摘 要：基于梳理綠色技術創(chuàng)新與制造業(yè)升級的數(shù)理邏輯，運用2005—2021年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，構建雙向固定效應模型，并引入碳排放這一中介變量，實證檢驗變量之間的影響作用。研究發(fā)現(xiàn)：①綠色技術創(chuàng)新可有效促進制造業(yè)合理化發(fā)展與高級化發(fā)展；②經(jīng)過了內生性控制與穩(wěn)健性檢驗后，結論依舊成立；③我國東、中西部地區(qū)因其經(jīng)濟發(fā)展、資源稟賦等因素不同，導致綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的影響存在異質性；④碳排放存在中介效應，綠色技術創(chuàng)新可以通過削減碳排放來促進制造業(yè)升級。因此，在未來實現(xiàn)制造業(yè)升級過程中，要突破制造業(yè)，尤其是重污染行業(yè)綠色技術創(chuàng)新的瓶頸，突破“信息孤島”，搭建綠色技術有效、安全交流平臺，同時，促進制造業(yè)升級過程中要注意對環(huán)境的保護，避免通過綠色技術創(chuàng)新促進制造業(yè)升級過程中產(chǎn)生負的外部性。

關鍵詞：制造業(yè)升級；綠色技術創(chuàng)新；碳排放；中介效應

中圖分類號：F832.5；F425；X196；F273.1 文獻標識碼：A 文章編號：1671-9255（2024）03-0034-07

一、引言

黨的二十大報告提出了要推進制造業(yè)的高端化、智能化和綠色化發(fā)展，很多地方都對此做出了回應，紛紛出臺了高端化、智能化、綠色化發(fā)展計劃，以加速制造業(yè)的轉型升級。在國際競爭日益激烈的情況下，以創(chuàng)新為導向，將制造業(yè)推向高端領域和環(huán)節(jié)是必然趨勢。制造業(yè)的可持續(xù)發(fā)展離不開綠色化發(fā)展，綠色化發(fā)展必須倚靠綠色技術的不斷創(chuàng)新與突破，以技術創(chuàng)新，特別是以綠色技術創(chuàng)新為驅動的制造業(yè)轉型，不但是重塑我國制造業(yè)競爭優(yōu)勢、鞏固其國際地位的必經(jīng)之路，也是我國今后發(fā)展戰(zhàn)略的需要，更是順應世界產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新趨勢、加速建設創(chuàng)新型國家的必然選擇（肖興志等，2022）[1]。綠色技術創(chuàng)新是我國推動綠色發(fā)展的重要支撐力?？萍疾坑“l(fā)了《關于進一步完善市場導向的綠色技術創(chuàng)新體系實施方案（2023—2025年）》，其中，綠色技術創(chuàng)新的需求指出要定期向各地區(qū)重點企業(yè)征集技術難點與技術需求，重點攻克專項技術，努力研發(fā)綠色技術，早日達到國際標準水平；與此同時，還需要通過發(fā)展綠色技術創(chuàng)新企業(yè)，強化創(chuàng)新平臺基地的建設，激發(fā)科研院所的創(chuàng)新活力，推動創(chuàng)新主體的協(xié)同融合，讓金融與綠色技術協(xié)同機制更好地發(fā)揮。推動綠色技術創(chuàng)新的協(xié)同，為技術創(chuàng)新提供更多的支持?？梢?，綠色技術創(chuàng)新已成為當下促進制造業(yè)發(fā)展的關鍵要素。產(chǎn)業(yè)結構升級主要依賴技術創(chuàng)新帶來的碳排減實現(xiàn)，考慮到我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、科技發(fā)展、資源稟賦水平差異較大的基本國情，碳減排助力綠色技術創(chuàng)新促進制造業(yè)升級的效應可能會存在區(qū)域異質性（田虹和秦喜亮，2024）[2]。

基于上述背景，本文主要考察綠色技術創(chuàng)新對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的具體影響作用。本文試圖建立模型通過統(tǒng)計方法深入分析研究制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級和綠色技術創(chuàng)新之間的影響關系，檢驗綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的異質性影響，以及探究綠色技術創(chuàng)新對中國制造業(yè)升級的影響機制，并提出合理的對策建議，為我國制造業(yè)綠色技術創(chuàng)新的發(fā)展與進步提供理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設

