制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級差異化路徑與綠色全要素生產(chǎn)率

張軍濤 朱悅

摘?要：基于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和建設(shè)綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟(jì)體系的背景，本文利用2005-2019年中國省際面板數(shù)據(jù)，通過Super-SBM模型、空間計(jì)量模型、偏微分分解效應(yīng)考察制造業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)及其區(qū)域異質(zhì)性，并利用調(diào)節(jié)效應(yīng)和面板分位數(shù)模型解釋制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響綠色全要素生產(chǎn)率的機(jī)制，以及二者之間的非線性關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級可以優(yōu)化綠色全要素生產(chǎn)率，但是制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級路徑和影響機(jī)制存在區(qū)域差異性；以人力資本和對外開放水平為主導(dǎo)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級與綠色全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“U型”特征，以綠色技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚為主導(dǎo)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級與綠色全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)“倒U型”特征。

關(guān)鍵詞：制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級；綠色全要素生產(chǎn)率；空間溢出效應(yīng)；調(diào)節(jié)效應(yīng)

中圖分類號：F1213；F424文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-148X（2023）02-0009-10

收稿日期：2022-06-21

作者簡介：張軍濤（1963-），男，河北石家莊人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)；朱悅（1994-），本文通訊作者，女，黑龍江齊齊哈爾人，博士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：41571121；教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：22YJA790086；黑龍江省哲學(xué)社會科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：22GLC277；中國博士后科學(xué)基金面上項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：2022MD713723。

我國“十四五”規(guī)劃明確指出，推動制造業(yè)以節(jié)能減排為主的產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級，是實(shí)現(xiàn)雙碳目標(biāo)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的重要舉措［1］。當(dāng)前，中國正處于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展攻堅(jiān)階段，制造業(yè)與碳排放之間呈現(xiàn)出復(fù)雜的異質(zhì)性關(guān)系［2-3］，區(qū)域外在環(huán)境和資源稟賦不同制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級路徑特征也會存在差異，這必然對經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生進(jìn)一步的影響［4-6］。而綠色全要素生產(chǎn)率通過將經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和碳排放共同納入生態(tài)可持續(xù)發(fā)展研究框架，以考察經(jīng)濟(jì)體碳排放的生產(chǎn)技術(shù)效率，被認(rèn)為是評估低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)鍵指標(biāo)之一。因此，科學(xué)測算綠色全要素生產(chǎn)率，闡明制造業(yè)差異化轉(zhuǎn)型路徑與綠色全要素生產(chǎn)率之間的作用機(jī)制，為決策者提供重新審視制造業(yè)低碳發(fā)展與環(huán)境治理的新視角和新方案，對健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟(jì)體系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、理論分析與研究假設(shè)

制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級一般涉及制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型和制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化兩方面［7］。制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型是指制造業(yè)由要素依賴型粗放式發(fā)展轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動型集約式發(fā)展。一方面，隨著新增長理論的發(fā)展，勞動力素質(zhì)提高為經(jīng)濟(jì)帶來額外增長源泉的質(zhì)量型人口紅利愈發(fā)受到關(guān)注［8］；人力資本累積會強(qiáng)化勞動者的知識和技能，并傾向于更高層次的消費(fèi)和就業(yè)需求，有助于人才鏈與產(chǎn)業(yè)鏈深度融合，繼而驅(qū)動制造業(yè)由低端向高端轉(zhuǎn)型升級［9］。另一方面，綠色技術(shù)進(jìn)步通過優(yōu)化生產(chǎn)流程、節(jié)約能源和電力等要素成本，兼顧低能耗和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出雙向目標(biāo)，不僅推動產(chǎn)品高端化和綠色化，而且有助于環(huán)保產(chǎn)業(yè)和清潔能源產(chǎn)業(yè)對制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生溢出效應(yīng)［10］，驅(qū)動全產(chǎn)業(yè)鏈資源高效循環(huán)利用，實(shí)現(xiàn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：人力資本和綠色技術(shù)進(jìn)步可以推動制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，提升綠色全要素生產(chǎn)率。

制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是指制造業(yè)通過汲取先進(jìn)技術(shù)，優(yōu)化資源要素配置，形成以知識密集型為主的高附加值制造業(yè)。一方面，制造業(yè)依托于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間集聚和市場的專業(yè)化分工獲得收益［11］，并通過異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)間的互動關(guān)聯(lián)機(jī)制強(qiáng)化資源要素配置效率，不僅推動信息頻繁交互、加速知識迭代更新，而且有助于產(chǎn)業(yè)間共享技術(shù)發(fā)展成果［12］。另一方面，提高對外開放水平有助于滿足制造業(yè)在資本深化過程中因生產(chǎn)鏈條延長而產(chǎn)生的附加需求，促進(jìn)對蘊(yùn)含隱性新資本的技術(shù)消化和吸收［13］。尤其是處在后工業(yè)化發(fā)展階段的區(qū)域，通過吸引外資推動生產(chǎn)要素由回報(bào)率低的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向高端產(chǎn)業(yè)，提升產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈和能源等要素的利用率，實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排并提升綠色全要素生產(chǎn)率。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和提高對外開放水平可以推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，提升綠色全要素生產(chǎn)率。

