基于不同需求層次的中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)隱含碳排放時(shí)空演變機(jī)制

崔盼盼,趙 媛,張麗君,夏四友,許 昕

1 南京師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院, 南京 210023 2 南京師范大學(xué)金陵女子學(xué)院, 南京 210097 3 河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院, 開封 475004 4 江蘇省地理信息資源開發(fā)與利用協(xié)同創(chuàng)新中心, 南京 210023

碳減排是緩解全球氣候變暖的主要措施,而生活質(zhì)量的改善使居民碳排放成為新的增長點(diǎn),對體現(xiàn)生活質(zhì)量的分需求層次居民碳排放的研究不僅能反映出居民生活水平的高低,也能反映其對有限排放空間的占有程度,因此引起了學(xué)者的關(guān)注。如潘家華等[1]區(qū)分析了生存水平和體面生活水平的基本需要,對兩種基本需要進(jìn)行了量化界定,并核算了中國滿足體面生活水平需要的能源消耗和碳排放；樊杰等[2]對生存型、發(fā)展型和奢侈型消費(fèi)相應(yīng)的碳排放進(jìn)行了核算,并倡導(dǎo)進(jìn)一步對三種碳排放的閾值進(jìn)行評(píng)估；劉莉娜等[3]將居民生活碳排放分為基本碳排放和發(fā)展碳排放兩部分；王琴等[4]、劉榮霞等[5]均對生存碳排放進(jìn)行了評(píng)價(jià)。以上研究均關(guān)注到了不同需求層次碳排放及其減排責(zé)任的差異性,為碳減排提供了新思路。

隨著生產(chǎn)領(lǐng)域減排空間逐漸收窄以及人口城鎮(zhèn)化質(zhì)量水平逐步提高[6],現(xiàn)代生活方式引發(fā)的居民消費(fèi)隱含碳排放遠(yuǎn)高于直接碳排放,且呈增加趨勢,具有巨大的減排潛力[7]。居民消費(fèi)隱含碳排放的概念來源于隱含能源需求[8],指居民消費(fèi)的商品和服務(wù)在整個(gè)生命周期中產(chǎn)生的碳排放,包括生產(chǎn)、最終分解等過程中產(chǎn)生的碳排放[9]。學(xué)者從不同研究尺度、視角對居民消費(fèi)隱含碳排放形成過程與機(jī)理進(jìn)行了分析,如對日本[10]、希臘[11]、美國[12]等居民隱含碳排放的研究,對中國城鄉(xiāng)隱含碳排放[13- 14],不同區(qū)域[15- 16]、不同省份[17- 19]以及市域尺度[20- 21]隱含碳排放的研究。從研究內(nèi)容上看,主要集中在以下3點(diǎn)：①消費(fèi)品生命周期法[22- 23]、消費(fèi)者生活方式方法[24- 25]、投入產(chǎn)出方法[3,9,17,26]是隱含碳排放測算的主要方法,其中投入產(chǎn)出方法應(yīng)用更為廣泛；②在核算隱含碳排放的基礎(chǔ)上,對隱含碳排放特征進(jìn)行研究,主要包括對隱含碳排放數(shù)量、結(jié)構(gòu)及趨勢特征的研究[27- 28]、比較不同系統(tǒng)[8,29]、不同收入水平下隱含碳排放的變化[17,24,30]、探討城鎮(zhèn)化與隱含碳排放的關(guān)系等[18,31]；③運(yùn)用多元逐步回歸[10]、分位數(shù)回歸與Shapley值分解法[32]、STIRPAT模型[33]、空間面板模型[21]、指數(shù)分解[34- 36]、結(jié)構(gòu)分解方法[15,23,37]等方法研究家庭及社會(huì)屬性對隱含碳排放的影響。

以上研究為探索居民消費(fèi)隱含碳排放提供了一定的支撐,但未將隱含碳排放落實(shí)到不同消費(fèi)需求層次上。鑒于此,本文對不同需求層次人均隱含碳排放進(jìn)行界定,并對其時(shí)空演變及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制進(jìn)行分析,對滿足人的基本需要的同時(shí)實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)具有重要啟示,對深入研究居民生活方式轉(zhuǎn)變對碳排放的影響、實(shí)現(xiàn)從“弱可持續(xù)消費(fèi)”到“強(qiáng)可持續(xù)消費(fèi)”的轉(zhuǎn)變具有重要意義,從而促進(jìn)人類、自然與社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展。

1 概念、數(shù)據(jù)與方法

1.1 不同需求層次隱含碳排放概念

圖1 中國省域城鎮(zhèn)居民不同需求層次隱含碳排放清單框架 Fig.1 The indirect carbon inventory framework for different levels of demand of urban residents in China

城鎮(zhèn)居民生活方式的變化體現(xiàn)在消費(fèi)層次的變化上。恩格斯根據(jù)消費(fèi)目的差異對消費(fèi)資料的概括抓住了社會(huì)需求逐層遞升的本質(zhì),將消費(fèi)資料分為生存資料、發(fā)展資料、享受資料,因此本文將與之相對應(yīng)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)隱含碳排放劃分為三類(圖1)：