（一）綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的影響

綠色技術創(chuàng)新是經(jīng)濟實現(xiàn)綠色發(fā)展的重要路徑（Ghisetti and Quatraro 2017）[3]，也是推動產(chǎn)業(yè)升級的重要手段。綠色技術創(chuàng)新主要通過提高企業(yè)生產(chǎn)效率，節(jié)能減排和優(yōu)化資源配置，滿足消費者新型綠色產(chǎn)品需求，催生新的綠色化產(chǎn)業(yè)，來實現(xiàn)制造業(yè)的轉型升級。首先，綠色技術創(chuàng)新能夠提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，降低成本，并在市場機制的作用下，使得低生產(chǎn)率企業(yè)退出市場，高利潤企業(yè)吸引更多的勞動力，促進產(chǎn)業(yè)升級（郭艷萍等，2022）[4]。綠色技術創(chuàng)新存在資源導向功能，綠色技術創(chuàng)新的“倒逼效應”和“誘導效應”共同促進產(chǎn)業(yè)升級，與此同時，其典型的“綠化”功能會推動綠色升級，改善“兩高”產(chǎn)業(yè)情況和生產(chǎn)技術水平，進而驅動產(chǎn)業(yè)升級（韓先鋒等，2023）[5]。其次，推行綠色創(chuàng)新策略，可以提升公司的資源利用效率，促使發(fā)展方式向集約型和知識型轉變，從而實現(xiàn)公司的可持續(xù)發(fā)展（WANG et al.，2021）[6]。原毅軍等（2019）[7]通過理論模型分析企業(yè)綠色技術創(chuàng)新降低其邊際成本主要是新設備提高綠色制造能力，實現(xiàn)節(jié)能減排，以及國家政策的大力支持與補貼，并且隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，居民對于綠色產(chǎn)品的偏好加快了制造業(yè)的轉型。節(jié)能減排的實現(xiàn)和資源要素利用率的提高使得落后產(chǎn)能被淘汰，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的結構合理化與高端化發(fā)展。與此同時，產(chǎn)業(yè)結構升級也會反向推動綠色技術創(chuàng)新。產(chǎn)業(yè)結構升級主要通過節(jié)能減排效應和資源優(yōu)化配置效應來提高綠色全要素生產(chǎn)率，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化會使得企業(yè)勞動與資本密集型逐漸轉向技術密集型，碳排放降低、企業(yè)綠色化發(fā)展、資源優(yōu)化配置，進而促進綠色技術創(chuàng)新（鄭素蘭等，2024）[8]。最后，綠色技術創(chuàng)新通過將綠色技術應用到對企業(yè)生產(chǎn)的三個環(huán)節(jié)實現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)結構的正向作用，在初級階段聚焦生產(chǎn)技術與設備的綠色化改進，在加速階段由綠色創(chuàng)新催生的新產(chǎn)品與工藝滿足了消費者高層次的綠色消費需求，到了成熟階段，新的環(huán)保型產(chǎn)業(yè)被催生和激發(fā)，并與上下游產(chǎn)業(yè)相互關聯(lián)，共同綠色化發(fā)展（徐盈之等，2021）[9]。

有一些學者指出地區(qū)間的綠色金融水平有所不同，綠色技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響也有所不同。各地區(qū)由于經(jīng)濟金融發(fā)展水平、資源稟賦、地理位置、環(huán)境政策等一系列因素的不同，使得綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的影響存在異質性。張峰和劉家悅（2023）[10]研究指出，資本密集型、勞動密集型和技術密集型制造業(yè)對勞動力和資源要素投入等方面的需求不同，前兩類型制造業(yè)并不需要較高的綠色技術創(chuàng)新水平，后者的生產(chǎn)要求有更高的技術與清潔特征，所以更加重視綠色技術創(chuàng)新。逯進和李婷婷等（2021）[11]研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級與技術創(chuàng)新在“領先型”“追趕型”“落后型”三種不同分類模式下，對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在異質性?；谝陨戏治?，提出本文的研究假設：