碳排放具有公共物品屬性和空間依賴性特征，因此，現(xiàn)有研究已開始探討區(qū)域間碳排放的空間分異特征和空間格局的動態(tài)演化。劉佳駿等（2015）［14］基于中國省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)碳排放在局部范圍內(nèi)具有較高的空間相關(guān)性，受區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源結(jié)構(gòu)的影響，東部沿海地區(qū)碳排放強(qiáng)度具有發(fā)散效應(yīng)，而中西部地區(qū)收斂效應(yīng)顯著。劉賢趙等（2019）［15］基于SG相關(guān)系數(shù)對碳排放的空間特征進(jìn)行聚類分析，強(qiáng)調(diào)了將省域碳排放之間的空間依賴關(guān)系納入到碳減排政策制定中的重要性。因此，基于能源投入和碳排放構(gòu)建的綠色全要素生產(chǎn)率也會因區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和資源稟賦不平衡表現(xiàn)出空間關(guān)聯(lián)特性。熊永蘭等（2012）［16］利用IPCC的方法測算并比較了省域碳排放量及其特點(diǎn)，進(jìn)而根據(jù)碳排放特征劃分特定的排放類群。研究結(jié)果表明，碳排放與不同階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等要素之間的關(guān)系具有時(shí)空屬性。因此，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對不同階段綠色全要素生產(chǎn)率的影響亦具有時(shí)空屬性，提出如下假設(shè)：

H3：綠色全要素生產(chǎn)率存在空間溢出效應(yīng)，且基于不同驅(qū)動因素的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對綠色全要素生產(chǎn)率存在差異性影響。

綜上所述，現(xiàn)有研究普遍是基于單一視角分析制造業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出或碳排放之間的關(guān)系［17-18］，部分研究將單要素綠色全要素生產(chǎn)率定義為在一個(gè)投入產(chǎn)出系統(tǒng)中，忽視了生產(chǎn)要素間的聯(lián)系，得到的結(jié)果具有片面性。本文將經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和碳排放納入同一分析框架，運(yùn)用非徑向、非導(dǎo)向的Super-SBM模型對綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估算，以有效反映潛在的技術(shù)效率和能源間的替代效應(yīng)對綠色全要素生產(chǎn)率的影響；從空間溢出效應(yīng)視角切入，考慮以人力資本和綠色技術(shù)進(jìn)步為驅(qū)動因素的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，以及以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和對外開放水平為驅(qū)動因素的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，分析制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制和區(qū)域異質(zhì)性影響；進(jìn)一步探討基于不同驅(qū)動因素的制造業(yè)轉(zhuǎn)型路徑對綠色全要素生產(chǎn)率影響的非線性特征，揭示當(dāng)綠色全要素生產(chǎn)率處于不同分位點(diǎn)時(shí)，制造業(yè)差異化轉(zhuǎn)型升級路徑所具有的特征。

二、模型設(shè)計(jì)

（一）Super-SBM模型

本文結(jié)合生產(chǎn)可能性前沿理論，運(yùn)用Super-SBM模型測度綠色全要素生產(chǎn)率［19］，基于Tone等（2001）［20］在SBM模型目標(biāo)函數(shù)和約束函數(shù)中加入了不良產(chǎn)出，且當(dāng)多個(gè)決策單元表示“有效狀態(tài)”時(shí)，能夠進(jìn)一步區(qū)分這些有效決策單元的效率排名。此外，Super-SBM模型充分考慮了勞動力、資本和能源要素投入的多維特征，可以有效衡量單一經(jīng)濟(jì)體如何以相同或更少的碳排放獲得更多產(chǎn)出。模型矩陣設(shè)定如下：

ρ*=min1m∑mj=1ixjt01n+g∑nk=1S-dktydkt0+∑gr=1S-urtyurt0（1）

stx-∑pi=1，≠0θxjity-d∑pi=1，≠0θydkity-u∑pi=1，≠0θyuritx-x0，y-dyd0，y-uyu0，y-d0，θ0（2）

其中，ρ*為效率值，x-、y-d和y-u分別表示投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出向量的平均向量。

（二）空間計(jì)量模型

區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)和知識溢出等因素都會影響區(qū)域碳排放總量和分布。因此，為體現(xiàn)制造業(yè)與綠色全要素生產(chǎn)率空間格局的動態(tài)演化，運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法，以全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)（Morans?I指數(shù)）和局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)（Moran散點(diǎn)圖）衡量要素空間鄰接或空間鄰近的區(qū)域單元屬性值的相似程度。Morans?I指數(shù)的計(jì)算公式如下：

