交通基礎設施與工業綠色轉型：機制分析和經驗證據

涂靜，羅璐瑤

（武漢科技大學管理學院，湖北 武漢 430070）

引言

2019 年9 月，中共中央、國務院印發《交通強國建設綱要》，明確“交通強國是建設現代化經濟體系的先行領域，是全面建成社會主義現代化強國的重要支撐”。2021 年中共中央、國務院印發的《國家綜合立體交通網規劃綱要》指出：“我國交通運輸發展取得了舉世矚目的成就，為經濟社會發展充分發揮基礎性、先導性、戰略性和服務性作用，規劃2035 年將基本建成現代化高質量國家綜合立體交通網?！倍虬l展經驗也同樣表明，交通基礎設施是經濟發展的重要政策工具。

現有文獻集中討論了交通基礎設施對經濟增長的影響。新古典經濟增長理論認為，交通基礎設施是公共品，對基礎設施的投資不僅能帶來總產出的直接增加，還能通過乘數效應擴大資本積累與勞動就業，間接促進經濟增長，但是增長效應是短期的[1-2]。新經濟增長理論則強調交通基礎設施是具有網絡外部性的公共品，其外部性通過產業間和區域間的溢出效應促進經濟的長期增長[3-4]。以上述理論為基礎，學者展開了廣泛的實證研究。Faber（2014）發現，高速公路能夠減少貿易成本，促進貿易融合，提升中心地區的工業化程度[5]。Berger 和Enflo（2017）認為，交通基礎設施帶來了經濟活動選址的路徑依賴，是推動經濟發展的關鍵因素[6]。劉沖等（2020）發現，交通基礎設施通過提升市場可達性提高了生產率，尤其對于初始具有比較優勢的行業和初始生產率水平較高的企業[7]。Banerjee 等（2020） 指出，從長期來看，交通基礎設施促進了要素市場的流動，減少了各地區經濟差異，對整體經濟增長有顯著促進效應[8]。孫偉增等（2022）探討了高鐵建設對地區產業結構的影響，得出高鐵開通帶來了第一產業占比下降，工業和服務業占比上升[9]。

學術界在認同交通基礎設施促進經濟增長的同時，也開始關注交通基礎設施影響污染企業選址帶來的環境問題[10]，但是鮮有文獻關注到交通基礎設施對工業綠色轉型的影響。黨的二十大報告提出，堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上，推進新型工業化，加快發展方式綠色轉型。工業是實體經濟的核心，傳統工業依靠“高投入、高消耗、高排放”為特征的粗放增長模式，使得經濟發展和生態環境無法得以兼顧。工業綠色轉型以發展績效和環境績效的雙贏為目標，實現新型工業化，是工業高質量發展的必然選擇。

一、理論分析與研究假設

（一）交通基礎設施對工業綠色轉型的影響

根據交易成本理論[11]，交通基礎設施拉近市場交易主體之間的空間距離，促進交易主體之間的交流，減少了彼此間的信息成本和監督成本。交通基礎設施的有效貫通促進生產要素在更大地理和市場空間高效流動，打破了區域阻礙，降低生產要素價格[12]。而且完善的交通運輸體系能夠矯正資本錯配和勞動力錯配[13]，有助于資源配置到最有效率的生產活動[14]。交易成本和生產要素價格的降低，以及資源配置的優化，提升了工業活動的利潤。根據經濟水平與環境質量關系的環境庫茲涅茨曲線，經濟增長與污染水平呈倒“U”型關系：隨著經濟增長，污染也隨之增加，但是當經濟發展上升到臨界點以后，污染隨著收入的增加而降低[15]。當工業經濟在發展中積累了充足的資本，會對市場參與者產生了兩方面的影響：一方面加大研發支出上升，推動技術進步，降低對要素投入的依賴；另一方面重視環境要求，進行充足的減污投資改善環境質量[16]?；谝陨贤普?，本文提出假設1。

