葉娟惠，葉阿忠

（1.福州市社會科學院，福州 350007；2.福州大學 經(jīng)濟與管理學院，福州 350116）

環(huán)境問題已經(jīng)成為全球面臨的最大挑戰(zhàn)，以二氧化碳為首的溫室氣體過量排放是造成全球生態(tài)環(huán)境惡化的重要原因。2020 年，我國在聯(lián)合國大會上明確提出了二氧化碳排放要力爭在2030 年前實現(xiàn)碳達峰、在2060 年前實現(xiàn)碳中和等目標。黨的十九大報告指出，中國碳減排的主要驅動力在于科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級，二者既是實現(xiàn)碳減排目標與發(fā)展綠色低碳經(jīng)濟的決定性因素，也是推動中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的內在要求。而碳減排的要求也在不同程度上通過環(huán)境規(guī)制倒逼企業(yè)進行科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級。雖然，中國的科技創(chuàng)新指數(shù)在全球排名第14 位，第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP 的比例已高達93%，但是科技創(chuàng)新動能不足、產(chǎn)業(yè)結構區(qū)域發(fā)展不平衡等問題依然突出，而且已成為制約中國經(jīng)濟高質量發(fā)展與碳減排的瓶頸因素。那么，科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放三者之間存在怎樣的相互關系？科技創(chuàng)新對碳減排的影響作用大，還是產(chǎn)業(yè)結構升級對碳減排的貢獻大？碳排放是否通過環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生影響？通過上述問題的回答，對于實現(xiàn)碳減排和碳中和目標，促進中國經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放已經(jīng)成為國內外學者研究的熱門話題。但大部分學者主要關注科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放其中兩兩之間的關系。

（一）科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級

關于科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級的研究，大多數(shù)文獻聚焦于科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用，較少文獻直接研究產(chǎn)業(yè)結構升級對科技創(chuàng)新的影響。一方面，大部分學者認為科技創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)結構升級，并且存在區(qū)域異質性。如陳堂和陳光（2020）從產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化兩個角度分析了科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用及空間外溢效應。Lager（2016）認為制造業(yè)轉型升級過程中必須依靠創(chuàng)新驅動。Lucchese（2011）通過對德國等6 個主要歐洲國家的實證分析發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新的差異對一個國家產(chǎn)業(yè)結構變化和發(fā)展具有推動作用；另一方面，也有少部分學者認為產(chǎn)業(yè)結構升級對科技創(chuàng)新存在推動作用。比較有代表性的是趙慶（2018）研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級顯著促進技術創(chuàng)新效率，并且表現(xiàn)出地域依賴和路徑依賴特征。因此，科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級存在雙向互動影響。如王慧艷等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新是推動產(chǎn)業(yè)升級的核心動力，產(chǎn)業(yè)升級對科技創(chuàng)新也具有明顯的拉動作用，二者存在相互促進的良性互動關系。夏業(yè)領和何剛（2018）、李政和楊思瑩（2017）也驗證了科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級存在相互促進的雙向互動關系。

（二）科技創(chuàng)新與碳排放

關于科技創(chuàng)新與碳排放的研究，大多聚焦于環(huán)境庫茲涅茨（EKC）曲線分析科技創(chuàng)新、經(jīng)濟增長與碳排放的關系，而直接研究碳排放對科技創(chuàng)新影響的文獻很少。一方面，研究關于科技創(chuàng)新對碳排放的作用。有的學者認為科技創(chuàng)新可以促進碳減排。例如，王鑫靜等（2019）基于“一帶一路”沿線國家的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新通過提高能源的利用效率，提升碳排放效率，有效促進碳減排。馬艷艷等（2016）考慮了不同區(qū)域技術進步對碳排放強度的影響，發(fā)現(xiàn)省域間技術進步促進碳減排的顯著作用存在差異性。但也有少部分的學者認為科技創(chuàng)新增加碳排放。如張兵兵等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，技術進步在碳減排中存在雙刃效應，低能源效率行業(yè)的技術進步增加二氧化碳排放，通過技術進步改進能源效率帶來的碳減排效應不能抵消其推動經(jīng)濟增長帶來的二氧化碳排放增長效應。另一方面，較少文獻探究碳排放對科技創(chuàng)新的反向作用。比較有代表性的如劉志華等（2022）通過面板向量自回歸（PVAR）模型分析發(fā)現(xiàn)，短期內碳排放效率可以倒逼科技創(chuàng)新水平提升，但長期來看，這種正向影響不斷減弱并且逐漸變?yōu)樨撓蛴绊憽Ｒ虼?，科技?chuàng)新與碳排放存在雙向互動影響。

