區(qū)域低碳經(jīng)濟(jì)差異性研究

李 偉

0 引言

低碳經(jīng)濟(jì)通常是指在以可持續(xù)發(fā)展為理論指導(dǎo)，主要是通過(guò)清潔能源開發(fā)、技術(shù)改進(jìn)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、制度層面的創(chuàng)新等多種渠道，盡可能地降低化石燃料的消耗，從而減少溫室氣體排放，使得社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和自然生態(tài)環(huán)境達(dá)到一種雙贏的狀態(tài)。近年來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，溫室氣體的排放量不斷增加，對(duì)人類可生存的環(huán)境造成巨大的威脅。人類社會(huì)意識(shí)到現(xiàn)行能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的弊端，開始開發(fā)新的清潔能源試圖取代化石燃料，例如，生物智能、風(fēng)能、太陽(yáng)能、水能、太陽(yáng)能、核能等。我國(guó)目前處于城市化和工業(yè)化階段，對(duì)能源的需求逐年增加，我國(guó)勢(shì)必要進(jìn)行低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，也就是開發(fā)清潔能源，提高能源的利用效率和改變現(xiàn)有的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。開發(fā)新能源勢(shì)必會(huì)造成我國(guó)能源成本的上升，從而經(jīng)濟(jì)發(fā)展成本上升，阻礙我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)是長(zhǎng)期由于自身資源稟賦、地理位置和周圍經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定，在短時(shí)期內(nèi)很難改變，因此，節(jié)能是比較可行的方法。由于各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)的先進(jìn)水平、資源稟賦和地理位置的差異導(dǎo)致區(qū)域低碳經(jīng)濟(jì)的差異性。本文借鑒前人研究，采用既包括截面數(shù)據(jù)又包括時(shí)間維度的面板數(shù)據(jù)來(lái)研究，來(lái)研究低碳經(jīng)濟(jì)區(qū)域之間的差異。

1 模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 模型構(gòu)建

在針對(duì)碳排放量的實(shí)證研究中，碳排放量直接受到各種化石能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，我們采用與碳排放量密切相關(guān)密切相關(guān)的4個(gè)解釋變量，借鑒C-D函數(shù)雙對(duì)數(shù)經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｊ剑㈧o態(tài)面板

其中i代表除西藏和港澳臺(tái)外的中國(guó)的30個(gè)省市區(qū)，t代表不同的年份，t0=1995。

靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型可以描述了省域碳排放量與其影響因素間當(dāng)期的對(duì)應(yīng)關(guān)系，β是各個(gè)影響因素的參數(shù)估計(jì)值，其中，β1-5衡量了影響因素的當(dāng)期影響度，β6-7衡量了影響因素的跨期影響度。LNTPit表示i地區(qū)t年碳排放量，LNGDPit表示i地區(qū)t年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，LNSTRUit表示i地區(qū)t年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況，LNEXit表示i地區(qū)t年出口總值，LNFDIit表示i地區(qū)t年創(chuàng)新投入，μit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

對(duì)于被解釋變量碳排放量(TP)，目前我國(guó)還沒(méi)有檢測(cè)碳排放的具體部門，因此我們采用國(guó)家公布單位能源消耗的碳排放系數(shù)乘以各省歷年能源消費(fèi)總量的對(duì)數(shù)值來(lái)表示各省市區(qū)的碳消耗量。對(duì)于解釋變量，省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r(LNGDP)：各省歷年地區(qū)生產(chǎn)總值，取對(duì)數(shù)來(lái)表示，并先轉(zhuǎn)化成以1995為基期的時(shí)間序列；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(LNSTRU)：以各省“第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比”的對(duì)數(shù)值，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)也轉(zhuǎn)化為1995為基期的時(shí)間序列；人口發(fā)展?fàn)顩r(LNPEO)：采用各省歷年來(lái)的“人口總量”的對(duì)數(shù)值；能源價(jià)格(LNPRICE)：采用各省歷年“工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)”的對(duì)數(shù)值，其中，海南2002年以前與青海1995～1996年間數(shù)據(jù)缺失，采用對(duì)應(yīng)年份居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替，并均轉(zhuǎn)化成以1995為基期的價(jià)格指數(shù)序列；人均收入水平(LNPY)：采用各省“城鎮(zhèn)居民平均每人全年家庭收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入”之和，取對(duì)數(shù)值來(lái)表示。

模型回歸必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這樣回歸結(jié)果才具有準(zhǔn)性。