(1)生存型隱含碳排放。即為維持生存、延續(xù)生命所必須的物質(zhì)和勞務(wù)消費(fèi),是滿足較低層次需要的消費(fèi),主要包括衣食住三類,由其引發(fā)的隱含碳排放即為生存型隱含碳排放。

(2)發(fā)展型隱含碳排放。是人們?yōu)榱藢で蟾谩⒏叩陌l(fā)展而產(chǎn)生的消費(fèi)需求,主要包括文教娛樂用品及服務(wù)、交通通訊、醫(yī)療保健消費(fèi),最典型的是教育消費(fèi)和健康消費(fèi),由其引發(fā)的隱含碳排放即為發(fā)展型隱含碳排放。

(3)奢侈型隱含碳排放。即對享受資料的消費(fèi),指人們?yōu)檫M(jìn)一步豐富物質(zhì)生活和精神生活的消費(fèi),主要包括其他商品及服務(wù)、家庭設(shè)備用品及服務(wù)消費(fèi),由其引發(fā)的隱含碳排放即為奢侈型隱含碳排放。

1.2 數(shù)據(jù)來源及變量選取

本文采用包含時(shí)序和截面二維信息的面板數(shù)據(jù),范圍為2002—2012年中國30個(gè)省區(qū)(除港澳臺(tái)、西藏外)。其中,能源數(shù)據(jù)及居民人均消費(fèi)數(shù)據(jù)來自2003—2013年各省統(tǒng)計(jì)年鑒,投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自2002年、2007年、2012年《中國地區(qū)投入產(chǎn)出表》；影響因素?cái)?shù)據(jù)來自2003—2013年各省統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》及《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

為了衡量人類活動(dòng)對環(huán)境的輸入性影響或壓力,Erlich等[38]將人口、財(cái)富、技術(shù)與環(huán)境壓力納入到數(shù)學(xué)模型中,提出經(jīng)典的IPAT模型,也稱環(huán)境壓力控制模型,其公式為I=PAT,其中I為環(huán)境壓力,P為人口數(shù)量,A為富裕度,T為支持富裕水平的特定技術(shù)。為了更加全面的分析人類活動(dòng)對經(jīng)濟(jì)的影響,Dietz和Rosa等[39]將IPAT拓展為隨機(jī)模式,即STIRPAT模型,該模型可以選取不同的表征人口、經(jīng)濟(jì)、技術(shù)三方面的指標(biāo)進(jìn)行驗(yàn)證。在IPAT理論的分析框架與相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上從財(cái)富、人口、技術(shù)三個(gè)方面選取不同需求層次人均隱含碳排放的影響因素。其中,財(cái)富因素以宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和居民消費(fèi)因素即人均可支配收入(DI)、恩格爾系數(shù)(Engel)表征,人口因素以城鎮(zhèn)化率(UR)、城鎮(zhèn)人口規(guī)模(P)表征,技術(shù)因素以能源強(qiáng)度(EI)表征。具體如下：

(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)。多數(shù)學(xué)者研究表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化對居民隱含碳排放有重要的影響,通常采用第二產(chǎn)業(yè)的比重或第三產(chǎn)值的比重表示。如史琴琴等[21]采用第二產(chǎn)業(yè)的比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),并認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)是減少居民消費(fèi)隱含碳排放的重要因素；Wang等[13]發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的比值對城鎮(zhèn)居民隱含碳排放的回歸系數(shù)均為正；劉曉紅等[40]認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)比重的提高會(huì)減少隱含碳排放。由于數(shù)據(jù)的可得性,本文中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用城鎮(zhèn)單位第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的勞動(dòng)報(bào)酬占城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員總勞動(dòng)報(bào)酬的比值表示。

(2)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)：劉曉紅等[40]研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的彈性系數(shù)為負(fù)值,即我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)降低居民消費(fèi)隱含碳排放量；杜威[41]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)水平因素隨時(shí)間增長顯著上升,反映出經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展是城鎮(zhèn)居民生活隱含碳排放的主導(dǎo)因素。由于省域城鎮(zhèn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)獲取較難,參考相關(guān)文獻(xiàn)的處理方法[42],將各省第二、三產(chǎn)業(yè)增加值用地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)換算成2002年價(jià)格后相加得到的GDP代替。

(3)人均可支配收入(DI)：人均可支配收入的高低可用來度量居民日常消費(fèi)能力的強(qiáng)弱。Wang等[13]發(fā)現(xiàn)人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民隱含碳排放的影響為正但較小；史琴琴等[21]發(fā)現(xiàn)人均可支配收入的提高可以顯著地促進(jìn)城鎮(zhèn)居民隱含碳排放的增加。本文采取各省的物價(jià)指數(shù)將人均可支配收入換算為2002年的價(jià)格。

