創新環境能否降低碳排放強度?

張 兵,郭夢安妮,黃永春,4

(1.河海大學商學院,江蘇 南京 211100; 2.河海大學生態文明建設與流域保護研究院,江蘇 南京 211100;3.江蘇長江保護與高質量發展研究基地,江蘇 南京 211100;4.江蘇省“世界水谷”與水生態文明協同創新中心,江蘇 南京 211100)

我國已進入高質量發展階段。為解決全球氣候變暖問題,推動經濟發展高質量變革,要貫徹落實綠色低碳高質量發展理念,建設新型經濟體系,促進經濟社會綠色低碳轉型的全面實現[1]。然而長期“高耗能、高污染”的經濟增長模式對生態環境造成的巨大破壞難以在短時間內得到修復,傳統污染物、二氧化碳排放量仍處于高位。產業結構偏重、能源結構偏煤等成為制約綠色低碳發展的關鍵問題。構建高質量現代化經濟體系必須重視生態環境保護,其中綠色低碳發展是重中之重。需統籌產業結構調整、污染治理、生態保護、應對氣候變化,協同推進降碳、減污、擴綠、增長,推進生態優先、節約集約、綠色低碳發展,促進人與自然和諧共生[2]。綠色低碳發展理念與“雙碳”目標的提出體現了我國轉變經濟發展方式、保護生態環境、解決氣候問題的決心與使命感。新時代背景下,高碳型經濟發展方式已不再適合我國國情,逐步向中低碳型轉變成為戰略抉擇。降低碳排放強度應成為助力實現“雙碳”目標的主線。創新環境作為區域開展創新活動的重要保障,可以促進低碳技術創新[3]、優化產業結構[4]、吸引人才集聚[5-6]等,降低碳排放,推動綠色低碳發展,實現“雙碳”目標。因此,研究創新環境與碳排放強度之間的關系,探討其內在影響機制,對于經濟社會綠色低碳轉型具有重要的理論和實踐價值。

1 文獻綜述

順利實現“雙碳”目標的核心在于不斷降低碳排放強度,提高碳生產率。近年來,如何降低碳排放強度是學界熱議的話題,碳減排成為低碳經濟領域的研究熱點。碳排放強度的研究已取得了較為豐富的成果,主要包括碳排放的測度工具、研究維度及影響因素。由于目前缺少權威機構公布的二氧化碳排放量統計數據,大多研究利用碳排放系數對碳排放量進行估算[7-8],也有學者采用生命周期法[9]、投入產出分析法[10]、IPCC法[11]等,所得結果不盡相同。研究維度主要集中在區域、產業兩大層面。在區域層面上,相關研究主要集中在東部、中部、西部[12],長三角[13]、珠三角[14]、京津冀[15]以及長江經濟帶[16]等;在產業層面上,主要集中于工業、制造業、建筑業等高耗能產業,涉及旅游業、金融業等的研究較少。碳排放強度受諸多因素的影響,現有研究大多認為經濟發展水平[17]、研發投入[18]、技術創新[8]、綠色金融[19]、產業結構[20]等因素會對碳排放強度產生影響。

近年來,在加快實施創新驅動發展戰略背景下,我國不斷加大各方面的創新投入。創新環境在綠色低碳發展中的作用也引發了學術界的廣泛關注。良好的區域創新環境會吸引高端人才、研發資本等創新要素在空間內集聚[21],為企業的綠色低碳技術研發提供必需的基礎設施、可創新資源、創新服務等,降低企業的環境遵循成本[22],增加企業綠色低碳技術研發的熱情與創新意愿,引導企業生產經營活動從高污染高排放轉向低污染低排放,推動清潔生產[23],減少生產過程中的污染排放,降低碳排放強度。關于技術創新與碳排放的文獻逐漸增多[24-29],但對創新環境的關注仍然不夠。圍繞技術創新與碳排放的關系,主要有以下觀點:有的學者認為技術創新可以促進碳減排,因為技術創新可以使清潔能源代替傳統能源,從而減少碳排放量[30];則持反對意見,認為技術創新在促進經濟增長的同時會帶來更多的碳排放,超過了其自身的碳減排效應[31];還有的學者指出兩者關系之間存在不確定性[32]。

綜上所述,目前對技術創新的減排效應已有比較系統的研究,但仍存在以下局限:第一,現有研究主要聚焦于技術創新與碳排放的研究上,尚未對創新環境和碳排放強度之間的關系進行研究;第二,現有研究只考慮創新發展或人才集聚對碳排放強度的單一影響,尚未將三者納入同一分析框架。因此本研究基于現有研究的不足展開,可能的邊際貢獻在于將創新環境與碳排放強度納入同一分析框架,拓寬了創新環境減排效應層面的研究;同時從科技人才集聚視角,分析了創新環境對碳排放強度的內在作用機制及非線性影響。有助于厘清三者之間的關系,為區域碳減排提供理論依據。

