收稿日期：2023-07-05" 修回日期：2023-12-04

基金項目：山東省社科規(guī)劃重大理論和現(xiàn)實問題協(xié)同創(chuàng)新研究專項（22BCXJ02）

作者簡介：張峰（1989—），男，山東濟(jì)南人，博士，山東理工大學(xué)管理學(xué)院教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向為系統(tǒng)工程與工業(yè)工程；陳嘉偉（1998—），男，山東東營人，山東理工大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生，研究方向為管理系統(tǒng)工程。本文通訊作者：陳嘉偉。

摘 要：采用“縱橫向”拉開檔次法、達(dá)格姆基尼系數(shù)、障礙度分析、核密度估計及馬爾科夫鏈，分析2006—2020年中國制造業(yè)綠色競爭力區(qū)域差異、障礙因素、分布動態(tài)和演進(jìn)趨勢。研究發(fā)現(xiàn)：①中國制造業(yè)綠色競爭力整體呈上升態(tài)勢，大致經(jīng)歷了波動調(diào)整期、平穩(wěn)增長期和起伏換擋期3個階段，展現(xiàn)出“東部領(lǐng)先、中部居中、西部落后”的分布格局；②中國制造業(yè)綠色競爭力總體基尼系數(shù)呈下降趨勢，組間差異是導(dǎo)致制造業(yè)綠色競爭力總體差異的主要原因，其中東部與西部區(qū)域差異呈顯著擴(kuò)大態(tài)勢，制造業(yè)煤炭消耗占能源消耗總量的比重是制造業(yè)綠色競爭力發(fā)展的主要障礙；③空間核密度估計結(jié)果表明，綠色競爭力空間集聚模式存在“俱樂部收斂”現(xiàn)象，且時間跨度未產(chǎn)生明顯效用；④從馬爾科夫鏈極限求解結(jié)果看，制造業(yè)綠色競爭力隨時間推移逐步提升，并呈現(xiàn)出逐漸向高值集中的走向。研究結(jié)論可為加快促進(jìn)中國制造業(yè)綠色競爭力空間均衡、協(xié)同有序與提質(zhì)高效發(fā)展提供新思路。

關(guān)鍵詞：制造業(yè)綠色競爭力；區(qū)域差距；動態(tài)演進(jìn)；趨勢預(yù)測

DOI：10.6049/kjjbydc.2023070089

中圖分類號：F427

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1001-7348（2025）04-0042-13

0 引言

中共二十大報告提出，“堅持把發(fā)展經(jīng)濟(jì)的著力點放在實體經(jīng)濟(jì)上”。制造業(yè)作為立國之本、興國之器和強國之基，是構(gòu)建工業(yè)現(xiàn)代化體系基本盤、帶動就業(yè)實現(xiàn)共同富裕的強引擎以及建成社會主義現(xiàn)代化強國的入場券。新發(fā)展格局下，制造業(yè)發(fā)展步入爬坡過坎的攻堅期，亟需全方位、深層次推行綠色化，并將其作為新型工業(yè)化建設(shè)的新抓手。然而，中國制造業(yè)“三高一低”粗放型發(fā)展模式導(dǎo)致其面臨日益嚴(yán)峻的資源環(huán)境約束，要素配置不均衡導(dǎo)致區(qū)域間制造業(yè)綠色發(fā)展不平衡不充分問題突出，迫切需要釋放體內(nèi)“綠色基因”。為此，應(yīng)根據(jù)國務(wù)院印發(fā)的《新時代的中國綠色發(fā)展》白皮書要求，秉承創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，強調(diào)生產(chǎn)與生態(tài)平衡、發(fā)展與環(huán)境和諧，不斷探索中國制造業(yè)資源節(jié)約、環(huán)境保護(hù)生態(tài)負(fù)效應(yīng)最小化的高質(zhì)量發(fā)展道路?？梢?，貫徹新發(fā)展理念、提升區(qū)域制造業(yè)綠色競爭力成為中國實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展以及全面建成社會主義現(xiàn)代化強國的重要突破口。

綠色競爭力是環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)、生態(tài)經(jīng)濟(jì)學(xué)、綠色經(jīng)濟(jì)學(xué)等研究領(lǐng)域的重要議題。其中，有關(guān)制造業(yè)綠色競爭力的研究最早可追溯至20世紀(jì)90年代“波特理論”。Michael Porter［1］認(rèn)為環(huán)境質(zhì)量改善與企業(yè)生產(chǎn)率、競爭力增長之間存在雙贏，綠色競爭力是企業(yè)在合理環(huán)境規(guī)制下獲取市場競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵。制造業(yè)綠色競爭力內(nèi)涵范圍較廣，尤其是近年來可持續(xù)發(fā)展框架成為處理經(jīng)濟(jì)效益與社會效益的內(nèi)在要求，眾多國內(nèi)外學(xué)者愈發(fā)關(guān)注相關(guān)研究主題。關(guān)于制造業(yè)綠色競爭力研究關(guān)注點不斷改變，從企業(yè)在政府環(huán)境規(guī)制下減少環(huán)境污染的治理導(dǎo)向［2］，到綠色管理模式［3］、綠色生產(chǎn)［4］、綠色供應(yīng)鏈［5］的內(nèi)容導(dǎo)向，再到轉(zhuǎn)型升級與尋求綠色發(fā)展的目標(biāo)導(dǎo)向［6］，制造業(yè)綠色競爭力內(nèi)涵愈發(fā)豐富，體現(xiàn)出綠色競爭力對于制造體系的重要性。另外，相關(guān)研究從關(guān)注微觀企業(yè)轉(zhuǎn)向中觀省域［7］、市域［8］、城市群［9］等，極大豐富了制造業(yè)綠色競爭力理論與實踐。其中，從指標(biāo)體系構(gòu)建看，資本［10］、環(huán)境［11］和創(chuàng)新［12］等要素占據(jù)制造業(yè)綠色競爭力評價范式主流，隨著制造業(yè)綠色競爭力內(nèi)涵的不斷拓展，制造業(yè)綠色競爭力的社會屬性也納入考量范疇。從線性關(guān)系看，由于不同領(lǐng)域?qū)W者關(guān)注重點不同，現(xiàn)有研究從多個方面揭示制造業(yè)綠色競爭力的內(nèi)在邏輯，其中政府行為［13］、技術(shù)進(jìn)步［14］、自然資源［15］、產(chǎn)業(yè)集聚［16］等因素成為探討焦點。從指數(shù)測度工具看，數(shù)據(jù)包絡(luò)分析［17］、模糊層次分析［18］、熵權(quán)法［19］得到廣泛應(yīng)用，其中熵權(quán)法因能較好地確定權(quán)重而成為當(dāng)前主流測度方法。