H1：交通基礎設施對工業綠色轉型具有正向效應。

（二）交通基礎設施對工業綠色轉型的影響機制

1.工業規?；闹薪闄C制

交通基礎設施的落后，導致市場物理性或自然性分割和孤立，制約了區域內和區域間大市場的形成及社會專業化分工的深化[17]。交通基礎設施的建設削弱了地方保護主義導致的市場分割，促進市場健康發展[18]，顯著的“促進競爭效應”導致低效率企業失去市場份額而逐漸被淘汰出局，高效率企業持續發展并擴大市場范圍[19]。在這一過程中，資源配置效率得以改善，資源流向生產力和產出最高區域[20]，深化了基于區域比較優勢的專業化分工，從而形成規模經濟。工業規?；碌膶I化分工能夠有效降低生產和管理成本，規模越大企業就越可能積累足夠的資金從事高風險的技術創新活動，在勞動密集型和技術密集型企業，擴大規模都有利于生產率的提升[21]。工業企業在規?；^程中，市場份額不斷擴大，突破技術壁壘推動生產率的提高，使得工業規模與工業生產率之間形成了良好的正向循環效應[22]。工業規?；粌H提升了生產率，還降低了工業污染。隨著工業規模的擴大，工業污染指數總體呈下降趨勢，工業污染指數相對增速，大多低于工業經濟規模增速[23]?；谝陨贤普?，本文提出假設2。

H2：交通基礎設施通過推進工業規?；?，正向作用于工業綠色轉型。

2.人才集聚的中介機制

Lee（1966）提出的推拉理論，認為勞動力在進行流動決策時，除了關心流入地與流出地的因素外，還考慮兩地之間天然屏障的阻礙程度[24]。良好的交通基礎設施能降低勞動力流動的障礙，提高區域間的可達性，打破自然因素和地理因素帶來的勞動力市場的分割，吸引產業入駐，為沿線區域帶來人口大幅相對增長和人力資本水平提升[25-26]。高鐵開通的實證研究表明，交通設施建設能夠促進人力資本的流入[27]，并且提升本科及以上高學歷員工的占比，而高學歷人才主要流向科技崗位[28]。人力資本遷移是影響區域創新空間結構演變的重要機制，顯著提高了沿線區域的創新水平[29]。人才集聚還可以通過管理創新，降低信息傳遞成本，提高生產效率，引導綠色生產[30]，也能通過影響生產、消費和觀念，驅動區域綠色轉型發展[31]?；谝陨贤普?，本文提出假設3。

H3：交通基礎設施通過促進人才集聚，正向作用于工業綠色轉型。

3.技術集聚的中介機制

內生增長理論將技術進步視為經濟的內生變量和知識積累的結果，認為知識積累是經濟增長的原動力[32]。交通基礎設施加速了人才的自由流動，促進了面對面交流層面上的知識溢出，特別是隱性知識溢出，這種學習效應正是技術進步的重要來源[33]，從而提升了企業專利產出，以及專利產出對全要素生產率的邊際貢獻[34]。交通設施還可以提升區域吸引力，為企業之間的交互提供支持，形成產業集群和高科技集群[35]，從而形成技術集聚。綠色技術創新已成為取得良好環境效益、實現可持續發展目標的重要戰略[36]，其中：綠色工藝創新通過清潔生產技術和末端治理技術，能夠提高能源利用率，降低污染物排放，為企業帶來技術領先優勢[37]；綠色產品創新涉及原材料選擇、產品設計、產品包裝等各個環節的技術創新，旨在減輕整個產品生命周期對環境產生的不利影響，為企業建立差異化競爭優勢[38]?；谝陨贤普?，本文提出假設4。