I=n∑ni=1∑nj=1wij（xi－x_）（xj－x_）∑ni=1∑nj=1wij∑nk=1（xk－x_）2

=∑ni=1∑nj≠iwij（xi－x_）（xj－x_）S2∑ni=1∑nj≠iwij（3）

S2=1n∑i（xi－x_）2，?x_=1n∑ni=1xi（4）

其中，xi和xj分別表示區(qū)域i和區(qū)域j的觀測值，n表示區(qū)域個(gè)數(shù)，Wij為空間權(quán)重矩陣，是將要素的空間相關(guān)性融入模型的核心。已有研究認(rèn)為，碳排放具有局部擴(kuò)散效應(yīng)，且距離相近區(qū)域的要素構(gòu)造更趨于相似。因此，地理距離權(quán)重矩陣被廣泛應(yīng)用于要素的空間關(guān)系分析，構(gòu)建方式為Wij?=1/dij2，dij為區(qū)域i和j之間的球面距離?？紤]到要素流動受限于相關(guān)市場的發(fā)達(dá)程度和經(jīng)濟(jì)、制度環(huán)境，參考樊綱編制的市場化指數(shù)構(gòu)造市場化發(fā)展距離矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。構(gòu)建方式為Eij?=?1/|Yi?-?Yj|，Yi和Yj為區(qū)域i和j的市場化水平。

本文運(yùn)用空間杜賓模型（SDM），納入人力資本、綠色技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和對外開放水平的調(diào)節(jié)機(jī)制。綜上所述，基于空間效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)構(gòu)建的空間計(jì)量模型擴(kuò)展為：

CEit=ρ×W×CEit+βk×Xnit+θ×W×Xnit+εit（5）

其中，

Xnit=β1MAit+∑kk=1βkcontrolit+bnit

εit=ω∑Nj=1Witεjt+μit

controlit=β2ERit+β3URit+β4FUNDit+β5GOVit+β6LnECOit（6）

b1it=β7HCit+β8MAit×HCit（7）

b2it=β9INit+β10MAit×INit（8）

b3it=β11PAit+β12MAit×PAit（9）

b4it=β13OPit+β14MAit×OPit（10）

本文以中國30個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）（西藏除外）作為研究對象。式中，參數(shù)向量β表示自變量對因變量的影響，ρ為被因變量空間滯后效應(yīng)系數(shù)，ω為空間誤差回歸系數(shù)，θ是自變量空間相關(guān)性系數(shù)；εit為模型的殘差項(xiàng)，且滿足ε～N［0，σ2I］。并進(jìn)一步借鑒Lesage和Pace（2009）［21］的研究方法，利用偏微分分解方法考察其空間溢出效應(yīng)。

三、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

（一）被解釋變量

綠色全要素生產(chǎn)率，作為衡量人口、資本和能源投入與碳排放關(guān)系的關(guān)鍵變量，有助于探究低碳經(jīng)濟(jì)環(huán)境下如何兼顧經(jīng)濟(jì)增長和降低碳排放的雙重目標(biāo)。本文通過構(gòu)建綠色全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)體系（表1），并運(yùn)用Super-SBM模型予以測算。

（二）核心解釋變量

集聚是現(xiàn)代制造業(yè)的重要組織形式，一直被用以表征制造業(yè)部門的發(fā)展水平和區(qū)域制造業(yè)要素的空間分布情況［24］。制造業(yè)集聚水平可以通過區(qū)位熵方法和制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)予以計(jì)算。IA=Pir/∑iPir∑rPir/∑i∑rPir其中，Pir表示r區(qū)域i產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)，分子表示r區(qū)域i產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)占所有產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)份額，分母表示所有區(qū)域i產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)占所有區(qū)域所有產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)。

（三）調(diào)節(jié)變量

依據(jù)假設(shè)H1和假設(shè)H2，選用人力資本、綠色技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和對外開放水平作為調(diào)節(jié)變量。其中，人口素質(zhì)（HC）參考陳釗等［25］的計(jì)算方法，以人均受教育年限表征。綠色技術(shù)進(jìn)步（IN）以綠色發(fā)明專利申請量予以衡量。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚（PA）以從業(yè)人員的區(qū)位熵指數(shù)予以衡量，參考國家統(tǒng)計(jì)局印發(fā)的《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分類（2019）》分類原則和席強(qiáng)敏等［26］的做法，選取“批發(fā)和零售業(yè)”“交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)”“信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)”“金融業(yè)”“租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)”“科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)”六個(gè)行業(yè)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。對外開放水平（OP）以實(shí)際利用外商投資額占GDP比重衡量，為使口徑統(tǒng)一，采用2005-2019年國家統(tǒng)計(jì)局公布的人民幣兌美元匯率的中間價(jià)進(jìn)行換算。

