新常態下自主創新能力對低碳經濟貢獻度研究

戴美真

（青島理工大學，山東 青島 266520）

新常態下自主創新能力對低碳經濟貢獻度研究

戴美真

（青島理工大學，山東 青島 266520）

降低碳排放強度的關鍵因素是自主創新能力。本文為研究自主創新能力對低碳經濟的貢獻度，以1995-2012年相關數據，在STIRPAT模型的基礎上，選出更加具有代表自主創新能力的專利產出指標作為核心解釋變量，城鎮化水平、人均GDP等為控制變量，建立誤差修正模型以探究不同層次專利對碳排放強度的彈性大小。研究結果表明：在其他變量不變的情況下，其他專利每增長1%，平均來說碳排放強度會降低0.208%，而發明專利每增長1%，平均來說碳排放強度會提高0.222%。

新常態；自主創新能力；低碳經濟；貢獻度

一、引言

“低碳經濟”在2003年的英國能源白皮書《我們能源的未來：創建低碳經濟》中第一次出現，指的是降低單位國內生產總值消耗的二氧化碳量，即降低碳排放強度。降低碳排放強度主要通過兩個途徑來實現，即技術進步和優化產業結構。產業結構優化的根本動力也來源于技術進步，而技術進步按照實現路徑來看又分為技術引進與自主創新，技術引進屬于后發優勢，自主創新屬于先發優勢，低碳經濟需要先發優勢驅動型發展模式支持。2013年以來“霧霾”一詞成為人們日常生活中的常態，在中國經濟進入低速換擋的“新常態”時期，如何推動建立綠色低碳循環經濟，實現經濟健康穩健轉型成為政府急需解決的問題。

二、文獻綜述

國外現有研究關于技術進步對低碳經濟的影響主要有如下幾種觀點。Jaffe等（2002）在研究技術進步與環境之間的關系時，發現技術進步對碳排放會產生兩種不同的效應，一種是規模效應，會增加碳排放；一種是技術效應，會減少碳排放。Gerlagh（2007）認為技術進步一方面可通過價格機制減少強制減排的負擔，另一方面可通過技術創新帶來的學習收益降低減排的成本。而Ang（2009）則認為技術創新對減少碳排放具有顯著積極作用。

國內學者研究方面，劉建翠（2013）在探究產業結構、技術進步與碳排放關系時，以1996-2011年相關數據，運用指數分解方法分析得出技術進步是減少碳排放總量和降低碳排放強度的主要因素。韓堅等（2014）運用回歸分析方法對我國東部地區15個省市2000-2010年的面板數據進行了實證研究，在引入控制變量的基礎上，分析了碳排放總量及強度與產業結構、技術創新之間的關系，研究發現技術創新無論是在減少碳排放總量還是降低碳排放強度方面都有積極的作用。仲偉周等（2014）在分析我國碳排放強度的驅動因素、區域差異變化時，基于我國1997—2011年30個省市自治區相關數據建立了雙固定效應模型，研究表明經濟發展水平越高、產業結構越合理、技術創新能力越強的地區，碳排放強度越低，反之則亦然。

根據中國正處于經濟轉型的關鍵時期，自主創新的能力是實現低碳經濟的根本途徑，以往文獻選取R&D經費支出作為我國自主創新能力或技術進步指標，但由于R&D經費支出只是對自主創新的投入，并不能準確反映自主創新能力水平，所以選取了更具代表自主創新能力的指標專利申請授權數，而專利又包括發明、實用新型和外觀設計三種類型，本文將探究不同層次專利對碳排放強度的彈性大小。

三、理論模型

碳排放強度指的是單位國內生產總值的二氧化碳排放量。根據碳排放強度的定義，可得到碳排放強度公式：

其中，CE是碳排放強度，cei為第i產業碳排放強度，表示第i產業產值占國內生產總值的比重。從式（1）可以看出碳排放強度取決于兩個因素：一個是各個產業的二氧化碳排放強度，這主要取決于該產業的技術水平；另一個是各個產業在國內生產總值中占的比重，即產業結構。產業結構的調整離不開技術進步的支持，技術進步主要通過以下幾個方面來調整產業結構：一是技術進步可以提高社會勞動生產率，解放出更多的勞動力投入到新興產業或是第三產業，從而調整產業結構。二是技術進步可以降低產品成本，刺激需求結構，擴大市場需求，而需求結構的改變是產業結構改變的主要原因，從而起到調節產業結構的作用。三是技術進步可以促成新興產業的出現，加快產業結構的優化轉型等等。總而言之，影響碳排放強度的主要因素是技術水平。因此，本文將研究自出創新能力對碳排放強度的貢獻度。