H4：交通基礎設施通過提高技術集聚，正向作用于工業綠色轉型。

4.環境規制的調節中介機制

交通基礎設施升級提升了地區經濟水平，增強了地區的環保意識和人們對環境質量的要求，降低了對污染型企業的接納意愿[10]。環境規制是政府主導以保護環境為目的的政策工具。Porter（1995）提出了著名的“波特假說”，認為合理的環境規制在一定程度上能夠倒逼企業開展新技術升級和改造，進而產生“創新補償效應”[39]。圍繞波特假說的相關實證研究也表明適當的環境規制能夠激勵企業進行技術創新，控制自身污染排放量，以降低由環境規制帶來的懲罰成本，提升區域整體競爭力，實現環境保護與經濟發展的協調[40-42]?；谝陨贤普?，本文提出假設5。

H5：環境規制正向調節了交通基礎設施與技術集聚之間關系，環境規制強度越大，交通基礎設施通過技術集聚促進工業綠色轉型的作用越大。

二、研究設計與變量選取

（一）樣本選取與數據來源

本文使用2008—2019 年中國30 個?。ㄗ灾螀^、直轄市）的面板數據探究交通基礎設施對工業綠色轉型的影響。數據來源分別為：一是各省鐵路營業里程、公路里程、城鎮人口數、常住人口、一般公共預算支出、國內生產總值、地區生產總值、第一產業增加值占地區生產總值比重、第三產業增加值占地區生產總值比重均來源于《中國區域經濟統計年鑒》；二是各省工業利潤總額、工業主營業務收入、工業增加值、規模以上工業企業產成品、工業就業人數來源于《中國工業統計年鑒》；三是各省規模以上工業企業單位數、工業企業有效發明專利數、規模以上工業企業R&D 人員全時當量來源于《中國科技統計年鑒》《科技統計資料匯編》《中國主要科技指標數據庫》，對于2010年的個別缺失值，采用線性插值法進行補充；四是各省廢氣中SO2排放量、廢水中化學需氧量（COD）排放量、一般工業固體廢物綜合利用量、一般工業固體廢物產生量、工業生產用水量均來源于《中國環境統計年鑒》；五是各省能源消費量來源于《中國能源統計年鑒》；六是各省銀行業金融機構各項貸款（余額）來源于《中國金融年鑒》；七是各省工業CO2排放量來源于《中國碳核算數據庫（CEADs）》；八是PM2.5濃度來自于大氣成分分析組（Atmospheric Composition Analysis Group）。

（二）變量選取與說明

1.被解釋變量

工業綠色轉型（Industrial Green Transformation）的指標體系構建采用工信部《工業綠色發展規劃（2016—2020 年）》中工業綠色發展指標中列出的9個指導性指標，主要參考毛彥軍和徐文成（2021）[43]的研究，同時考慮本選題數據可得性問題，構建包括質量規模、生產減排、可持續發展3個維度的指標體系（具體指標見表1），采用熵權TOPSIS 法對各省歷年工業綠色轉型水平進行測度。其主要計算步驟如下。

表1 工業綠色轉型指標體系

其次，采用熵權法確定權重：（1）為了消除量綱影響，對判斷矩陣采用極差標準化處理，標準化后會生成0數據，需對此數據做平移；（2）計算i 省份的第j 個指標值在該指標下的占比，（3） 計算第j 個指標的信息熵，（4）計算第j個指標的權重，

最后，結合加權TOPSIS 法對工業綠色轉型進行綜合評價：（1） 計算加權矩陣，其中zij=Wj×X'ij；（2）確定最優、最劣值，（3）計算省份 i 與 最 優 、 最 劣 值 的 距 離 ，（4）計算省份i與最優值之間的相對接近度，其中Ci越大表明i 省份的綜合指數越高，即工業綠色轉型水平越優。

2.解釋變量

交通基礎設施，參考謝呈陽等（2020）[44]的研究用各省份鐵路里程以及公路里程之和除以各省總面積所得值進行測度。

3.中介變量

工業規?；捎靡幠；笖礶-r來衡量工業規?；?，r為規模以上工業企業數量與工業主營業務收入的比值，r 越小，工業規?；笖抵礶-r越高；人才集聚采用規模以上工業企業R&D 人員全時當量與工業就業人數的比值來衡量人才集聚程度；技術集聚采用規模以上工業企業有效發明專利數與工業主營業務收入的比值來衡量技術集聚水平。

