本文構(gòu)建雙固定效應(yīng)模型進行實證檢驗，具體模型如式(9)所示：

Cpdit=α0+α1Decit+φkXit+ui+ut+εit

(9)

式(9)中，Cpd為省級層面的碳生產(chǎn)率，Dec為省級層面的數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)，X為省級層面控制變量，i和t分別為省份和年份，α0為常數(shù)項系數(shù)，α1和φk分別為數(shù)字經(jīng)濟與控制變量的回歸系數(shù)，ui為省份固定效應(yīng)，ut為時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

2.中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

為了檢驗技術(shù)創(chuàng)新、 資源配置效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)，本文借鑒Baron 和 Kenny提出的三步法進行檢驗[42]。具體模型如式(9)(10)和(11)所示：

Medit=β0+βkDecit+φkXit+ui+ut+εit

(10)

Cpdit=σ0+σ1Decit+σkMedit+φkXit+ui+ut+εit

(11)

式(10)(11)中，Med為中介變量(包括技術(shù)創(chuàng)新、資源配置效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級)，中介效應(yīng)的檢驗原理為：第一步，檢驗數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用是否存在，即檢驗式(9)中的α1是否顯著為正。第二步，在式(9)得到驗證后，檢驗數(shù)字經(jīng)濟對中介變量是否具有促進作用，即檢驗式(10)中的βk是否顯著為正。第三步，在式(10)得到驗證后，將數(shù)字經(jīng)濟與中介變量納入同一個模型，檢驗中介變量的中介效應(yīng)是否存在，若式(11)中的σk顯著且σ1顯著，則表明中介變量為部分中介；若σk顯著而σ1不顯著則表明中介變量為完全中介；若σk不顯著，則表明中介變量不具有中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

3.數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率影響的空間溢出效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

本文采用空間計量模型對假設(shè)3進行檢驗?？臻g效應(yīng)可能來自碳生產(chǎn)率，也可能來自數(shù)字經(jīng)濟以及兩者的誤差項。因此，本文參考已有研究[43]，采用空間杜賓模型檢驗數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)，具體模型如式(12)所示：

(12)

式(12)中，δ1和δ2分別為碳生產(chǎn)率的空間自回歸系數(shù)和數(shù)字經(jīng)濟的空間效應(yīng)回歸系數(shù)，ωij為空間權(quán)重矩陣Wi所對應(yīng)的元素。數(shù)字經(jīng)濟具有不受地理空間限制的特點，因此不同省份對碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)不僅與省份是否相鄰相關(guān)，而且可能與不同省份的經(jīng)濟發(fā)展相關(guān)，因此為了保證回歸結(jié)果的準確性，本文選取Rook銜接一階鄰近空間權(quán)重矩陣(W1)、地理距離空間權(quán)重矩陣(W2)和經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣(W3)進行實證檢驗。其中，W1權(quán)重矩陣的矩陣元素ωij表示i省與j省是否為Rook銜接鄰近省份，如果是則取值為1，否則取值為0；W2權(quán)重矩陣的矩陣元素ωij表示i省省會城市與j省省會城市距離的倒數(shù)；W3權(quán)重矩陣的矩陣元素ωij表示i省GDP與j省GDP差值絕對值的倒數(shù)。

4.制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率關(guān)系的非線性調(diào)節(jié)作用的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

本文借鑒Hansen 的方法構(gòu)建以制造業(yè)集聚為門檻變量的門檻效應(yīng)模型[44]，對假設(shè)4進行檢驗，具體的模型如式(13)所示：

Cpdit=α0+α1Decit·I(Magit≤γ1)+α2Decit·I(γ1

αnDecit·I(γn-1

(13)

式(13)中，Mag為制造業(yè)集聚，γ1…γn為門檻值，I(·)為示性函數(shù)，當括號內(nèi)的條件得到滿足時取值為1，否則取值為0，α1…αn為對應(yīng)的回歸系數(shù)。