假設1：綠色技術創(chuàng)新會有效促進地區(qū)制造業(yè)升級。

假設2：綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的影響存在異質性。

（二）綠色技術創(chuàng)新、碳排放與制造業(yè)升級

一方面綠色技術創(chuàng)新通過其帶來的技術進步、學習效應和技術積累效應會直接影響碳排放效率；另一方面，綠色技術創(chuàng)新會通過環(huán)境規(guī)制水平的提高產(chǎn)生“虹吸效應”進而促進區(qū)域城鎮(zhèn)化，使得產(chǎn)業(yè)集群、規(guī)模效應與產(chǎn)業(yè)協(xié)同效應得到提高，以及其溢出效應推動產(chǎn)業(yè)結構高級化帶來的“結構紅利”間接影響碳排放效率（邵帥等，2019）[12]，與此同時，低碳試點政策可有效利用產(chǎn)業(yè)結構升級的“結構紅利”，實現(xiàn)節(jié)約生產(chǎn)成本、提高資源利用率、環(huán)境改善等效用進而綜合實現(xiàn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升（干春暉等，2011）[13]。

碳排放是綠色技術創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的重要機制，部分學者對碳排放與產(chǎn)業(yè)升級的關系進行了探討與研究。陳忱和高然（2023）[14]利用2011年碳排放權交易試點政策作為其研究的準自然實驗，研究碳排放權交易試點對各省產(chǎn)業(yè)結構的影響情況，結果表明碳排放權交易對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級存在正向促進作用。張靜等（2023）[15]實證發(fā)現(xiàn)，碳排放交易雖然會顯著促進產(chǎn)業(yè)結構合理化發(fā)展，但是對產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展有一定的抑制作用。也有部分學者研究發(fā)現(xiàn)，碳排放與產(chǎn)業(yè)機構升級相互影響存在異質性，王釗和王良虎（2019）[16]總結得出產(chǎn)業(yè)結構升級對碳排放的影響存在兩種觀點：一是產(chǎn)業(yè)結構升級會顯著降低碳排放量，尤其是提升其高端化水平；二是相較于產(chǎn)業(yè)升級的作用技術進步與替代性能源對于減少碳排放的作用會更明顯?；谏衔牡奈墨I梳理，發(fā)現(xiàn)削減碳排放可以助力綠色技術創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)升級。碳排放強度和策略是否適宜與科學可能會直接影響綠色技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的作用?；诖?，提出本文的研究假設3。

假設3：綠色技術創(chuàng)新通過削減碳排放從而促進制造業(yè)升級。

三、變量說明與模型構建

（一）模型構建

為檢驗綠色技術創(chuàng)新對中國制造業(yè)升級的影響作用，構建如下面板模型：

（1）

模型中MFUGit代表i地區(qū)制造業(yè)第t年的升級水平；GTIit代表i地區(qū)第t年的綠色技術創(chuàng)新水平；X代表控制變量；Tt代表時間固定效應；Zi代表地區(qū)固定效應；?it代表隨機擾動項。

為了分析綠色技術創(chuàng)新驅動中國制造業(yè)升級的作用機制，將碳排放量CEit作為中介變量加入回歸模型進行相關檢驗分析，具體模型構建如下：

（2）

（3）

（二）變量選取

1．解釋變量：綠色技術相關概念由Ernest等最先提出，參考已有文獻周肖肖等（2023）[17]的做法，本文以綠色專利申請數(shù)量來度量綠色技術創(chuàng)新，以地區(qū)每萬人綠色專利申請量（GTIa）來衡量指標，從中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）獲得申請數(shù)量并整理。為了保證本研究的穩(wěn)健性，參考王洪慶和張瑩（2020）[18]做法采用地區(qū)每萬人綠色專利授權量（GTIb）作為穩(wěn)健性檢驗指標。

2．被解釋變量：本文借鑒宋曉玲和李金葉（2022）[19]、傅元海等（2014）[20]的研究，將制造業(yè)劃分為高端產(chǎn)業(yè)、中端產(chǎn)業(yè)和低端產(chǎn)業(yè)。用制造業(yè)合理化和制造業(yè)高級化兩個指標衡量制造業(yè)升級，其中，制造業(yè)合理化指標采用泰爾指數(shù)表示，制造業(yè)高級化指標選用高端產(chǎn)業(yè)與中端產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入之比來衡量。