(4)恩格爾系數(shù)(Engel):恩格爾系數(shù)可用來表征居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。Wang等[13]、史琴琴等[21]均發(fā)現(xiàn)恩格爾系數(shù)的降低會(huì)引起中國城鎮(zhèn)居民隱含碳排放的增加。

(5)城鎮(zhèn)化率(UR)。城鎮(zhèn)化率可用來表征人口的城鄉(xiāng)分布結(jié)構(gòu)情況。杜威[41]發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展對城鎮(zhèn)居民生活隱含碳減排有明顯的推動(dòng)作用,而Yuan等[15]、姚亮等[37]、范玲等[43]發(fā)現(xiàn)城市化水平提高是推動(dòng)居民消費(fèi)隱含碳排放增長的主要正向力量。

(6)城鎮(zhèn)人口規(guī)模(P)：多數(shù)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)人口規(guī)模的增大會(huì)拉動(dòng)隱含碳排放的增加,但其規(guī)律存在差異。Zhu等[26]、豐霞等[35]研究發(fā)現(xiàn)人口增加對隱含碳排放的增長具有較小的拉動(dòng)作用；王會(huì)娟等[44]發(fā)現(xiàn)人口規(guī)模的正向效應(yīng)具有逐年減少的趨勢；范玲等[43]發(fā)現(xiàn)人口規(guī)模的擴(kuò)大對居民隱含碳排放的影響呈現(xiàn)先增大后減小的變化趨勢。

(7)能源強(qiáng)度(EI)：能源強(qiáng)度為能源消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)的比值,常用來表示技術(shù)的發(fā)展水平。Wang等[13]、Zhu等[26]發(fā)現(xiàn)能源強(qiáng)度的降低能夠有效降低城鎮(zhèn)居民隱含碳排放。

1.3 研究方法

1.3.1投入產(chǎn)出法

Ej=Dj×(I-Aij)-1

(1)

Ck=Ek×Fk

(2)

式中,Ej、Dj分別為投入產(chǎn)出表中j部門的隱含碳排放強(qiáng)度(t/元)和直接碳排放強(qiáng)度(t/元),(I-A)-1為列昂惕夫逆矩陣,其中Aij為直接能源消耗系數(shù)矩陣,I為與A同階的單位矩陣。式(2)中,Ck為城鎮(zhèn)居民k消費(fèi)類型人均隱含碳排放(t),k=1,2,3……8,Ek為式(1)中Ej城鎮(zhèn)居民八大消費(fèi)類型與投入產(chǎn)出表中相關(guān)產(chǎn)業(yè)部門關(guān)聯(lián)歸并得到的k消費(fèi)類型的隱含碳排放強(qiáng)度(t/元),二者的對應(yīng)關(guān)系及具體步驟參考相關(guān)文獻(xiàn)[39],Fk為城鎮(zhèn)居民人均k消費(fèi)類型的消費(fèi)金額(元)。

根據(jù)前文對需求層次概念的界定,將屬于同一需求層次消費(fèi)類型的人均隱含碳排放相加即得到該需求層次的人均隱含碳排放。由于投入產(chǎn)出表只在逢2、7年份編制,最新數(shù)據(jù)為2012年,因此本文以2002年、2007年、2012年投入產(chǎn)出表為基礎(chǔ),計(jì)算各省份城鎮(zhèn)居民消費(fèi)隱含碳排放,為了得到連續(xù)年份的各需求層次上人均隱含碳排放,假設(shè)隱含碳排放強(qiáng)度3年或幾年內(nèi)不變[31,45],根據(jù)就近原則,對其他年份各需求層次人均隱含碳排放進(jìn)行插補(bǔ)。

1.3.2空間自相關(guān)

采用全局Moran′sI對不同需求層次上的人均隱含碳排放進(jìn)行全局空間自相關(guān)性分析。

(3)

1.3.3空間面板模型

空間面板模型包括空間滯后模型(Spatial Lag Model,簡稱SLM)、空間誤差模型(Spatial Error Model,簡稱SEM)以及空間杜賓模型(Spatial Durbin Model,簡稱SDM)。SLM和SEM是SDM的特殊形式。SDM同時(shí)考慮了被解釋變量與解釋變量的空間滯后相關(guān)性,是SLM和SEM的組合擴(kuò)展形式。

(4)

式中,yit和yjt分別表示i省和j省在t年的各需求層次人均隱含碳排放；xit表示第i個(gè)省區(qū)第t年的影響因素；wij是空間權(quán)重矩陣W中的元素；δ是空間自回歸系數(shù)；β表示解釋變量的系數(shù)；γ表示空間滯后解釋變量的系數(shù)；εit為誤差項(xiàng)。