（四）控制變量

環(huán)境規(guī)制（ER）利用工業(yè)廢水排放量、工業(yè)SO2排放量、工業(yè)煙塵排放量數(shù)據(jù)，采用熵值法計(jì)算得出的綜合指數(shù)；城鎮(zhèn)化率（UR）以城鎮(zhèn)人口占各區(qū)域年末總?cè)丝诘谋戎睾饬?；基礎(chǔ)設(shè)施水平（FUND）以固定資產(chǎn)投資額占GDP的比重衡量；政府干預(yù)程度（GOV）以科技財(cái)政支出占財(cái)政總支出的比重衡量；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO）以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量。

（五）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。綠色發(fā)明專利數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)數(shù)據(jù)庫，并與WIPO國際專利分類綠色清單相匹配。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

四、探索性空間數(shù)據(jù)分析

為避免解釋變量之間存在多重共線性問題而使模型結(jié)果失真，對以人力資本水平、綠色技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和對外開放水平為調(diào)節(jié)變量的四個(gè)模型分別進(jìn)行共線性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，各變量的方差膨脹系數(shù)VIF均小于10，表明模型構(gòu)建合理，解釋變量之間不存在共線性。測算出的Morans?I指數(shù)表明（如表3所示），2005-2019年間制造業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率并非隨機(jī)分布，而是表現(xiàn)出全局空間相關(guān)性，且空間格局相對較為穩(wěn)定。Moran散點(diǎn)圖顯示（如上圖所示），2005年和2019年制造業(yè)集聚和綠色全要素生產(chǎn)率的Moran散點(diǎn)分布于一三象限的多于二四象限，說明整體上制造業(yè)集聚和綠色全要素生產(chǎn)率水平相似的區(qū)域在空間上集中分布。隨著時(shí)間的推移，Moran散點(diǎn)具有從二、四象限轉(zhuǎn)移至一、三象限的趨勢，表明區(qū)域要素發(fā)展受到相鄰空間單元屬性的正向溢出影響，二者協(xié)同變動趨勢顯著，因此進(jìn)行空間回歸分析是十分必要的。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）制造業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率

在Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)證明空間杜賓模型更適用于研究的基礎(chǔ)上，將全國30個(gè)省（直轄市、自治區(qū)）劃分為東部、中部和西部地區(qū)，并納入空間地理權(quán)重矩陣，通過空間杜賓模型的偏微分方程進(jìn)行分解，得到核心解釋變量和控制變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，以探討現(xiàn)階段制造業(yè)集聚與綠色全要素生產(chǎn)率的關(guān)系（如表4所示）。

首先，觀察全國及東中西部地區(qū)回歸分析結(jié)果的Moran指數(shù)，顯示均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明變量間存在集聚現(xiàn)象，具有空間相關(guān)關(guān)系。系數(shù)ρ在1%的顯著性水平顯著為正，表明綠色全要素生產(chǎn)率具有空間溢出效應(yīng)，勞動力、資本和能源要素具有路徑依賴特征，碳排放產(chǎn)出具有擴(kuò)散效應(yīng)，故低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展與區(qū)位選擇存在密切相關(guān)性。綜上，H3前半部分得到驗(yàn)證。

直接效應(yīng)回歸結(jié)果顯示，全國及東中西部地區(qū)制造業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率均具有顯著的抑制作用，其中，中部地區(qū)制造業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的阻礙作用最大。表明制造業(yè)集聚化發(fā)展并未提升生產(chǎn)技術(shù)效率，而是加速了能源消耗和碳排放，抑制了綠色全要素生產(chǎn)率提升?？赡苁且?yàn)橹圃鞓I(yè)長期以要素依賴和投資驅(qū)動為發(fā)展路徑，使其陷入“低端鎖定”的困局。一方面，中國制造業(yè)集聚處于以勞動密集型為主的低層次發(fā)展?fàn)顟B(tài)，過于注重企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)值，忽略了發(fā)展的可持續(xù)性以及對專利等核心競爭力的培育，直接導(dǎo)致制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級后勁不足，加重了碳排放的社會成本。另一方面，制造業(yè)集聚過程中的無序競爭和地區(qū)間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)問題較為突出，產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)度低，致使產(chǎn)業(yè)間不能形成完整的產(chǎn)業(yè)鏈，區(qū)域之間和產(chǎn)業(yè)之間知識溢出和信息流動受到阻礙，進(jìn)而導(dǎo)致資源配置扭曲，抑制綠色全要素生產(chǎn)率提升。對于控制變量而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城市化率可以提升綠色全要素生產(chǎn)率，環(huán)境規(guī)制、政府干預(yù)程度和基礎(chǔ)設(shè)施水平對綠色全要素生產(chǎn)率存在抑制作用，其中基礎(chǔ)設(shè)施水平的效果并不顯著。表明政府干預(yù)程度和環(huán)境規(guī)制雖然會降低碳排放強(qiáng)度，但并不意味著可以提升綠色全要素生產(chǎn)率，政府約束污染排放的綠色技術(shù)轉(zhuǎn)化能力難以充分發(fā)揮。而且基礎(chǔ)設(shè)施投入具有初期要素高投入、預(yù)期收益見效長的特點(diǎn)，所以短期作用效果可能并不明顯。東中西部地區(qū)制造業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在區(qū)域差異性，因此，本文認(rèn)為制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級與綠色全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系也會因區(qū)域不同存在差異。