（三）產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放

關于產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放的研究，學者主要基于LMDI 分解法（迪氏對數(shù)指標分解法，log mean Divisia index）、投入產(chǎn)出法等探析產(chǎn)業(yè)結構升級對碳排放的影響，同時從區(qū)域異質性角度進行了研究。一方面，關于產(chǎn)業(yè)結構升級對碳排放的影響。大部分學者認為，產(chǎn)業(yè)結構升級促進碳減排。如楊筱茜等（2022）、孫麗文等（2020）都驗證了產(chǎn)業(yè)結構升級可以顯著減少碳排放；但也有學者認為，產(chǎn)業(yè)結構調整不會促進碳減排。如郭朝先（2012）采用LMDI 分解法研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構變動驅動了碳排放增長，但通過產(chǎn)業(yè)結構變動值的預測發(fā)現(xiàn)，未來產(chǎn)業(yè)結構變動將有助于碳減排。另一方面，關于碳排放對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。如孟浩和張美莎（2021）研究發(fā)現(xiàn)，二氧化碳排放等污染物的排放阻礙了產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化進程，并且存在顯著的空間溢出效應。張翱祥和鄧榮榮（2021）通過耦合協(xié)調模型分析發(fā)現(xiàn)，中部六省碳排放效率和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的耦合協(xié)調度偏低。因此，產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放存在雙向互動關系。如丁涵等（2021）通過構建PVAR 模型和脈沖響應函數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構高級化和碳排放之間存在雙向動態(tài)關系。陶長琪等（2015）基于PVAR 模型分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構與碳排放存在雙向動態(tài)關系，產(chǎn)業(yè)結構是影響碳排放的重要因素，從長期來看增加碳排放量有利于促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

綜上可以看出，雖然國內外學者對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放關系的研究文獻很豐富，但是仍然有值得進一步深入探討的方面。一是，現(xiàn)有相關研究主要關注科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放其中兩兩之間的關系，而部分文獻對三者之間關系的研究沒有充分考慮變量的內生性問題。二是，現(xiàn)有的關于科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放三者關系的相關研究主要局限于非空間層面，而有研究表明這三者之間的相互影響存在空間異質性。因此，有必要從空間視角研究三者之間的雙向傳導效應。三是，不能忽視政府在這三者之間發(fā)揮的重要調節(jié)作用。由于碳排放等環(huán)境污染的負外部性，“市場失靈”情形下要發(fā)揮政府“有形之手”的調節(jié)作用，環(huán)境規(guī)制是政府通過制定相應政策措施達到環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調的重要手段。如吳茵茵（2021）等研究發(fā)現(xiàn)，政府行政干預對碳減排具有顯著影響。因此，有必要將環(huán)境規(guī)制作為政府對三者影響的外生變量引入研究框架中?；诖?，本文將科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放納入一個整體研究體系中，在理清三者的影響機制基礎上，通過構建半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型（SSPVAR），并利用脈沖響應函數(shù)刻畫三者在時間和空間維度上的傳導效應，以及環(huán)境規(guī)制作為政府對三者影響的外生變量在這個體系中的非線性影響。

二、科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放的影響機制

（一）科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級的互動關系

一方面，科技創(chuàng)新主要通過供給和需求影響產(chǎn)業(yè)的投入、產(chǎn)出及生產(chǎn)要素的配置效率，進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。從供給角度來看，科技創(chuàng)新促進勞動分工的精細化，提高勞動生產(chǎn)率，推動社會資源重新分配，促進生產(chǎn)要素在不同行業(yè)間迅速流動，進而推動產(chǎn)業(yè)結構的調整、升級；從需求角度來看，科技創(chuàng)新通過滿足消費者的消費需求、生產(chǎn)者的生產(chǎn)需求等，促進生產(chǎn)結構、投資結構的改變，進而推動產(chǎn)業(yè)結構調整。同時，科技創(chuàng)新在促進新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，也推動了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造升級。另一方面，產(chǎn)業(yè)結構通過影響需求，進而促進科技創(chuàng)新。根據(jù)市場需求的變化，可能會出現(xiàn)某一新興產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的趨勢，為了保持新興產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢，不斷提升產(chǎn)品和服務質量，這一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)企業(yè)會不斷加大技術投入，提升勞動生產(chǎn)率，或加大固定資產(chǎn)投入力度，這個過程將對科技創(chuàng)新產(chǎn)生較大的需求，從而推動科技創(chuàng)新發(fā)展。但也有學者發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構升級對科技創(chuàng)新存在抑制作用。由于產(chǎn)業(yè)結構升級存在路徑依賴，其對科技創(chuàng)新表現(xiàn)出時間滯后性的影響（涂建軍等，2021）。產(chǎn)業(yè)結構升級對創(chuàng)新的影響路徑有兩個步驟：一是產(chǎn)業(yè)結構升級促進分工的專業(yè)化和深化，帶動第二產(chǎn)業(yè)內部升級和第三產(chǎn)業(yè)新服務的發(fā)展；二是產(chǎn)業(yè)結構升級通過需求拉動等效應對科技創(chuàng)新產(chǎn)生影響。根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展階段的差異，產(chǎn)業(yè)升級的創(chuàng)新路徑存在較大差異?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