2 結(jié)果分析

2.1 不同需求層次人均隱含碳排放空間格局演變

本文采用四分位數(shù)分別將3個(gè)年份各省區(qū)不同需求層次人均隱含碳排放量劃分為四等份,為了使不同年份的數(shù)據(jù)具有可比性,選取3個(gè)年份每種類型人均隱含碳排放的四分位數(shù)作為等級(jí)劃分依據(jù)進(jìn)行時(shí)空演變分析。需要指出的是,在下文分析中東西南北地區(qū)的確定是根據(jù)秦嶺淮河一線來劃分南北、根據(jù)人口分界線(胡煥庸線)來劃分東西,碳排放水平高低的劃分主要是根據(jù)四分位數(shù)的分類,將介于各需求層次人均隱含碳排放量最低區(qū)間的省區(qū)歸為低值區(qū),將介于各需求層次人均隱含碳排放量最高區(qū)間的省區(qū)歸為高值區(qū)。文中最小的隱含碳排放區(qū)間為第四梯隊(duì),最大的碳排放區(qū)間為第一梯隊(duì),其余的依次為第二、三梯隊(duì)。

2.1.1生存型人均隱含碳排放

圖2 2002、2007、2012年中國省域城鎮(zhèn)居民生存型人均隱含碳排放空間格局Fig.2 Spatial distribution of urban residents′ survival per capita indirect carbon emissions in 2002, 2007, 2012

生存型人均隱含碳排放水平較高且呈上升趨勢,空間差異在縮小(圖2)。

①生存型人均隱含碳排放量逐漸增加。2002年、2007年、2012年生存型人均隱含碳排放平均值分別為1.51t、1.72t、1.78t,年均增長率達(dá)到1.68%。這可能是由于國民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的發(fā)展促使了生存型人均消費(fèi)水平的提高。

②生存型人均隱含碳排放空間分布不均,北高南低。2002年排放量低的省區(qū)主要集中在東部地區(qū),而北部地區(qū)的排放量較高；2007年高碳排放區(qū)呈分散特征,但仍主要分布于北部地區(qū),東部地區(qū)也有所增加；2012年排放量整體呈現(xiàn)較高水平,多數(shù)省份介于1.96t—5.69t,在空間上呈“V”字型,北高南低的空間格局更加明顯。

③多數(shù)省份排放水平呈現(xiàn)正向變化,但空間差異逐漸減小。吉林、寧夏、山西、陜西碳排放水平一直很高,遠(yuǎn)遠(yuǎn)領(lǐng)先于其他省份,這可能是因?yàn)檫@些地區(qū)的技術(shù)水平及基礎(chǔ)設(shè)施等方面的落后造成的；甘肅、云南始終穩(wěn)定在第二梯隊(duì),重慶為第三梯隊(duì)；多數(shù)省份排放量上升勢頭較強(qiáng),其中安徽、河北、江蘇、遼寧、青海、新疆由相對低的水平上升為第一梯隊(duì),北京、山東、浙江由第四梯隊(duì)上升為第二梯隊(duì),這可能是因?yàn)檫@些地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展導(dǎo)致居民生活水平顯著提高,生存型消費(fèi)內(nèi)容日趨豐富、消費(fèi)量逐漸增大,從而導(dǎo)致其顯著增加。2002年、2007年、2012年排放量的省際變異系數(shù)分別為0.60、0.59、0.42,說明空間差異逐漸縮小。

2.1.2發(fā)展型人均隱含碳排放

發(fā)展型人均隱含碳排放增長較快,高值區(qū)主要分布于北部地區(qū)(圖3)。

①發(fā)展型人均隱含碳排放水平較生存型低,但也呈增加趨勢,且增長速度較快。2002年、2007年、2012年發(fā)展型人均隱含碳排放的平均值分別為0.86t、1.03t、1.33t,年均增長率高達(dá)4.4%,遠(yuǎn)高于生存型,這可能是因?yàn)殡S著社會(huì)的發(fā)展,居民的消費(fèi)觀不再局限于滿足人的生存需要,也不盲目追求舒適、享受的奢侈型生活,而是逐漸地將增強(qiáng)自身能力、考慮人長遠(yuǎn)發(fā)展的發(fā)展型消費(fèi)擺在重要位置。

②北部地區(qū)始終是發(fā)展型人均隱含碳排放的高值區(qū),其中吉林、山西、寧夏3省作為“高值”區(qū)的穩(wěn)定度較高,始終居于第一梯隊(duì)。

③發(fā)展型人均隱含碳排放的空間差異逐漸縮小,但東西差異小于南北差異。2002年、2007年、2012年排放量的變異系數(shù)分別0.65、0.58、0.50,說明省際空間差異逐漸縮小,但東西方向上的差異小于南北方向,北高南低的空間格局未被打破。

圖3 2002、2007、2012年中國省域城鎮(zhèn)居民發(fā)展型人均隱含碳排放空間格局Fig.3 Spatial distribution of urban residents′ developmental per capita indirect carbon emissions in 2002, 2007, 2012

2.1.3奢侈型人均隱含碳排放

奢侈型人均隱含碳排放水平較低,演變特征復(fù)雜(圖4)。①奢侈型人均隱含碳排放整體水平較低,但增長速度僅次于發(fā)展型。2002年、2007年、2012年排放量平均值分別為0.24t、0.27t、0.35t,年均增長率為3.8%。這可能是因?yàn)槌擎?zhèn)居民對進(jìn)一步豐富物質(zhì)生活和精神生活的消費(fèi)需求不斷擴(kuò)大,從而引起奢侈型人均隱含碳排放快速上升。