（二）制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域異質(zhì)性影響

中國幅員遼闊，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)布局和區(qū)位特征不盡相同。根據(jù)資源稟賦理論和比較優(yōu)勢原理，分別從制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型和制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的角度，將制造業(yè)集聚水平分別與人力資本水平、綠色技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平和對外開放水平相乘獲得乘積交互項(xiàng)，以此表征基于不同驅(qū)動因素的制造業(yè)轉(zhuǎn)型路徑對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效果。此外，本文以區(qū)域市場化指數(shù)的差異表征市場化距離矩陣，以增加結(jié)果的穩(wěn)健性。東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的回歸結(jié)果分別如表5、表6和表7所示。

回歸分析的直接效應(yīng)呈現(xiàn)出東部地區(qū)人力資本、綠色技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平均可以克服制造業(yè)集聚的負(fù)向環(huán)境效應(yīng)，提升綠色全要素生產(chǎn)率；而對外開放水平并不能通過驅(qū)動制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化改善綠色全要素生產(chǎn)率。考慮到東部地區(qū)是中國制造業(yè)集聚發(fā)展和對外開放先行區(qū)，已不滿足單純的依靠要素集聚和外資累積帶動經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的投入導(dǎo)向發(fā)展方式，因此，以人力資本和綠色技術(shù)進(jìn)步為主的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型將成為發(fā)展智能綠色制造技術(shù)的核心驅(qū)動力。通過依托高技術(shù)人才集聚和強(qiáng)化自主創(chuàng)新能力推動制造業(yè)向自動化、智能化和服務(wù)化轉(zhuǎn)變，以優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)為重點(diǎn)推動化石能源應(yīng)用向清潔低碳轉(zhuǎn)型，進(jìn)而優(yōu)化碳排放的生產(chǎn)技術(shù)效率。從交互項(xiàng)的回歸系數(shù)可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的調(diào)節(jié)作用大于人力資本和綠色技術(shù)進(jìn)步的調(diào)節(jié)作用，表明構(gòu)建以高端制造業(yè)為引導(dǎo)、現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為支撐的產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展機(jī)制，更有助于現(xiàn)階段推動中國制造業(yè)向全球價(jià)值鏈的中高端攀升。勞動力和基礎(chǔ)設(shè)施資源共享與信息交互促進(jìn)技術(shù)溢出并降低成本，通過產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)效應(yīng)高效配置資源，提高能源利用率、降低污染物排放，達(dá)到改善綠色全要素生產(chǎn)率的目的。間接效應(yīng)表明，鄰近區(qū)域的對外開放水平抑制本區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率提升，而綠色技術(shù)進(jìn)步具有正向空間溢出效應(yīng)，強(qiáng)調(diào)了技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)在推動制造業(yè)由粗放型向集約型綠色化轉(zhuǎn)變過程中的重要性。

表6呈現(xiàn)的回歸分析直接效應(yīng)表明，中部地區(qū)制造業(yè)發(fā)展可以通過擴(kuò)大對外開放和綠色技術(shù)進(jìn)步達(dá)到提升綠色全要素生產(chǎn)率的目標(biāo)。中部地區(qū)是驅(qū)動中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承東啟西的重要紐帶，完整的工業(yè)體系和區(qū)位交通優(yōu)勢有助于推動以勞動密集型為主的傳統(tǒng)制造業(yè)汲取外商投資的技術(shù)資本，尤其是通過提高市場活力、建立降低交易成本的制度規(guī)范，重點(diǎn)引進(jìn)低成本、低能耗、低污染、低排放的綠色創(chuàng)新技術(shù)。這不僅提升產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的承載力，亦推動制造業(yè)集約化發(fā)展和新舊動能轉(zhuǎn)換，實(shí)現(xiàn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和綠色全要素生產(chǎn)率提升的雙贏。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與制造業(yè)集聚的交互項(xiàng)系數(shù)在5%顯著性水平上為負(fù)，表明中部地區(qū)基于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化并不能提升綠色全要素生產(chǎn)率?；谌肆Y本水平提升的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型對綠色全要素生產(chǎn)率的作用并不明顯。中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同質(zhì)性較為嚴(yán)重，且存在無序競爭，不僅制約了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的知識溢出和互動關(guān)聯(lián)效應(yīng)，也阻礙了產(chǎn)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)健康運(yùn)行，從而抑制了綠色全要素生產(chǎn)率。間接效應(yīng)表明，對外開放水平和綠色技術(shù)進(jìn)步具有正向空間溢出效應(yīng)，可以強(qiáng)化制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對本地和鄰近區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。表明外部資本和先進(jìn)的綠色技術(shù)有助于構(gòu)建資源高效利用的產(chǎn)業(yè)綠色化發(fā)展格局。