科技創(chuàng)新通過影響供給和需要促進產(chǎn)業(yè)結構升級（H1a）；

產(chǎn)業(yè)結構升級對科技創(chuàng)新的影響隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展變化而變化，且存在時間滯后性（H1b）。

（二）科技創(chuàng)新與碳排放的互動關系

一方面，關于科技創(chuàng)新對碳排放的影響。有學者認為，科技創(chuàng)新可以促進碳減排。科技創(chuàng)新通過提升綠色技術水平，提高能源效率，促進清潔可再生能源的開發(fā)和使用，進而推動碳減排。同時，科技創(chuàng)新可以提高勞動生產(chǎn)率，促進生產(chǎn)要素流動，提高生產(chǎn)要素的配置效率和質量，推動經(jīng)濟增長方式從粗放型向集約型轉變，進而減少生產(chǎn)過程中二氧化碳排放（孫麗文等，2020）；也有學者認為，科技創(chuàng)新帶來的碳減排效應不能抵消其推動經(jīng)濟增長帶來的二氧化碳排放增長效應?？萍紕?chuàng)新在推動產(chǎn)出和消費增長的同時，增加了生產(chǎn)中所需的能源消耗，引致二氧化碳排放增加，當科技創(chuàng)新傾向于清潔能源行業(yè)和綠色低碳技術的創(chuàng)新，將通過提高能源效率抵消經(jīng)濟增長帶來的二氧化碳排放，進而促進碳減排，當科技創(chuàng)新朝著非綠色低碳創(chuàng)新發(fā)展，不能抵消其推動經(jīng)濟增長帶來的二氧化碳排放增長效應（張兵兵等，2017）。另一方面，有學者發(fā)現(xiàn)，碳排放可以倒逼科技創(chuàng)新發(fā)展（劉志華等，2022）。碳排放主要通過環(huán)境規(guī)制的中介作用對科技創(chuàng)新產(chǎn)生影響。由于環(huán)境的負外部性，導致市場調節(jié)機制失靈，需要依靠政府“有形之手”進行調節(jié)。而環(huán)境規(guī)制作為政府解決二氧化碳排放等環(huán)境污染的主要措施，可能通過“創(chuàng)新補償效應”對科技創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，也可能遵循“成本效應”對科技創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響（李巍和郗永勤，2017）。基于上述分析，本文提出如下假設：

科技創(chuàng)新對碳排放存在雙刃效應，科技創(chuàng)新既可能增加碳排放，也可能會減少碳排放（H2a）；

碳排放可以通過環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新產(chǎn)生反向影響，既可能通過“創(chuàng)新補償效應”對科技創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，也可能遵循“成本效應”對科技創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響（H2b）。

（三）產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放的互動關系

產(chǎn)業(yè)結構升級是指三次產(chǎn)業(yè)向高級化和合理化調整優(yōu)化的過程。一方面，關于產(chǎn)業(yè)結構對碳排放的影響。有學者認為，產(chǎn)業(yè)結構升級促進碳減排。產(chǎn)業(yè)結構升級過程中，產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素從勞動密集型為主，向資本密集型再向技術密集型轉移，推動技術密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時，產(chǎn)業(yè)自身逐漸向高技術產(chǎn)業(yè)、高附加值產(chǎn)業(yè)轉變，降低對能源資源的消耗，將有利于減少二氧化碳排放。但也有學者認為，產(chǎn)業(yè)結構升級不會促進碳減排。產(chǎn)業(yè)結構合理化過程中，勞動、資本等生產(chǎn)要素資源在各產(chǎn)業(yè)間流動，資源要素得到合理再配置，提高了勞動生產(chǎn)率，產(chǎn)業(yè)結構逐漸向合理化方向調整，如果調整方向為污染密集型產(chǎn)業(yè)，將增加二氧化碳排放，如果向綠色清潔型產(chǎn)業(yè)調整，將減少二氧化碳排放（龔夢琪和劉海云，2020）。目前，中國的產(chǎn)業(yè)結構調整以第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉移為主，高污染、高能耗部門主要集中在第二產(chǎn)業(yè)，部分產(chǎn)業(yè)的調整可能促進能源消耗，增加二氧化碳排放。另一方面，關于碳排放對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制。碳排放對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效應主要基于環(huán)境規(guī)制的視角。隨著二氧化碳等環(huán)境污染物排放的增加，環(huán)境質量惡化，環(huán)境規(guī)制強度隨之提升，污染密集型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)成本不斷增加，既可能因擠占了企業(yè)的轉型投資成本而抑制產(chǎn)業(yè)結構升級，也可能倒逼企業(yè)加快低碳產(chǎn)業(yè)和綠色生產(chǎn)工藝的調整，促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級（鐘茂初等，2015）?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

產(chǎn)業(yè)結構升級對碳排放的影響具有不確定性，產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化可能促進碳減排，也可能增加二氧化碳排放（H3a）；

