Do digitization inputs in the paper and printing industry promote sustainable trade? -- An analysis of the moderating effect based on institutional quality
-
摘要:
数字化转型促使数字化投入加速向各行业渗透，为各行业可持续发展提供新的动力。造纸印刷业作为关键的国民经济支柱行业，其主要产品纸制品在国际贸易中占据重要地位，成为研究数字化转型影响与策略的重要对象。而贸易中涉及的碳排放、碳转移等问题使得可持续贸易问题愈加受到关注。本文以造纸印刷业为例，基于2005—2018年48个经济体造纸印刷业的面板数据，首先，使用投入产出法测算各国造纸印刷业的数字化投入水平，其次，在双向固定效应模型中检验数字化投入对行业可持续贸易的影响，并进行稳健性检验与异质性分析，最后，进一步引入制度质量作为调节变量探究其在数字化投入对可持续贸易影响过程中所起到的调节作用。研究结论表明：造纸印刷业的数字化投入对可持续贸易具有显著的促进作用，用不同方法进行稳健性检验后结论依然成立；数字化投入对可持续贸易的作用效果根据国家经济发展程度以及是否为OECD成员国而异，在高等收入国家与OECD成员国中，这一影响更为显著；制度质量在数字化投入促进可持续贸易的过程中起到正向的调节作用，且政府效率与监管质量的作用更为突出。
Abstract:Digital transformation has led to an accelerated penetration of digital inputs into all industries, providing new impetus for sustainable growth in all sectors. As a key national economic pillar industry, the paper and printing industry, whose main products, paper products, occupy an important position in international trade, has become an important object for studying the impact and strategy of digital transformation. The carbon emission and carbon transfer issues involved in the trade make the issue of sustainable trade more and more attention. In this paper, taking the paper and printing industry as an example, based on the panel data of paper and printing industry in 48 economies from 2005 to 2018, firstly, the level of digitalization inputs in paper and printing industry of each country is measured using the input-output method. Secondly, the impact of digital inputs on the sustainable trade of the industry is examined in a two-way fixed-effects model with robustness test and heterogeneity analysis. Finally, institutional quality is further introduced as a moderating variable to explore its moderating role in the impact of digital inputs on sustainable trade. The study concludes that digital inputs in the paper and printing industry have a significant effect on sustainable trade, and this effect varies according to the level of economic development of the country and whether it is a member of OECD or not. In addition, institutional quality positively moderates the contribution of digital inputs to sustainable trade, with government efficiency and regulatory quality playing a more prominent role.
-
造纸业作为重要的基础原材料产业，关系到一国经济、文化、生产、国防等各个方面，在国民经济中占据重要地位。种种经验表明，纸张的生产和消费水平能够衡量一个国家的科技与经济发展水平。2008年以来，我国纸制品产量与消费量基本与经济发展水平同步增长，根据《中国造纸工业2023年度报告》[1]，我国制浆造纸及纸制品全行业完成纸浆、纸及纸板和纸制品产量合计29 139万t，同比增长2.63%。造纸业作为与各行各业联系紧密的基础原材料产业，在生产生活中的需求极为旺盛，但其产量易受限于一国森林、林地的面积，因此为国际贸易往来创造了必然条件。在过去10年中，我国纸制品出口额占世界纸制品出口总额的比例呈明显上升趋势，2023年，我国纸制品出口额占世界的比例达到8.72%。中国作为纸浆、纸及纸板、纸制品等产品的进出口大国，影响着全球造纸及相关产业的贸易。