表7呈現(xiàn)的回歸分析直接效應(yīng)表明，西部地區(qū)制造業(yè)可依托人力資本和綠色技術(shù)進(jìn)步以制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型改善綠色全要素生產(chǎn)率。由于西部地區(qū)一直以資源密集型產(chǎn)業(yè)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力，導(dǎo)致各城市支柱產(chǎn)業(yè)趨同且產(chǎn)品層次低，陷入了爭奪資源和市場惡性競爭的局面。因此，實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)品差異化、功能化和綠色化發(fā)展顯得尤為重要。基于人力資本和綠色技術(shù)進(jìn)步的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，不僅加快了產(chǎn)業(yè)多元化和高端化發(fā)展步伐，推動制造業(yè)從要素依賴型轉(zhuǎn)向技術(shù)驅(qū)動型集約化發(fā)展，也緩解了能源消耗和資源開采帶來的環(huán)境壓力。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與制造業(yè)集聚的交互項(xiàng)系數(shù)在1%顯著性水平上為正，表明西部地區(qū)基于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對綠色全要素生產(chǎn)率改善具有積極作用。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)發(fā)展的輻射和技術(shù)溢出功能可以通過產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展優(yōu)化資源配置效率，升級改造生產(chǎn)技術(shù)，提升綠色全要素生產(chǎn)率?；趯ν忾_放水平提升的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對本區(qū)域和鄰近區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率都具有抑制作用，表明外資引入尚未彌補(bǔ)制造業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型的短板?？赡艿脑蚴?，由于區(qū)域間產(chǎn)業(yè)梯度差異，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中存在低端產(chǎn)業(yè)引入的情況，且出于對經(jīng)濟(jì)績效的偏好，在一定程度上會降低外資準(zhǔn)入門檻條件，從而成為“污染避難所”。綜上，H1和H2得到驗(yàn)證。

（三）制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響綠色全要素生產(chǎn)率的分位數(shù)估計(jì)

進(jìn)一步探討當(dāng)綠色全要素生產(chǎn)率水平處于不同區(qū)段時(shí)，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對其貢獻(xiàn)度是否存在差異。分別基于以人力資本、綠色技術(shù)進(jìn)步為主導(dǎo)的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、對外開放水平為主導(dǎo)的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，運(yùn)用分位數(shù)回歸方法對綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行不同分位段的估計(jì)。

表8顯示，以人力資本、綠色技術(shù)進(jìn)步為主導(dǎo)的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、對外開放水平為主導(dǎo)的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，對于各分位段的綠色全要素生產(chǎn)率均有顯著的提升作用。以人力資本為主導(dǎo)的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型和以對外開放水平為主導(dǎo)的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對綠色全要素生產(chǎn)率的作用效果呈現(xiàn)“U型”特征，對于綠色全要素生產(chǎn)率低水平區(qū)域（25分位）的促進(jìn)作用最大，其次為綠色全要素生產(chǎn)率高水平區(qū)域（75分位），對于綠色全要素生產(chǎn)率中等水平區(qū)域（50分位）的促進(jìn)作用最小。表明人力資本水平提高可推動制造業(yè)向知識密集的價(jià)值鏈高端環(huán)節(jié)躍遷。因此，以提升人力資本和對外開放水平為主導(dǎo)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，對處于綠色全要素生產(chǎn)率低水平區(qū)域的改善效果更為明顯。

以綠色技術(shù)進(jìn)步為主導(dǎo)的制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型和以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚為主導(dǎo)的制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對綠色全要素生產(chǎn)率的作用效果呈現(xiàn)“倒U型”特征，對于綠色全要素生產(chǎn)率低水平區(qū)域（25分位）的促進(jìn)作用較低，其次為綠色全要素生產(chǎn)率高水平區(qū)域（75分位），對于綠色全要素生產(chǎn)率中等水平區(qū)域（50分位）的促進(jìn)作用最大。因此，對于綠色全要素生產(chǎn)率中等水平區(qū)域應(yīng)更傾向于推進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚。綜上，H3后半部分得到驗(yàn)證。