上述研究為本文提供了強有力的理論依據(jù)和方法論支撐，但仍存在以下問題亟待解決：首先，制造業(yè)綠色競爭力評估應(yīng)如何滿足新發(fā)展理念與新型工業(yè)化道路的時代要求？已有研究多從制造業(yè)綠色競爭力空間分布某一側(cè)面展開，缺乏對制造業(yè)綠色競爭力多維度、多尺度的綜合考察。其次，隨著區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實施，制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型面臨新形勢，制造業(yè)綠色發(fā)展差距成為區(qū)域發(fā)展重點，那么應(yīng)如何把握制造業(yè)綠色競爭力區(qū)域差異及來源？制造業(yè)綠色競爭力具有哪些動態(tài)演進(jìn)特征？再次，對制造業(yè)綠色競爭力未來發(fā)展趨勢進(jìn)行預(yù)測能否滿足可持續(xù)發(fā)展要求？

本文邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：一是引入“縱橫向”拉開檔次法，系統(tǒng)量化中國制造業(yè)綠色競爭力，對中國內(nèi)地30個省份制造業(yè)綠色競爭力進(jìn)行檢驗，揭示其變化規(guī)律及面臨的主要障礙，以獲取關(guān)于制造業(yè)綠色競爭力發(fā)展的正確認(rèn)知；二是通過Dagum基尼系數(shù)識別中國制造業(yè)綠色競爭力區(qū)域差異及來源，把握中國制造業(yè)綠色競爭力發(fā)展特征和均衡化推進(jìn)路徑，可為區(qū)域一體化發(fā)展提供理論基礎(chǔ)；三是基于空間Kernel密度估計探析制造業(yè)綠色競爭力動態(tài)演進(jìn)趨勢，可為制造業(yè)探索綠色躍遷路徑提供新邏輯。在上述研究的基礎(chǔ)上，通過Markov極限求解對制造業(yè)綠色競爭力趨勢進(jìn)行預(yù)測，有利于提高資金統(tǒng)籌安排和扶持政策制定的合理性，對于促進(jìn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、明確制造業(yè)轉(zhuǎn)型方向具有重要啟示。

1 模型構(gòu)建與指標(biāo)設(shè)計

1.1 模型構(gòu)建

1.1.1 “縱橫向”拉開檔次法

中國制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)評價屬于多指標(biāo)測度，故采用“縱橫向”拉開檔次法對其進(jìn)行綜合測度，構(gòu)建如下模型：

yitk=∑mj=1ωjxijtk，i=1，2，…，nj=1，2，…，m;k=1，2，…，T（1）

其中，yitk表示在tk時期對象i的測度評價值； xijtk表示tk時期對象i的指標(biāo)因素值。運用極差法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，正向指標(biāo)處理公式如下：

x'ijtk=xijtk－mMj－mj（2）

逆向指標(biāo)處理公式如下：

x'ijtk=Mj－xijtkMj－mj（3）

其中，mj=minxijtk， Mj=maxxijtk， x'ijtk∈0，1］為指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)值。取yi（tk）的離差ε平方和最大值，表達(dá)式為：

ε2=∑Tk=1∑ni=1yitk－y-2（4）

對于x'ijtk∈0，1］，滿足條件：

y-=∑Tk=1∑ni=1∑mj=1ωjx'ijtk/n］/T=0（5）

因而有：

ε2=∑Tk=1∑ni=1yitk2=∑Tk=1W′HkW］=W′∑Tk=1HkW=W′HW（6）

其中， W=ω1，ω2，…，ωm， H=∑Tk=1Hk表示m×m矩陣，Xk=x11tk…x1mtkxn1tk…xnmtk］， Hk=X′kXk（k=1，2，…，T）。當(dāng) WW′=1時，矩陣中H最大特征值對應(yīng)的特征向量即為最終權(quán)重W。據(jù)此，利用模型（1）測算最終評價值yi（tk）。

1.1.2 Dagum基尼系數(shù)

Dagum（1997）指出，基尼系數(shù)可以克服傳統(tǒng)基尼系數(shù)和泰爾系數(shù)難以分解組群的問題。本文借鑒這一研究，測度中國制造業(yè)綠色競爭力空間分異程度，詳細(xì)計算公式參考劉華軍等［20］和劉秉鐮等［21］的研究。

1.1.3 障礙因子診斷模型

障礙因子診斷模型可計算綜合評價體系中各評價指標(biāo)的障礙度，明晰事物發(fā)展阻礙因素類別與程度，故使用障礙因子診斷模型分析影響中國制造業(yè)綠色競爭力的障礙因子，詳細(xì)計算公式參考趙宏波等［22］的研究。