（1）制造業(yè)合理化

采用韓峰和楊立高（2020）[21]、傅元海等（2014）[20]和干春暉等（2011）[13]學者的做法，使用泰爾指數(shù)衡量省級層面制造業(yè)升級過程中的合理化水平，公式如下：

（4）

其中，MFUGIR為制造業(yè)合理化指數(shù)， 、 、 分別代表高端、中端和低端制造業(yè)的主營業(yè)務收入， 、 、 分別為三種制造業(yè)的就業(yè)人口，Y代表三種制造業(yè)主營業(yè)務收入之和，L 代表就業(yè)人口總和。

（5）

一般而言， 的取值應該是0，即MFUGIR的取值越接近0，說明制造業(yè)合理化水平越高；反之則說明該地區(qū)的制造業(yè)結構不合理。

（2）制造業(yè)高級化

本研究借鑒宋曉玲和李金葉（2022）[19]和傅元海等（2014）[20]使用高端制造業(yè)與中端制造業(yè)的主營業(yè)務收入之比來衡量各個省份地區(qū)的制造業(yè)高級化水平。具體公式為：

（6）

其中，Y1與Y2的含義與上一小節(jié)的一樣。MFUGIH指數(shù)值越大，代表制造業(yè)高級化水平越高。

3．其他變量

（1）中介變量：碳排放量（CE）。從中國碳排放數(shù)據(jù)庫（CEADs）獲取測算的碳排放數(shù)據(jù)進行整理，并對碳排放總量取對數(shù)處理。

（2）控制變量：參考已有文獻，選用如下指標：研發(fā)強度（rds）、外商直接投資（fdi）、工業(yè)化水平（il）、政府支持（gs）、受教育水平（el）、就業(yè)密度（ed）、城鎮(zhèn)化水平（ul）。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文利用 2005—2021年30個省（市、自治區(qū)）（由于香港、澳門、臺灣和西藏數(shù)據(jù)可得性不高，故剔除樣本）的面板數(shù)據(jù)進行分析。數(shù)據(jù)主要從《中國統(tǒng)計年鑒》、國家知識產(chǎn)權局、《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國碳核算數(shù)據(jù)庫（CEADs）、《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各?。ㄊ?、自治區(qū)）國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報等查找整理。通過描述性統(tǒng)計分析，各變量的標準差都比較小，粗略分析來看比較穩(wěn)定，可以繼續(xù)用此數(shù)據(jù)進行實證分析。

四、綠色技術創(chuàng)新影響制造業(yè)升級的效果檢驗

（一）基準回歸

具體回歸情況如下：首先，分別檢驗綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)合理化和制造業(yè)高級化水平的影響效應，即表1列（1）、（3）結果說明：綠色技術創(chuàng)新每提高1單位會使制造業(yè)合理化水平降低0.008單位，使制造業(yè)高級化水平提高0.134單位，且均在1%的水平上顯著，可見綠色技術創(chuàng)新會有效促進制造業(yè)合理化與高級化發(fā)展；然后，加入控制變量后繼續(xù)做回歸，得到表1列（2）、（4）的結果，核心解釋變量系數(shù)未發(fā)生變化，結果仍在1%的水平上顯著，可見，是否加入控制變量均不會影響綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的顯著促進作用，本文的研究假設1得以驗證。

