聶永有 姚清宇

（上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200436）

引 言

2020年9月22日，習(xí)近平總書記在第七十五屆聯(lián)合國(guó)大會(huì)一般性辯論上提出中國(guó) “二氧化碳排放力爭(zhēng)于2030年前達(dá)到峰值，努力爭(zhēng)取2060年前實(shí)現(xiàn)碳中和”。這就要求中國(guó)改變粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，實(shí)現(xiàn)區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展。作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展先行區(qū)，長(zhǎng)三角地區(qū)聚集大量?jī)?yōu)質(zhì)資源的同時(shí)伴隨嚴(yán)重環(huán)境問題。2016年6月， 《長(zhǎng)江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》要求全面推進(jìn)綠色低碳生態(tài)城區(qū)建設(shè)。2018年11月，長(zhǎng)三角區(qū)域一體化上升為國(guó)家戰(zhàn)略，要求建立區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)作機(jī)制，彌補(bǔ)低碳發(fā)展短板。已有研究指出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具備較強(qiáng)的集聚效應(yīng)與知識(shí)密集屬性，能通過深化分工體系、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)鏈嵌入?yún)^(qū)位、推動(dòng)環(huán)保生產(chǎn)技術(shù)革新等途徑實(shí)現(xiàn)區(qū)域 “綠色化”發(fā)展［1］。現(xiàn)階段，在環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并進(jìn)壓力下，通過調(diào)整生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)來促進(jìn)長(zhǎng)三角低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展已然成為供給側(cè)改革的重要抓手。因此，本文考察長(zhǎng)三角地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響效應(yīng)及約束機(jī)制，旨在 “雙碳”背景下為長(zhǎng)三角地區(qū)高質(zhì)量和一體化發(fā)展提供決策參考。

本文邊際貢獻(xiàn)在于：（1）現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚環(huán)境效應(yīng)的研究集中于污染排放總量的探討，未能全面反映污染與產(chǎn)出之間的效率關(guān)系，本文聚焦生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與碳排放效率的內(nèi)在聯(lián)系，相較于碳排放總量與碳排放強(qiáng)度，更加貼合低碳經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的本質(zhì)內(nèi)涵；（2）借助空間杜賓模型，對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與碳排放效率的空間聯(lián)系進(jìn)行定量化論證，為長(zhǎng)三角城市群的協(xié)調(diào)發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；（3）利用面板門檻模型，檢驗(yàn)不同約束機(jī)制下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的非線性沖擊，從產(chǎn)城融合視角回答如何更好提高長(zhǎng)三角地區(qū)的碳排放效率。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假說

1.1 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、空間溢出與碳排放效率

假說1：長(zhǎng)三角地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與本地碳排放效率之間存在U型關(guān)系，并通過生產(chǎn)性服務(wù)空間溢出對(duì)周圍地區(qū)的碳排放效率產(chǎn)生影響。

（1）直接效應(yīng)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚是經(jīng)濟(jì)集聚的主要表現(xiàn)形式之一，因此Marshall關(guān)于集聚的三大機(jī)制——投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)、共享勞動(dòng)力市場(chǎng)、促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新同樣適用于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響碳排放效率的理論框架［2］。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)生于制造業(yè)分工體系，通過投入－產(chǎn)出關(guān)聯(lián)將環(huán)保類、技術(shù)類等生產(chǎn)性服務(wù)注入制造業(yè)生產(chǎn)過程，促使制造企業(yè)進(jìn)行綠色生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新并促增碳排放效率。作為二、三產(chǎn)業(yè) “潤(rùn)滑劑”，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)將高校、研究所等科研人員創(chuàng)造的 “隱性知識(shí)”轉(zhuǎn)化為可供制造業(yè)吸收的 “顯性服務(wù)”，與制造業(yè)共享勞動(dòng)力市場(chǎng)，構(gòu)建產(chǎn)學(xué)研一體化平臺(tái)，助力區(qū)域低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展。此外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部細(xì)分行業(yè)眾多，多行業(yè)交叉有利于知識(shí)、技術(shù)外溢進(jìn)而增進(jìn)創(chuàng)新機(jī)會(huì)，為制造業(yè)企業(yè)碳減排技術(shù)研發(fā)提供源動(dòng)力。但有學(xué)者指出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的環(huán)境－經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并非一直保持線性關(guān)系，有短期與長(zhǎng)期之分［3，4］。在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚初期，集聚規(guī)模相對(duì)較小，資源配置尚未最優(yōu)，僅是地理上的堆砌發(fā)展。此時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚反而容易致使區(qū)域治污成本上升，抑制碳排放效率。伴隨生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度不斷加深，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)逐漸與制造業(yè)產(chǎn)生良性互動(dòng)，優(yōu)化制造業(yè)生產(chǎn)流程，從而對(duì)碳排放效率的影響發(fā)生由負(fù)向正的轉(zhuǎn)變。