1.1.4 Kernel密度估計

Kernel密度估計是研究不均衡分布的重要非參數(shù)估計方法，能夠展示中國制造業(yè)綠色競爭力分布的動態(tài)演進(jìn)情況，傳統(tǒng)Kernel密度估計表達(dá)式如下：

f（x）=1Nh∑Ni=1K（Xi－xh）（7）

K（x）=12πexp（－x22）（8）

其中，N為觀測值個數(shù)； K（·）為高斯核函數(shù)；X為觀測值；x為觀測值均值；h表示帶寬，表征核密度曲線的光滑程度。

利用空間核密度估計，本文考察中國制造業(yè)綠色競爭力在考慮時間因素下的動態(tài)趨勢，空間核密度估計表達(dá)式為：

f（x，y）=1Nhxhy∑ni=1Kx（Xi－xhx）Ky（Yi－yhy）（9）

g（y|x）=f（x，y）x（10）

其中，f（x，y）表示x和y的聯(lián)合概率密度函數(shù)；g（y|x）表示x條件下y的空間核密度。

1.1.5 Markov鏈分析方法

本文基于傳統(tǒng)馬爾可夫鏈和空間馬爾可夫鏈分析方法測算不同條件下的轉(zhuǎn)移概率矩陣，詳細(xì)計算公式參考陳明華等［23］的研究。

馬爾可夫鏈經(jīng)過長時間轉(zhuǎn)移后，狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣將不受時間影響，概率分布呈平穩(wěn)狀態(tài)，也稱極限狀態(tài)。運用馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣進(jìn)行極限求解能夠預(yù)測制造業(yè)綠色競爭力未來動態(tài)演變趨勢。據(jù)此，將極限定義嵌入到馬爾科夫鏈遞推公式中，求解馬爾科夫鏈的極限狀態(tài)矩陣：

limt→∞π（t+1）=limt→∞π（t）M（11）

其中，π表示馬爾科夫鏈演變的終極狀態(tài)矩陣；M表示馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣。若π滿足∑ni=1πi=1（i=0，1，2，…），則視為馬爾科夫鏈演變的終極狀態(tài)矩陣。

1.2 指標(biāo)選取

制造業(yè)綠色競爭力不僅涵蓋制造業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的基本狀態(tài)，同時與資源、環(huán)境及社會等諸多要素具有緊密關(guān)聯(lián)性，現(xiàn)有研究雖然基于不同視角建立了頗具特色的評價指標(biāo)體系，但新發(fā)展階段對制造業(yè)走好新型工業(yè)化道路提出了新要求，要堅持以人為本，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展，主張資源節(jié)約、環(huán)境友好、面向未來可持續(xù)發(fā)展。因此，對制造業(yè)綠色競爭力進(jìn)行科學(xué)評估，以促進(jìn)其提高經(jīng)濟(jì)效益、加快技術(shù)升級、降低能源消耗、減少環(huán)境污染、增進(jìn)人民福祉。因此，參考李廉水等［24］對制造業(yè)“新型化”的評價思路，結(jié)合“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五大發(fā)展理念以及新型工業(yè)化道路內(nèi)涵，根據(jù)《新時代的中國綠色發(fā)展》白皮書提出的科學(xué)性、延續(xù)性、系統(tǒng)性和可比性原則，從經(jīng)濟(jì)驅(qū)動、創(chuàng)新產(chǎn)出、能源節(jié)控、環(huán)境規(guī)制、社會保障5個維度選取41個評價指標(biāo)（包括狀態(tài)型、驅(qū)動型和效益型）進(jìn)行測度，相關(guān)指標(biāo)見表1。

1.3 數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性和可得性，本研究選取2006—2020年中國內(nèi)地30個省份（西藏數(shù)據(jù)不全，故未納入統(tǒng)計）面板數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒以及各省份統(tǒng)計局網(wǎng)站等，對于個別缺失數(shù)據(jù)，采用線性擬合法進(jìn)行補充。

2 實證結(jié)果分析

2.1 中國制造業(yè)綠色競爭力測度結(jié)果

采用“縱橫向”拉開檔次法測算2006—2020年全國和東、中、西三大地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力。由圖1可知，中國制造業(yè)綠色競爭力整體呈上升態(tài)勢，評價均值由2006年的0.53增長到2020年的0.56，說明中國制造業(yè)保持較好的綠色發(fā)展勢頭，生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)度得到提高。從階段變化看，中國制造業(yè)綠色競爭力經(jīng)歷了以下3個階段：波動調(diào)整期（2006—2010年）、平穩(wěn)增長期（2011—2015年）、起伏換擋期（2016—2020年）。第一階段制造業(yè)綠色競爭力先是短期上升，其后明顯下降，拐點出現(xiàn)在2008年，原因可能在于中國制造業(yè)低附加值競爭模式受金融危機沖擊明顯；第二階段在2011年實現(xiàn)小幅上升后始終在0.575附近波動，該階段處于“十二五”規(guī)劃時期，先后提出《“十二五”節(jié)能減排綜合性工作方案》《綠色制造科技發(fā)展“十二五”專項規(guī)劃》等一系列舉措，加速傳統(tǒng)制造業(yè)落后產(chǎn)能淘汰與綠色轉(zhuǎn)型升級進(jìn)程，鼓勵產(chǎn)業(yè)由提高產(chǎn)能投資向促進(jìn)工藝創(chuàng)新轉(zhuǎn)變，制造業(yè)綠色競爭力得以提升；第三階段曲線“失穩(wěn)”特征凸顯，波谷出現(xiàn)在2018年，制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)為0.537，說明原有平衡狀態(tài)被打破。原因可能在于中國受“三重沖擊”影響，制造業(yè)外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式飽受“長臂管轄”和“技術(shù)封鎖”困擾，制造業(yè)景氣度明顯回落，再加上服務(wù)于生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長的頂層設(shè)計不完善，使得企業(yè)參與綠色發(fā)展主動性、長期性預(yù)期不足，在外部環(huán)境復(fù)雜性明顯提升背景下，導(dǎo)致制造業(yè)綠色競爭力出現(xiàn)較大波動。