（二）內生性檢驗

為防止自變量與因變量間的相互因果及其他原因引起的內生性，本文擬選擇核心解釋變量的滯后二期為工具變量，利用2SLS法與解釋變量和控制變量均滯后一期進行回歸分析。在工具變量的選取上，選取了核心解釋變量的滯后二期，因此，工具變量和被解釋變量的關聯(lián)程度很高，沒有弱工具變量，也就符合了相關性的約束。另外，選擇這一工具變量，當前的干擾因素不能對其產(chǎn)生作用，符合外生性的約束。估計結果如表2所示。從表2控制了內生性問題之后的估計結果來看，綠色技術創(chuàng)新的滯后二期，以及變量滯后一期對制造業(yè)合理化水平和制造業(yè)高級化水平的影響系數(shù)至少在5%的水平上顯著且系數(shù)正負向未改變，與上文回歸結果一致，再次驗證了本文的研究假設1，綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級存在顯著促進作用。因此，本文實證模型和數(shù)據(jù)通過了內生性檢驗。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為使實證結果更具說服力，本文選擇通過替換核心解釋變量、重選時間區(qū)間及對所有變量進行1%的縮尾處理后繼續(xù)進行回歸分析以檢驗其穩(wěn)健性。表3表示加入控制變量后，綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)合理化和制造業(yè)高級化的影響效應至少在10%的水平上顯著，且系數(shù)符號未變化，與上文回歸結果一致，驗證了本文的研究假設1。

（四）異質性檢驗

本文按照國家統(tǒng)計局劃分標準將樣本分類為東部、中部和西部三類，分別考察不同地區(qū)綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的影響情況，同時檢驗本文的假設2。表4列（1）、（2）是東部地區(qū)的異質性檢驗結果，影響系數(shù)正負號未改變且至少在5%水平上顯著，說明東部地區(qū)綠色技術創(chuàng)新仍顯著促進制造業(yè)升級。表4列（3）、（4）是中部地區(qū)的異質性檢驗結果，影響系數(shù)至少在5%的水平上顯著但系數(shù)符號均發(fā)生變化，其影響系數(shù)分別為0.016、-0.197，即中部地區(qū)綠色技術創(chuàng)新每提高1單位會使中部地區(qū)制造業(yè)合理化水平降低0.016、高級化水平降低0.197，即阻礙中部地區(qū)制造業(yè)升級。表4列（5）、（6）是西部地區(qū)的異質性檢驗結果，綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)合理化水平的影響系數(shù)不顯著，但對制造業(yè)高級化水平的影響系數(shù)在1%水平上顯著且系數(shù)為正，說明西部地區(qū)綠色技術創(chuàng)新會顯著促進制造業(yè)高級化發(fā)展。綜合東、中、西部的異質性檢驗情況來看，綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的影響具有異質性，即驗證了本文的假設2。

（五）碳排放的中介效應檢驗

參照溫忠麟和葉寶娟（2014）[22]的研究，本部分主要在前文基礎上對碳排放影響綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的中介機制進行檢驗[23]，進行三步法逐步回歸。從表5列（1）、（2）得到綠色技術創(chuàng)新對碳排放（CE）的影響系數(shù)為-0.063和-0.033且均在1%水平上顯著，加入控制變量也不會影響其作用效果，同時在表5列（4）、（6）中得到綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)合理化和制造業(yè)高級化水平影響系數(shù)的顯著性和正負號均未改變，且碳排放（CE）對制造業(yè)合理化水平影響系數(shù)顯著為正，對制造業(yè)高級化水平影響系數(shù)顯著為負，可見綠色技術創(chuàng)新通過削減碳排放促進制造業(yè)合理化和高級化的促進效果顯著，從整體分析來看上述驗證了碳排放的中介效應，即綠色技術創(chuàng)新能夠通過削減碳排放促進制造業(yè)升級，即驗證了本文的研究假設3。進一步地驗證碳排放在綠色技術創(chuàng)新影響制造業(yè)升級的中介效應，繼續(xù)進行Sobel檢驗和Bootstrap檢驗，具體結果見表6。中介效應的Sobel檢驗對制造業(yè)合理化的影響通過10%的顯著性檢驗，對制造業(yè)高級化的影響通過1%的顯著性檢驗，Bootstrap檢驗均滿足置信區(qū)間不包含零的假設，中介效應成立，與上文分析基本一致。

五、主要結論與政策建議

（一）主要結論

通過實證分析本文得出以下研究結論：

1．核心解釋變量綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)合理化水平和制造業(yè)高級化水平的影響系數(shù)均顯著，說明綠色技術創(chuàng)新會有效促進制造業(yè)合理化發(fā)展和制造業(yè)高級化升級，即使加入控制變量也沒有影響綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的顯著影響作用。