4.調節中介變量

在交通基礎設施—技術集聚—工業綠色轉型的路徑檢驗中，引入環境規制作為調節中介變量，采用PM2.5 濃度值來衡量環境規制強度，PM2.5濃度值越小，代表環境規制強度強，反之環境規制強度弱。

5.控制變量

為了盡可能緩解遺漏變量帶來的偏誤，在模型中加入可能影響工業綠色轉型的省際變量：城鎮化水平、市場化程度、金融發展水平、第一產業占比和第三產業占比。

各研究變量的具體說明如表2所示。

表2 研究變量具體說明

（三）基準回歸模型設計

為了檢驗交通基礎設施對工業綠色轉型的影響，根據研究假設，設置基準回歸模型如下，對假設1進行驗證：

其中，下標i 和t 分別表示省份和年份；IGTi,t代表省際工業綠色轉型綜合指數；α0為常數項；系數α1度量了交通基礎設施對工業綠色轉型的影響，是本文關注的核心參數；transi,t表示交通基礎設施水平；Ci,t表示控制變量向量組，具體包括以下影響工業綠色轉型效果的變量：城鎮化水平、市場化程度、金融發展水平、第一產業增加值占比、第三產業增加值占比；δi表示省份固定效應；φt表示年份固定效應；εi,t為隨機誤差項。

（四）中介機制及調節中介機制的模型設計

為了檢驗交通基礎設施對工業綠色轉型的影響機制，結合研究假設部分關于交通基礎設施對工業綠色轉型的影響機制分析，在式（1）的基礎上，設置中介效應模型以及調節中介效應模型：

式中，Mi,t表示中介變量，具體包括工業規?；╯cale）、人才集聚（talent） 和技術集聚（tech），transi,t×ERi,t為交通基礎設施與環境規制的交乘項。式（2）與式（3）用于檢驗中介效應。式（4）用于檢驗在交通基礎設施—技術集聚—工業綠色轉型的路徑中，環境規制是否調節交通基礎設施與技術集聚之間的關系。

四、實證分析與檢驗

（一）描述性統計分析

表3所示為各變量間的皮爾遜相關系數矩陣以及變量的描述性統計，包括均值、標準差、最小值和最大值。其中相關性檢驗結果顯示，變量間的相關性絕大部分在1%的置信水平下顯著，且相關系數基本位于-0.5～0.5之間。由表4可知，方差膨脹因子VIF 值不超過5，表明變量之間也不存在多重共線性問題。

表3 相關性系數與描述性統計

表4 變量VIF檢驗

（二）基準模型回歸分析

基準模型回歸的估計結果如表5 所示。列（1）僅包括解釋變量，從列（2）至列（4）逐步加入控制變量、省份效應和年份效應，模型的解釋能力逐漸增加。在所有的回歸結果中，解釋變量均為正向顯著，說明在控制了各類效應的基礎上，交通基礎設施建設顯著促進工業綠色轉型的結論依然成立。具體來看，在列（4）中，交通基礎設施的系數為0.0019，且通過了10%的顯著性水平檢驗。假設1通過驗證。

表5 交通基礎設施對工業綠色轉型影響的基準回歸

（三）中介模型及調節中介模型回歸分析

中介效應的檢驗參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[45]提出的檢驗流程，分別檢驗各個方程主變量的回歸系數。當系數α1、系數β1與系數μ2均顯著，則表明具有間接效應。進一步，當系數μ1不顯著時，則具有完全中介效應；當系數μ1顯著，且β1μ2與μ1同號時，則具有存在部分中介效應。