碳排放主要通過環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生反向影響，既可能對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生促進作用，也可能對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生抑制作用（H3b）。

三、實證模型、變量與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構建

考慮到科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放之間存在的內生性問題，單方程模型不能準確反映各變量之間的雙向作用關系，也不能有效描述三者在空間層面的相互傳導效應。同時，環(huán)境規(guī)制作為政府對三者影響的外生變量，與其他經(jīng)濟變量往往存在非線性關系，參數(shù)估計模型不能滿足非線性關系的研究需要（葉阿忠和鄭萬吉，2016）。因此，本文構建以科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放為內生變量，以環(huán)境規(guī)制為非參數(shù)外生變量的半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型（SSPVAR）。該模型既考慮了科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與碳排放之間的同期影響和時間滯后一期影響，還考慮了三者在時間和空間均滯后一期所產(chǎn)生的影響。構建模型如式（1）所示。

將式（1）中等號右邊的同期變量移到左側，并將所提取的系數(shù)矩陣的逆矩陣乘以等號右邊的滯后變量，用向量形式表示如式（2）所示。

其中：u=(u1t，u2t，u3t)′；G(ERit)=[G1(ERit)，G2(ERit)，G3(ERit)]′。

同時，將公式（2）中同期變量的逆矩陣與滯后期的系數(shù)矩陣相乘，得到估計模型如式（3）所示。

其中：γ=β-1×θ；η=β-1×σ；M(ERit)=β-1×G(ERit)；υ=β-1×μ。i為省份；t為年份；INNOit、ISit、CIit分別為內生變量科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放；INNOi，t-1、ISi，t-1、CIi，t-1分別為各內生變量的時間滯后一期項；分別為各內生變量的時間及空間均滯后一期項；γ 為時間滯后一期項的系數(shù)矩陣；η為時間及空間均滯后一期項的系數(shù)矩陣；υ為殘差項；ERit為外生變量環(huán)境規(guī)制；M(ERit)為環(huán)境規(guī)制的半?yún)?shù)函數(shù)形式。

（二）變量選擇

1.科技創(chuàng)新

科技創(chuàng)新采取每萬人國內三種專利申請授權量進行衡量（尹迎港和常向東，2021）?？萍紕?chuàng)新包含創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，創(chuàng)新產(chǎn)出可以更加直接的反映科技創(chuàng)新水平。因此本文選取每萬人國內三種專利申請授權量衡量科技創(chuàng)新水平，該數(shù)值越大，表示創(chuàng)新產(chǎn)出效率越高，科技創(chuàng)新水平越高。

2.產(chǎn)業(yè)結構升級

借鑒干春暉等（2011）的做法，從產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化兩個維度衡量產(chǎn)業(yè)結構升級水平。

（1）產(chǎn)業(yè)結構合理化

產(chǎn)業(yè)結構合理化采用泰爾指數(shù)的倒數(shù)進行衡量（于斌斌，2015）。泰爾指數(shù)越大，表示經(jīng)濟發(fā)展越偏離了均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構越不合理。采用泰爾指數(shù)的倒數(shù)對產(chǎn)業(yè)結構合理化指標進行度量，該數(shù)值越大，表示產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越高。產(chǎn)業(yè)結構合理化的計算方法如式（4）所示。

其中：ISR為產(chǎn)業(yè)結構合理化；TL為泰爾指數(shù)；Yi為第i產(chǎn)業(yè)增加值；Y為地區(qū)生產(chǎn)總值；Li為第i產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)；L為地區(qū)總就業(yè)人數(shù)。

（2）產(chǎn)業(yè)結構高級化

產(chǎn)業(yè)結構高級化（ISU）采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重進行衡量。該比重的數(shù)值越大，表示經(jīng)濟在朝著服務化的方向發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構向服務化方向推進，產(chǎn)業(yè)結構高級化趨勢越顯著。

3.碳排放

碳排放使用單位GDP 所產(chǎn)生的二氧化碳排放量進行衡量。借鑒路正南和羅雨森（2021）的做法，選取煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣8 種主要化石能源的消費量，根據(jù)IPCC（2006）的方法測度各省份的二氧化碳排放量，碳排放的計算方法如式（5）所示。

其中：CE為8 種主要化石能源的二氧化碳排放量；Ei為第i種化石能源的消費量；NCVi為第i中化石能源的平均低位發(fā)熱量；CEFi為第i種化石能源的二氧化碳排放系數(shù)；GDP 為各省份的地區(qū)生產(chǎn)總值。

4.環(huán)境規(guī)制

環(huán)境規(guī)制使用工業(yè)污染治理完成投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重進行衡量。根據(jù)陶靜和胡雪萍（2019）的研究，環(huán)境污染治理投資的強度可以更為直觀的反映地方政府實施環(huán)境規(guī)制政策的力度，環(huán)境污染治理投入越大，環(huán)境規(guī)制力度越大。