②排放量的低值區(qū)與高值區(qū)的數(shù)量具有此消彼長的變化特征。高值區(qū)主要位于北部地區(qū),空間范圍向北部集中的趨勢逐漸增強(qiáng),省區(qū)數(shù)量由2002年的5個(gè)增加2012年的12個(gè),其中內(nèi)蒙古、寧夏、山西、貴州可能是因?yàn)槠浼夹g(shù)水平有限導(dǎo)致隱含碳強(qiáng)度較高,為高值穩(wěn)定區(qū),低值區(qū)主要分布于南部及東部地區(qū),省份數(shù)量由2002年的12個(gè)減少為2012年的2個(gè),這可能是因?yàn)槟喜康貐^(qū)技術(shù)雖較先進(jìn),但奢侈型消費(fèi)水平不僅高且增加快,導(dǎo)致其水平顯著上升。

③奢侈型人均隱含碳排放空間差異顯著但不穩(wěn)定。2002年、2007年、2012年排放量的省際的變異系數(shù)分別0.61、0.46、0.51,說明其省際空間差異呈現(xiàn)先減小后增加的“V”型變化趨勢。

圖4 2002、2007、2012年中國省域城鎮(zhèn)居民奢侈型人均隱含碳排放空間格局Fig.4 Spatial distribution of urban residents′ luxurious per capita indirect carbon emissions in 2002, 2007, 2012

綜上分析無論是何種類型的碳排放,從全國的平均水平上來看,均呈現(xiàn)上升趨勢,在空間上,高值區(qū)均趨向于在北部地區(qū)分布,南部地區(qū)相對較低。這主要是因?yàn)殡[含碳排放不同于直接碳排放,其不僅與社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、居民的消費(fèi)水平、消費(fèi)內(nèi)容相關(guān),也與產(chǎn)品與服務(wù)的生產(chǎn)與再生產(chǎn)的多個(gè)方面有直接關(guān)系,包括產(chǎn)品與服務(wù)的生產(chǎn)、運(yùn)輸、分配、消費(fèi)與處理等多個(gè)環(huán)節(jié)。隨著生活水平的提高,各需求層次人均隱含碳排放必然呈現(xiàn)增加趨勢,而北部地區(qū)由于其交通、技術(shù)等方面的劣勢,其在各個(gè)環(huán)節(jié)的效率較南方低,因此北部地區(qū)居民需付出更高的隱含碳成本,形成高值區(qū)。

2.2 不同需求層次人均隱含碳排放驅(qū)動(dòng)機(jī)制分析

2.2.1全局Moran′sI檢驗(yàn)

在現(xiàn)實(shí)中,相鄰區(qū)域由于存在地理空間效應(yīng),區(qū)域間會(huì)存在資源與信息等的流動(dòng)和交換,因此區(qū)域間隱含碳排放的空間溢出效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)會(huì)被加劇,這就意味著隱含碳排放存在空間自相關(guān)性。從上述分析可知,不同需求層次人均隱含碳排放在空間上呈現(xiàn)同類型連片分布的特征,進(jìn)一步表明相鄰省區(qū)的隱含碳排放在空間上可能存在關(guān)聯(lián)。對空間關(guān)聯(lián)的測度是空間聚類分析的核心,本文采用空間探索性分析技術(shù)全局莫蘭指數(shù)診斷不同需求層次人均隱含碳排放的空間關(guān)聯(lián)性,并采用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),從而探究城鎮(zhèn)居民不同需求層次人均隱含碳排放在空間上的互動(dòng)關(guān)聯(lián)特征。

借助Geoda軟件計(jì)算出2002—2012年不同需求層次人均隱含碳排放的全局Moran′sI。從表1可知,不同需求層次人均隱含碳排放的全局Moran′sI均為正,且多數(shù)通過顯著性檢驗(yàn),說明不同需求層次人均隱含碳排放在空間分布上并非呈隨機(jī)狀態(tài),具有正相關(guān)關(guān)系,即各需求層次人均隱含碳排放水平相似的地區(qū)在空間上呈集聚分布,具有較強(qiáng)的“馬太效應(yīng)”。可見,空間相關(guān)性因素強(qiáng)烈影響著中國30省區(qū)不同需求層次人均隱含碳排放空間格局的變遷,因此在對不同需求層次人均隱含碳排放驅(qū)動(dòng)機(jī)制的研究中不能忽視空間因素,應(yīng)在考慮空間自相關(guān)的基礎(chǔ)上運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行研究。

表1 中國省域2002—2012年城鎮(zhèn)居民不同需求層次人均隱含碳排放全局Moran′s I

表中I為全局莫蘭指數(shù),P為全局莫蘭指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)的伴隨概率

2.2.2共線性檢驗(yàn)