（2）溢出效應(yīng)。根據(jù) “極化－涓滴效應(yīng)學(xué)說”，區(qū)域發(fā)展通常起源于少量極化的中心地區(qū)，這些中心地區(qū)不斷集聚生產(chǎn)要素，逐漸形成 “中心－外圍”二元地理分布格局［5］。當(dāng)中心區(qū)發(fā)展至一定規(guī)模后，因土地、資本、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素限制，中心地區(qū)具有向外擴(kuò)張欲望。伴隨區(qū)際市場(chǎng)不斷整合，物流交通、商貿(mào)租賃、金融借貸、信息傳輸、科學(xué)研究、環(huán)境治理等生產(chǎn)性服務(wù)不斷向外圍地區(qū)涌入［6］，從而實(shí)現(xiàn) “中心”對(duì) “外圍”的涓滴效應(yīng)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚因而對(duì)周圍城市碳排放效率產(chǎn)生空間溢出。

1.2 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、約束機(jī)制與碳排放效率

假說2：在人口密度、對(duì)外開放以及經(jīng)濟(jì)規(guī)模3種約束機(jī)制下，長(zhǎng)三角地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率呈現(xiàn)非線性變化。

（1）根據(jù)人口集聚假說，人口密度與產(chǎn)業(yè)集群之間存在互動(dòng)關(guān)系［7］。人口密度增加有利于實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)，提高產(chǎn)業(yè)集聚過程中基礎(chǔ)設(shè)施及資源要素的利用效率，對(duì)改善區(qū)域碳排放效率有促進(jìn)作用；另外，人口在空間上過度集中會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚狀態(tài)下產(chǎn)生大量生活、生產(chǎn)廢棄物，一旦超過生態(tài)環(huán)境自凈能力，則會(huì)加重污染。因此，受限于人口密度約束，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率具有非線性影響。

（2）根據(jù) “污染避難所”和 “污染光環(huán)”假說，在FDI調(diào)節(jié)下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率會(huì)產(chǎn)生負(fù)面和正面的雙重影響［8］。“污染避難所”假說認(rèn)為，發(fā)達(dá)國(guó)家出于治污成本考量，將高污染、高耗能產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國(guó)家，加劇當(dāng)?shù)刭Y源要素競(jìng)爭(zhēng)與能源消耗，產(chǎn)生擁擠效應(yīng)進(jìn)而阻礙碳排放效率提升；另外， “污染光環(huán)”假說認(rèn)為，F(xiàn)DI帶來先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)，通過知識(shí)技術(shù)溢出優(yōu)化產(chǎn)業(yè)集群質(zhì)量，擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正面效果，進(jìn)而提升碳排放效率。因此，受限于對(duì)外開放水平制約，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率會(huì)呈現(xiàn)非線性變化。

（3）根據(jù)威廉姆森假說，產(chǎn)業(yè)集群的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)受不同發(fā)展階段制約［9］。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)初期，由于基礎(chǔ)設(shè)施和資本市場(chǎng)并不完善，難以激發(fā)產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。隨經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷上升，基礎(chǔ)設(shè)施以及資本市場(chǎng)有所積累，產(chǎn)業(yè)空間集中有利于聚集優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素，從而改善地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率。但隨經(jīng)濟(jì)體量進(jìn)一步擴(kuò)增，集聚外部性所誘發(fā)的擁擠效應(yīng)反而驅(qū)使產(chǎn)業(yè)形成分散化地理格局，抑制經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性。因此，在經(jīng)濟(jì)體量約束下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率具有非線性沖擊。