(二)變量選取與測度

1.數(shù)字經(jīng)濟的測度及結(jié)果分析

關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟(Dec)的測度，早在2014年歐盟便使用寬帶接入、數(shù)字技術(shù)應(yīng)用等五個一級指標和其所對應(yīng)的31個二級指標對數(shù)字經(jīng)濟進行了測度，并公布了數(shù)字經(jīng)濟與社會指數(shù)用于反映數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展水平。OECD也于2018年采用衛(wèi)星賬戶構(gòu)建方法測度了數(shù)字經(jīng)濟規(guī)模。伴隨數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的不斷深入，近年來中國學(xué)者也采用了一系列方法對數(shù)字經(jīng)濟進行了測度。宋洋從數(shù)字經(jīng)濟的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)兩個維度，選取信息技術(shù)服務(wù)收入、軟件收入等指標對各省的數(shù)字經(jīng)濟水平進行測度[1]；葛和平和吳福象運用熵權(quán)TOPSIS法，從發(fā)展環(huán)境、產(chǎn)業(yè)數(shù)字化、數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與數(shù)字化治理四個維度對我國各省的數(shù)字經(jīng)濟進行了測度[45]；李雪等則采用主成分分析法，分別從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展以及數(shù)字金融兩個方面對數(shù)字經(jīng)濟進行測度[46]。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，借鑒葛和平和吳福象的研究方法[45]，選取數(shù)字經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?、?shù)字經(jīng)濟運用能力與數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境四個一級指標和對應(yīng)的二級指標對數(shù)字經(jīng)濟進行測度，并采用熵權(quán)法計算數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)，具體測度指標如表1所示：

表1 數(shù)字經(jīng)濟綜合測度指標

根據(jù)上文的測度指標與方法，本文測度出了2011-2019年各省數(shù)字經(jīng)濟的綜合指數(shù)，并進行了相應(yīng)的發(fā)展趨勢分析和空間差異性分析①。分析結(jié)果表明，我國各省份的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平雖然在不斷提升，但仍處于較低水平(大多數(shù)省份的數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)低于0.4)；不同省份數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展存在差異，其中東部省份的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平顯著高于中部和西部。

2.碳生產(chǎn)率的測度

省級層面碳生產(chǎn)率的測度借鑒孫華平和杜秀梅的測度方法[47]，使用各省GDP與各省碳排放總量的比值表示，公式見式(14)：

Cpdit=Gdit/Cdit

(14)

式(14)中，Cpd為省級層面的碳生產(chǎn)率，Gd為省級層面的GDP，Cd為省級層面的CO2排放總量，由各省8種主要化石能源的消耗量折算得到。

3.制造業(yè)集聚(Mag)的測度

本文借鑒Combes的方法對制造業(yè)集聚進行測度[48]，具體計算公式見式(15)：

(15)

式(15)中，Magi為省份i的制造業(yè)集聚水平，Oeis為省份i制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，Oei為省份i的總就業(yè)人數(shù)，Oes為全國制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，Oe為全國就業(yè)人數(shù)。

4.中介變量的測度

關(guān)于省級層面技術(shù)創(chuàng)新的測度，已有研究通常采用各省專利申請授權(quán)總數(shù)或各省研發(fā)投入總額進行表示[49]，鑒于本文測度數(shù)字經(jīng)濟指標時已經(jīng)使用專利申請授權(quán)數(shù)量，為防止出現(xiàn)變量共線性問題，本文參照宋洋的做法[1]，使用人均R&D人員全時當量(使用各省R&D人員全時當量與各省總?cè)丝诘谋戎当硎?對技術(shù)創(chuàng)新(Tec)進行測度。結(jié)合相關(guān)研究[50]，本文采用資源錯配指數(shù)衡量資源配置效率(Rad)。本文借鑒葛立宇等的做法[33]，使用各省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(Uis)進行測度。

5.控制變量的選取與測度

控制變量參照邵帥等的做法[51]，選取人均收入水平(Iph，使用各省人均GDP表示)、城鎮(zhèn)化水平(Url，使用各省城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎当硎?、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ins，使用各省工業(yè)增加值與各省GDP的比值表示)、對外開放度(Fdw，使用各省進出口總額與GDP的比值表示)和市場化進程(Prm，使用各省非國有職工人數(shù)與各省職工人數(shù)的比值表示)。

(三)數(shù)據(jù)來源

2011-2019年各省數(shù)字經(jīng)濟測度指標的數(shù)據(jù)、省級層面碳生產(chǎn)率、制造業(yè)集聚的測度數(shù)據(jù)與省級層面控制變量的數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計年鑒、《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國人口就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)。除數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)、碳生產(chǎn)率、制造業(yè)集聚與百分比類數(shù)據(jù)外，均進行取對數(shù)操作，以消除量綱的影響，主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