從區(qū)域尺度看，中國內(nèi)地30個省份制造業(yè)綠色競爭力整體均值為0.562，東、中、西部地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力均值分別為0.646、0.549和0.489，其中東部地區(qū)均值高于全國均值，中部和西部地區(qū)低于全國均值，呈現(xiàn)出“東部領(lǐng)先、中部居中、西部落后”的分布格局。如圖2所示，全國和東、中兩大地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力呈右偏態(tài)向高值集中分布趨勢，西部地區(qū)則呈左偏態(tài)向低值集中分布趨勢，具有較強的分布偏態(tài)性特征。具體而言，東部地區(qū)相較于中、西部地區(qū)，在經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)培育、創(chuàng)新能力、增加出口等領(lǐng)域取得突出成就，率先集中眾多制造業(yè)綠色發(fā)展勢能，建成一批獨具特色、優(yōu)勢突出的高新制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群，使當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)綠色特征明顯。中部地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力均值稍低于全國平均水平，這是因為中部地區(qū)“倚重倚能”的制造模式使得制造業(yè)存在較為嚴(yán)重的路徑依賴，并且當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)普遍存在經(jīng)濟(jì)總量與開放度錯位現(xiàn)象，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級、品牌價值提升面臨諸多困難。然而，近年來一批具有綠色標(biāo)桿作用的專精特新“小巨人”企業(yè)的誕生，為中部地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力邁向更高梯度創(chuàng)造了條件。西部地區(qū)制造業(yè)發(fā)展本就滯后，難以擺脫產(chǎn)能與技術(shù)落后、資源消耗量大、污染程度高等難題，加之部分“高精尖”人才流失，導(dǎo)致西部地區(qū)制造業(yè)陷入綠色發(fā)展剛性需求與內(nèi)生動力不足的疊加性困境，嚴(yán)重制約當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)綠色競爭力攀升，使得西部地區(qū)呈現(xiàn)低值集中分布態(tài)勢。

2.2 中國制造業(yè)綠色競爭力區(qū)域差異與來源

為進(jìn)一步明確中國制造業(yè)綠色競爭力差異，使用Dagum基尼系數(shù)分解法對2006—2020年中國制造業(yè)綠色競爭力進(jìn)行分解，包括全國和東、中、西部三大地區(qū)的區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異及差異來源，結(jié)果見圖3、圖4和圖5。

2.2.1 中國制造業(yè)綠色競爭力總體差異與區(qū)域差異

由圖3可知，中國制造業(yè)綠色競爭力基尼系數(shù)由2006年的0.107下降到2020年的0.106，均值為0.108，各年基尼系數(shù)均低于0.2，表明中國制造業(yè)綠色競爭力水平總體差異較小，且區(qū)域間制造業(yè)綠色競爭力發(fā)展差異得到一定程度控制。不同區(qū)域制造業(yè)綠色競爭力基尼系數(shù)不同，其中東、中、西部制造業(yè)綠色競爭力基尼系數(shù)差異均值依次為0.069 5、0.073 7、0.095 3，呈現(xiàn)“西部高、中部次之、東部較小”的分布格局，并且西部和中部地區(qū)呈上升趨勢，而東部地區(qū)則呈下降趨勢。具體而言，西部地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力基尼系數(shù)均值達(dá)到0.095 3，年均增長率為2.63%，說明西部地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力水平總體差距不大，但區(qū)域間制造業(yè)綠色競爭力差距有擴(kuò)大趨勢。中部地區(qū)基尼系數(shù)均值為0.073 7，年均增長率達(dá)到2.65%，說明中部地區(qū)區(qū)域間制造業(yè)綠色競爭力差距不大，但基尼系數(shù)整體呈增長態(tài)勢。東部地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力基尼系數(shù)均值達(dá)到0.069 5，年均遞減率為0.99%。說明東部地區(qū)內(nèi)部省份制造業(yè)綠色競爭力差距較小，即存在“評價高、差異小”的雙重發(fā)展趨勢。

2.2.2 中國制造業(yè)綠色競爭力差異與分解

圖4為東、中、西三大地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力Dagum基尼系數(shù)計算結(jié)果，對比不同地區(qū)差異發(fā)現(xiàn)，東—中區(qū)域間差異呈現(xiàn)“下降—平穩(wěn)上升—波動下降”態(tài)勢，地區(qū)間基尼系數(shù)由2006年的0.117下降至2020年的0.096，年均下降1.21%；東—西部區(qū)域間差異呈現(xiàn)“平穩(wěn)增長—波動下降”態(tài)勢，地區(qū)間基尼系數(shù)由0.155降至0.138，年均下降率為0.70%；中—西部區(qū)域間差異呈現(xiàn)“波動上升”態(tài)勢， 地區(qū)間基尼系數(shù)由2006年的0.084增長至2020年的0.111，年均增長率為2.15%。整體來看，觀測期初東—西部區(qū)域間差異最大，中—西部次之，東—中部最小，東—中部、中—西部、東—西部基尼系數(shù)均值分別為0.103、0.107和0.148?？梢姡鞑康貐^(qū)與其它地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力差距仍是當(dāng)前制造業(yè)綠色發(fā)展面臨的主要挑戰(zhàn)。盡管西部地區(qū)制造業(yè)近年來綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展勢頭良好，但仍需強化未來產(chǎn)業(yè)布局與區(qū)域間經(jīng)濟(jì)合作，尤其是注重西部地區(qū)與東部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。

2.2.3 中國制造業(yè)綠色競爭力區(qū)域差異來源

圖5為中國制造業(yè)綠色競爭力總體Dagum基尼系數(shù)和分解結(jié)果。從中可見，組內(nèi)基尼系數(shù)差異總體表現(xiàn)為上升趨勢，由研究期初的0.025波動上升到研究期末的0.028，年均增幅為0.83%，研究期內(nèi)平均貢獻(xiàn)率為25.02%；而組間基尼系數(shù)差異則表現(xiàn)出與組內(nèi)基尼系數(shù)差異相反的變動態(tài)勢，由研究期初的0.070波動下降到研究期末的0.060，年均降幅為0.97%，研究期內(nèi)平均貢獻(xiàn)率為60.29%。研究期內(nèi)超變密度貢獻(xiàn)值與相對貢獻(xiàn)率均呈“先減后增再減”的倒“N”型變化特征，且期末超變密度貢獻(xiàn)值與相對貢獻(xiàn)率較期初有所增加。從差異來源看，2006年組間超密度基尼系數(shù)為0.012，之后以2009年和2017年為拐點表現(xiàn)出先減后增再減趨勢，貢獻(xiàn)率則在8.74%～22.81%之間波動，研究期內(nèi)平均貢獻(xiàn)率為14.69%?？傮w來看，區(qū)域間差異是導(dǎo)致樣本數(shù)據(jù)總體差異的主要原因，進(jìn)一步佐證了縮小區(qū)域間差異對于解決中國制造業(yè)綠色競爭力區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