續(xù) 表

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)定

（1） 空間杜賓模型（SDM）

本文基于STIRPAT和SDM模型檢驗(yàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的直接影響和空間溢出效應(yīng)。根據(jù)理論分析，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響碳排放效率是一個(gè)長(zhǎng)期過程，因此將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的二次項(xiàng)引入模型，設(shè)定如下：

其中，lna為截距項(xiàng)；lnIit、lnSit分別代表i城市t時(shí)期碳排放效率和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度；lnXit代表控制變量；β1、β2、βc分別表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚及其二次項(xiàng)與控制變量的回歸系數(shù)；θ1、θ2、θc代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚及其二次項(xiàng)與控制變量空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)；Wit為41×41階空間鄰接權(quán)重矩陣；ρ為碳排放效率空間滯后項(xiàng)系數(shù)；μi、νt、 lnεit分別代表個(gè)體、 時(shí)間固定效應(yīng)以及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（2）面板門檻模型（PTR）

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率存在多重機(jī)制約束，本文采用面板門檻模型考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的非線性變化，模型設(shè)定如下：

其中，qit為門檻變量；λ1，λ2，…，λn為待估算的門檻值；βth1，βth2，…，βthn為各門檻值下的參數(shù)估計(jì)；I（g）為指標(biāo)函數(shù)，其他參數(shù)設(shè)定與空間杜賓模型相同。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

碳排放效率（lnI）。本文參考于斌斌等（2019）［10］的做法，使用非期望產(chǎn)出Super－SBM模型測(cè)度碳排放效率?；谝延醒芯?，本文碳排放效率指標(biāo)測(cè)度評(píng)價(jià)體系見表1。

表1 碳排放效率指標(biāo)評(píng)價(jià)體系

2.2.2 核心解釋變量

2.2.3 其他變量

（1）門檻變量。本文選擇年末人口總量與行政區(qū)域面積之比表征人口密度（lnPOP），人均對(duì)外直接投資總額度量對(duì)外開放程度（lnFDI），地區(qū)生產(chǎn)總值衡量經(jīng)濟(jì)規(guī)模（lnGDP）；（2）控制變量。本文選取市轄區(qū)年末總?cè)丝诤饬咳丝谝蛩兀╨nP），人均GDP衡量財(cái)富因素（lnA），工業(yè)固體廢物綜合利用率衡量環(huán)境規(guī)制（lnER），工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnIS），財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量政府干預(yù)（lnGI）。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文選用2019年國(guó)務(wù)院印發(fā)的 《長(zhǎng)江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》提及的上海、浙江、江蘇、安徽四省市共計(jì)41個(gè)城市為研究區(qū)域，樣本時(shí)間跨度為2005～2020年。數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)電力年鑒》、《中國(guó)環(huán)境年鑒》及各?。ㄖ陛犑校┦薪y(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。從數(shù)據(jù)時(shí)序性變化來看，得益于長(zhǎng)三角地區(qū)強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，新冠肺炎疫情沖擊后城市群整體恢復(fù)情況相對(duì)較好，受疫情影響的波動(dòng)也相對(duì)較小。此外，本文將對(duì)外實(shí)際投資總額按歷年匯率折算為人民幣，并與其余時(shí)間價(jià)值變量按各市GDP平減指數(shù)折算到2003年為基期。表2匯報(bào)了各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文基于空間鄰接權(quán)重矩陣并采用Moran's I和Geary's C對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)碳排放效率進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)，具體計(jì)算過程參考陸鳳芝和王群勇 （2021）［17］的做法。圖1顯示大部分年份下長(zhǎng)三角地區(qū)碳排放效率顯著為正，表明本文適合使用空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)，也意味著長(zhǎng)三角地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展已緊密連接為 “命運(yùn)共同體”，一榮俱榮一損俱損，因此對(duì)于長(zhǎng)三角城市群低碳發(fā)展政策的制定與實(shí)施，應(yīng)立足于整體考量，而非單獨(dú)城市。