贸易与环境从来都是共生的议题，尽管随着科学技术的发展与应用，造纸印刷产业正逐步摘掉“高污染、高排放”的标签，但生产全流程中的碳排放仍是无法避免的。目前，“碳达峰”和“碳中和”是我国积极应对气候变化的重要举措，毫无疑问“双碳”政策也将对造纸印刷产业产生重大影响。按照中国共产党第二十次全国代表大会报告中提出的，到2035年人均国内生产总值达到中等发达国家水平的总体目标，我国纸张消费在经济生产和生活需要增长的拉动下还将继续上升。此外，按照目前我国纸制品贸易额与贸易量的增长趋势，未来几年内纸制品出口量仍将继续上涨。在纸张需求增长的过程中实现“双碳”目标将给造纸及印刷行业带来严峻挑战，如何降低生产全流程的隐含碳排放以更好地实现行业可持续发展成为亟待解决的问题。
随着可持续发展理念的不断深入，近年来许多机构以及学者提出“可持续贸易”这一理念[2]。目前，全球范围内还没有形成关于可持续贸易的统一定义，但很多权威组织或机构都曾阐述其内涵，国际环境与发展研究所在2000年就曾提出[3]，以可持续方式进行的产品与服务的国际交易应能够产生积极的社会、经济及环境效益，并且符合四大可持续发展基本原则，即增加经济价值、减少贫困与不平等、节约并利用环境资源和在开放的治理框架中进行。在国际商会于2018年发布的《全球贸易：保障未来增长》中[4]，可持续贸易被定义为“在推进全球可持续发展的同时，满足使各方获益并使社会环境等负面影响最小化的大宗商品、货物和服务买卖的商业行为或活动”。尽管各组织界定的可持续贸易的内涵各有不同，但总的来说，可持续贸易更注重社会、经济与环境的可持续发展，在环境方面主要体现为生产及运输供应链应该是绿色低碳、环境友好的。
造纸印刷行业作为传统的碳排放大户，碳排放量仅次于电力、石化、化工、建材、钢铁、有色金属等高能耗行业，然而造纸印刷行业的全产业链条上又具有低碳产业的特征和潜力，如原料基地可汇碳、产品可固碳以及循环利用、有机废弃物可实现资源化利用等。因此，造纸业进行可持续贸易的发展潜力将是巨大的。当前，全球数字经济发展日新月异，各种数字化技术层出不穷，数字化转型不仅改变了生产生活方式和商业模式，也对环境和气候产生正面影响。造纸印刷业作为各国基础且重要的出口贸易行业，数字化转型对其碳排放及资源利用等方面都将产生深远影响，通过对数字化转型的影响进行研究和分析，可以更好地指导和促进该行业的可持续发展，为碳减排做出贡献。在这种背景下，本文旨在探讨造纸印刷业数字化投入对出口贸易隐含碳的影响，以深入了解数字化转型与贸易可持续发展的关系。
一. 理论分析与研究假设
一 数字化投入的出口及碳减排效应
根据已有文献，目前关于数字化投入对出口影响的研究中，较常见的研究问题可以概括为数字化对全球价值链地位[5]、出口技术复杂度[6-7]、出口竞争力[8]、出口产品质量[9]、贸易优化[10]等几个方面的影响研究。
在碳减排方面，方颖等[11]从要素生产效率的视角考察行业层面，发现行业数字化投入对碳排放存在着非线性影响，且这种影响在缓解数字化投入的内生性后仍然成立，该结论也证实了数字经济的“生产率悖论”。张亚豪等[12]、雷玉桃等[13]分别以我国省级面板数据与工业各行业面板数据为研究对象，证实工业数字化转型对碳减排具有促进作用。此外，武亚楠等[14]基于多区域投入产出表考察产业数字化转型在跨国面板数据中对碳排放强度的影响，结果表明其影响因行业及国家经济发达程度而异。
从国际贸易视角来看，行业或产业的数字化转型对贸易隐含碳影响的研究相对较少。户华玉等[15]基于跨国行业面板数据探究并证实制造业数字化转型能够降低出口隐含碳强度；高鹏等[16]在分析全球价值链嵌入对我国产业部门隐含碳排放的影响时，将产业数字化作为调节变量，并发现产业数字化提前了产业部门中隐含碳排放由增加变为下降的拐点，这说明数字化对产业碳减排具有一定的抑制作用。
尽管目前直接研究数字化投入影响出口隐含碳排放的文献不多，但由于数字技术作用于并降低碳排放的路径大体相同，且学界对碳排放影响因素的研究较为透彻，此外，“数字化投入”作为随数字经济发展所衍生出的概念，其与数字经济一样具有环境友好的特征。同时结合造纸印刷产业高排放的特点，基于以上对文献的梳理与总结，本文提出第一个假说H1：造纸印刷业的数字化投入对出口隐含碳排放具有一定的抑制作用。
二 制度质量的调节作用
Ibrahiem[17]研究发现，一个国家环境污染的治理能力取决于其制度的有效性，同时制度环境也是影响数字化转型实施情况的重要外部环境之一。制度质量的衡量涵盖了诸如政府效率、法治水平、监管环境、政治稳定等多个方面。制度较为完善、制度环境较好的国家，政府通常能够提供有效的政策指导和资金支持，法治环境也相对公正严明，能够为数字化转型提供良好的发展环境；而制度环境较差的国家，数字化转型可能会面临政府效率低下、法律不够健全等问题，数字化转型在这些国家的实施也会因此受到阻碍。毫无疑问，各国及地区的制度质量存在着显著差异，而这种差异无疑会对经济体各行各业数字化转型的效果产生影响，进而影响各国的碳减排进程。
在碳排放的诸多影响因素中，相关规章制度所起到的约束作用不可忽视。在探究制度质量对环境及碳排放影响的文献中，国内学者王智新等[18]较早将制度质量作为重要变量探究对碳排放强度的影响。国外有关研究与国内相比更为丰富，Shahbaz 等 [19]的研究表明，通过严格地发布与执行环境条例等规章制度，制度质量的提高也显著增强了七国集团经济体的生态可持续性。Wawrzyniak等[20]证明在发展中国家以及新兴国家中，更高的政府效率对碳排放的抑制作用更强。在过去的研究中，学者们常将制度这类影响因素纳入控制变量，而近年来在“百年未有之大变局”的时代发展进程下，越来越多的学者意识到政府管理职能发挥的重要性，而将制度环境或制度质量作为调节变量以探究其对主效应可能起到的正向或反向作用。目前，鲜有文章探究制度质量如何调节数字化影响碳排放的这一过程，其中，刘佳等[21]曾指出，较好的制度环境更加有利于发挥产业数字化转型对地区碳排放的抑制作用。