為避免在回歸時(shí)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,因此對所選取的變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。如表2所示,各影響因子的方差膨脹因子(VIF)最大值為6.1,均值為2.71,均小于10,說明各影響因子之間不存在嚴(yán)重共線性,可以用所選變量來闡述對不同需求層次人均隱含碳排放的影響。

表2 多重共線性檢驗(yàn)

表中VIF為方差膨脹因子

2.2.3模型判斷及分析

本文采用空間面板方法進(jìn)行模型估計(jì)(表3)。不同需求層次人均隱含碳排放估計(jì)模型的確定：從對各面板回歸最小二乘估計(jì)結(jié)果的檢驗(yàn)來看,生存層面的LMlag、LMerror通過顯著性檢驗(yàn),發(fā)展型的R-LMlag、LMerror、R-LMerror通過顯著性檢驗(yàn),奢侈型的LMlag、LMerror、R-LMerror也通過了顯著性檢驗(yàn),表明3個(gè)估計(jì)模型的殘差存在空間自相關(guān)性,SLM和SEM均優(yōu)于無空間交互效應(yīng)的傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型,但選擇采用SLM還是SEM時(shí),還需考慮SDM的結(jié)果。

3個(gè)SDM的Hausman檢驗(yàn)在1%顯著水平下拒絕原假設(shè),說明不應(yīng)將固定效應(yīng)看做隨機(jī)形式；Likelihood Ratio(LR)檢驗(yàn)顯示,3個(gè)面板模型的時(shí)間固定效應(yīng)均顯著拒絕原假設(shè),所以均應(yīng)采用時(shí)間固定效應(yīng)；Wald檢驗(yàn)顯示,3個(gè)SDM均通過了1%的顯著性水平,說明SDM不能轉(zhuǎn)化為SLM和SEM。基于以上分析,本文選擇納入時(shí)間固定效應(yīng)的SDM來闡釋不同需求層次人均隱含碳排放的驅(qū)動(dòng)機(jī)制。

不同需求層次人均隱含碳排放的空間自回歸系數(shù)均顯著為正,與全局Moran′sI的檢驗(yàn)結(jié)果一致,進(jìn)一步說明了模型選擇的科學(xué)性。由于空間杜賓模型納入了空間滯后解釋變量與被解釋變量,自變量系數(shù)的點(diǎn)估計(jì)值除了包含自變量對因變量的直接效應(yīng)外,還包含有“反饋效應(yīng)”,為了得出各自變量的直接影響及對空間交互效應(yīng)進(jìn)行深入剖析,需采用偏微分方程來計(jì)算自變量的直接效應(yīng)與間接效[46](表4)。

表3 不同需求層次人均隱含碳排放的面板回歸和SDM(點(diǎn)估計(jì))回歸結(jié)果

*、**、***分別表示P<0.1、P<0.05和P<0.01

表4 空間杜賓模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

*、**、***分別表示P<0.1、P<0.05和P<0.01

(1)技術(shù)進(jìn)步是抑制不同需求層次人均隱含碳排放增加的關(guān)鍵因素。技術(shù)進(jìn)步對不同需求層次人均隱含碳排放的直接效應(yīng)均顯著為正,對發(fā)展型人均隱含碳排放的間接效應(yīng)也顯著為正。在直接效應(yīng)中,技術(shù)進(jìn)步對奢侈型影響最大,其次為發(fā)展型和生存型,這與技術(shù)含量的需求層次分布特征相符合,由于奢侈型消費(fèi)的產(chǎn)品中多為新興產(chǎn)品,技術(shù)含量較高,技術(shù)進(jìn)步帶來的減排效益與潛力都較大,因此東部地區(qū)增加技術(shù)資金投入、大力發(fā)展低碳技術(shù)恰好滿足奢侈型消費(fèi)低碳化的需求,形成低奢侈型排放區(qū)。將直接效應(yīng)與間接效應(yīng)對比來看,生存型和奢侈型消費(fèi)需求層次的技術(shù)進(jìn)步更多是對本省碳排放下降的促進(jìn)作用,而發(fā)展型需求層次的技術(shù)進(jìn)步對鄰省促進(jìn)作用更大,這可能是由于發(fā)展型消費(fèi)的技術(shù)外溢條件要求相對較低,因此在空間上相互輸出特征更為明顯、空間外溢效應(yīng)更強(qiáng)。未來應(yīng)加大技術(shù)投資與擴(kuò)散,提高綠色科技的核心創(chuàng)造力進(jìn)而降低不同需求層次人均隱含碳排放。