圖1 長(zhǎng)三角地區(qū)碳排放效率的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

3.2 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的空間溢出

本文分別進(jìn)行LM、LR、Wald以及Hausman檢驗(yàn)，以確定空間回歸模型最優(yōu)形式［18］。結(jié)果顯示，本文應(yīng)選用時(shí)空雙固定的空間杜賓模型并結(jié)合極大似然對(duì)空間面板進(jìn)行估計(jì)①。此外，本文還列出OLS、SEM、SAR模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行系數(shù)比對(duì)。由于SAR和SDM模型存在被解釋變量空間滯后項(xiàng)，傳統(tǒng)點(diǎn)估計(jì)無法精確測(cè)度回歸中的 “反饋效應(yīng)”，因此本文采用偏微分將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響分解為直接和間接（空間溢出）效應(yīng)。

（1）分析解釋變量的參數(shù)估計(jì)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚直接效應(yīng)一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均顯著為正，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)本地碳排放效率的影響存在U型曲線關(guān)系，與理論預(yù)期相符。在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚前期，資源要素往往存在錯(cuò)配現(xiàn)象，未與制造業(yè)形成良性互動(dòng)，因而與碳排放效率存在短期抑制關(guān)系。在地區(qū) “退二進(jìn)三”等產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型政策幫扶下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)得以進(jìn)一步集聚、強(qiáng)化與發(fā)展，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、勞動(dòng)力市場(chǎng)共享、知識(shí)技術(shù)溢出等外部性逐漸顯現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)而可推動(dòng)制造企業(yè)綠色創(chuàng)新，促進(jìn)碳排放效率提升。通過計(jì)算生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚U型拐點(diǎn)值（－0.2549）并與2020年數(shù)據(jù)比對(duì)，本文發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)三角地區(qū)已有21個(gè)城市跨越至拐點(diǎn)右側(cè)，表現(xiàn)為對(duì)碳排放效率的促進(jìn)作用，但仍有近半數(shù)城市在拐點(diǎn)左側(cè)，集聚程度存在進(jìn)一步深化空間。從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的間接（空間溢出）效應(yīng)看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與鄰地碳排放效率的關(guān)系與本地一致，也具備U型曲線特征。原因在于，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展初期，資源要素的低效配置、城市間運(yùn)輸成本等因素制約，難以促使生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)釋放集聚紅利。當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展至一定程度后，信息技術(shù)以及物流交通的發(fā)展與普及，降低資源要素匹配成本并弱化區(qū)際市場(chǎng)分割，本地和鄰地的商貿(mào)流通、人員往來、技術(shù)交流逐漸密切，逐步形成城市間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，進(jìn)而對(duì)鄰地碳排放效率產(chǎn)生正向空間溢出，假說1驗(yàn)證成立。

（2）分析控制變量參數(shù)估計(jì)。人口規(guī)模直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均不顯著，說明區(qū)域碳排放效率的提升并不依賴于城市規(guī)模擴(kuò)張。財(cái)富因素直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，說明本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在促進(jìn)本地碳排放效率的同時(shí)，對(duì)鄰近地區(qū)具有正向空間溢出。環(huán)境規(guī)制直接效應(yīng)不顯著，間接效應(yīng)顯著為正，說明環(huán)境規(guī)制所產(chǎn)生的正外部性可推動(dòng)周圍地區(qū)碳排放效率的提升，使鄰地低碳發(fā)展受益。工業(yè)比重直接效應(yīng)顯著為負(fù)，間接效應(yīng)不顯著，意味著本地區(qū)高碳排和高能耗工業(yè)企業(yè)的增加，將大幅提高碳排放來源，降低本地碳排放效率。財(cái)政支出占比的直接和間接效應(yīng)均不顯著，說明現(xiàn)階段政府干預(yù)并未對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)碳排放效率產(chǎn)生明顯影響。