数字化投入从提出到落地本身是一个复杂的过程，它涉及政策制定、市场环境、基础设施建设以及相关技术创新等多个方面。而制度质量作为政府治理能力的衡量指标之一，不难看出其作为核心外部要素在数字化转型促进节能减排的整体过程中起着至关重要的作用。基于以上分析，本文提出第二个假说H2：制度质量在数字化投入促进行业出口隐含碳减排的过程中能够起到正向的调节作用。
相比很多其他制造业产业，造纸印刷业由于本身具有高排放、高污染的特点，一直以来是各国节能减排的重点产业之一，而纸制品等相关产品的出口又往往伴随着碳责任的转移。在不断倡导低碳的“数字化”时代，各国发展产业的同时不应摒弃环境与贸易可持续的基本原则，可以预见利用数字技术达到低碳是时代发展的必然方向。然而，结合现有研究不难发现，目前国内外鲜有围绕造纸印刷产业探讨数字化转型与碳排放之间关联的研究，谈及制度质量如何在其中起到调节作用的更是少之又少。鉴于此，本文利用投入产出法测算造纸印刷业的数字化投入水平，基于48个经济体2005—2018年的多国行业面板数据探究造纸印刷业数字化投入对该行业可持续贸易的影响与其中的调节机制，为完善相关领域的研究做出进一步边际贡献。
二. 研究设计
一 样本选取
本文在遵循样本数据选取的科学性、可比性及可得性原则的基础上，尽可能扩大国家范围以期得到可供参考的结论。在剔除数据缺失过多的国家后，最终选取48个经济体作为考察对象，测算这些经济体在2005—2018年造纸印刷业的数字化投入水平，并考察其对各经济体该行业出口贸易隐含碳的影响。在此基础上，本文选择制度质量作为调节机制以明晰在数字化投入影响出口隐含碳排放的这一过程中其可能起到的调节作用。
二 变量选取与数据来源
1 被解释变量
可持续贸易（T）。可持续贸易的概念尚未成熟导致其量化维度也相对多样，但通过参考权威组织的定义，在一定限度上能够帮助我们衡量可持续贸易。国际商会于2021年在新的框架原则下将可持续贸易定义为积极支持一个或多个联合国可持续发展目标的商品和服务的进口、出口或贸易，而不损害任何其他可持续发展目标的实现[22]。但由于国际贸易商品的生产、运输及最终使用地点往往不同，不可避免地导致在这一过程中产生了难以忽视的碳转移问题，因此不少学者[23-24]选择贸易隐含碳对可持续贸易进行量化。考虑到本文的研究对象涉及多国细分行业，同时也为确保数据的维度一致性与可获得性，本文参考已有文献的做法，从隐含碳这一角度量化可持续贸易。具体来说，用各经济体造纸印刷业的出口贸易隐含碳排放量表征可持续贸易，原始单位为百万公吨。
2 核心解释变量
数字化投入（D）。近年来，越来越多的产业经济研究参照国内外学者对制造业服务化投入的测算方式[25-26]，通过对投入产出表进行计算以衡量制造业细分行业的数字化投入水平。本文参考该方法，选择经合组织（Organization for Economic Co-operation and Development，简称OECD）编制的投入产出表测算各国造纸印刷业的数字化投入水平。首先，以联合国统计署的《国际标准产业分类》（ISIC Rev4.0）为依据，对OECD投入产出表划分出数字要素的依托行业。在测算数字化投入水平的方法中，大部分学者采用两种方法：一是借鉴吕云龙等[27]、许和连等[28]对制造业“服务化”的测算方式，用投入产出表计算的直接消耗系数和完全消耗系数这两个绝对指标来表示；第二种则借鉴杨玲[29]的测算方法，在计算出绝对指标的基础上继续计算相对指标，即用完全依赖度与直接依赖度表示数字化投入水平。近年来有学者指出，绝对指标忽略了其他制造业行业各中间投入的结构特征，无法刻画数字投入在所有中间投入中的相对作用，故本文采用相对指标予以克服，完全依赖度的具体测算公式如下：
$$ D={\sum} _{m}\left(\frac{{Dig}_{mj}}{\displaystyle {\sum} _{k=1}^{n}{Dig}_{kj}}\right) $$ (1) 其中，j表示造纸印刷业，k表示其他制造业行业，m表示数字依托行业，n为制造业行业的数量，D即为用完全依赖度表示的造纸印刷业的数字化投入水平，Digmj表示造纸印刷业j对m数字依托行业的完全消耗系数，Digkj为造纸印刷业j对任一制造业行业k的完全消耗系数。由于直接依赖度测算的是造纸印刷业对数字依托行业的直接消耗占所有直接消耗的比重，而完全依赖度则更加彻底地揭示了造纸印刷业与数字依托行业的直接和间接联系，能够精准地反映数字要素在所有投入中的相对重要程度。因此，本文以完全依赖度作为解释变量展开基准回归，将直接依赖度指标用于稳健性检验。
3 控制变量
①出口规模（X）。出口规模与贸易隐含碳关系密切，一般来说，出口产品越多，其实际隐含的碳排放也越多，二者呈一定的正向关系，本文用各经济体造纸印刷产业每年的出口额表示出口规模。②经济水平（G）。本文用经济体的人均国内生产总值表征经济水平。③外资开放度（O）。外商直接投资的环境效应往往因投资的产业不同而分为两种情况，分别为“污染避风港效应”和“污染晕轮理论”，由于外商直接投资对环境的影响具有复杂性，因此其对造纸印刷产业碳排放的影响也不是确切的。本文用外商直接投资在经济体国内生产总值中所占比重衡量外资开放度。④能源结构（S）。使用可再生能源能够有效地减少碳排放，通常来说使用比例越高，碳排放越少。本文用可再生能源消耗占最终能源消耗比例表示能源结构。⑤环境税收（E）。为应对温室效应等环境问题，越来越多的国家开始在环境方面征收税赋以控制国内相关企业的污染排放等问题，且已经有学者指出环境税收能够减少碳排放[30]，因此，本文将其作为控制变量之一。
4 调节变量
制度质量（I）。已有很多学者采用世界银行公布的全球治理指数衡量经济体的制度质量，该指数共包含6个指标，分别为话语权和问责、政治稳定性和无暴力、政府效率、监管质量、法治及腐败控制，能够较为全面地衡量一个经济体的整体制度水平。本文采用各衡量维度中的百分位数排名，通过计算各经济体历年6个指标百分位数排名的平均值以衡量一经济体该年整体的制度质量，数值越高代表经济体的制度水平越高。
5 数据来源