2．本文對主要結論在經(jīng)過了2SLS、解釋變量和控制變量滯后一期回歸分析，以及替換核心解釋變量、重選時間區(qū)間和縮尾處理后繼續(xù)穩(wěn)健性檢驗，得到結果與上文一致且仍舊顯著，再次驗證了綠色技術創(chuàng)新有效促進制造業(yè)升級。

3．異質性檢驗得出，我國東部地區(qū)包括多數(shù)經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，資源豐富，技術發(fā)達，高技術人才豐富，吸收技術研發(fā)資金投入的渠道和機會多，綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)升級的作用更明顯；綠色技術創(chuàng)新會顯著抑制中部地區(qū)制造業(yè)升級發(fā)展，而西部地區(qū)由于要素缺乏，以及其本身的經(jīng)濟水平較落后于其他省份，綠色技術創(chuàng)新對制造業(yè)合理化發(fā)展的影響作用不顯著。

4．通過三步法逐步回歸、Sobel檢驗與Bootstrap檢驗碳排放的中介效應，中介效應存在，即綠色技術創(chuàng)新可以通過削減碳排放來促進制造業(yè)升級。

（二）政策建議

1．突破制造業(yè)尤其是重污染行業(yè)綠色技術創(chuàng)新的瓶頸。一方面，政府要制定更多有關綠色技術創(chuàng)新的優(yōu)惠政策，鼓勵企業(yè)多進行綠色技術創(chuàng)新活動；另一方面，政府要配套制定關于鼓勵綠色技術創(chuàng)新政策的監(jiān)管政策，使綠色技術創(chuàng)新的數(shù)量與質量同時得到提升。

2．突破“信息孤島”，搭建綠色技術有效、安全的交流平臺。政府要制定和健全有關的法律、法規(guī)，制定相應的政策，進行數(shù)據(jù)中心的建設，制定一個統(tǒng)一的數(shù)據(jù)規(guī)范，并搭建一個完整的信息數(shù)據(jù)庫，并且還要注重信息的安全性，不讓一些關鍵的科技資料被泄漏出去。

3．促進制造業(yè)升級過程中要注意對環(huán)境的保護。對于那些違反環(huán)境法律的公司，政府要給予相應的懲罰。通過對民眾進行宣傳，提高他們的環(huán)保意識，營造綠色發(fā)展的氛圍。制造行業(yè)是一個全球性的競爭性行業(yè)，需要各國政府與企業(yè)加強合作，促進國際環(huán)保合作，形成全球性的環(huán)保標準。

參考文獻：

[1]肖興志，關鏑.技術創(chuàng)新對東北地區(qū)制造業(yè)轉型升級的影響[J].產(chǎn)業(yè)組織評論，2022（3）：1-27.

[2]田虹， 秦喜亮. 綠色技術創(chuàng)新對城市碳減排影響的區(qū)域差異和收斂性——來自地級市層面的經(jīng)驗證據(jù)[J].財經(jīng)理論與實踐，2024（1）：97-103.

[3]Ghisetti C.， Quatraro F. Green Technologies and Environmental Productivity： A Cross-sectoral Analysis of Direct and Indirect Effects in I talien Regions[J].Ecological Economics， 2017， 132（ Complete）：1-12.

[4]郭艷萍，石慧敏，郭弘揚，等.自然資源資產(chǎn)離任審計與產(chǎn)業(yè)結構升級——基于綠色技術創(chuàng)新的中介效應[J].會計之友，2022（22）：120-128.

[5]韓先鋒，陳龍濤，宋文飛，等.碳排放對綠色技術創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)升級的動態(tài)調節(jié)機制[J].中國人口·資源與環(huán)境， 2023（12）：60-70.

[6]WANG M， LI Y， LI J， et al. Green process innovation， green product innovation and its economic performance improvement paths： a survey and structural model[J].Journal of Environmental Management， 2021， 297：113282.

[7]原毅軍，陳喆.環(huán)境規(guī)制、綠色技術創(chuàng)新與中國制造業(yè)轉型升級[J].科學學研究，2019（10）：1902-1911.

[8]鄭素蘭，劉婧涵，姚婷.數(shù)字金融對綠色技術創(chuàng)新的影響及機制研究[J].經(jīng)濟問題，2024（2）：41-47+63.