2 理論分析與研究假設

2.1 創新環境對碳排放強度的直接效應

低碳科技創新是實現“雙碳”目標的關鍵驅動力,而創新環境是開展創新活動的重要保障。一方面,良好的創新環境為區域提供了特殊優勢,吸引了高端人才、知識、資金、信息等創新要素在空間內集聚,大幅降低了企業獲取信息的成本,信息不對稱問題得到緩解,也減少了政府甄別企業類型所需的服務和搜尋成本。此外,政府提供的財政創新補貼、稅收減免等各種優惠政策也為企業分擔了綠色技術創新過程中的不確定風險,有助于吸引創新型企業集聚,加速知識與技術溢出[33]。隨著綠色低碳技術創新水平的提升,企業可以提高資源利用效率,生產清潔產品,減少生產過程中的污染排放[34],從而降低碳排放強度。

另一方面,創新環境所帶來的創新要素集中和區域創新體系的完善,有助于引導原有的產業生產方式變革,倒逼部分粗放型企業轉型升級,驅使其向低污染低能耗低排放方向轉變。創新環境較好的地區常有高技術龍頭企業,這些企業通過先進技術及時捕獲市場需求,對內部資本、勞動力等生產資源靈活配置[35],可提高資源利用效率,產生示范效應,帶動區域產業綠色低碳轉型。因此,提出假設H1:創新環境有利于降低碳排放強度。

2.2 科技人才集聚的中介效應

科技人才是地區經濟社會發展的核心要素,也是區域實現從要素驅動轉向創新驅動的重要前提[36]。而區域創新環境在科技人才集聚過程中發揮著重要作用。第一,良好的創新環境有助于營造自由活潑的學術研究氛圍,鼓勵科技人才發揮自身潛能,開展科研創新活動,從而形成有效的人才驅動,促進科技人才集聚;第二,科技人才具有“趨優性”特征,會選擇創新生態環境更好、邊際收益更高的地區[37],創新環境越好的地區,科技基礎設施建設越完善,科研活動越多,政府科教投入與補貼能為科技人才帶來較為豐厚的福利待遇[38],可以不斷吸引科技人才流入,強化科技人才集聚效應;第三,創新環境有利于促進相關基礎設施建設,提升公共服務水平,減輕人才不合理的負擔,保障科技人才的相關生活;第四,良好的創新環境還有助于破除科技人才培養、流動、集聚、激勵等方面體制機制的障礙,最終吸引科技人才集聚并形成“人才高地”,并對周圍地區產生虹吸效應[39]。

而科技人才在空間上適度集聚有利于降低碳排放強度。來自不同地區、不同文化背景的科技人才通過交流與協作,可以將隱性知識顯性化,并在學習和研究過程中形成新的知識和技術,實現知識的重組[40],由此產生的知識溢出效應為低碳技術研發提供了良好的基礎。此外,相比于傳統能源等資源要素的投入,知識和技術本身具有的“綠色屬性”有助于降低污染排放,提升環境效益。隨著區域內科技人才數量不斷增多,質量不斷提高,可形成一定的規模效應。科技人才自身所具備的科研知識與實踐經驗使其在交流學習中迸發創新思維,突破相關技術壁壘,而降低碳排放強度的關鍵是技術創新。因此,提出假設H2:創新環境可以吸引科技人才集聚,間接降低碳排放強度。

2.3 創新環境對碳排放強度的非線性影響

由于各地區經濟水平、市場化程度、金融水平、勞動者素質等[41]存在差異,創新環境存在明顯的區域異質性,對碳排放強度的影響程度也會不同。從科技人才集聚的角度來看,科技人才集聚為創新環境減排效應的發揮提供了良好條件。各地為優化人才環境,紛紛出臺戶籍、財稅、住房等優惠友好政策,通過各種渠道吸引科技人才,隨著科技人才集聚水平的提高,科技人才集聚高地逐漸形成,知識創新和轉化的速度加快,區域創新環境不斷優化,有利于碳減排。因此,提出假設H3:創新環境對碳排放強度的抑制作用會受到科技人才集聚的影響,科技人才集聚水平越高,創新環境的減排效應越強。

3 模型構建與變量選取

3.1 模型構建

3.1.1基準回歸模型

目前主流研究在對面板數據進行實證分析時,主要運用混合回歸模型(OLS)、固定效應模型(FE)及隨機效應模型(RE)。本研究依次進行F檢驗及Hausman檢驗,根據檢驗結果,最終選擇同時包含時間與個體的雙向固定效應模型考察創新環境發展對碳排放強度(碳排放量與實際GDP的比值)的影響,建立基準回歸模型,具體計算公式為

Cit=α0+α1Rit+α2∑Xit+ui+vt+εit

(1)