各国造纸印刷业的出口贸易隐含碳数据、测算数字化投入所需的投入产出表、造纸印刷业出口额以及环境税收的数据来自OECD数据库，其余变量数据均来自世界银行数据库。变量的描述性统计如表1所示。
表 1 描述性统计变量类型 变量名称 变量符号 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 被解释变量 可持续贸易 lnT −0.498 1.590 −0.206 −4.423 2.723 核心解释变量 数字化投入 lnD −1.772 0.246 −1.768 −2.708 −0.774 控制变量 出口规模 lnX 7.145 1.606 7.282 2.140 10.028 经济水平 lnG 9.896 0.992 9.982 6.566 11.725 外资开放度 O 4.626 11.562 2.620 −117.375 86.479 能源结构 S 18.735 13.361 14.845 0.870 59.740 环境税收 lnE 8.948 1.441 9.012 5.773 11.920 调节变量 制度质量 lnI 4.225 0.342 4.338 3.185 4.603 三 模型设定
1 基准模型
根据前文的理论分析以及与本文研究内容相关的文献[31-33]，结合样本数据特点及实际情况，为检验造纸印刷业数字化投入对可持续贸易的影响，本文构建基准回归模型如下：
$$ \mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{cy}={\alpha }_{0} + {\alpha }_{1}\mathrm{l}\mathrm{n}{D}_{cy} + {\alpha }_{2}control{s}_{cy} + {\varphi }_{c} + {\varphi }_{y} + {\varepsilon }_{cy} $$ (2) 式中的c、y表示经济体和年份，lnT表示可持续贸易，即造纸印刷业出口贸易隐含碳的排放量，lnD表示造纸印刷业的数字化投入，controls为控制变量集合，$ {\varphi }_{c} $、$ {\varphi }_{y} $和$ {\varepsilon }_{cy} $分别表示各经济体某年的固定效应以及随机误差项。此外，为尽量消除变量间的异方差以及其他问题，文中对非比率变量进行了对数处理。
2 调节效应模型
为验证假说2中制度质量的调节效应是否成立，参考相关研究及基准模型构建调节效应模型如下：
$$ \begin{split} \mathrm{l}\mathrm{n}{T}_{cy}=&{\beta }_{0} + {\beta }_{1}\mathrm{l}\mathrm{n}{D}_{cy} + {\beta }_{2}\mathrm{l}\mathrm{n}{I}_{cy} + {\beta }_{3}\mathrm{l}\mathrm{n}{D}_{cy}*\mathrm{l}\mathrm{n}{I}_{cy} +\\& {\beta }_{4}control{s}_{cy} + {\gamma }_{c} + {\gamma }_{y} + {\mu }_{cy} \end{split} $$ (3) 其中，lnI为调节变量，即制度质量，其后一项为制度质量与数字化投入的交互项，$ {\gamma }_{c} $、$ {\gamma }_{y} $和$ {\mu }_{cy} $分别为各经济体某年的固定效应及随机误差项。若检验结果显示$ {\beta }_{1} $与$ {\beta }_{3} $同时显著，则说明主效应与调节效应显著。
三. 实证结果与讨论
进行基准回归前，本文首先采用Hausman检验判断回归应采用随机效应模型还是固定效应模型，结果表明本研究更适用于固定效应模型。此外，为从一定程度上缓解内生性以及减轻遗漏变量等问题，本文最终选择双向固定效应模型进行基准回归检验。
一 基准回归结果
表2的列（1）与列（2）分别展示了未加控制变量与添加控制变量后的回归结果，可以看出数字化投入的系数始终为负向显著，说明造纸印刷业的数字化投入程度与其出口隐含碳排放呈反向相关，行业数字化投入越高越有助于降低行业的出口隐含碳排放，假说1得到验证。
表 2 基准回归结果变量 （1） （2） lnD −0.924*** −0.233*** （0.130） （ 0.0821 ）lnX 0.808*** （ 0.0252 ）lnG −0.628*** （ 0.0710 ）O 0.000757 （ 0.000669 ）S − 0.0129 ***（ 0.00294 ）lnE 0.201*** （ 0.0551 ）常数项 −2.055*** −1.881*** （0.231） （0.568） 国家固定 是 是 年份固定 是 是 N 672 672 R2 0.123 0.692 注：括号内表示标准误，*、**和***分别表示估计系数在10%、5%和1%的水平下显著。 在控制变量中，出口规模、经济水平、能源结构以及环境税收的系数均在1%的水平下显著。造纸印刷业的出口规模与出口隐含碳排放呈正向关系，这与事实相符；一国的经济水平与行业出口隐含碳排放负向相关，这可能是因为经济较为发达的国家在高污染高排放等行业会投入更多的资金以提高生产技术，促进节能减排；能源结构也为负向相关，说明可再生能源使用占比越高出口隐含碳排放越少，同样与事实相符。在以往的部分研究中，认为环境税收与整体碳排放呈负向关系，这也较为符合人们对征收环境税所达到结果的预期，然而在本研究中却显著为正，主要原因可能为进入21世纪后，随着全球贸易往来的不断深入、信息技术的飞速发展使得人们购买国外产品更为便利，对于各国文化也充满兴趣，大量的货物贸易伴随着各类包装的出口，同时也有文化产品如书籍等的出口，因此，造纸印刷业的环境税收与其出口隐含碳排放形成了目前同向变化的关系。在控制变量中，外资开放度的系数不显著，可能是由于造纸印刷业于各国而言都属于基础原材料产业，在国民经济中承担着重要职能，行业中外资占比本就不多，因此，外资投入的多少与行业出口隐含碳排放的关系也不算密切。