五、實證檢驗

(一)數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率關(guān)系的檢驗結(jié)果

1.基準回歸

本文進行了相應(yīng)的LR檢驗、F檢驗和Hausman檢驗，檢驗結(jié)果均在1%水平上拒絕使用混合回歸的原假設(shè)，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，同時報告了聚類穩(wěn)健OLS的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果見表3。觀察回歸結(jié)果可知，在逐個加入控制變量的過程中，數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用較為穩(wěn)健，在加入所有控制變量后，數(shù)字經(jīng)濟每變動1%，碳生產(chǎn)率提升0.4275%，且該結(jié)果在1%水平上顯著，證明假設(shè)1成立。關(guān)于控制變量，人均收入與碳生產(chǎn)率負相關(guān)，即人均收入水平越高，碳生產(chǎn)率越低，主要原因在于，人均收入越高的省份，其制造業(yè)通常更為發(fā)達，消耗的能源相對更多，從而降低碳生產(chǎn)率；城鎮(zhèn)化水平雖與碳生產(chǎn)率負相關(guān)，但作用強度較小，且僅在10%水平上顯著，即城鎮(zhèn)化的發(fā)展對碳生產(chǎn)率的負向作用較??；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳生產(chǎn)率負相關(guān)，即各省工業(yè)增加值越多，碳生產(chǎn)率越低，主要原因在于，工業(yè)是二氧化碳排放的主要來源，工業(yè)部門越多，其二氧化碳排放量越多，碳生產(chǎn)率越低；對外開放度則對碳生產(chǎn)率具有促進作用，即對外開放程度越高，碳生產(chǎn)率越高，這證明開放程度的提高并沒有使我國成為“污染避難所”，可能的原因在于，開放程度提高有利于引進環(huán)保技術(shù)，從而達到節(jié)能減排的效果；市場化進程與碳生產(chǎn)率呈正向變動關(guān)系，這與邵帥的研究結(jié)果一致[51]，即市場化發(fā)展能夠改善要素的配置效率，減少能源損耗，提升碳生產(chǎn)率。

表3 省級層面回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文一方面借鑒趙濤等的數(shù)字經(jīng)濟指標對省級層面的數(shù)字經(jīng)濟(Dec)重新進行測度[2]，得到新的省級層面的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平并進行實證檢驗(檢驗結(jié)果對應(yīng)表4第(1)列)；另一方面，本文使用R語言爬取2011-2019年各省百度指數(shù)中“數(shù)字經(jīng)濟”“數(shù)字化”等與數(shù)字經(jīng)濟相關(guān)的詞匯出現(xiàn)的數(shù)量，作為省級層面數(shù)字經(jīng)濟的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗(回歸結(jié)果對應(yīng)表4第(2)列)。觀察表4可知，數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率仍具有穩(wěn)定的正向作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.內(nèi)生性問題

根據(jù)上文研究可知，數(shù)字經(jīng)濟與技術(shù)創(chuàng)新存在一定的互促效應(yīng)，因此在使用式(10)實證檢驗技術(shù)創(chuàng)新中介傳導(dǎo)效應(yīng)的過程中，實證結(jié)果可能因數(shù)字經(jīng)濟與技術(shù)創(chuàng)新之間的內(nèi)生性產(chǎn)生一定偏差?；诖耍瑸榱吮ＷC檢驗結(jié)果的可靠性，本文參照趙濤等和黃群慧等的做法[2][52]，選取省級層面上一年度互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)與1984年各省份所擁有電話數(shù)量的乘積作為工具變量，對數(shù)字經(jīng)濟與技術(shù)創(chuàng)新之間的內(nèi)生性進行檢驗。數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展離不開信息技術(shù)的支持，而信息技術(shù)源于電話的普及，因此電話普及數(shù)量與數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展存在一定的正相關(guān)關(guān)系；然而，歷史上電話普及數(shù)量對當今各省份技術(shù)創(chuàng)新的影響甚微，滿足工具變量的排他性要求。內(nèi)生性檢驗結(jié)果見表5第(1)列，其中LM統(tǒng)計量表明工具變量和內(nèi)生變量之間存在相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)統(tǒng)計量的結(jié)果顯示拒絕存在弱工具變量的假設(shè)。觀察回歸結(jié)果可知，在使用工具變量進行回歸時，數(shù)字經(jīng)濟對技術(shù)創(chuàng)新的正向作用仍在5%水平上顯著。