（三）數(shù)據(jù)說明

鑒于數(shù)據(jù)的可得性和有效性，本文選取2004—2019 年中國30 個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)進行研究（由于數(shù)據(jù)缺失，研究樣本暫未包括西藏和港澳臺地區(qū)）。相關數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為減少異方差的影響，對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化和碳排放指標做對數(shù)化處理。

四、實證結果分析

（一）實證模型檢驗

1.單位根檢驗和格蘭杰因果檢驗

由于面板數(shù)據(jù)也包含時間因素，為避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，在回歸之前需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。常用的面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗方法包括LLC 檢驗、IPS 檢驗、ADF-Fisher 檢驗、PP-Fisher 檢驗4 種檢驗方法，各變量的單位根檢驗結果詳見表1。從表1 可知，各變量的單位根檢驗結果均在10%的顯著性水平上拒絕了“存在單位根”的原假設。因此各變量都是平穩(wěn)的，可以構建面板VAR 模型。

表1 各變量的單位根檢驗

通過面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關系檢驗可知，科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級（產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化）和碳排放兩兩之間存在顯著的因果關系（由于篇幅有限，未列出詳細檢驗結果）。因此，可以利用面板VAR 模型分析各變量之間的動態(tài)關系。

2.空間相關性檢驗

本文基于queen 鄰近的0-1 空間權重矩陣對各變量進行空間相關性檢驗，并利用Moran’I值檢驗變量的空間相關性，各變量的Moran’I值和P值如圖1 所示。從圖1（a）可以看出，產(chǎn)業(yè)結構合理化的空間相關性最強，碳排放和科技創(chuàng)新的空間相關性次之，產(chǎn)業(yè)結構高級化的空間相關性最弱。產(chǎn)業(yè)結構合理化的空間相關性波動性較小，碳排放的空間相關性呈現(xiàn)小幅穩(wěn)步下降的趨勢，科技創(chuàng)新的空間相關性呈現(xiàn)小幅穩(wěn)步上升的趨勢，產(chǎn)業(yè)結構高級化的空間相關性從負值到正值，呈現(xiàn)顯著上升的趨勢。從圖1（b）可以看出，科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構合理化和碳排放幾個變量各年份的Moran’I值都在5%顯著性水平下通過檢驗并且都為正數(shù)，表明各變量存在顯著的正向空間溢出效應，而產(chǎn)業(yè)結構高級化水平在2010 年之前的Moran’I值為負數(shù)并且不顯著，2010 年之后的Moran’I值都在10%水平上顯著并且為正值。因此，可以建立空間面板VAR 模型。

圖1 lnINNO、lnISR、lnISU、lnCI 的Moran’I 值和P 值

（二）半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型結果分析

利用R、MATLAB 軟件采用局部線性估計和廣義矩估計方法（GMM）對半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型（SSPVAR）進行估計，參數(shù)的估計結果詳見表2。各變量之間的相互影響關系通過時空脈沖響應函數(shù)進行分析（圖2～圖7），非參數(shù)部分的估計結果如圖8 和圖9 所示。

表2 SSPVAR 模型參數(shù)估計結果統(tǒng)計表

（三）時空脈沖響應分析

與傳統(tǒng)的脈沖響應相比，時空脈沖響應不僅反映變量間在時間維度上的“沖擊-響應”關系，而且反映變量在空間維度上的變化。在本文時空脈沖響應函數(shù)中，一個地區(qū)的一個變量產(chǎn)生一次沖擊，中國30 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的3 個內生變量都會產(chǎn)生一個對應的脈沖，形成90 幅脈沖響應圖。由于篇幅有限，難以對所有模擬結果一一進行展示。本文根據(jù)研究目的和空間個體的代表性，選取科技創(chuàng)新水平靠前的廣東、產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化均靠前的江蘇、二氧化碳排放大省的河北作為核心沖擊源，其他在空間上鄰近省份的響應情況作為關聯(lián)變動的代表性樣本。