二 内生性与稳健性检验
1 内生性检验
为了尽可能缓解内生性问题对回归结果产生的干扰，本文选择工具变量法并使用两阶段最小二乘法对模型进行内生性检验。
借鉴方颖等[11]、洪俊杰等[34]的做法选择滞后一期的数字化投入作为工具变量。一般来说，造纸印刷业上一期的数字化投入会对当期出口隐含碳排放产生影响，而当期的碳排放并不会对上一期的数字化投入发挥作用，符合工具变量的基本要求。借鉴李雪松等[35]、党琳等[6]分别构造制造业企业及行业层面数字化转型工具变量的做法，引入Lewbel[36]的方法——用同一年度内各国造纸印刷业的数字化投入水平与该年度所有国家造纸印刷业数字化投入的平均水平之差的三次方作为工具变量，以检验内生性问题。结果如表3所示，两个工具变量不可识别检验的Anderson LM统计值均在1%的水平上显著，同时，Cragg-Donald Wald F统计值均大于Stock-Yogo在10%水平上的临界值16.38，说明弱工具变量检验也强烈拒绝原假设，两个工具变量的选择是可靠的。根据两阶段最小二乘法估计的结果，各国造纸印刷业数字化投入水平对出口隐含碳排放仍存在负向影响，并且在1%和5%的水平上显著。综上所述，考虑内生性的检验结果仍然证明了基准回归结论的稳健性。
表 3 内生性检验变量 （1） （2） lnD −0.313*** −0.452** （0.109） （0.213） Anderson LM统计值 328.614*** 98.360*** Cragg-Donald Wald F统计值 635.381*** 104.047*** 控制变量 是 是 国家固定 是 是 年份固定 是 是 N 624 672 R2 0.991 0.988 2 稳健性检验
1）交互固定效应。由于传统固定效应模型无法解决既随时间变化又随个体变化的不可观测变量带来的内生性问题，Bai[37]最早在线性面板模型中引入了个体和时间的交互效应，以反映共同因素对不同个体影响的差异。借鉴其做法，本文引入国家和年份的交互固定效应进行稳健性检验，结果见表4第（1）列。
表 4 稳健性检验（1） （2） （3） 交互固定效应 替换核心解释变量 剔除金融危机 lnD −0.201** −0.188** ( 0.0819 )（ 0.0932 ）lnD' −0.173*** （ 0.0625 ）常数项 −1.094* −1.712*** −1.597*** (0.581) （0.555） （0.614） 控制变量 是 是 是 国家固定 是 是 是 年份固定 是 是 是 N 672 672 528 R2 0.692 0.692 2）替换核心解释变量。用直接依赖度代替完全依赖度进行检验，用lnD'表示替换后的核心解释变量，结果如表4第（2）列，可见结果与基准回归近似。
3）剔除金融危机。本文所选年份为2005—2018年，其中2008年为全球金融危机，给全球金融市场及各国往来贸易等都造成了不小的冲击。此外，由于冲击所产生的结果在之后的几年内仍有一定影响，因此剔除金融危机之后两年的数据，利用剩余年份进行稳健性检验，结果如表4第（3）列所示。
三 异质性分析
1 国家收入水平
按人均国民总收入，世界银行将经济体划分为四组，分别为低收入、中等偏下收入、中等偏上收入和高收入经济体。本文所选的48个经济体中，有35个高收入经济体、11个中等偏上收入经济体以及2个中等偏下收入经济体。为避免结论的特殊性，将11个中等偏上收入经济体和2个中等偏下收入经济体共同归类为中等收入经济体进行异质性分析，结果如表5第（1）（2）列所示。可以明显看出，较中等收入经济体而言，高等收入经济体造纸印刷业的数字化投入对行业出口隐含碳排放的抑制作用更为显著，且与基准回归相比，其影响系数的绝对值更大；而中等收入经济体虽然影响系数并不显著，但其符号为负，这可能是由于这些国家在先进技术方面的发展较发达国家具有一定的滞后性，且这些国家的当下发展仍需以大量消耗资源为前提，因此，数字化所带来的环境效应还无法立刻显现。
表 5 异质性分析（1） （2） （3） （4） 高等收入 中等收入 OECD成员国 非OECD成员国 lnD −0.510*** − 0.0341 −0.579*** 0.0376 （0.110） （0.122） （0.115） （0.112） 常数项 −4.590*** −0.872 −4.348*** −0.757 （0.914） （0.743） （0.860） （0.778） 控制变量 是 是 是 是 国家固定 是 是 是 是 年份固定 是 是 是 是 N 490 182 504 168 R2 0.741 0.530 0.733 0.575 2 是否为OECD成员国
由于本文所使用的数据大都来自OECD数据库，此外，OECD作为较早发展数字经济的区域经济组织，在前沿科技创新、数字转型以及应对全球气候变化等方面能够在世界范围内起到一定的引领作用，因此，为探讨数字化投入对出口隐含碳减排的影响是否因属于OECD而存在差异，本文将所选样本按是否为OECD成员国而进行划分。回归结果如第（3）（4）列所示，不难看出，于OECD成员国而言，数字化投入对造纸印刷业的出口发挥了显著的碳减排效应。可能的原因是OECD成员国普遍为经济发展水平较高的国家，且这些国家在数字经济发展及转型的过程中更易产生技术溢出效应，与组织内的其他成员国交流共享先进技术，从而共同促进相关技术水平的提升以降低经济体整体碳排放水平。
四 调节效应检验
为尽量避免变量间的多重共线性等问题，本文对自变量和调节变量进行中心化处理后检验调节效应。回归结果如表6第（1）列所示，自变量与交互项的系数均在1%的水平下显著，说明制度质量的调节作用确实存在，假说2得到验证。此外，由交互项系数为负，与主效应符号相同可知，制度质量的提升在各国数字化投入促进出口隐含碳减排的过程中起到了一定的强化调节作用。
表 6 调节效应检验（1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） 调节效应 话语权和