(2)宏觀經(jīng)濟(jì)因素對各需求層次人均隱含碳排放的影響以間接效應(yīng)為主。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)僅對奢侈型人均隱含碳排放有顯著正向直接和間接效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為“資源配置器”、能源及污染物的“控制體”,它的轉(zhuǎn)換與升級(jí)能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效率與水平的提高。我國產(chǎn)業(yè)布局體系仍不合理,造成嚴(yán)重的資源浪費(fèi),尤其北部地區(qū)的山西、遼寧、新疆、寧夏等省區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的勞動(dòng)報(bào)酬與城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員總勞動(dòng)報(bào)酬的比值較其他省區(qū)低,說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失調(diào),導(dǎo)致奢侈型排放水平較高。在區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的大背景下,區(qū)域要素流動(dòng)與產(chǎn)業(yè)合作,使區(qū)域之間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有聯(lián)動(dòng)特征,但只在奢侈層面上顯著。經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大對鄰省各需求層次產(chǎn)生較大減排壓力,且隨著需求層次的上升呈現(xiàn)逐漸加強(qiáng)趨勢。這可能是因?yàn)楸镜亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展往往伴隨著生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大,生產(chǎn)決定消費(fèi),從而間接地引致鄰省居民消費(fèi)量增大,同時(shí)也說明通過發(fā)展經(jīng)濟(jì)來降低不同需求層次人均隱含碳排放存在“門檻效應(yīng)”,區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的逐漸加強(qiáng)并不能達(dá)到區(qū)域隱含碳排放整體減排目的。未來應(yīng)以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級(jí)化為基點(diǎn)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化,加大對綠色產(chǎn)業(yè)的扶持,建立以綠色GDP為核心指標(biāo)的綜合經(jīng)濟(jì)與資源環(huán)境核算體系,健全區(qū)域之間合作互助機(jī)制與利益補(bǔ)償機(jī)制,從而實(shí)現(xiàn)區(qū)域間相互正向促動(dòng)、良性互動(dòng)的同時(shí)降低碳排放。

(3)居民消費(fèi)因素對不同需求層次人均隱含碳排放的作用通道存在差異。恩格爾系數(shù)下降會(huì)引起鄰省各需求層次人均隱含碳排放下降及本省發(fā)展型和奢侈型人均隱含碳排放增加。恩格爾系數(shù)的下降代表居民生活水平與質(zhì)量的上升,而居民生活水平與質(zhì)量的提高往往與發(fā)展型、奢侈型消費(fèi)增加相伴而生,因此恩格爾系數(shù)的下降會(huì)導(dǎo)致本省發(fā)展型和奢侈型人均隱含碳排放的增加。理論上講,恩格爾系數(shù)下降會(huì)引起生存型人均隱含碳排放下降,但從其直接效應(yīng)系數(shù)來看并不顯著,可能是因?yàn)榫用裰饾u從生存型消費(fèi)轉(zhuǎn)向精神型消費(fèi),娛樂、醫(yī)療等消費(fèi)成為人們生活消費(fèi)的重要部分,而這部分消費(fèi)金額較大,使恩格爾系數(shù)呈下降趨勢,所以恩格爾系數(shù)在此失靈,其下降并沒有引發(fā)本省生存型人均隱含碳排放下降。人均可支配收入的提高會(huì)引發(fā)本省發(fā)展型人均隱含碳排放的增加,但會(huì)抑制鄰省各需求層次人均隱含碳排放的增加。人均可支配收入對發(fā)展型人均隱含碳排放的直接影響為0.2606,在10%的水平上顯著。在間接效應(yīng)中,人均可支配收入的提高對發(fā)展型的負(fù)向作用高于生存型和奢侈型。消費(fèi)者在一定的環(huán)境下進(jìn)行消費(fèi),鄰省會(huì)以其為對比與參照目標(biāo),取精用宏,尤其是發(fā)展型這種考慮未來長遠(yuǎn)發(fā)展的消費(fèi),其對鄰省的影響更為顯著,因此人均可支配收入在發(fā)展層面上具有更為強(qiáng)烈的負(fù)向空間外溢效應(yīng)。未來在提高居民生活水平的同時(shí),應(yīng)兼顧現(xiàn)實(shí)與長遠(yuǎn)發(fā)展的需要,加快居民消費(fèi)模式和生活方式的轉(zhuǎn)變,優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu),形成綠色環(huán)保的社會(huì)氛圍。

(4)人口因素對不同需求層次人均隱含碳排放具有正向結(jié)構(gòu)效應(yīng)和負(fù)向規(guī)模效應(yīng)。城鎮(zhèn)化率的提高是首要的增排因素,其對各需求層次人均隱含碳排放的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正。由于農(nóng)村人口遷移至城市后,其對自身生活條件及公共服務(wù)設(shè)施條件等均提出更高要求,如河南、河北等城鎮(zhèn)化率快速上升的省份其各需求層次人均隱含碳排放也呈快速增加特點(diǎn),因此城鎮(zhèn)化水平的提高不利于隱含碳減排。城鎮(zhèn)人口規(guī)模的擴(kuò)大對本省及鄰省不同需求層次人均隱含碳排放均具有“減速器”作用。這是因?yàn)槌擎?zhèn)地區(qū)人口規(guī)模的擴(kuò)張與集聚有利于資源共享、技術(shù)方法革新與擴(kuò)散,為提高城市效率奠定了基礎(chǔ),從而產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)促進(jìn)本省及鄰省隱含碳減排。未來應(yīng)結(jié)合人口的規(guī)模和結(jié)構(gòu)特征,尋求二者的平衡點(diǎn),加強(qiáng)對最優(yōu)人口分布的研究,挖掘人口因素的減排潛力。