1.科技創(chuàng)新的沖擊影響

從圖2 和圖3 可以看出，在廣東地區(qū)科技創(chuàng)新一個正向標準差的沖擊下，福建、廣西和海南地區(qū)的科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放均產(chǎn)生了不同程度的響應，響應幅度由大到小依次為海南、福建、廣西，在一定程度上呈現(xiàn)出空間異質性。具體而言：①從圖2（a）和圖3（a）可以看出，在廣東地區(qū)科技創(chuàng)新一個正向標準差的沖擊下，廣東自身在第1 期的響應值最大，分別為0.0917 和0.0847，海南、福建和廣西都是滯后一期達到最大正向響應值，模型1 中的最大響應值分別為0.0173、0.0058、0.0043，模型2 中的最大響應值分別為0.0216、0.0072、0.0054。兩個模型的結果均表明，科技創(chuàng)新不僅具有正向自強化效應，而且具有正向空間溢出效應。②從圖2（b）和圖3（b）可以看出，在廣東地區(qū)科技創(chuàng)新一個正向標準差的沖擊下，廣東的產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化在第1 期的響應幅度最大，分別為0.0098 和0.0100，海南、福建和廣西都是在第2 期達到最大正向響應值，產(chǎn)業(yè)結構合理化的最大響應值分別為0.0379、0.0126、0.0095，產(chǎn)業(yè)結構高級化的最大響應值分別為0.0412、0.0137、0.0103。該結論表明，科技創(chuàng)新促進本地和鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化，存在正向空間溢出效應，驗證了假設H1a。該結果還表明，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用大于對產(chǎn)業(yè)結構合理化的正向影響。③從圖2（c）和圖3（c）可以看出，在廣東地區(qū)科技創(chuàng)新一個正向標準差的沖擊下，海南、福建和廣西的碳排放脈沖響應值均在第2 期達到最大值，模型1 中的最大響應值分別為0.0243、0.0081、0.0061，模型2 中的最大響應值分別為0.0326、0.0109、0.0081，三個鄰近地區(qū)的脈沖響應路徑均呈現(xiàn)出“N”形波浪式收斂趨勢，并且正向效應顯著大于負向效應。而廣東科技創(chuàng)新的正向沖擊，對本地區(qū)碳排放的脈沖響應最大值和最小值分別為0.0075、-0.0073（模型1）和0.0078、-0.0083（模型2）。該結果表明，廣東地區(qū)科技創(chuàng)新的沖擊刺激鄰近地區(qū)二氧化碳排放強度上升，不利于鄰近地區(qū)的碳減排，但有利于本地區(qū)的碳減排，并且這種影響呈現(xiàn)波動式收斂趨勢，驗證了假設H2a。由于廣東的科技創(chuàng)新水平較高，在產(chǎn)業(yè)鏈中占據(jù)終端位置優(yōu)勢，通過產(chǎn)業(yè)轉移將高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)轉向周邊經(jīng)濟基礎相對薄弱地區(qū)，這種產(chǎn)業(yè)轉移所產(chǎn)生的技術溢出效應存在高能耗特性，不利于周邊地區(qū)碳減排目標的實現(xiàn)。

圖2 模型1 沖擊源廣東科技創(chuàng)新：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

圖3 模型2 沖擊源廣東科技創(chuàng)新：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

2.產(chǎn)業(yè)結構升級的沖擊影響

從圖4 和圖5 可以看出，在江蘇地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化一個正向標準差的沖擊下，上海、江蘇、浙江和山東地區(qū)的科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放均產(chǎn)生了不同的響應路徑，響應幅度由大到小依次為江蘇、上海、山東、浙江，表現(xiàn)出區(qū)域異質性。具體而言：①從圖4（a）和圖5（a）可以看出，在江蘇地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化一個正向標準差的沖擊下，江蘇、上海、山東和浙江地區(qū)都是滯后一期表現(xiàn)出顯著的負向響應（模型1 中和模型2 中的最小響應值分別為-0.0130、-0.0030、-0.0019、-0.0015 和-0.0087、-0.0066、-0.0033、-0.0026），在第3 期則表現(xiàn)出正向響應，并且負向效應顯著大于正向效應，該影響在第5 期基本收斂趨于零。兩個模型的結果均表明，江蘇地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化都對本地和鄰近地區(qū)的科技創(chuàng)新產(chǎn)生不同程度的時間滯后性的抑制作用。該結果還表明，產(chǎn)業(yè)結構高級化對鄰近地區(qū)科技創(chuàng)新的負向效應大于產(chǎn)業(yè)結構合理化的負向效應。由于產(chǎn)業(yè)結構升級在一定程度上存在路徑依賴性，因此表現(xiàn)出時間滯后性。同時，與其他發(fā)達國家相比，我國正處于產(chǎn)業(yè)結構以第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉移為主的初級階段，產(chǎn)業(yè)結構向第二產(chǎn)業(yè)升級比向第三產(chǎn)業(yè)升級更有利于推動科技創(chuàng)新。因此，以產(chǎn)業(yè)服務化為主要測度指標的產(chǎn)業(yè)結構升級將導致產(chǎn)業(yè)結構升級速度與科技創(chuàng)新速度不匹配，進而對科技創(chuàng)新產(chǎn)生短暫的抑制作用，驗證了假設H1b。②從圖4（b）和圖5（b）可以看出，在江蘇地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化一個正向標準差的沖擊下，江蘇地區(qū)自身在第1 期達到最大正向響應值，分別為0.0615 和0.0551，而上海、浙江和山東地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化均表現(xiàn)出較弱的負向效應，模型1 中和模型2 中的最大負向響應幅度分別為-0.0030、-0.0014、-0.0015 和-0.0028、-0.0017、-0.0014。結果表明，產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化都具有正向自強化效應，但是對鄰近地區(qū)產(chǎn)生較弱的負向溢出影響。③從圖4（c）和圖5（c）可以看出，在江蘇地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化一個正向標準差的沖擊下，上海、山東和浙江地區(qū)的碳排放均表現(xiàn)出負向響應，且模型1 中和模型2 中的最小響應值分別為-0.0023、-0.0012、-0.0009 和-0.0031、-0.0016、-0.0013。而江蘇地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的正向沖擊，對本地區(qū)碳排放的脈沖響應最大值和最小值分別為0.0118、-0.0006（模型1）和0.0117、-0.0014（模型2）。該結果表明，江蘇地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化有助于減少周邊鄰近地區(qū)的二氧化碳排放，但不利于自身的碳減排，驗證了假設H3a，并且產(chǎn)業(yè)結構高級化的碳減排效應比產(chǎn)業(yè)結構合理化的碳減排效應更加顯著。同時，結合圖2（c）和圖3（c）的結果可知，產(chǎn)業(yè)結構升級對碳減排的效應高于科技創(chuàng)新對碳減排的效應。