2.3 中國制造業(yè)綠色競爭力障礙因子識別

表2為2006―2020年中國制造業(yè)綠色競爭力前6個障礙因子及其障礙度。其中，制造業(yè)煤炭消耗占能源消耗總量的比重出現(xiàn)頻率最高，并且制造業(yè)能源消耗量、制造業(yè)煤炭消耗量出現(xiàn)頻次較多，說明能源因素對中國制造業(yè)綠色競爭力阻礙程度較大。究其原因，隨著2007年《中華人民共和國節(jié)約能源法》的修訂，中國制造業(yè)擇優(yōu)選擇能源節(jié)約、能源開發(fā)投資項目，能源層次得到大幅提升，但綠色能源回報率持續(xù)降低、能源環(huán)境壓力日益加大以及能源開發(fā)成本上升導(dǎo)致能源節(jié)約速度難以逾越規(guī)模擴(kuò)張速度，進(jìn)而對制造業(yè)能源利用率提出更高要求，制造業(yè)未來發(fā)展仍需重視傳統(tǒng)高污染能源節(jié)約與綠色清潔能源使用。

2.4 中國制造業(yè)綠色競爭力動態(tài)演進(jìn)

Dagum基尼系數(shù)雖然能反映中國制造業(yè)綠色競爭力差異指數(shù)及其來源，但無法描述各區(qū)域間制造業(yè)綠色競爭力的動態(tài)演進(jìn)過程?；诖?，本研究采用空間核密度估計法揭示中國制造業(yè)綠色競爭力是否具備動態(tài)效應(yīng)和空間效應(yīng)。

2.4.1 無條件核密度估計

圖6（a）、圖6（b）展示了2006—2020中國制造業(yè)綠色競爭力無條件核密度及核密度等高線，即從第t年到第t+3年各省份制造業(yè)綠色競爭力分布變化的轉(zhuǎn)移概率。由圖6可知，中國制造業(yè)綠色競爭力無條件核密度估計概率主要集中分布在正45°對角線上，說明中國制造業(yè)綠色競爭力從t到t+3年未出現(xiàn)明顯改變，整體保持穩(wěn)定發(fā)展態(tài)勢。如表3所示，東、中、西部三大地區(qū)轉(zhuǎn)移分布特征與全國基本一致，概率主體多分布在正45°對角線附近，呈現(xiàn)出俱樂部趨同現(xiàn)象，說明省域制造業(yè)發(fā)展初始條件、結(jié)構(gòu)特征和發(fā)展模式相似。隨著時間推移，省域間制造業(yè)綠色競爭力產(chǎn)生“趨同效應(yīng)”。

2.4.2 空間靜態(tài)核密度估計

圖7（a）、圖7（b）展示了2006—2020年中國制造業(yè)綠色競爭力空間靜態(tài)核密度及核密度等高線，考察相鄰省份制造業(yè)綠色競爭力影響本省份制造業(yè)綠色競爭力的演變趨勢。由圖7可知，中國制造業(yè)綠色競爭力在空間靜態(tài)條件下概率主體分布以X軸0.4和0.7為分界點呈現(xiàn)出分段特征。當(dāng)t年相鄰省份制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)低于0.4時，概率主體分布大致平行于X軸，說明這些省份制造業(yè)綠色競爭力空間溢出效應(yīng)較弱。當(dāng)t年相鄰省份制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)介于0.4～0.7之間時，概率主體多分布在正45°對角線附近，說明制造業(yè)綠色競爭力存在空間正相關(guān)性，表現(xiàn)出正向集聚特征。當(dāng)t年相鄰省份制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)高于0.7時，概率主體多集中分布在正45°對角線下方，說明高水平省份傾向于通過實施“低速路”戰(zhàn)略與較低水平省份進(jìn)行合作。如表3所示，中部地區(qū)與全國整體空間靜態(tài)核密度特征一致；東部地區(qū)存在正向空間溢出效應(yīng)，說明綠色要素配置合理；而西部地區(qū)無明顯空間溢出效應(yīng)，原因可能在于當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)綠色發(fā)展體系尚處于發(fā)展階段，成果轉(zhuǎn)化平臺有限，導(dǎo)致抑制效應(yīng)仍高于正向效應(yīng)，使得空間溢出效應(yīng)不明顯。

2.4.3 空間動態(tài)核密度估計

與空間靜態(tài)核密度估計相比，圖8展示的空間動態(tài)核密度估計將時間滯后條件納入制造業(yè)綠色競爭力空間關(guān)聯(lián)特征。圖8中概率主體分布與圖7分布情況相似，說明時間滯后條件的加入未出現(xiàn)顯著效用。但與圖7相比，圖8中概率主體在X＜0.4處出現(xiàn)雙峰且在Y軸方向上的分布更加集中，說明相鄰低水平省份制造業(yè)綠色競爭力空間相關(guān)性在考慮時間滯后條件后有所增強。如表3所示，在時間跨度下，西部地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力空間靜態(tài)核密度與空間動態(tài)核密度一致，說明隨著時間推移，地區(qū)間綠色要素流動藩籬依舊存在；東部地區(qū)分布形態(tài)一方面說明低水平省份長期受相鄰高水平省份“扶持”，另一方面說明高水平省份綠色要素冗余導(dǎo)致溢出效應(yīng)觸及“天花板”；中部地區(qū)空間溢出效應(yīng)較弱，說明中部地區(qū)空間溢出效應(yīng)隨時間推移逐步被抵消。原因可能在于，中部地區(qū)制造體系較為“封閉”，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度低、鏈條短， 導(dǎo)致省域間制造業(yè)長期空間交互行為缺失，綠色要素流動受到“壓制”。

2.5 中國制造業(yè)綠色競爭力長期演進(jìn)趨勢預(yù)測

與核密度估計方法相比，馬爾可夫鏈分析方法能顯示各地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力水平轉(zhuǎn)移方向和概率。因此，本研究將中國內(nèi)地30個省份制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)劃分為4個等級：低水平（0～25%）、中低水平（25%～50%）、中高水平（50%～75%）、高水平（75%～100%），預(yù)測中國制造業(yè)綠色競爭力動態(tài)演進(jìn)趨勢，對核密度估計結(jié)果予以補充。