3.3 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率非線性沖擊的中間機(jī)制分析

根據(jù)理論分析，中間機(jī)制是導(dǎo)致生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率產(chǎn)生非線性沖擊的關(guān)鍵所在。因此，本文采用面板門檻模型檢驗(yàn)不同約束條件下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的異質(zhì)性影響。表4中Pannel A顯示，人口密度和對(duì)外開放表現(xiàn)為單一門檻效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)規(guī)模表現(xiàn)為雙重門檻效應(yīng)。Pannel B對(duì)各約束機(jī)制下門檻回歸系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，具體分析如下：

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)與估計(jì)結(jié)果

（1）人口密度的門檻效應(yīng)。當(dāng)人口密度小于門檻值6.3486時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率具有正向影響并通過1%顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)人口密度跨越門檻值6.3486時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響顯著為負(fù)，回歸系數(shù)為－0.2693。這說明在城市人口密度約束下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響表現(xiàn)為梯度削減過程，主要是因?yàn)槿丝诰奂嬖谝欢?“擁擠效應(yīng)”，帶來諸多規(guī)模不經(jīng)濟(jì)問題，這些負(fù)面影響超出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)所創(chuàng)造的 “集聚收益”，進(jìn)而降低區(qū)域碳排放效率?？梢姡L(zhǎng)三角地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴于城市人口與產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚，只有兩者協(xié)調(diào)一致時(shí)，才可促進(jìn)碳排放效率提升。

表3 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與碳排放效率的空間效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

（2）對(duì)外開放的門檻效應(yīng)。當(dāng)對(duì)外開放程度低于門檻值4.6957時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的作用為－0.9589并通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)對(duì)外開放程度越過門檻值4.6957后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的負(fù)向影響有所緩解，回歸系數(shù)為－0.1366且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。這說明隨著長(zhǎng)三角地區(qū)對(duì)外開放程度不斷提升，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚不僅可以擴(kuò)大外包服務(wù)供給范圍，進(jìn)一步增加地區(qū)服務(wù)業(yè)比重，而且優(yōu)質(zhì)外資企業(yè)流入，帶來先進(jìn)運(yùn)營(yíng)模式與生產(chǎn)技術(shù)，有助于生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)減碳技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而加速生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的碳排放效率拐點(diǎn)值的到來。

（3）經(jīng)濟(jì)規(guī)模的門檻效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模未超過第一重門檻值15.5340時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的負(fù)向影響最強(qiáng)，系數(shù)為－0.3620并通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模介于第一重門檻與第二重門檻之間時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的作用迅速增強(qiáng)為0.1749并通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模越過第二重門檻值16.7247時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響重新由正轉(zhuǎn)負(fù)，系數(shù)為－0.2110，依舊在1%水平上顯著。隨著城市經(jīng)濟(jì)體量不斷增加，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響經(jīng)歷負(fù)－正－負(fù)的三重變化。在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始階段，隨著城市生產(chǎn)活動(dòng)不斷增長(zhǎng)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，顯著促進(jìn)地區(qū)低碳治理；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展至一定程度后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚產(chǎn)生的擁擠成本明顯大于集聚收益，此時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間集中反而成為提升碳排放效率的制約。因此，長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)體量較大的城市應(yīng)積極尋找產(chǎn)業(yè)承接區(qū)，尤其對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)城市，可促進(jìn)部分生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)向該地區(qū)轉(zhuǎn)移，在緩解本地區(qū)因產(chǎn)業(yè)過度集聚所導(dǎo)致一系列負(fù)外部性問題的同時(shí)，還可促進(jìn)承接地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)的協(xié)同發(fā)展。至此，假說2驗(yàn)證成立。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采取以下4種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）更換空間權(quán)重矩陣。本地碳排放效率在一定范圍內(nèi)，對(duì)非地理鄰接城市也存在影響，以地理距離矩陣（W2）作為空間溢出的延伸，既是對(duì)原有約束條件的擴(kuò)展，又能保證在評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)上保持一致。此外，碳排放效率還會(huì)通過城市間經(jīng)貿(mào)往來產(chǎn)生空間互動(dòng)，因此本文還通過經(jīng)濟(jì)距離矩陣（W3）探討生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響?；貧w結(jié)果顯示，無論是地理距離矩陣還是經(jīng)濟(jì)距離矩陣，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與碳排放效率本地－鄰地的U型關(guān)系仍成立；（2）更換解釋變量。有些學(xué)者在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的界定中加入批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)，本文依次加入這兩個(gè)行業(yè)重新測(cè)算，實(shí)證結(jié)論依然穩(wěn)??；（3）更換回歸樣本。直轄市擁有較高行政等級(jí)，在資源累積方面優(yōu)于其余城市，因此剔除上海重新估計(jì)，實(shí)證結(jié)論仍然得到支持；（4）更換回歸模型。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率會(huì)產(chǎn)生影響，反之，某地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平也相對(duì)越高。為解決自變量與因變量之間互為因果所引發(fā)的內(nèi)生性問題，本文運(yùn)用空間自滯后模型（SLX）并采取生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚滯后1期作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS），空間自滯后模型（SLX）檢驗(yàn)結(jié)果顯示，研究結(jié)論仍然具有穩(wěn)健性②。