问责政治稳定
无暴力政府效率 监管质量 法治 腐败控制 lnD −0.337*** −0.286*** −0.236*** −0.351*** −0.327*** −0.322*** −0.329*** （ 0.0843 ）（ 0.0811 ）（ 0.0845 ）（ 0.0827 ）（ 0.0832 ）（ 0.0818 ）（ 0.0867 ）lnI −0.101 （0.145） 调节变量 −0.141 0.0930 **−0.373*** −0.020 −0.179** − 0.0122 （0.130） （ 0.0409 ）（0.121） （0.095） （ 0.0906 ）（ 0.0746 ）交互项 −0.794*** −0.626*** −0.125 −0.961*** −1.042*** −0.673*** −0.378*** （0.176） （0.124） （ 0.0765 ）（0.216） （0.212） （0.144） （0.117） 常数项 −1.987*** −1.801*** −2.171*** −0.970 −2.290*** −1.870*** −2.204*** （0.694） （0.678） （0.575） （0.666） （0.646） （0.592） （0.587） 控制变量 是 是 是 是 是 是 是 国家固定 是 是 是 是 是 是 是 年份固定 是 是 是 是 是 是 是 N 672 672 672 672 672 672 672 R2 0.702 0.705 0.696 0.708 0.704 0.708 0.698 在前文中提到衡量制度质量的WGI指数具体由六项不同指标组成，为探究每项指标发挥调节作用的程度，本文进一步分析各指标的异质性作用，结果见表6第（2）到（7）列。六项指标分别作为调节变量时，主效应与调节效应基本能够保持在1%的水平上显著，调节效应结论稳健。然而通过观察交互项的系数发现，政治稳定性和无暴力的调节效应并不显著，这可能是因为政治环境稳定与否与国民经济基础行业的产能关系并不密切，政治稳定无暴力的国家，其造纸印刷业的产能可高可低，这主要与国家经济体量有关，因此二者之间关系不大。此外，政府效率以及监管质量的主效应与调节效应的系数所反映的斜率都更为陡峭，说明相比其他指标，这两项发挥的调节作用要更加显著，这也较为符合政府治理下的实际情况。
四. 结论与启示
一 结 论
本文基于2005—2018年48个经济体造纸印刷业的面板数据，实证分析了各国造纸印刷业的数字化投入水平对行业可持续贸易即出口隐含碳排放的影响。在此基础上，进一步检验了结论的稳健性、异质性并验证了调节效应的存在，得出主要结论如下：造纸印刷业的数字化投入水平与其出口隐含碳排放存在显著的负相关关系，即造纸印刷业的数字化投入水平越高越有助于降低其出口隐含碳排放，可持续贸易情况越理想，且在稳健性检验后结论依然成立。异质性分析表明，造纸印刷业数字化投入水平的提高仅对高等收入国家和OECD成员国有显著的碳减排效应，而中等收入国家和非OECD成员国可能由于技术发展滞后、经济发展阶段不一、与他国技术交流少等原因导致数字化投入所产生的碳减排效应不显著。制度质量在造纸印刷业数字化投入和可持续贸易之间起到正向调节作用，制度质量越高，造纸印刷业的数字化投入水平提升对降低其出口隐含碳排放水平的作用越显著。
二 启 示
1）加强造纸印刷业数字技术投入，促进造纸印刷业低碳出口。基准回归分析表明，数字化投入水平的提高有利于降低出口隐含碳排放水平。造纸印刷业本就属于高能耗高排放的重点行业，这更要求我们要加大数字技术的研发投入与使用，充分发挥数字技术在提高生产效率、提升管理效能以及统筹产业链发展等方面的作用。首先，强化数字技术创新，发挥头部造纸企业、印刷企业的引领作用，攻克数字印刷、智能制造等核心技术，提升生产效率。其次，加速产业内智能化进程，推广集中供气、供墨及废气废液回收等绿色共性技术[38]，更好地实现节能减排。最终，构建从废纸、纸浆等原材料到终端纸制品等产品的全绿色供应链体系，降低行业整体碳排放，推动绿色发展与可持续贸易。
2）强化企业间国际交流合作，共促数字技术外溢。异质性分析结果表明，造纸印刷业的数字化投入对高等收入国家和OECD成员国的碳减排效应显著，而另外两组则相反。因此，于我国而言，应积极推动国家、地区、组织之间更为先进的造纸印刷技术方面的交流，尤其加强与发达国家的合作与往来。发达国家数字经济发展进程早且快，造纸印刷技术的研发与应用更为先进，而技术经验在合作交流中往往能够产生外溢的效果，从而有利于其他国家的借鉴与研究。具体而言，可以鼓励国内的造纸、印刷企业尽可能多地参加行业内生产装备、生产工艺及产成品等的国际论坛、博览会、展览等，在开放交流中互换经验，学习并提高自身的数字技术水平，共促企业间合作共赢及创新发展。
3）建立绿色监管与激励机制，因地制宜推动造纸印刷业可持续发展。调节效应的回归结果表明，较高的制度质量会强化造纸印刷业数字化转型所带来的碳减排效应，因此在加快行业数字化进程的同时，持续优化制度水平也尤为重要。这就要求国家不仅要树立长期有效的排污监管机制，还应建立切实有效的激励机制。首先，政府应灵活运用环境规制手段，将全面绿色认证作为核心驱动力，推行纸张及纸制品的绿色产品认证和绿色印刷标准；完善环保补偿机制，确保环境补贴的公正性与有效性。其次，针对造纸印刷企业的数字化发展特点，制定相匹配的环境监管政策，促进数字化投资与环境规制的协同效应[39]，实现经济发展与环境保护的双赢目标。最后，政策制定还需考虑我国地域差异，东部地区强化监管与补贴监督，中西部则加大绿色投资与市场体系建设，为行业的绿色发展营造更好的制度环境，从而有效发挥数字化所带来的绿色效应，赋能造纸印刷业的可持续发展及贸易。
-
表 1 描述性统计