式中:Cit為i區域第t年的碳排放強度;α1為創新環境對碳排放強度的總效應;Rit為i區域第t年的創新環境;Xit為一系列控制變量;ui為個體固定效應;vt為時間固定效應;εit為隨機誤差項。

3.1.2中介效應模型

為驗證科技人才集聚是否在創新環境與碳排放強度之間發揮中介作用,借鑒溫忠麟等[42]提出的逐步回歸法,建立中介效應檢驗模型,具體計算公式為

Ait=β0+β1Rit+β2∑Xit+ui+vt+εit

(2)

Cit=η0+η1Rit+η2Ait+η3∑Xit+ui+vt+εit

(3)

式中:Ait為i區域第t年的科技人才集聚度;η1為創新環境對碳排放強度的直接效應;β1η2為創新環境對碳排放強度的中介效應。

3.1.3門檻效應模型

創新環境與碳排放強度之間可能存在非線性關系。因此,借鑒Hansen[43]的研究,構建門檻模型,檢驗不同科技人才集聚水平下創新環境對碳排放強度的影響。

為了檢驗科技人才集聚對綠色低碳發展的作用是否受到創新環境門檻效應的影響,在式(1)的基礎上加入示性函數,并以科技人才集聚作為門檻變量,建立門檻回歸模型,具體計算公式為

Cit=α0+α1RitI(Ait<γ1)+α2RitI(γ1≤Aitγ1<γ2)+···+

αnRitI(γn≤Ait)+α3∑Xit+ui+vt+εit

(4)

式中:γn為門檻值;I(·)為示性函數,若括號內表達式為真,那么I(·)=1;否則I(·)=0。

3.2 變量測度與選取

3.2.1被解釋變量:碳排放強度

碳排放強度代表單位GDP的二氧化碳排放量。由于缺少二氧化碳排放量相關的統計數據,因此根據聯合國國際氣候變化專門委員會在《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》中描述的燃料燃燒數量和默認排放因子來估算我國30個省、市、自治區(除西藏及港澳臺地區)的二氧化碳排放量。具體公式為

COFi×(44/12)

(5)

式中:CO2為待估算的二氧化碳排放量;i為14種能源燃料(煤炭、焦炭、焦爐煤氣、高爐煤氣、轉爐煤氣、其他煤氣、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、天然氣和液化天然氣);Ei為各種能源的燃燒消費量;NCVi為各種能源的平均低位發熱量;CCi為IPCC提供的碳排放系數;COFi為碳氧化因子;44/12為二氧化碳與碳的分子量比率。

3.2.2核心解釋變量:創新環境

關于創新環境的研究大多參考了區域創新能力報告中的有關界定[44],但指標選取維度存在差異。綜合《中國區域創新能力評價報告2016》及相關研究[45-49],將創新環境分為基礎環境、市場環境、人力資源環境、金融環境及創業環境5個維度。鑒于數據的可獲得性和統計口徑的差異性,選取變量構建創新環境評價指標體系,如表1所示。運用熵權TOPSIS法,將指標標準化后進行降維處理,得到區域創新環境指數。

表1 創新環境評價指標體系

3.2.3中介變量:科技人才集聚

借鑒產業集聚度[50]的測量方法,以R&D人員數為基礎,構建科技人才區位熵指數反映科技人才的集聚程度,計算公式為

Ait=(rit/Qit)∕(xt/Xt)

(8)

式中:rit為i地區t時期的R&D人員全時當量;Qit為i地區t時期的全部從業人員;xt為t時期的全國R&D人員全時當量;Xt為t時期的全國全部從業人員。

3.2.4控制變量

借鑒邵帥等[51-52]對控制變量的選取,對以下可能影響碳排放強度的變量進行控制:①經濟發展水平(P):采用人均GDP衡量。鑒于大多數研究認為區域經濟發展水平可能對碳排放強度產生非線性影響[51],擬將人均GDP的一次項P及其二次項P2同時納入下文模型。同時為消除通貨膨脹的影響,以2010年為基期,利用GDP平減指數折算成實際人均GDP,并對其進行對數化處理。②產業結構升級(I):采用第三產業產值與第二產業產值比值來衡量。③基礎設施建設(F):采用人均道路面積衡量。④人口密度(D):采用單位面積人口數衡量。⑤財政支出水平(M),采用地方政府預算支出與地方生產總值的比值衡量。⑥能源消費結構(E):采用煤炭消費量占能源消費總量的比重衡量。