2.5.1 傳統(tǒng)馬爾可夫鏈

表4給出中國制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)傳統(tǒng)Markov轉(zhuǎn)移概率矩陣，由表4可知：①轉(zhuǎn)移概率矩陣對角線概率均大于非對角線概率，其中低水平、中低水平、中高水平、高水平省份滯后一年維持原水平的概率分別為88.79%、65.69%、65.14%、87.25%，說明各省份制造業(yè)綠色競爭力轉(zhuǎn)移具有維持原有狀態(tài)的穩(wěn)定性；②中國制造業(yè)綠色競爭力存在 “俱樂部收斂”現(xiàn)象，具體而言，低水平與高水平滯后一年維持原有狀態(tài)的概率分別為88.76%和87.25%，中低水平與中高水平滯后一年維持原有狀態(tài)的概率分別為65.69%和65.14%，說明等級類型轉(zhuǎn)移存在“自身鎖定”現(xiàn)象；③制造業(yè)綠色競爭力很難步入轉(zhuǎn)移“快車道”，等級轉(zhuǎn)移大多發(fā)生在對角線上，非對角線上最大值（0.202）僅為對角線上最小值（0.651）的31.03%，且等于0的要素均位于對角線兩側(cè)，說明各省份制造業(yè)綠色競爭力改善仍處于鞏固階段，短期內(nèi)無法實現(xiàn)跨越式發(fā)展。

圖9（a）為整個研究期內(nèi)中國制造業(yè)綠色競爭力等級類型轉(zhuǎn)移的空間分布。從數(shù)量看，向上轉(zhuǎn)移省份占全國總數(shù)的23.33%，向下轉(zhuǎn)移省份占全國總數(shù)的23.33%，而保持平穩(wěn)狀態(tài)的省份則占全國總數(shù)的53.33%，說明大部分研究樣本制造業(yè)綠色競爭力狀態(tài)類型趨于穩(wěn)定。從空間分布看，向上轉(zhuǎn)移省份主要集中在西南地區(qū)的四川、重慶和東部地區(qū)的河北，向下轉(zhuǎn)移省份主要集中在西北地區(qū)的新疆、甘肅和東部地區(qū)的山東、遼寧、河南、黑龍江，保持平穩(wěn)省份則主要集中在中部地區(qū)的內(nèi)蒙古、山西，東部地區(qū)的江蘇、安徽、浙江，西部地區(qū)的云南、貴州。

2.5.2 空間馬爾可夫鏈

圖9（b）為鄰域環(huán)境對區(qū)域制造業(yè)綠色競爭力的影響，研究期內(nèi)自身和鄰域轉(zhuǎn)移類型相同省份占比為43.33%，其中均向上轉(zhuǎn)移的“高地區(qū)”主要集中在四川、重慶，新疆是向下轉(zhuǎn)移的“塌陷區(qū)”，自身和鄰域狀態(tài)類型不變省份占絕大多數(shù)。在不同鄰域條件下，中國制造業(yè)綠色競爭力轉(zhuǎn)移概率發(fā)生明顯改變。例如，當(dāng)不考慮空間鄰域背景時，低水平轉(zhuǎn)為高水平的概率為11.21%，而當(dāng)與低水平、中低水平、中高水平、高水平省份相鄰時，其轉(zhuǎn)移概率分別為 11.11%、6.85%、57.14%、0%。這表明，在考慮鄰域背景情況下，中國制造業(yè)綠色競爭力轉(zhuǎn)移概率與不考慮鄰域背景時存在顯著差異。具體而言：①中國制造業(yè)綠色競爭力存在“俱樂部收斂”現(xiàn)象，并且高低水平趨同現(xiàn)象愈發(fā)明顯，這也驗證了全國及東、中、西部三大地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力存在多極化發(fā)展趨勢，中國制造業(yè)綠色競爭力類型轉(zhuǎn)移在區(qū)域內(nèi)形成“高高集聚，低低集聚”特征；②空間因素對中國制造業(yè)綠色競爭力指數(shù)動態(tài)轉(zhuǎn)移具有顯著影響，鄰近效應(yīng)對本省份制造業(yè)綠色競爭力的動態(tài)演進(jìn)影響較大，表現(xiàn)出“鄰高提升，鄰低抑制”特征，相鄰低水平省份會阻礙本省份制造業(yè)綠色競爭力提升，甚至?xí)推浒l(fā)展水平，如P22/2（0.047）lt;P22（0.078），而鄰域高水平則對本省份發(fā)揮正向影響作用，會拉動制造業(yè)綠色競爭力增長，并且能減少其向下轉(zhuǎn)移概率，如P34/3（0.222）gt;P34（0.146）。這可能是因為，鄰域高水平制造業(yè)擁有豐富的資本、技術(shù)和人才優(yōu)勢，通過“擴(kuò)散效應(yīng)”對增強本地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力起到一定促進(jìn)作用。

2.5.3 馬爾可夫鏈預(yù)測

進(jìn)一步，本文對中國制造業(yè)綠色競爭力各種狀態(tài)類型在t→∞次轉(zhuǎn)移后的極限分布求解，利用傳統(tǒng)和空間Markov概率轉(zhuǎn)移矩陣測算兩種背景下的極限分布，并與初始狀態(tài)進(jìn)行對比，探究中國制造業(yè)綠色競爭力長期演進(jìn)發(fā)展趨勢。如表6所示，在不考慮空間滯后條件下，求解極限分布狀態(tài)與初始狀態(tài)相比，不同狀態(tài)類型表現(xiàn)出不同特征，處在低、中低水平類型省份數(shù)量逐漸減少，省份向上轉(zhuǎn)移較高水平和高水平概率為28.05%、35.60%；而處在中高、高水平類型省份數(shù)量顯著增加，省份向下轉(zhuǎn)移較低及以下水平類型概率為14.96%、21.40%。這表明，中國各省份制造業(yè)綠色競爭力狀態(tài)類型長期看具有上檔升級態(tài)勢，逐步由低狀態(tài)類型向高狀態(tài)類型轉(zhuǎn)移。在考慮空間滯后條件下，中國制造業(yè)綠色競爭力轉(zhuǎn)移矩陣極限分布存在顯著差異，當(dāng)與制造業(yè)綠色競爭力低水平類型省份為鄰時，制造業(yè)綠色競爭力隨時間推移呈現(xiàn)出由低到高的持續(xù)增強趨勢。而當(dāng)與制造業(yè)綠色競爭力較高及以上水平類型省份為鄰時，制造業(yè)綠色競爭力類型為中高、高水平數(shù)量（13.88%和72.27%、46%和52%）高于低與中低水平數(shù)量（3.78%和10.07%、0%和2%）?？傮w而言，制造業(yè)綠色競爭力隨時間推移逐步提升，呈現(xiàn)向高值集中分布趨勢，說明未來制造業(yè)在新發(fā)展理念與新型工業(yè)化道路引領(lǐng)下，通過持續(xù)完善工藝、改進(jìn)產(chǎn)品、提升質(zhì)量和創(chuàng)新服務(wù)，不僅能降耗增效，推動制造業(yè)向集約型方向轉(zhuǎn)變，而且“惠民生”與“穩(wěn)就業(yè)”成為制造業(yè)未來發(fā)展主旋律之一，進(jìn)而助力可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)的實現(xiàn)。