变量类型 变量名称 变量符号 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 被解释变量 可持续贸易 lnT −0.498 1.590 −0.206 −4.423 2.723 核心解释变量 数字化投入 lnD −1.772 0.246 −1.768 −2.708 −0.774 控制变量 出口规模 lnX 7.145 1.606 7.282 2.140 10.028 经济水平 lnG 9.896 0.992 9.982 6.566 11.725 外资开放度 O 4.626 11.562 2.620 −117.375 86.479 能源结构 S 18.735 13.361 14.845 0.870 59.740 环境税收 lnE 8.948 1.441 9.012 5.773 11.920 调节变量 制度质量 lnI 4.225 0.342 4.338 3.185 4.603 
下载: 导出CSV
表 2 基准回归结果
变量 （1） （2） lnD −0.924*** −0.233*** （0.130） （ 0.0821 ）lnX 0.808*** （ 0.0252 ）lnG −0.628*** （ 0.0710 ）O 0.000757 （ 0.000669 ）S − 0.0129 ***（ 0.00294 ）lnE 0.201*** （ 0.0551 ）常数项 −2.055*** −1.881*** （0.231） （0.568） 国家固定 是 是 年份固定 是 是 N 672 672 R2 0.123 0.692 注：括号内表示标准误，*、**和***分别表示估计系数在10%、5%和1%的水平下显著。
下载: 导出CSV
表 3 内生性检验
变量 （1） （2） lnD −0.313*** −0.452** （0.109） （0.213） Anderson LM统计值 328.614*** 98.360*** Cragg-Donald Wald F统计值 635.381*** 104.047*** 控制变量 是 是 国家固定 是 是 年份固定 是 是 N 624 672 R2 0.991 0.988
下载: 导出CSV
表 4 稳健性检验
（1） （2） （3） 交互固定效应 替换核心解释变量 剔除金融危机 lnD −0.201** −0.188** ( 0.0819 )（ 0.0932 ）lnD' −0.173*** （ 0.0625 ）常数项 −1.094* −1.712*** −1.597*** (0.581) （0.555） （0.614） 控制变量 是 是 是 国家固定 是 是 是 年份固定 是 是 是 N 672 672 528 R2 0.692 0.692
下载: 导出CSV
表 5 异质性分析
（1） （2） （3） （4） 高等收入 中等收入 OECD成员国 非OECD成员国 lnD −0.510*** − 0.0341 −0.579*** 0.0376 （0.110） （0.122） （0.115） （0.112） 常数项 −4.590*** −0.872 −4.348*** −0.757 （0.914） （0.743） （0.860） （0.778） 控制变量 是 是 是 是 国家固定 是 是 是 是 年份固定 是 是 是 是 N 490 182 504 168 R2 0.741 0.530 0.733 0.575
下载: 导出CSV
表 6 调节效应检验
（1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） 调节效应 话语权和
问责政治稳定
无暴力政府效率 监管质量 法治 腐败控制 lnD −0.337*** −0.286*** −0.236*** −0.351*** −0.327*** −0.322*** −0.329*** （ 0.0843 ）（ 0.0811 ）（ 0.0845 ）（ 0.0827 ）（ 0.0832 ）（ 0.0818 ）（ 0.0867 ）lnI −0.101 （0.145） 调节变量 −0.141 0.0930 **−0.373*** −0.020 −0.179** − 0.0122 （0.130） （ 0.0409 ）（0.121） （0.095） （ 0.0906 ）（ 0.0746 ）交互项 −0.794*** −0.626*** −0.125 −0.961*** −1.042*** −0.673*** −0.378*** （0.176） （0.124） （ 0.0765 ）（0.216） （0.212） （0.144） （0.117） 常数项 −1.987*** −1.801*** −2.171*** −0.970 −2.290*** −1.870*** −2.204*** （0.694） （0.678） （0.575） （0.666） （0.646） （0.592） （0.587） 控制变量 是 是 是 是 是 是 是 国家固定 是 是 是 是 是 是 是 年份固定 是 是 是 是 是 是 是 N 672 672 672 672 672 672 672 R2 0.702 0.705 0.696 0.708 0.704 0.708 0.698
下载: 导出CSV
-
[1] 中国造纸工业2022年度报告[J]. 中华纸业,2023,44(Z2):21-30,6. [2] 孙瑾,丁冉,王杰镭. 关于可持续贸易的研究进展[J]. 经济学动态,2020(8):131-145. [3] International Institute for Environment and Development. The reality of sustainable trade[EB/OL]. [2024-03-18]. https://www.iied.org/8861iied.
[4] International Chamber of Commerce. ICC global survey 2018:securing future growth[EB/OL]. [2024-03-19]. https://2go.iccwbo.org/icc-2018-global-trade-securing-future-growth.html#table_of_content.