(二)中介效應(yīng)檢驗

表5為中介變量的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，觀察表5第(2)列可知，數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率具有正向作用；觀察表5第(3)(4)(5)列可知，數(shù)字經(jīng)濟與技術(shù)創(chuàng)新、資源配置效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正相關(guān)；觀察表5第(6)列可知，在同時納入技術(shù)創(chuàng)新、資源配置效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級后，數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用有所減弱但仍在5%水平上顯著，且技術(shù)創(chuàng)新、資源配置效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對碳生產(chǎn)率的正向作用依然顯著，表明技術(shù)創(chuàng)新、資源配置效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的正向關(guān)系起到部分中介的作用，即假設(shè)2成立。

表5 內(nèi)生性問題及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

(三)數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率影響的空間溢出效應(yīng)檢驗

1.空間相關(guān)性檢驗

本文采用空間杜賓模型檢驗數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)，模型中既包括被解釋變量的空間回歸系數(shù)，也包括解釋變量的空間回歸系數(shù)，因此在進行空間面板回歸之前需對被解釋變量以及解釋變量的空間相關(guān)性進行檢驗。本文采用ESDA中的全局空間自相關(guān)指數(shù)(Moran′s I指數(shù))對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的空間自相關(guān)性進行檢驗。表6為2011年與2019年數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性檢驗結(jié)果，觀察表中各個空間權(quán)重矩陣下的P值可知，數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率均存在空間相關(guān)性，且均至少在5%水平上顯著。觀察系數(shù)可知，一方面，不同空間權(quán)重矩陣下，數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性存在一定差異，其中數(shù)字經(jīng)濟的空間相關(guān)性在W3空間權(quán)重矩陣下最大，在W1空間權(quán)重矩陣下最??；碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性則在W1空間權(quán)重矩陣下最大，在W3空間權(quán)重矩陣下最小。另一方面，對比2011年與2019年數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的系數(shù)可知，數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性均隨時間的推進而不斷下降。

表6 空間相關(guān)性檢驗

2.數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)檢驗結(jié)果

表7為數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)的檢驗結(jié)果，觀察δ1的回歸系數(shù)可知，在W1和W2空間權(quán)重矩陣下，面板空間杜賓模型的回歸結(jié)果顯示，碳生產(chǎn)率存在空間溢出效應(yīng)，而在W3空間權(quán)重矩陣下，碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)并不顯著。這表明碳生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)與各省之間距離的相關(guān)性較強，而與各省經(jīng)濟環(huán)境的相關(guān)性較弱。主要原因在于，一方面，二氧化碳可能會在相鄰省份與距離較近省份之間流動，從而影響碳生產(chǎn)率；另一方面，相鄰省份和距離較近省份之間的碳減排技術(shù)會通過學(xué)習(xí)效應(yīng)相互影響，從而形成空間溢出效應(yīng)。觀察δ2的回歸系數(shù)可知，在所有空間權(quán)重矩陣下，數(shù)字經(jīng)濟均對碳生產(chǎn)率具有空間溢出效應(yīng)，即數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展不但可以提升本省的碳生產(chǎn)率，而且能夠?qū)ζ渌》莸奶忌a(chǎn)率產(chǎn)生正向作用，證明假設(shè)3成立。主要原因為，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠打破地理空間的限制，通過信息技術(shù)實現(xiàn)碳減排技術(shù)的跨空間傳輸，從而產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。

表7 空間杜賓模型回歸結(jié)果

(四)制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率關(guān)系的非線性調(diào)節(jié)檢驗

根據(jù)理論分析，制造業(yè)集聚可能對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的關(guān)系存在非線性調(diào)節(jié)作用，因此需要運用門檻效應(yīng)模型進行檢驗，在進行門檻回歸前首先需確定制造業(yè)集聚是否存在門檻效應(yīng)，以及是否存在多個門檻值，因此需要對制造業(yè)集聚進行門檻檢驗。檢驗結(jié)果見表8，觀察檢驗結(jié)果可知，制造業(yè)集聚存在單一門檻，且在5%水平上顯著，門檻值為0.4882。