⑴在進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，時(shí)間序列可能是由比較高階的自回歸過(guò)程生成的，或者隨機(jī)干擾項(xiàng)并不是白噪聲。這時(shí)如果使用OLS法進(jìn)行估計(jì)就會(huì)表現(xiàn)出隨機(jī)干擾項(xiàng)出現(xiàn)自回歸的現(xiàn)象，導(dǎo)致DF檢驗(yàn)產(chǎn)生偏差。還有就是，時(shí)間序列中包含趨勢(shì)項(xiàng)，即隨著時(shí)間推移出現(xiàn)一種趨勢(shì)這也使得檢驗(yàn)中出現(xiàn)子先關(guān)隨機(jī)干擾項(xiàng)問(wèn)題。為了解決DF檢驗(yàn)中出現(xiàn)隨機(jī)干擾項(xiàng)的自相關(guān)問(wèn)題，Dicky和Fuller對(duì)DF檢驗(yàn)中不足的地方進(jìn)行了擴(kuò)展，從而形成了ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)是通過(guò)下面三個(gè)模型來(lái)實(shí)現(xiàn)的：

（4）式既有截距項(xiàng)又有趨勢(shì)項(xiàng)，（3）式只有截距項(xiàng)，（2）式既無(wú)截距項(xiàng)又無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)。（4）式中t是表示時(shí)間的趨勢(shì)項(xiàng)。三個(gè)模型的虛擬假設(shè)都是H0:δ=0,即存在單位根。具體檢驗(yàn)的過(guò)程中，先從模型（4）開始，之后模型（3），模型（2）。直到檢驗(yàn)結(jié)果拒絕零假設(shè)，也就是原序列不存在單位根，序列為平穩(wěn)序列為止。只要不平穩(wěn)，就要一直檢驗(yàn)下去。原理同ADF檢驗(yàn)，模型（2）,（3）,（4）的檢驗(yàn)結(jié)果分別對(duì)應(yīng)不同的臨界值表。

⑵協(xié)整檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)變量之間不存在破壞均衡的內(nèi)部機(jī)制。變量在某一時(shí)期受到干擾偏離其均衡狀態(tài)時(shí)，在外來(lái)某個(gè)時(shí)期會(huì)自動(dòng)回到其均衡狀態(tài)。假設(shè)Y與X間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系為公式(5)所描述：

式中μt是隨機(jī)干擾項(xiàng)。該公式的均衡關(guān)系表明，對(duì)于一個(gè)給定X值，Y的均衡值相應(yīng)地也隨之確定為α0+α1X 。在t-1期末，存在如下情形之一：

在時(shí)期t，假設(shè)X的變化量為ΔXt，如果變量X與Y在時(shí)期t和t-1末期仍滿足它們間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則Y的相應(yīng)變化量ΔYt的表達(dá)式為公式(7):

其中，vt=μt-μt-1。然而情況并沒(méi)有這么簡(jiǎn)單。假如在t-1期末，發(fā)生了上述大于或小于情況，即Y大于或小于其均衡值，則Y的變化往往會(huì)比第一種情形下Y的變化ΔYt大一些或小一些。

公式(7)指出了Y與X之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，則意味著Y對(duì)其均衡點(diǎn)的偏離從實(shí)質(zhì)上說(shuō)是臨時(shí)的。因此，一個(gè)重要的假設(shè)是隨機(jī)干擾項(xiàng)μt必須是平穩(wěn)序列。因?yàn)椋绻蘴是有隨機(jī)性趨勢(shì)的，則會(huì)導(dǎo)致Y相對(duì)其均衡點(diǎn)來(lái)說(shuō)的任何偏離都會(huì)長(zhǎng)期累積下來(lái)，且不能被消除。

一般情況下，如果n個(gè)序列都是d階單證的，存在向量α=(α1,α2...αn) ，使 得 Zt=αX't～I(xiàn)(d-b) ，其 中 ，b＞0,Xt～(X1t,X2t,...,Xnt),則認(rèn)為序列 X1t,X2t,…,Xnt是（d,b）階協(xié)整。由此可見，如果兩個(gè)變量都是單證變量，只有他們的單整階數(shù)相同時(shí)，才可能協(xié)整。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究區(qū)域是除西藏和港澳臺(tái)外的中國(guó)的30個(gè)省市區(qū)。區(qū)域的劃分我們借鑒學(xué)術(shù)界比較普遍的分類方法，東、中、西部的劃分如下：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南等省市；西部包括內(nèi)蒙古、四川、重慶、云南、廣西、新疆，貴州、青海、寧夏、陜西等省份，剩下的為中部地區(qū)。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2006～2010)、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》(2006～2010)、各省統(tǒng)計(jì)年鑒(2006～2010)、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，所有結(jié)果均是在stata11.0里面運(yùn)行完成的。