[5] 张晴,于津平. 制造业投入数字化与全球价值链中高端跃升:基于投入来源差异的再检验[J]. 财经研究,2021,47(9):93-107. [6] 党琳,李雪松,申烁. 制造业行业数字化转型与其出口技术复杂度提升[J]. 国际贸易问题,2021(6):32-47. [7] 张峰,刘家悦. 数字化投入、绿色技术创新与出口绿色升级:来自中国制造业行业的经验[J]. 经济问题探索,2023(9):131-145. [8] 孟夏,董文婷. 企业数字化转型与出口竞争力提升:来自中国上市公司的证据[J]. 国际贸易问题,2022(10):73-89. [9] 杜明威,耿景珠,刘文革. 企业数字化转型与中国出口产品质量升级:来自上市公司的微观证据[J]. 国际贸易问题,2022(6):55-72. [10] 陈凤兰,武力超,戴翔. 制造业数字化转型与出口贸易优化[J]. 国际贸易问题,2022(12):70-89. [11] 方颖,余兴锦. 产业数字化的减污与降碳效应:基于“生产率悖论”的研究视角[J]. 系统工程理论与实践,2024,44(9):2795-2818. doi: 10.12011/SETP2023-0832 [12] 张亚豪,金殿臣,曾昭睿. 工业数字化的减碳效应检验[J]. 统计与决策,2022,38(24):49-52. [13] 雷玉桃,彭文祥,张萱. 工业数字化转型的碳减排效应研究:来自中国行业的经验证据[J]. 经济经纬,2024,41(1):97-109. [14] 武亚楠,彭璧玉. 产业数字化与完全碳排放强度:基于WIOD跨国面板的实证分析[J]. 技术经济,2023,42(10):105-115. [15] 户华玉,佘群芝. 制造业数字化转型能否降低出口隐含碳强度[J]. 国际贸易问题,2022(7):36-52. [16] 高鹏,岳书敬. 全球价值链嵌入是否降低了中国产业部门隐含碳:兼论产业数字化的调节效应[J]. 国际贸易问题,2022(7):53-67. [17] IBRAHIEM D M. Do technological innovations and financial development improve environmental quality in Egypt?[J]. Environmental Science and Pollution Research International,2020,27(10):10869-10881. doi: 10.1007/s11356-019-07585-7
[18] 王智新,梁翠,赵景峰. 科技投入绩效、制度环境与碳排放强度[J]. 科学管理研究,2012,30(6):109-112. doi: 10.3969/j.issn.1004-115X.2012.06.028 [19] SHAHBAZ M,BALSALOBRE D,SHAHZAD S J H. The Influencing factors of CO2 emissions and the role of biomass energy consumption:statistical experience from G-7 countries[J]. Environmental Modeling & Assessment,2019,24:143-161.
[20] WAWRZYNIAK D ,WIRGINIA D. Does the quality of institutions modify the economic growth-carbon dioxide emissions nexus? Evidence from a group of emerging and developing countries[J]. Economic Research-Ekonomska Istraživanja,2020,33(1):124-144.
[21] 刘佳,畅红琴. 产业数字化转型、制度环境与地区碳排放研究[J]. 煤炭经济研究,2022,42(4):40-46. [22] International Chamber of Commerce. Standards for sustainable trade & sustainable trade finance[EB/OL]. [2024-03-25]. https://iccwbo.org/news-publications/policies-reports/icc-standards-for-sustainable-trade-and-sustainable-trade-finance/.
[23] WYCKOFF A W ,ROOP J M . The embodiment of carbon in imports of manufactured products :implications for international agreements on greenhouse gas emissions[J]. Energy Policy,1994,22(3):187-194.
[24] ZHANG Z K. Technology-adjusted national carbon accounting for a greener trade pattern[J]. Energy Economics,2018,73:274-285.
[25] GUSTAFSSON A,LAY G,COPANI G,et al. The relevance of service in European manufacturing industries[J]. Journal of Service Management,2010,21(5):715-726
[26] 刘斌,魏倩,吕越等. 制造业服务化与价值链升级[J]. 经济研究,2016,51(3):151-162. [27] 吕云龙,吕越. 制造业出口服务化与国际竞争力:基于增加值贸易的视角[J]. 国际贸易问题,2017(5):25-34. [28] 许和连,成丽红,孙天阳. 制造业投入服务化对企业出口国内增加值的提升效应:基于中国制造业微观企业的经验研究[J]. 中国工业经济,2017(10):62-80. [29] 杨玲. 生产性服务进口贸易促进制造业服务化效应研究[J]. 数量经济技术经济研究,2015,32(5):37-53. [30] RUBAYYAT H,KHORSHED A. Dynamic relationship among environmental regulation,innovation,CO2 emissions,population,and economic growth in OECD countries:a panel investigation[J]. Journal of Cleaner Production,2019,231:1100-1109.
[31] 黄凌云,谢会强,刘冬冬. 技术进步路径选择与中国制造业出口隐含碳排放强度[J]. 中国人口·资源与环境,2017,27(10):94-102. [32] 黄玉霞,谢建国. 制造业投入服务化与碳排放强度:基于WIOD跨国面板的实证分析[J]. 财贸经济,2019,40(8):100-115. [33] 李新安,李慧. 外资引入、技术进步偏向影响了制造业的碳排放吗?——来自我国27个制造行业面板数据模型的实证检验[J]. 中国软科学,2022(1):159-170. [34] 洪俊杰,蒋慕超,张宸妍. 数字化转型、创新与企业出口质量提升[J]. 国际贸易问题,2022(3):1-15. [35] 李雪松,党琳,赵宸宇. 数字化转型、融入全球创新网络与创新绩效[J]. 中国工业经济,2022(10):43-61. doi: 10.3969/j.issn.1006-480X.2022.10.003 [36] LEWBEL A. Constructing instruments for regressions with measurement error when no additional data are available,with an application to patents and R&D[J]. Econometrica,1997,65(5):1201-1213. doi: 10.2307/2171884
[37] BAI J. Panel data models with interactive fixed effects[J]. Econometrica,2009,77(4):1229-1279. doi: 10.3982/ECTA6135
[38] 邓军军,陆菲,李菲菲,等. 双碳背景下造纸印刷行业绿色低碳高质量发展策略探究[J]. 造纸技术与应用,2024,52(2):51-53,65. [39] 许秀梅,荆若兰,李敬锁. 异质性环境规制、数字化投资与中小企业绿色创新[J]. 科研管理,2024,45(8):126-134.
计量
- 文章访问数: 13
- HTML全文浏览量: 10
- PDF下载量: 0