Ehrlich與Holdren于20世紀70年代提出了IPAT模型，具體形式為：I=P*A*T。其中，I表示環境影響，P代表人口的規模，A表示財富水平或是人均收入水平，T代表技術水平，該模型是用來分析各因素對環境的影響情況。由于該模型假定這三個因素對環境影響的彈性都是單位彈性，即彈性均為1，故不符合各個因素對環境的實際影響大小，為克服此缺陷，Dietz等1997年在IPAT模型的基礎上構建了更加合理的STIRPAT模型，具體表示形式為：I=β0×Pβ1×Aβ2×Tβ3×e。無論是IPAT，還是改進的STIRPAT模型都是非線性模型，為了模型估計的簡便性，本文對STIRPAT模型兩邊取對數得到如下線性形式：

四、實證分析

1、數據來源

本文所選取的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《2006年IPCC國家溫室氣體排放清單指南》，為消除價格因素的影響，GDP和人均GDP均折算成以1995年為基期的可比量。

2、統計描述

（1）碳排放強度的計算公式為：

其中，CE表示碳排放強度，SCC表示碳折標系數，CEF表示碳排放系數。

（2）自主創新的創造產出主要指的是專利，而專利包括發明專利、實用新型專利和外觀設計專利。發明專利是國際上通用的反映自主知識產權的核心指標，與其他兩種專利相比，技術含量最高。為探究不同專利層次對碳排放強度的彈性大小，本文將分別研究不同層次的專利對碳排放強度的貢獻度大小。

3、實證檢驗

（1）單位根檢驗。本文采用最常見的ADF檢驗方法對碳排放強度等變量的對數形式進行檢驗。通過檢驗，可以看出各個原始變量的對數形式均為不能拒接原假設，即為非平穩序列，它們的一階差分為非平穩序列，而二階差分拒絕原假設，即為平穩序列，可表示為I（2）。

（2）協整檢驗。本文將采用Engle和Granger1987年提出的協整檢驗方法（AEG），即對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。

lnCE=-11.750-0.208lnQT+0.222lnZL-0.889lnURB+ 1.357lnSR

T=-3.955976-2.2357752.646438-1.164324 4.120096

F=43.74288DW=1.465038R2=0.930841

從各個統計量來看，協整回歸方程是顯著的。從可決系數R2=0.930841來看，模型對樣本的擬合優度很好；從F統計量來看，方程整體很顯著；從T統計量來看，各個解釋變量的系數顯著不為零，即拒絕原假設。在5%的顯著性水平下，殘差序列的ADF值為-3.104575，小于臨界值，表明殘差序列不存在單位根，是平穩的，這表明變量之間存在協整關系。

表1　　折標系數與碳排放系數

（3）誤差修正模型。

DlnCE=4.479-0.021DlnQT-0.029DlnZL-0.198et-1+ 0.540lnUTB-0.452lnSRS

T=3.012589-0.306553-0.495667-1.167500 3.378128-2.938781

F=3.504962DW=1.411814R2=0.614371

上述估計結果表明，碳排放強度的變化不僅取決于自主創新水平的變化，而且還取決于上一期碳排放強度對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數-0.198體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統存在誤差修正機制。

五、政策建議

1、發展低碳技術，推進低碳技術的應用

驅動自主創新的因素主要包括資金和人力資本的投入，而資金的來源主要依靠政府、企業。一方面，政府可通過增加財政對科技的投入、減免稅收、創造孵化基地等途徑為企業等部門的自主創新提供支持，要不斷增加對教育的投資；另一方面，政府可通過積極的政策（如建立激勵提高發明專利質量的考核機制）引導企業、公眾加大對自主創新的投資力度，把更多的物質、人力資源投入到自主創新體系中。

2、優化產業結構，推動產業低碳化發展

高能耗、高污染產業主要集中于第二產業，今后需逐步淘汰落后產業與技術，不斷降低工業的比重，大力推進第三產業和高新技術產業的發展。不再以國內生產總值作為政府績效考核的準則，而是將核能、風能、太陽能等新能源的利用比重作為考核地方政府績效的重要依據。

3、提高居民節能減排意識，提倡低碳化生活方式

“低碳經濟”不僅意味著要加快淘汰高能耗、高污染的落后產業，推進節能減排的技術創新，還意味著消費模式和生活方式的改變，以充分發掘服務業和消費生活領域的巨大潛力。政府要向居民普及低碳、環保節能、減排相關知識，鼓勵消費者選擇資源節約型產品、提倡社會循環式消費，引導居民消費習慣的轉變。

[1]Jaffe A B，Newell R G，Stavins R N.Environmental Policy and Technological Change[J].Environmental and Resource Economics，2002，22（2）.

[2]劉建翠：產業結構變動、技術進步與碳排放[J].首都經濟貿易大學學報，2013（5）.

[3]韓堅、盛培宏：產業結構、技術創新與碳排放實證研究——基于我國東部15個省（市）面板數據[J].上海經濟研究，2014（8）.

[4]仲偉周、張金燦、南士敬：中國碳排放強度的驅動因素、區域差異及變化趨勢分析[J].科技進步與對策，2014，31（21）.

（責任編輯：郭亞娟）