六、結(jié)論與啟示

基于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和建設(shè)綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟(jì)體系的背景，本文利用2005-2019年中國省際面板數(shù)據(jù)，通過Super-SBM模型、空間計(jì)量模型、偏微分分解效應(yīng)考察制造業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)及其區(qū)域異質(zhì)性，并利用調(diào)節(jié)效應(yīng)和面板分位數(shù)模型解釋制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響綠色全要素生產(chǎn)率的機(jī)制，以及二者之間的非線性關(guān)系。研究結(jié)果表明：（1）中國綠色全要素生產(chǎn)率的局部低值集聚格局顯著，現(xiàn)階段制造業(yè)集聚對綠色全要素生產(chǎn)率具有抑制作用，依托人力資本和綠色技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和對外開放水平的傳導(dǎo)路徑，可分別通過制造業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)優(yōu)化推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，但制造業(yè)差異化轉(zhuǎn)型路徑對東部、中部和西部地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。由此也說明了強(qiáng)調(diào)因地制宜制定政策對協(xié)調(diào)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級與綠色全要素生產(chǎn)率之間互動機(jī)制的重要性。（2）由不同驅(qū)動因素主導(dǎo)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級路徑對綠色全要素生產(chǎn)率存在非線性特征的影響。其中，以人力資本和對外開放水平為主導(dǎo)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對各分位段的綠色全要素生產(chǎn)率的作用呈現(xiàn)“U型”特征，而以綠色技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚為主導(dǎo)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級對各分位段的綠色全要素生產(chǎn)率的作用呈現(xiàn)“倒U型”特征。基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策啟示：

（1）區(qū)域之間應(yīng)發(fā)揮制造業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展和節(jié)能降耗的協(xié)同減排效應(yīng)，摒棄在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和環(huán)境污染之間進(jìn)行的“逐低競爭”，降低對高耗能和高污染粗放型制造業(yè)的依賴，加速推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長與碳排放脫鉤。（2）應(yīng)充分考慮制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級改善綠色全要素生產(chǎn)率的區(qū)域異質(zhì)性，根據(jù)中國東中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)布局和要素配置的差異，探索出符合本區(qū)域制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級優(yōu)化綠色全要素生產(chǎn)率的知識溢出路徑，提高制造業(yè)能效水平。在穩(wěn)固已有優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，東部地區(qū)應(yīng)基于市場競爭機(jī)制推動高水平開放，減少貿(mào)易摩擦，早日實(shí)現(xiàn)生態(tài)全產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展，并形成示范效應(yīng)。西部地區(qū)應(yīng)依托“一帶一路”和中歐班列帶來的比較成本優(yōu)勢，推動外資技術(shù)引進(jìn)和承接優(yōu)質(zhì)且多樣化的產(chǎn)業(yè)資源。中部地區(qū)應(yīng)強(qiáng)化其產(chǎn)業(yè)承接中心的戰(zhàn)略地位，優(yōu)化綠色生產(chǎn)機(jī)制和產(chǎn)業(yè)間多層次銜接，加快形成先進(jìn)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同綜合體。（3）應(yīng)明晰人力資本、綠色技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚、對外開放水平驅(qū)動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的路徑特點(diǎn)和作用程度，形成綠色低碳制造體系，保障“雙碳”目標(biāo)順利實(shí)現(xiàn)。

參考文獻(xiàn)：

［1］?中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局．中國統(tǒng)計(jì)年鑒［J］．北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2006-2021．

［2］?萬攀兵，楊冕，陳林.環(huán)境技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)何以影響中國制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型——基于技術(shù)改造的視角［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2021（9）：118-136.

［3］?紀(jì)玉俊，廉雨晴.制造業(yè)集聚、城市特征與碳排放［J］．中南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2021，27（3）：73-87.

［4］?王霞，張麗君，秦耀辰，等.中國高碳制造業(yè)碳排放時(shí)空演變及其驅(qū)動因素［J］．資源科學(xué)，2020，42（2）：323-333.

［5］?侯建，常青山，陳建成，等.環(huán)境規(guī)制視角下制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型對能源強(qiáng)度的影響［J］．中國環(huán)境科學(xué)，2020，40（9）：4155-4166.

［6］?蒯鵬，時(shí)玉勤，陶愛萍，等.基于制造業(yè)及勞動力異質(zhì)性的環(huán)境規(guī)制就業(yè)效應(yīng)［J］．中國環(huán)境科學(xué)，2021，41（8）：3934-3943.

［7］?張桂文，鄧晶晶，張帆.中國人口老齡化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響［J］．中國人口科學(xué)，2021（4）：33-44，126-127.

［8］?Eelandsen?S，Enymoen?E.?Consumption?and?Population?Age?Structure［J］．?Journal?of?Population?Economics，2008，21（3）：?505-520.

［9］?賀靈，陳治亞.“兩業(yè)”融合對制造業(yè)價(jià)值鏈攀升的影響及對策探討［J］．理論探討，2021，223（6）：125-131.

［10］原毅軍，陳喆.環(huán)境規(guī)制、綠色技術(shù)創(chuàng)新與中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級［J］．科學(xué)學(xué)研究，2019，37（10）：1902-1911.

［11］夏倫.產(chǎn)業(yè)融合促進(jìn)了制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級嗎？——基于先進(jìn)制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)融合的視角［J］．哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2021，180（5）：68-85.

［12］胡緒華，陳默，羅雨森，等.制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)耦合協(xié)調(diào)、空間共聚與綠色創(chuàng)新效應(yīng)研究［J］．統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2021，36（7）：97-112.