表8 門檻效應(yīng)檢驗

表9為數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果。觀察表9可知，當制造業(yè)集聚水平小于0.4882時，數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率具有正向作用，其回歸系數(shù)為0.5012，在1%水平上顯著，通過對比表3第(6)列與表9第(1)列的回歸系數(shù)可知，當制造業(yè)集聚水平小于0.4882時，制造業(yè)集聚能夠加大數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用。當制造業(yè)集聚水平大于或等于0.4882時，數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率仍然具有正向作用，但第(3)列的回歸系數(shù)小于表3第(6)列的回歸系數(shù)，即當制造業(yè)集聚水平大于或等于0.4882時，制造業(yè)集聚會削減數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用。綜上可知，制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的關(guān)系具有非線性調(diào)節(jié)作用，故假設(shè)4成立。

表9 門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策建議

本文通過分析數(shù)字經(jīng)濟、制造業(yè)集聚與碳生產(chǎn)率之間的作用關(guān)系及傳導(dǎo)機制，并結(jié)合2011-2019年省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了數(shù)字經(jīng)濟、制造業(yè)集聚對碳生產(chǎn)率的影響。主要研究結(jié)論包括：(1)數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對碳生產(chǎn)率的提升存在正向作用。(2)技術(shù)創(chuàng)新、資源配置效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的正向關(guān)系具有中介傳導(dǎo)作用。(3)數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用存在空間溢出效應(yīng)，即各省數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展不但有利于本省碳生產(chǎn)率的提升，而且能夠通過空間溢出效應(yīng)提升其他省份的碳生產(chǎn)率。(4)制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率之間的正向關(guān)系存在非線性調(diào)節(jié)作用，即當制造業(yè)集聚水平低于門檻值時，有利于增強數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用；當制造業(yè)集聚水平高于門檻值時，則會削減數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用。

結(jié)合研究結(jié)論，本文給出如下建議：(1)加大數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展投入。數(shù)字經(jīng)濟具有促進經(jīng)濟發(fā)展與提升碳生產(chǎn)率的雙重功效，而我國數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展速度雖然較快，但發(fā)展水平仍然較低，且東部與西部數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展水平存在較大差異，不利于我國經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展?；诖耍瑧?yīng)當進一步加大數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展投入，尤其是中西部數(shù)字經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入，從而緩解我國區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)問題并加快我國經(jīng)濟向高質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展模式轉(zhuǎn)變的步伐。(2)提升中西部省份制造業(yè)集聚水平。盡管制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率的正向關(guān)系具有非線性調(diào)節(jié)作用，即制造業(yè)集聚程度過高可能導(dǎo)致收入效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)與擁擠效應(yīng)，從而削減數(shù)字經(jīng)濟對碳生產(chǎn)率的正向作用，但當前我國僅有少數(shù)處于東部省份的制造業(yè)集聚水平超過門檻值，我國絕大部分省份的制造業(yè)集聚水平仍然較低，因此，一方面應(yīng)當促進制造業(yè)集聚水平較高省份的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，減緩收入效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)與擁擠效應(yīng)對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率正向關(guān)系的削減效應(yīng)；另一方面，應(yīng)當打破中西部產(chǎn)業(yè)融合壁壘，提升中西部省份的制造業(yè)集聚水平，充分發(fā)揮制造業(yè)集聚對數(shù)字經(jīng)濟與碳生產(chǎn)率正向關(guān)系的促進作用。(3)增加企業(yè)數(shù)字經(jīng)濟及碳減排技術(shù)的研發(fā)投入。技術(shù)創(chuàng)新是數(shù)字經(jīng)濟促進碳生產(chǎn)率提升的重要途徑，而原始創(chuàng)新主要來自企業(yè)，因此應(yīng)當加大企業(yè)對數(shù)字經(jīng)濟以及碳減排技術(shù)的研發(fā)投入，促進數(shù)字經(jīng)濟對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用，在提升企業(yè)經(jīng)濟效益的同時，提升碳生產(chǎn)率。

注釋：

①因西藏的數(shù)據(jù)缺失較多，故刪除西藏樣本，且不包含港澳臺數(shù)字經(jīng)濟的測度。限于篇幅，測度結(jié)果與空間差異性分析備索。