表6的列（1）至列（3）報告了工業規?；薪樾哪Ｐ凸烙嫿Y果?？梢钥闯?，列（2）列中的解釋變量對中介變量的系數β1為0.0009 且顯著，說明交通基礎設施的改善，有助于工業規?；?。列（3）中的解釋變量與中介變量對被解釋變量的系數μ1和μ2分別為0.0017 和0.6479，且均在1%的置信水平下正顯著，表明中介效應存在。進一步，β1μ2與μ1同號，說明工業規?；诮煌ɑA設施與工業綠色轉型之間存在部分中介效應，假設H2通過驗證。

表6 工業規?；薪樾Ｐ凸烙嫿Y果

表7的列（1）至列（3）報告了人才集聚中介效應的模型估計結果?？梢钥闯?，列（2）中的解釋變量對中介變量的系數β1為0.0003 且顯著，說明交通基礎設施提升了人才集聚。列（3）中的解釋變量與中介變量對被解釋變量的系數μ1和μ2分別為0.0018 和1.8314，且均在1%的置信水平下正顯著，表明中介效應存在。進一步，β1μ2與μ1同號，說明人才集聚在交通基礎設施與工業綠色轉型之間存在部分中介效應，假設H3通過驗證。

表7 人才集聚中介效應模型估計結果

表8的列（1）至列（3）報告了技術集聚中介效應的模型估計結果?？梢钥闯?，列（2）中的解釋變量對中介變量的系數β1為0.0054 且顯著，說明交通基礎設施提升了技術集聚。列（3）中的解釋變量與中介變量對被解釋變量的系數μ1為0.0021，且在1%的置信水平下顯著，系數μ2為0.0330，在10%的置信水平下顯著，表明中介效應存在。進一步，β1μ2與μ1同號，說明技術集聚在交通基礎設施與工業綠色轉型之間存在部分中介效應，假設H4通過驗證。

表8 技術集聚中介效應及環境規制中介調節效應估計結果

表8 的列（4）報告了環境規制調節中介效應的模型估計結果?？梢钥闯?，交通基礎設施的系數γ1為0.0072，在5%的置信水平下顯著為正，交通基礎設施與環境規制的交乘項的系數γ2為-0.0001，在1%的置信水平下顯著為負，說明環境規制能夠調節交通基礎設施對技術集聚的邊際效應。此時，γ1與γ2異號，表明PM2.5濃度值越高會削弱交通基礎設施對技術集聚的影響，即環境規制強度越大，交通基礎設施對技術集聚的促進作用越強，環境規制對技術集聚的傳導機制具有正向調節效應，假設H5通過驗證。

（四）穩健性檢驗

1.樣本子區間模型估計。2015 年在黨的十八屆五中全會上首次提出綠色發展理念，并將它作為指導未來我國經濟與社會發展的五大理念之一。綠色發展理念的政策指引效應，可能會疊加交通基礎設施的促進效應，對工業綠色轉型的研究結果產生影響。為此剔除該理念提出之后2016—2019年4年的數據，考察樣本子區間的模型回歸結果，表9 中的列（1）結果顯示，剔除四年數據樣本后，交通基礎設施的系數為0.0050，在1%水平上顯著，模型估計結果驗證了原結論的穩健性。

表9 交通基礎設施對工業綠色轉型影響的穩健性檢驗

2. 細分解釋變量模型估計?？紤]到不同交通設施對工業綠色轉型的影響可能會有所差異，將基準回歸中的交通基礎設施細分為鐵路里程密度（railway）和公路里程密度（highway），分別再次對模型進行回歸，估計結果報告在表9 中的列（2）與列（3）。結果顯示鐵路與公路對工業綠色轉型的影響均為正向顯著，系數分別為0.0523 和0.0019，說明與公路設施相比，鐵路設施對工業綠色轉型的促進作用更強。模型估計結果驗證了原結論的穩健性。

3. 替換解釋變量模型估計。在基準回歸中，本文采用各省份鐵路里程以及公路里程之和與各省總面積的比值來衡量交通基礎設施水平。為檢驗模型的穩健性，將交通運輸從業人員數的自然對數（Lnstaffs）作為交通基礎設施的替換測量指標，模型回歸結果如表9 中的列（4）所示，交通基礎設施的系數為0.0551，在10%水平上顯著，模型估計結果驗證了原結論的穩健性。