圖4 模型1 沖擊源江蘇產(chǎn)業(yè)結構合理化：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

圖5 模型2 沖擊源江蘇產(chǎn)業(yè)結構高級化：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

3.碳排放的沖擊影響

從圖6 和圖7 可以看出，在河北地區(qū)碳排放一個正向標準差的沖擊下，北京、天津和遼寧地區(qū)的科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放均產(chǎn)生了不同的響應路徑。具體而言：①從圖6（a）和圖7（a）可以看出，在河北地區(qū)碳排放一個正向標準差的沖擊下，北京、天津和遼寧地區(qū)的科技創(chuàng)新響應值均在第2 期達到最小值（模型1和模型2 的最小響應值分別為-0.0117、-0.0117、-0.0078 和-0.0138、-0.0138、-0.0092），之后呈現(xiàn)正向收斂趨勢，而河北自身的科技創(chuàng)新響應值在第3 期達到最小值（-0.0060 和-0.0065），該影響在第6 期基本收斂趨于零。結果表明，河北地區(qū)二氧化碳排放強度的上升抑制了本地和鄰近地區(qū)的科技創(chuàng)新發(fā)展，驗證了假設H2b中的“成本效應”。該結果還表明，河北地區(qū)二氧化碳排放強度的上升對鄰近地區(qū)科技創(chuàng)新的負向效應大于對本地科技創(chuàng)新的負向影響，存在顯著的空間負向溢出效應。②從圖6（b）和圖7（b）可以看出，在河北地區(qū)碳排放一個正向標準差的沖擊下，河北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的響應值均在第2 期達到最大值（0.0143 和0.0133），在第3 期達到最小值（-0.0063 和-0.0073），總體上表現(xiàn)出正向收斂特征。而北京、天津和遼寧地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的最大響應值（0.0008、0.0008、0.0007 和0.0016、0.0016、0.0011）和最小響應值（-0.0016、-0.0016、-0.0013 和-0.0027、-0.0027、-0.0018），總體上表現(xiàn)出負向收斂特征。該結果表明，河北地區(qū)二氧化碳排放強度的上升對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用顯著，但是在不同程度上抑制了鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化，且抑制作用微弱，驗證了假設H3b。結合圖6（a）和圖7（a）還可以發(fā)現(xiàn)，河北地區(qū)碳排放對鄰近地區(qū)科技創(chuàng)新的負向效應大于對產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的負向效應，而河北地區(qū)碳排放，有利于本地產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化，抑制本地科技創(chuàng)新發(fā)展。③從圖6（c）和圖7（c）可以看出，在河北地區(qū)碳排放一個正向標準差的沖擊下，北京、天津和遼寧地區(qū)的碳排放均在第2 期達到最大響應值（0.0593、0.0593、0.0395 和0.0101、0.0101、0.0067），而河北本地的碳排放在第1 期達到最大響應值（0.4618 和0.0689），在第2 期達到最小響應值（-0.1601 和-0.0102），且正向沖擊效應大于負向沖擊效應。該結果表明，河北地區(qū)二氧化碳排放的正向沖擊具有正向自強化效應和顯著的正向空間溢出效應，且模型1 的響應幅度顯著高于模型2。

圖6 模型1 沖擊源河北碳排放：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

圖7 模型2 沖擊源河北碳排放：樣本地區(qū)相關變量的響應圖

（四）環(huán)境規(guī)制的效應分析

半?yún)?shù)部分通過導數(shù)散點圖直觀的分析環(huán)境規(guī)制對三個內生變量的具體影響程度。在圖8 和圖9 中，橫軸表示環(huán)境規(guī)制（lnER），數(shù)值越大表明環(huán)境規(guī)制力度越大，縱軸表示各內生變量的導數(shù)值，表明環(huán)境規(guī)制變化一個單位對各內生變量的影響幅度?？傮w來看，環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化、碳排放都存在顯著的非線性影響，證實了在模型中加入非參數(shù)項的合理性和必要性。