3 結(jié)論與啟示

3.1 研究結(jié)論

本文運用“縱橫向”拉開檔次法對2006—2020年全國和東、中、西三大地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力進(jìn)行測算，采用Dagum基尼系數(shù)、障礙因子診斷模型、Kernel密度估計及Markov鏈分析方法對全國和東、中、西三大地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力地區(qū)差異、障礙因素、分布動態(tài)及趨勢預(yù)測進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：

（1）中國制造業(yè)綠色競爭力整體呈上升趨勢，大致經(jīng)歷了波動調(diào)整期、平穩(wěn)增長期和起伏換擋期3個階段，展現(xiàn)出“東部領(lǐng)先、中部居中、西部落后”的分布格局。此外，全國和東、中、西三大地區(qū)制造業(yè)綠色競爭力呈現(xiàn)較強的偏態(tài)性分布特征。中國制造業(yè)綠色競爭力總體基尼系數(shù)呈下降趨勢，組間差異是導(dǎo)致制造業(yè)綠色競爭力總體差異的主要原因，其中東部與西部區(qū)域間差異呈顯著擴(kuò)大趨勢。障礙因素診斷結(jié)果表明，制造業(yè)煤炭消耗占能源消耗總量的比重是主要障礙因子。

（2）從動態(tài)演進(jìn)過程看，中國制造業(yè)綠色競爭力具有較強的路徑依賴特征，當(dāng)期較高的綠色競爭力可能會推動后期綠色競爭力持續(xù)提升。在空間條件下，靜態(tài)與動態(tài)估計結(jié)果存在一定差異，靜態(tài)條件下制造業(yè)綠色競爭力表現(xiàn)出一定的正向空間相關(guān)性，時間因素的加入并未對中國制造業(yè)綠色競爭力概率主體分布位置、分布形態(tài)產(chǎn)生明顯效用，動態(tài)條件下東、中、西部三大地區(qū)空間溢出效應(yīng)不同。

（3）傳統(tǒng)Markov鏈分析表明，中國各省份制造業(yè)綠色競爭力發(fā)展趨勢較為穩(wěn)定，且發(fā)生跨越式轉(zhuǎn)移的概率較低；空間Markov鏈分析表明，中國制造業(yè)綠色競爭力存在“俱樂部收斂”現(xiàn)象，表現(xiàn)出“鄰高提升，鄰低抑制”特征。從長期演變趨勢看，中國制造業(yè)綠色競爭力未來發(fā)展隨時間推移而逐步提升，呈現(xiàn)向高值集中分布趨勢，且不同鄰域狀態(tài)類型對區(qū)域制造業(yè)綠色競爭力演變的影響具有異質(zhì)性。

3.2 政策啟示

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策啟示：

（1）踐行“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念，采取“縱向發(fā)展、橫向協(xié)同”的治理思路。首先以“綠色制造”為基點推動縱深發(fā)展，在既有產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和資源稟賦下摒棄粗放型發(fā)展模式，遏制“兩高一資”項目盲目發(fā)展，占領(lǐng)產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展高地，將制造業(yè)“質(zhì)”與“量”協(xié)同發(fā)展納入重點考量范圍。重視工業(yè)增長過程中制造業(yè)綠色演變歷程，把握工業(yè)增長與制造業(yè)綠色承載力變遷的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性，構(gòu)建高效、清潔、低碳、合理的綠色制造體系，滿足制造業(yè)“新型化”要求，探究制造業(yè)發(fā)展趨勢、發(fā)展速率和發(fā)展布局。其次，以“協(xié)調(diào)聯(lián)動”模式推動橫向互惠發(fā)展，調(diào)整優(yōu)化制造業(yè)重大生產(chǎn)力布局，扎實推進(jìn)中國工業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，堅持市場引導(dǎo)與政府引導(dǎo)耦合機制“自上而下”與“自下而上”驅(qū)動模式的良性互動。注重區(qū)域組內(nèi)與組間制造業(yè)綠色競爭力平衡發(fā)展，注重突破西部地區(qū)內(nèi)部差異，同時把控“東部—西部”差距增速。再次，各地區(qū)省份間制造業(yè)綠色競爭力發(fā)展相對孤立，合理優(yōu)化綠色要素配置與流動，借助產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術(shù)扶持、資本注入等渠道，充分發(fā)揮制造業(yè)綠色競爭力高水平地區(qū)對鄰近區(qū)域的輻射作用，打破原有區(qū)域發(fā)展壁壘和要素流動藩籬，實現(xiàn)各經(jīng)濟(jì)板塊協(xié)同攻關(guān)、各揚所長，加快建成優(yōu)勢互補的制造業(yè)區(qū)域均衡發(fā)展格局。