2 碳排放量與其影響因素的實(shí)證研究

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由于面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析是建立在數(shù)據(jù)平穩(wěn)基礎(chǔ)上的，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)可能導(dǎo)致回歸結(jié)果的偏差。目前面板單位根檢驗(yàn)主要有四種，分別為L(zhǎng)LC檢驗(yàn)、Breintung檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)，其中LLC檢驗(yàn)和Breintung檢驗(yàn)適用于相同根下的檢驗(yàn)，ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)適用于不同根下的檢驗(yàn)。

表1 碳排放量和其影響因素的單位根檢驗(yàn)

根據(jù)表1，對(duì)碳排放量和各影響因素原值的對(duì)數(shù)值進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，除了LNGDP、LNEX、LNFDI在LLC檢驗(yàn)形式和LNEX在PP-Fisher檢驗(yàn)形式通過(guò)1%顯著水平檢驗(yàn)外，其他變量在四種檢驗(yàn)方法下均不顯著，也就是變量存在單位根。Pedroni認(rèn)為檢驗(yàn)結(jié)果不一致時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果應(yīng)更看重ADF-Fisher檢驗(yàn)，我們可以得出以下結(jié)論：LNTP、LNGDP、LNSTRU、LNEX、LNFDI均沒(méi)有拒絕存在單位根的原假設(shè)，即各變量的原值取對(duì)數(shù)后存在單位根現(xiàn)象，對(duì)各變量的對(duì)數(shù)值進(jìn)行一階差分單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除了△LNGDP在Breintung檢驗(yàn)形勢(shì)下沒(méi)通過(guò)10%的顯著性水平外，其他變量在四種檢驗(yàn)形式下均通過(guò)了10%顯著性水平檢驗(yàn)。綜合以上檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以得出，LNTP、LNGDP、LNSTRU、LNEX、LNFDI均存在一階單整，因變量和自變量的原指對(duì)數(shù)一階差分是平穩(wěn)的序列。

表2 碳排放量和面板協(xié)整檢驗(yàn)

如表2，我們繼續(xù)做面板協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)，組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量Panel v、Panel rho、Panel ADF在10%顯著性水平下不支持不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但是Panel PP在1%顯著性水平下接受不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)檢驗(yàn)。組間統(tǒng)計(jì)量Group rho在10%顯著性水平不支持不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。Pedroni認(rèn)為每一個(gè)統(tǒng)計(jì)量都服從標(biāo)準(zhǔn)化的正態(tài)分布，且認(rèn)為Panel ADF和Group ADF檢驗(yàn)結(jié)果更重要，檢驗(yàn)結(jié)果要以這兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果為主，Residual variance和HAC variance檢驗(yàn)結(jié)果都通過(guò)1%顯著水平下檢驗(yàn)，Panel PP-Statistic的檢驗(yàn)結(jié)果。所以Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)判斷省域碳排放量和其影響因素間存在協(xié)整關(guān)系。Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果均通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，意味著省域碳排放量和其影響因素間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)以上研究結(jié)果，省域碳排放量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、出口總值、創(chuàng)新投入存在長(zhǎng)期且穩(wěn)定的內(nèi)生關(guān)系。

2.2 區(qū)域碳排放量影響因素面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析

為了確保結(jié)果的穩(wěn)定性，文中使用混合最小二乘、個(gè)體固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。

分別對(duì)東、中、西部地區(qū)的碳排放量影響因素進(jìn)行模擬。

表3 東、中、西部地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)影響因素面板數(shù)據(jù)研究

從表3可以看出，三種方法中除了混合最小二乘估計(jì)中的常數(shù)項(xiàng)和個(gè)體固定效應(yīng)模型以及隨機(jī)效應(yīng)模型中的LNFDI的參數(shù)估計(jì)值不顯著外，其他情況均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)。此外，三個(gè)模型的R2均在0.9以上，說(shuō)明東部地區(qū)模型擬合的很好。通過(guò)hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)個(gè)體固定效應(yīng)要好于隨機(jī)效應(yīng)，因此我們主要分析個(gè)體固定效應(yīng)。固定效應(yīng)模型中，LNGDP和LNSTRU是影響東部地區(qū)碳排量的最主要的因素，影響度分別為1.482和-0.231，說(shuō)明在其他變量不變的情況下，各省域經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%，省域碳排放量將增加1.482%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)值為-0.231，說(shuō)明在其他變量不變的情況下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比值每增長(zhǎng)1%，省域碳排放量將減少0.231%；LNEX和LNFDI的參數(shù)估計(jì)值為0.140和-0.165，說(shuō)明在其他變量不變的情況下，區(qū)域出口總值和創(chuàng)新投入每增加1%，區(qū)域碳排放量將增加0.140%和-0.165%。以上實(shí)證結(jié)果表明，東部地區(qū)持續(xù)穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是碳排放量降低的主要?jiǎng)恿Α．a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放量成反比，第二、三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)的比值越大，碳排放量越小，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)對(duì)區(qū)域碳排放量的降低，有積極的促進(jìn)作用。由于我國(guó)的出口主要是制造業(yè)，有潛在的碳轉(zhuǎn)移跡象。