5 結(jié)論和政策建議

本文采用長(zhǎng)三角地區(qū)2005～2020年41個(gè)城市面板數(shù)據(jù)，建立空間杜賓模型與面板門檻模型實(shí)證檢驗(yàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)碳排放效率的影響。結(jié)果顯示：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與本地－鄰地碳排放效率之間均存在U型關(guān)系，并且兩者受中間機(jī)制－人口密度、對(duì)外開放、經(jīng)濟(jì)規(guī)模的三重約束?！半p碳”戰(zhàn)略背景下，本文研究結(jié)論對(duì)助力長(zhǎng)三角地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要政策啟示：

（1）關(guān)注長(zhǎng)三角地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的協(xié)同效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚至一定規(guī)模后，有助于提高本地和周圍地區(qū)的碳排放效率。因此，長(zhǎng)三角需構(gòu)建頂層決策機(jī)制，積極引導(dǎo)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在城市群內(nèi)的空間集聚。并且，長(zhǎng)三角地區(qū)需逐步消除市場(chǎng)分割和行政體制阻礙所帶來的不利影響，通過區(qū)際間生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，形成知識(shí)溢出與技術(shù)擴(kuò)散，進(jìn)而助力城市群全域地區(qū)碳排放效率的提升。

（2）充分考慮人口密度、對(duì)外開放以及經(jīng)濟(jì)規(guī)模等城市特征約束。①適度引導(dǎo)和約束長(zhǎng)三角地區(qū)人口集聚，通過適當(dāng)人口政策將大城市人口向中小規(guī)模城市疏散，增加城市人口密度與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的匹配程度；②積極引導(dǎo)長(zhǎng)三角地區(qū)高質(zhì)量外資流入，通過借鑒和學(xué)習(xí)先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)與綠色低碳技術(shù)，進(jìn)一步提升區(qū)域碳排放效率；③高經(jīng)濟(jì)體量區(qū)應(yīng)通過生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集群的多元化發(fā)展來緩解擁擠效應(yīng)，高經(jīng)濟(jì)規(guī)模地區(qū)可通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與中低經(jīng)濟(jì)規(guī)模區(qū)產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)，有利于改善低經(jīng)濟(jì)水平地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施條件，助力碳排放效率提升；另外，高經(jīng)濟(jì)規(guī)模區(qū)可通過綠色生產(chǎn)技術(shù)扶持，發(fā)揮 “總部經(jīng)濟(jì)”效應(yīng)，縮小地區(qū)間發(fā)展差距，促進(jìn)長(zhǎng)三角城市群綠色低碳發(fā)展的協(xié)調(diào)可持續(xù)。

注釋：

①限于篇幅，檢驗(yàn)結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

②限于篇幅，檢驗(yàn)結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>