[9]徐盈之，張瑞婕，孫文遠.綠色技術創(chuàng)新、要素市場扭曲與產(chǎn)業(yè)結構升級[J].研究與發(fā)展管理，2021（6）：75-86.

[10]張峰，劉家悅.數(shù)字化投入、綠色技術創(chuàng)新與出口綠色升級——來自中國制造業(yè)行業(yè)的經(jīng)驗[J].經(jīng)濟問題探索，2023（9）：131-145.

[11]逯進，李婷婷.產(chǎn)業(yè)結構升級、技術創(chuàng)新與綠色全要素生產(chǎn)率——基于異質性視角的研究[J].中國人口科學， 2021（4）：86-97+128.

[12]邵帥，張可，豆建民.經(jīng)濟集聚的節(jié)能減排效應： 理論與中國經(jīng)驗[J].管理世界，2019（1）：36-60+226.

[13]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011（5）：4-16+31.

[14]陳忱，高然.碳排放權交易有利于產(chǎn)業(yè)結構升級嗎？ ——基于碳排放權交易試點的準自然實驗[J].經(jīng)濟經(jīng)緯， 2023（6）：27-37.

[15]張靜，申俊，徐夢.碳排放交易是否促進了產(chǎn)業(yè)結構轉型升級？——來自中國碳排放交易試點政策的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟問題，2023（8）：84-91.

[16]王釗，王良虎.R&D投入、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放關系研究[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2019（05）：62-70.

[17]周肖肖，賈夢雨，趙鑫.綠色金融助推企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的演化博弈動態(tài)分析和實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2023（6）：43-61.

[18]王洪慶，張瑩.貿易結構升級、環(huán)境規(guī)制與我國不同區(qū)域綠色技術創(chuàng)新[J].中國軟科學，2020（2）：174-181.

[19]宋曉玲，李金葉.政府創(chuàng)新偏好、創(chuàng)新要素流動與制造業(yè)升級[J].科技進步與對策，2022（19）：39-48.

[20]傅元海，葉祥松，王展祥.制造業(yè)結構優(yōu)化的技術進步路徑選擇——基于動態(tài)面板的經(jīng)驗分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2014（9）：78-90.

[21]韓峰，陽立高.生產(chǎn)性服務業(yè)集聚如何影響制造業(yè)結構升級？ ——個集聚經(jīng)濟與熊彼特內生增長理論的綜合框架[J].管理世界，2020（2）：72-94+219.

[22]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析： 方法和模型發(fā)展[J].心理科學進展，2014（5）：731-745.

[23]楊豪，穎豪，才國偉.碳排放總量控制、配置效率與產(chǎn)出收益[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2023（7）：46-65.

Green technology innovation， carbon emissions and manufacturing upgrading

Zhang Longxia

（School of Economics， Capital University of Economics and Business， Beijing 100070）

Abstract： Based on the mathematical logic of green technology innovation and manufacturing upgrading， a bi-directional fixed-effect model was constructed using panel data of 30 provinces in China from 2005 to 2021， and carbon emission as a mediator variable was introduced to empirically test the influence of the variables. The findings are as follows： （1） Green technology innovation can effectively promote the rationalization and advanced development of manufacturing industry; ② After the endogenous control and robustness test， the conclusion of this paper is still valid; （3） The impact of green technology innovation on manufacturing upgrading is heterogeneous in the eastern and central regions of China due to their different economic development and resource endowment. （4） Carbon emissions have an intermediary effect， and green technology innovation can promote the upgrading of manufacturing industry by reducing carbon emissions. Therefore， in the process of upgrading the manufacturing industry in the future， it is necessary to break through the bottleneck of green technology innovation in the manufacturing industry， especially in the heavily polluting industry， break through the "information island"， and build an effective and safe exchange platform for green technology. At the same time， it is necessary to pay attention to the protection of the environment in the process of promoting the upgrading of the manufacturing industry， and avoid negative externalities in the process of promoting the upgrading of the manufacturing industry through green technology innovation.

Key words： Manufacturing upgrading; Green technology innovation; Carbon emissions; Mediating effect