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

結(jié)合居民的消費(fèi)需求層次開展人均隱含碳排放的評(píng)估不僅有利于隱含碳排放水平的控制,也滿足了發(fā)展經(jīng)濟(jì)、保障人民生活水平的綜合要求,通過本文的研究主要得到以下結(jié)論：

(1)我國不同需求層次人均隱含碳排放均呈現(xiàn)上升趨勢,空間不均衡性主要體現(xiàn)在南北差異上,高值區(qū)均聚集在中國的北部地區(qū),其中多數(shù)省份生存型人均隱含碳排放上升勢頭較強(qiáng),空間差異逐漸減小,發(fā)展型和奢侈型的高值區(qū)在省份數(shù)量上分別呈現(xiàn)先減后增與逐漸增加的變化趨勢,而在空間差異上分別呈現(xiàn)逐漸減小和先減后升的變化特征。

(2)不同需求層次人均隱含碳排放的全局Moran′sI均為正,且多數(shù)通過顯著性檢驗(yàn),即各需求層次人均隱含碳排放水平相似的地區(qū)在空間上呈集聚分布,具有較強(qiáng)的“馬太效應(yīng)”。

(3)不同需求層次人均隱含碳排放的數(shù)量及時(shí)空變化同時(shí)受到各影響因素的直接和間接影響,其作用機(jī)制既有相通之處,也存在差異。技術(shù)減排是降低不同需求層次人均隱含碳排放的重要舉措,而人口規(guī)模在各需求層次上的負(fù)向減排作用遠(yuǎn)小于正向的人口結(jié)構(gòu)效應(yīng),宏觀經(jīng)濟(jì)因素表現(xiàn)為增排作用,居民消費(fèi)因素的作用通道存在差異。此外,在各需求層次上,國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)因素及人口因素均有顯著的空間效應(yīng),因此,在進(jìn)行隱含碳減排時(shí),應(yīng)結(jié)合各影響因素作用的特征及各需求層次的特點(diǎn),重視區(qū)域間的橫向聯(lián)動(dòng)減排效應(yīng),做好隱含碳減排的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)工作。

3.2 討論

按需求層次進(jìn)行隱含碳減排政策的制定是保證減排措施有效性的重要因素,將人均隱含碳排放分解為生存型、發(fā)展型和奢侈型進(jìn)行分析對碳目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)具有重要意義。技術(shù)進(jìn)步能有效抑制不同需求人均隱含碳排放的上升,但低碳技術(shù)的經(jīng)濟(jì)成本往往較大,尤其是奢侈型,且低碳技術(shù)的開發(fā)與實(shí)現(xiàn)也需要一定的時(shí)間耗費(fèi),因此,只有充分挖掘各方面的減排潛力,才能推進(jìn)隱含碳減排工作的順利實(shí)施。近年來,隨著家庭人口模式的變化,家庭層面的人口因素如總戶數(shù)[47]、平均家庭戶規(guī)模[47]、人口老齡化[48]等對環(huán)境均產(chǎn)生顯著影響,因此在未來居民消費(fèi)隱含碳排放的研究中,可引入家庭層面的因素進(jìn)行分析。

隱含碳排放核算及其影響因素復(fù)雜,盡管本文做了大量的工作,但未來研究仍有可改進(jìn)的空間。在計(jì)算不同需求層次人均隱含碳排放時(shí),由于數(shù)據(jù)的限制及出于模型簡化的考慮,沒有考慮國際貿(mào)易的影響,將國內(nèi)與國外產(chǎn)品的隱含碳排放強(qiáng)度視為一樣,未進(jìn)行細(xì)致區(qū)分；由于官方發(fā)布的各省《投入產(chǎn)出表》的更新具有較大的滯后性,最新的數(shù)據(jù)為2012年投入產(chǎn)出表,對模型的估計(jì)與分析的時(shí)效具有局限性,且國內(nèi)區(qū)域之間的商品和服務(wù)流通對隱含碳排放的影響也較大,因此未來研究可結(jié)合進(jìn)出口數(shù)據(jù),對進(jìn)出口商品與服務(wù)與國內(nèi)的商品與服務(wù)進(jìn)行區(qū)分,結(jié)合最新的多區(qū)域投入產(chǎn)出表對居民消費(fèi)隱含碳排放進(jìn)行核算,擴(kuò)大研究的樣本,延長研究的時(shí)間段。此外,本文在對空間權(quán)重進(jìn)行選擇時(shí),僅考慮了研究系統(tǒng)內(nèi)單元的空間相關(guān)性以及空間上的鄰接關(guān)系,如何將社會(huì)經(jīng)濟(jì)關(guān)系與系統(tǒng)之外因素引進(jìn)空間權(quán)重矩陣中,使權(quán)重矩陣更具有適用性值得進(jìn)一步研究。