1.環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新的影響

從圖8（a）可以看出，模型1 中的環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新呈現(xiàn)“M”形波動影響，且影響效應大部分為正，表明環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新的促進作用存在正向波動性。從圖9（a）可以看出，模型2 中的環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)三個階段特點，首先呈現(xiàn)快速上升趨勢，隨后保持平穩(wěn)上升趨勢，最后呈現(xiàn)波動式下降趨勢，并且影響效應大部分為正。

2.環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響

從圖8（b）和圖9（b）可以看出，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響路徑基本一致，總體上呈現(xiàn)“U”形波動趨勢，先呈現(xiàn)快速下降趨勢，隨后保持波動式緩慢上升趨勢，且影響效應大部分為正。

3.環(huán)境規(guī)制對碳排放的影響

從圖8（c）和圖9（c）可以看出，環(huán)境規(guī)制對碳排放的影響路徑與對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響路徑相似，總體上也呈現(xiàn)“U”形波動趨勢。該結果表明，隨著環(huán)境規(guī)制力度的增加，有利于減少二氧化碳排放，但是當環(huán)境規(guī)制力度增加到一定程度，不利于碳減排目標的實現(xiàn)。

圖8 模型1 中各變量對lnER 的導數(shù)散點圖

圖9 模型2 中各變量對lnER 的導數(shù)散點圖

五、結論與建議

（一）主要結論

本文基于三者影響機制的分析，以2004—2019 年中國30 個?。ㄊ?、自治區(qū)）（因數(shù)據(jù)缺失，未包括西藏和港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為樣本構建半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型（SSPVAR），對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化、碳排放之間的雙向空間傳導效應進行了實證研究，并將環(huán)境規(guī)制作為外生變量的半?yún)?shù)項刻畫其與三個內生變量的非線性關系。主要結論如下：

（1）科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放之間存在時空互動關系，即時間滯后效應和空間傳遞效應?？萍紕?chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化、碳排放自身都具有較強的正向自強化效應，科技創(chuàng)新和碳排放均存在顯著的正向空間溢出效應，而產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化存在負向空間溢出效應。

（2）科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級只存在單向促進關系?？萍紕?chuàng)新促進本地和鄰地產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化，但是產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化均抑制了本地和鄰地的科技創(chuàng)新發(fā)展。

（3）科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級對碳減排的效應存在區(qū)域異質性。科技創(chuàng)新有利于本地碳減排，但增加了鄰地的二氧化碳排放強度；產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化有利于鄰地碳減排，但增加了本地的二氧化碳排放強度，且產(chǎn)業(yè)結構高級化的碳減排效應比產(chǎn)業(yè)結構合理化更顯著。產(chǎn)業(yè)結構升級的碳減排效應高于科技創(chuàng)新的碳減排效應。

（4）環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、碳排放都存在顯著的非線性影響。在環(huán)境規(guī)制政策實施的初級階段，隨著環(huán)境規(guī)制力度的增加，有利于減少二氧化碳排放，但是當環(huán)境規(guī)制力度增加到一定程度，不利于碳減排目標的實現(xiàn)。

（二）對策建議

基于上述結論，提出以下對策建議：

（1）完善區(qū)域間的科技交流和共享機制，構建區(qū)域協(xié)調發(fā)展的科技創(chuàng)新體系。加大區(qū)域間技術合作，特別是碳減排和清潔能源領域的技術交流和合作，通過發(fā)揮發(fā)達地區(qū)的帶動效應，進一步擴大科技創(chuàng)新的正向溢出影響和碳減排效應，減少區(qū)域間的技術溢出壁壘和技術轉移門檻，增強技術溢出的消化吸收和再創(chuàng)新能力。

（2）增強區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化的協(xié)同減排效應，探索產(chǎn)業(yè)碳減排協(xié)同發(fā)展機制。一方面，要加大產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新投入力度，尤其是低碳和節(jié)能關鍵核心技術，促進產(chǎn)業(yè)綠色低碳發(fā)展；另一方面，要推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，通過產(chǎn)業(yè)的內部循環(huán)減少二氧化碳排放，還可以通過產(chǎn)業(yè)間的合作提高資源的利用效率。

（3）采取分階段的環(huán)境規(guī)制力度，推動區(qū)域環(huán)境聯(lián)合治理。由于環(huán)境規(guī)制對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放都存在顯著的非線性影響。因此在制定環(huán)境規(guī)制政策時，應根據(jù)區(qū)域科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和碳排放所處的不同發(fā)展階段，因地制宜采取合理的環(huán)境規(guī)制治理力度?？紤]到碳排放的空間溢出效應，應增強區(qū)域間的協(xié)同治理能力，促進區(qū)域環(huán)境的良性循環(huán)。