4.內生性問題討論

在交通基礎設施對工業綠色轉型的影響研究中，首先可能出現邏輯上的雙向因果關系問題，即交通基礎設施相對發達的區域，工業綠色轉型更為成功，但是工業綠色轉型的成效也會反過來影響交通基礎設施的建設，出現工業綠色轉型更為成功的區域在交通基礎設施方面也投入更多，從而也更發達的情況。其次是遺漏變量問題，本文采用雙固定效應模型，控制了不可觀測不隨時間變化的個體差異，以及不可觀測不隨個體變化的時間事件因素，但還是有可能出現除此之外的遺漏變量問題。為了解決以上內生性問題，以下采用兩類估計方法分別進行穩健性檢驗。

（1）工具變量2SLS 估計。本文采用區域海拔高度與年度虛擬變量的交乘項作為交通基礎設施的工具變量。參考謝呈陽（2020）[44]的研究，工具變量選取基于以下考慮：第一，海拔高度會影響交通基礎設施的建設難度和投資成本，滿足工具變量相關性的要求；第二，海拔高度是區域固有的地理性質，具有嚴格外生性特征，滿足工具變量外生性的要求；第三，海拔高度對交通基礎設施的影響也可能與年份相關，交乘項可以捕捉這一影響。工具變量兩階段最小二乘法估計的回歸結果如表10 所示。從第一階段回歸結果看，工具變量與交通基礎設施之間存在顯著的正相關關系，F 統計量為69.93，顯著大于10，說明不存在識別不足和弱工具變量問題。從第二階段的回歸結果看，交通基礎設施系數為0.0062，并在5%的置信水平下顯著。這一結果與前文實證結果一致，再次驗證了交通基礎設施促進了工業綠色轉型。

表10 工具變量2SLS估計結果

（2）動態面板system GMM 估計。工業綠色轉型是一個持續的過程，一個區域當期的工業綠色轉型可能會受到過去工業綠色轉型績效的影響。本文考慮這一動態影響路徑，納入被解釋變量的滯后項，構建動態面板模型。差分GMM 估計量由于弱工具變量問題存在偏差，Blundell 和Bond（1998） 提出了系統廣義矩估計方法（system GMM）解決這一問題[46]。動態面板system GMM 放松了模型假設，使用被解釋變量和內生變量的滯后項作為工具變量來解決內生性問題。system GMM 估計的回歸結果如表11 所示。AR（1）檢驗統計量的伴隨概率為0.002 小于顯著性水平0.1，AR（2）檢驗統計量的伴隨概率0.517大于0.1，即誤差項的一階差分存在一階自相關而不存在二階自相關，通過誤差項的自相關檢驗。Hansen 過度識別檢驗結果伴隨概率大于0.1，通過工具變量的有效性檢驗。工業綠色轉型的滯后一期項（IGT_lagged）系數為0.5082，在1%的水平下正顯著，說明工業綠色轉型是一個持續推進的過程，上一年績效推進了當年工業綠色轉型。交通基礎設施在10%的水平下正顯著，表明在考慮了工業綠色轉型持續性發展的前提下，交通基礎設施會促進工業綠色轉型的結論仍然成立。

表11 動態面板system GMM估計結果

（五）區域異質性分析

我國各區域經濟水平存在較大差異，根據環境庫茲涅茨曲線，經濟水平會影響到區域環境質量。為了探索交通基礎設施與工業綠色轉型的關系是否受到區域經濟發展水平的影響。本文采用各省份人均GDP 衡量該區域經濟水平，首先用交通基礎設施與區域經濟水平（gdpp）的交乘項檢驗異質性的存在。從表12的列（1）可以看到，交乘項的系數顯著為正，表明區域經濟水平能夠提升交通基礎設施對工業綠色轉型的正效應。為了進一步檢驗異質性的來源，再將經濟水平位于全國后1/3、中間1/3 和前1/3 的樣本劃為3 個分組，分別記為低、中和高，進行分組回歸，結果如表12中的列（2）至列（4）所示。低經濟水平組交通基礎設施對工業綠色轉型無顯著影響。中經濟水平組和高經濟水平組，交通基礎設施對工業綠色轉型的影響均為正顯著。