從表3中可以看出，中部地區(qū)實(shí)證分析中，除了混合最小二乘估計(jì)中的LNEX和隨機(jī)效應(yīng)模型中LNSTRU的參數(shù)估計(jì)值不顯著外，其他情況下變量均通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，通過(guò)hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)固定效應(yīng)好于隨機(jī)效應(yīng)，因此，我們?nèi)匀徊捎脗€(gè)體固定效應(yīng)進(jìn)行分析。與東部地區(qū)一樣，影響中部地區(qū)碳排放的兩個(gè)重要因素也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，參數(shù)估計(jì)值為0.668和-0.551，這意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每增加1%，碳排放量將增加0.668%和-0.551%。中部地區(qū)出口總值和研發(fā)投入的參數(shù)估計(jì)值為0.124和0.132，說(shuō)明二者每增加1%，省域碳排放量將增加0.124%和-0.132%，與東部地區(qū)相比研發(fā)投入對(duì)中部地區(qū)碳排放量的影響較明顯。

對(duì)西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，混合最小二乘估計(jì)中只有LNGDP和常數(shù)項(xiàng)比較顯著，其他變量均沒(méi)通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，個(gè)體固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)中的LNSTRU和LNEX均沒(méi)通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)隨機(jī)效應(yīng)好于固定效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況的參數(shù)估計(jì)值為0.586，說(shuō)明在其他影響因素不變的情況下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)每增加1%，碳排放量將增加0.586%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的參數(shù)估計(jì)值為-0.303，說(shuō)明在其他影響因素不變得情況下，第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比例增加1%，西部地區(qū)的碳排放量將降低0.303%。由于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較落后，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整將對(duì)碳排放量降低帶來(lái)明顯的效果。西部地區(qū)大多處于內(nèi)陸經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，出口產(chǎn)值較小因而對(duì)碳排量的影響微乎其微。

3 結(jié)論和政策建議

本文中用的1995～2010年的我國(guó)除西藏和港澳臺(tái)外的30個(gè)省市區(qū)的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，從我國(guó)東、中、西部來(lái)研究中國(guó)區(qū)域低碳經(jīng)濟(jì)的差異性。從實(shí)證分析得出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況是影響區(qū)域碳排放量的關(guān)鍵要素，尤其對(duì)西部的影響度更大。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)東部和中部地區(qū)的影響較大，且為負(fù)，說(shuō)明二、三產(chǎn)業(yè)的相對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)的比重越大，對(duì)東部和中部的減少碳排放量有效，對(duì)西部地區(qū)碳排放量影響不明顯。區(qū)域出口值和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一樣對(duì)東部和中部地區(qū)明顯，西部地區(qū)不明顯。研發(fā)投入對(duì)中西部地區(qū)碳排放量影響顯著，對(duì)東部地區(qū)則不明顯。基于以上實(shí)證結(jié)果，我們提出以下政策建議：

（1）促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，將強(qiáng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平對(duì)區(qū)域的碳排放量有直接的影響，要強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)的高效發(fā)展，降低單位產(chǎn)值的能源消耗。加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可以有效地降低碳排放量，從而實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)。

（2）禁止高碳排放產(chǎn)品出口。出口產(chǎn)業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展占有重要的地位，而我國(guó)的出口產(chǎn)業(yè)主要是制造業(yè)，其實(shí)是我國(guó)為進(jìn)口國(guó)承擔(dān)了碳排放職責(zé)。我國(guó)應(yīng)制定政策對(duì)一些高碳排放的產(chǎn)業(yè)禁止出口，防止西方國(guó)家的碳排放轉(zhuǎn)移到我國(guó)。

（3）加大科研投入。實(shí)證研究中，我們發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)科研投入與對(duì)地區(qū)碳排量的影響不顯著，中部和西部地區(qū)對(duì)碳排放影響比較顯著，說(shuō)明科研投入的增加在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)會(huì)增加碳排放量，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定時(shí)期，科研投入對(duì)碳排放量的影響將下降。科研投入通過(guò)改進(jìn)和創(chuàng)新為地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)新的動(dòng)力。

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