（2）聚焦短板、因地制宜。中國不同區(qū)域制造業(yè)綠色競爭力發(fā)展各具特點。因此，應(yīng)采取“縱向發(fā)展、橫向協(xié)同”治理思路，聚焦短板，因地制宜提升制造業(yè)綠色競爭力。東部地區(qū)制造業(yè)應(yīng)依托規(guī)模優(yōu)勢，發(fā)揮人流、物流和信息流等要素集聚對制造業(yè)綠色競爭力的驅(qū)動作用，一方面以“生產(chǎn)模式升級”和“生產(chǎn)要素升級”為抓手，加快戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與前沿技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展步伐，推動制造業(yè)高端化和綠色化發(fā)展。另一方面，按照“循環(huán)鏈接”思路，強化區(qū)域內(nèi)部高水平省份交流機制，使其成為中國制造業(yè)綠色發(fā)展先行區(qū)。中部地區(qū)制造業(yè)擁有一定產(chǎn)業(yè)規(guī)?；A(chǔ)，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重型化特征明顯、綠色制造技術(shù)裝備創(chuàng)新能力和品牌發(fā)展意識薄弱，應(yīng)在夯實當(dāng)前制造業(yè)規(guī)模的基礎(chǔ)上制定明確的“三高”工藝、技術(shù)和裝備淘汰目錄，增強品牌保護(hù)意識，降低附加值產(chǎn)業(yè)比重，加快由政府主導(dǎo)的單一規(guī)制模式向多類型聯(lián)合規(guī)制模式轉(zhuǎn)變。西部地區(qū)在有序促進(jìn)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)上，一方面要重視資源節(jié)約與循環(huán)利用，規(guī)范清潔生產(chǎn)步驟，重點加強煤化工、裝備制造、冶金產(chǎn)業(yè)污染防控工作與技術(shù)改造，并以“川渝地區(qū)”為戰(zhàn)略基點加快打造西部地區(qū)制造業(yè)綠色發(fā)展增長極。另一方面，還應(yīng)合理評估自身制造業(yè)承載水平，建立并完善生態(tài)補償機制，杜絕補償標(biāo)準(zhǔn)“一刀切”問題，發(fā)揮政府與市場協(xié)同作用，促進(jìn)當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)綠色集約化發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：王敬敏）

英文標(biāo)題

Regional Gaps， Dynamic Evolution and Trend Prediction of China′s Manufacturing Green Competitiveness

英文作者Zhang Feng， Chen Jiawei

英文作者單位（School of Management， Shandong University of Technology， Zibo 255000， China）

英文摘要Abstract：The manufacturing sector， foundational for a nation and integral to national rejuvenation and strength， serves as a powerful engine for constructing the basics of an industrial modernization system， propelling employment， and achieving shared prosperity. In the current era of the new development paradigm， the manufacturing industry is in a crucial period of overcoming challenges， necessitating urgent and comprehensive implementation of green practices as a novel approach for new industrialization. However， the extensive growth model of high investment， high consumption， high pollution， and low efficiency in China's manufacturing industry has resulted in escalating resource and environmental constraints. The uneven allocation of factors has led to pronounced issues of regional disparities and insufficient green development， prompting the urgent need to unleash the industry's \"green genes\". Consequently， scrutinizing the green competitiveness of regional manufacturing becomes a pivotal breakthrough for China to achieve high-quality development. The focus of research on green competitiveness has shifted from enterprise-centric environmental governance to encompass green management models， production， supply chains， and ultimately achieving transformation， upgrading， and green development.

Despite existing empirical research studies predominantly concentrating on specific aspects of the spatial distribution of green competitiveness in manufacturing， there is a lack of a comprehensive， multi-dimensional， and multi-scale examination. To address this gap， this study integrates the five new development concepts and the connotation of the new industrialization road， selecting 41 evaluation indicators comprehensively from five dimensions： economic drive， innovation output， energy conservation， environmental regulation， and social security. A vertical and horizontal grading method is introduced to systematically quantify China's manufacturing industry's green competitiveness across 30 provinces， revealing regional differences and sources using the Dagum Gini coefficient and spatial kernel density estimation to grasp dynamic evolution trends. The study further carries out trend predictions through the Markov limit solution.

The results indicate that the overall green competitiveness of China's manufacturing industry shows a growing trend， which can be broadly divided into three characteristic periods on a temporal scale： a fluctuation adjustment period （2006-2010）， a stable growth period （2011-2015）， and a period of ups and downs （2016-2020）. On a regional scale， the distribution pattern reveals a \"leading in the east， middle-ranking in the central region， and lagging in the west\". Additionally， at both national and regional levels （east， central， and west）， there is a pronounced skewness in the distribution of green competitiveness in the manufacturing industry. The overall Gini coefficient of China's manufacturing industry's green competitiveness shows a decreasing trend， with inter-group differences being the primary source of overall variations in green competitiveness. Notably， the differences between the eastern and western regions exhibit a significant expansion and growth trend. On the basis of the diagnostic results of obstacle factors， it is found that the proportion of coal consumption in manufacturing to total energy consumption is a major hindrance. From a dynamic evolution perspective， under conditions without spatial considerations， China's manufacturing industry's green competitiveness displays strong path dependence. A higher level of green competitiveness in the current period may propel a continuous rise in green competitiveness in the later period. Under spatial conditions， while static and dynamic estimation results are similar， there are some differences. Under static conditions， manufacturing green competitiveness shows a certain positive spatial correlation， with the addition of the time factor not significantly affecting the distribution position and shape of China's manufacturing industry's green competitiveness probability subjects. However， under dynamic conditions， spatial spillover effects in the three major regions of the east， central， and west are not uniform. Traditional Markov chain analysis suggests that the development trend of green competitiveness in China's provinces' manufacturing industry is relatively stable， with a low probability of leapfrog transfer. Spatial Markov chain analysis indicates a \"club convergence\" in China's manufacturing industry's green competitiveness. Looking at the long-term evolutionary trend， the future development of China's manufacturing green competitiveness is expected to gradually improve over time with a trend of concentration towards high values. Different neighborhood status types have heterogeneous effects on the evolution of regional manufacturing green competitiveness， and thus it is essential to shore up weak links and make targeted measures that follow local characteristics to enhance green competitiveness in the manufacturing industry.

英文關(guān)鍵詞Key Words：Manufacturing Green Competitiveness; Regional Gaps; Evolutionary Trends; Trend Prediction