五、研究結論與啟示

隨著我國交通運輸體系持續完善，鐵路和公路基礎設施建設不斷取得突破，截至2021 年底，全國鐵路營業總里程達15 萬公里，公路總里程約528 萬公里。作為連結和貫通各區域的物理媒介，交通基礎設施對于中國經濟的高速發展起到了關鍵性作用，但是傳統工業經濟的發展往往以犧牲環境為代價。本文進一步聚焦的問題是：交通基礎設施是否有助于工業經濟發展績效和環境績效的雙贏，實現工業綠色轉型。在現有理論與實證研究成果的基礎上，本文提出了交通基礎設施影響工業綠色轉型的理論框架，然后利用2008—2019 年間我國30 個省際的面板數據，實證分析了交通基礎設施對工業綠色轉型的影響效果以及影響機制，得出以下結論。

首先，交通基礎設施對工業綠色轉型具有顯著的提升作用，這一結論在控制了其他影響因素、省份固定效應和年份固定效應，并考慮內生性問題后依然成立。結論說明以鐵路和公路為主體的交通基礎設施促進了工業活動的利潤累積，我國已經越過環境庫茲涅茨曲線的拐點，工業經濟不再過度依賴要素投入，并逐漸重視環境效益。其次，工業規?；?、人才集聚與技術集聚在交通基礎設施與工業綠色轉型之間均存在部分中介效應。交通基礎設施在直接促進工業綠色轉型的同時，還推動了工業規?；?、人才集聚和技術集聚，從而間接地促進了工業綠色轉型，而且環境規制越嚴格，交通基礎設施通過技術集聚中介路徑對工業綠色轉型的提升機制越高效。最后，交通基礎設施對工業綠色轉型的影響存在區域異質性，經濟發達區域，交通基礎設施能夠顯著促進工業綠色轉型，而在經濟不發達區域，這一結論并不顯著。其原因在于：交通基礎設施提升了要素流動，發達區域對污染型產業的接納意愿更低，環境規制也更嚴格，不發達區域出于引資困難和發展經濟的考慮，傾向于承接發達區域轉移出的污染型產業。

基于上述研究發現，本文得出如下幾點政策啟示。第一，交通基礎設施能夠推動工業經濟擺脫粗放型增長模式，走向綠色轉型的新工業化道路。工業經濟是國民經濟穩增長的壓艙石，政府需要適度超前進行交通基礎設施建設，并加快形成交通基礎設施網與數字信息網、新型能源網融合發展新格局，滿足工業經濟綠色轉型的持續需求。第二，工業綠色轉型除了依靠交通基礎設施直接驅動，還要善于利用工業規?；?、人才集聚和技術集聚對工業綠色轉型的正向作用，以及環境規制的正向調節作用。為了有效提升工業綠色轉型，政府需要重視以下政策的供給和落實力度：支持企業兼并重組，提升行業集中度，推進工業規?；?；打造綠色宜居環境和綠色產業集群吸引人才安居樂業；提供綠色技術研發的資金支持，建立健全的環境法律法規和監管體系，并在環境規制的引導下積極推進下一代綠色產品及綠色工藝的顛覆性創新。第三，交通基礎設施在一定程度上為不發達地區承接從發達地區流出的污染產業提供了便利，帶來工業綠色轉型不平衡問題。政府需要統一規劃生態紅線，全國一體遵行生態紅線，對違規高污染產業和落后產能就地淘汰，并為產業承接地發展優勢特色產業提供完善交通基礎設施支持。