［13］Bu?M，Li?S，Jiang?L.?Foreign?Direct?Investment?and?Energy?Intensity?in?China：?Firm-level?Evidence［J］．Energy?Economics，2019，80：?336-376.

［14］劉佳駿，史丹，汪川.中國碳排放空間相關(guān)與空間溢出效應(yīng)研究［J］．自然資源學(xué)報(bào)，2015，30（8）：1289-1303.

［15］劉賢趙，郭若鑫，張勇，等.中國省域碳排放空間依賴結(jié)構(gòu)的非參數(shù)估計(jì)及其實(shí)證分析［J］．中國人口·資源與環(huán)境，2019，29（5）：40-51.

［16］熊永蘭，張志強(qiáng)，曲建升，等.2005-2009年我國省域CO2排放特征研究［J］．自然資源學(xué)報(bào)，2012，27（10）：1766-1777.

［17］Sun?J?W.?The?Decrease?of?CO2?Emission?Intensity?is?Decarbonization?at?National?and?Global?Levels［J］．?Energy?Policy，2005，33（8）：?957-978.

［18］潘家華，張麗峰.?我國碳生產(chǎn)率區(qū)域差異性研究［J］．?中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011（5）：47-57.

［19］Ramanathan?R.?Combining?Indicators?of?Energy?Consumption?and?CO2?Emissions：?Across?Country?Comparison［J］．?International?Journal?of?Global?Energy?Issues，2002，17（3）：?214-227.

［20］Tone，K.?A?Slacks-based?Measure?of?Efficiency?in?Data?Envelopment?Analysis［J］．European?Journal?of?Operational?Research，2001，130（3）：498-509.

［21］Lesage?J?P，Pace?R?K．Introduction?to?Spatial?Econometrics［J］．?Taylor?&?Francis?Group，LLC，2009．

［22］張軍，吳桂英，張吉鵬．中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2004（10）：35-44.

［23］秦炳濤．中國區(qū)域能源效率研究——地級市的視角［J］．世界經(jīng)濟(jì)文匯，2014（1）：95-104.

［24］Porter?M?E.?Clusters?and?the?New?Economics?of?Competition.［J］．?Harvard?Business?Review，1998（76）：?77-90.

［25］陳釗，陸銘，金煜．中國人力資本和教育發(fā)展的區(qū)域差異：對于面板數(shù)據(jù)的估算［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2004（12）：25-31，77.

［26］席強(qiáng)敏，陳曦，李國平.中國城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)模式選擇研究—以工業(yè)效率提升為導(dǎo)向［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（2）：18-30.

Research?on?The?Impact?of?Manufacturing?Transformation?and?Upgrading

Differentiation?Path?on?Green?Total?Factor?Productivity——From?the

Perspective?of?Regulatory?Effect?and?Spatial?Effect

ZHANG?Jun-taoa，ZHU?Yueb

（Dongbei?University?of?Finance?&?Economics，?a.School?of?Public?Administration;

b.Institute?of?Economic?and?Social?Development，Dalian?116025，China）

Abstract：?Based?on?the?background?of?manufacturing?transformation?and?upgrading?and?building?a?green?low-carbon?circular?development?economic?system，the?effect?of?manufacturing?agglomeration?on?green?total?factor?productivity?and?its?regional?heterogeneity?were?examined?by?Super-SBM?model，spatial?econometric?model，and?partial?differential?decomposition?effect?using?inter-provincial?panel?data?in?China?from?2005?to?2019;?the?moderating?effect?and?panel?quantile?model?were?used?to?explain?the?The?mechanism?of?manufacturing?transformation?and?upgrading?on?green?total?factor?productivity?and?the?non-linear?relationship?between?them?are?explained?by?the?moderating?effect?and?panel?quantile?model.?The?study?finds?that：?the?transformation?and?upgrading?of?manufacturing?industry?can?optimize?green?total?factor?productivity，but?there?are?regional?differences?in?the?transformation?and?upgrading?paths?and?impact?mechanisms?of?manufacturing?industry;?the?transformation?and?upgrading?of?manufacturing?industry?led?by?human?capital?and?openness?level?and?green?total?factor?productivity?show?“U-shaped”?characteristics，and?the?transformation?and?upgrading?of?manufacturing?industry?led?by?green?technology?progress?and?productive?service?industry?agglomeration?show?“U-shaped”?characteristics.?The?transformation?and?upgrading?of?manufacturing?industry?led?by?human?capital?and?openness?level?and?green?total?factor?productivity?show?“U-shaped”?characteristics，and?the?transformation?and?upgrading?of?manufacturing?industry?led?by?green?technological?progress?and?productive?service?industry?agglomeration?shows?“inverted?U-shaped”?characteristics.

Key?words：transformation?and?upgrading?of?manufacturing?industry;?green?total?factor?productivity;?spatial?spillover?effect；moderating?effect

（責(zé)任編輯：周正）