將本研究所用變量列出,如表2所示。

表2 變量一覽表

3.3 數據來源

選取我國除港澳臺和西藏的30個省(自治區、直轄市)為研究對象,研究時段為2010—2020年,樣本容量為330,數據來自2011—2021年的《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國火炬統計年鑒》及各省市統計年鑒,對于部分缺失的數據,采用線性插值或均值差值法進行補充。為消除異方差的影響,對人均GDP進行對數化處理。在實證分析前,將各個變量進行簡單的描述性統計,如表3所示。其中,碳排放強度的平均值為2.286,最大值與最小值相差8.015,地區間存在較大差異。創新環境的平均值為0.187,最大值與最小值相差0.853,區域間也存在差距。

表3 變量描述性統計

4 實證分析

4.1 創新環境對碳排放強度的影響

4.1.1基準回歸結果分析

基準回歸結果如表4所示,可見無論是否加入控制變量,考慮個體固定效應或時間固定效應,還是雙固定效應,核心解釋變量創新環境的估計系數均顯著為負,說明創新環境能有效降低碳排放強度,假設H1得以驗證。同時,雙固定模型中中各變量的顯著性及擬合優度都比前3個模型好,再次驗證了模型選擇的正確性。因此,下文將以雙固定效應模型展開結果分析。

表4 基準回歸結果

首先,分析創新環境對碳排放強度的影響。創新環境能降低碳排放強度,良好的創新環境是開展創新活動的重要保障,一方面,會吸引高端人才、研發資本等創新要素在空間內集聚,為企業的綠色低碳技術研發提供必需的基礎設施、創新資源、創新服務等,降低企業的環境遵循成本;另一方面,創新環境好的地區易產生集聚效應,企業的集中加速了減排知識、綠色低碳技術的溢出,也可以產生良性競爭,倒逼一些高污染高排放企業淘汰或向綠色低碳道路轉型,從而降低碳排放強度。

其次,對選取的控制變量進行分析。從人均GDP來看,其一次項系數顯著為負,二次項系數顯著為正,兩者呈現“U”形關系。當收入水平較低時,人們消費觀念較為落后,消費的產品也多為初級產品,能源消耗少,碳排放強度較低。隨著物質生活水平的提高和收入的增加,人們的消費需求不斷升級,消耗大量能源資源的同時排放出大量的污染物,提高了碳排放強度。從產業結構升級來看,其影響系數為負且通過了1%的顯著性水平,表明產業結構升級有助于降低碳排放強度。產業結構升級意味著傳統高耗能、高污染、高排放產業正逐漸退出市場,高技術產業、綠色產業比重增加,產業結構不斷向高級化發展,減少了能源消費量和二氧化碳排放量。基礎設施建設的系數顯著為正,說明基礎設施建設過程中可能會消耗水、電等資源,不利于碳排放強度的降低。人口密度與碳排放強度呈現顯著正相關,高人口密度對生產和消費提出了更高需求,需要消耗更多的能源資源來滿足,可能導致碳排放強度的上升。財政支出系數顯著為負,意味著現有的財政支出結構有利于降低碳排放強度。能源消費結構的系數為正且在1%的水平上顯著, 表明煤炭消費占比越高, 碳排放強度越高,當前中國能源結構偏煤的問題阻礙了碳排放強度的下降。

4.1.2穩健性檢驗

為了確保實證結果的可靠性,本研究使用替換被解釋變量、剔除個值、截尾處理3種方法進行穩健性檢驗,檢驗結果見表5。第一,替換被解釋變量。何建坤等[53-54]認為碳生產率與碳排放強度成倒數關系,參考孟凡生等[55]的做法,以GDP與二氧化碳排放量的比值衡量碳生產率(CE),將其作為被解釋變量重新進行回歸估計,結果見表5第2列,結果顯示,創新環境對碳生產率的估計系數顯著為正,反向驗證了H1。第二,剔除個值。為排除直轄市的特殊性對樣本的影響,將北京、天津、上海和重慶從研究樣本中剔除后重新進行回歸,結果見表5第3列。第三,截尾處理。為了排除極端值對整體樣本的影響,剔除了位于極端1%碳排放強度的數值,重新進行估計檢驗,結果見表5第4列。后兩列的結果均顯示,創新環境對碳排放強度的影響顯著為負,與前文基準回歸結果一致,說明得到的研究結論是穩健的。

表5 穩健性檢驗結果

4.1.3異質性分析

由于各地區經濟發展水平和資源稟賦不同,創新環境對碳排放強度的影響在不同區域可能會存在異質性。本研究參照甘清華等[56]的做法,將研究樣本按照地理區位,不同經濟圈分別對基準回歸模型進行異質性檢驗。結果如表6所示。

表6 異質性分析結果

a.地理區位異質性。將30個省(自治區、直轄市)(除西藏及港澳臺地區)按照地理位置劃分為東部、中部、西部地區,分別考察創新環境與碳排放強度之間的關系。從表6回歸結果來看,東部地區和西部地區創新環境對碳排放強度具有顯著的抑制作用,但在中部地區該作用卻不明顯。原因可能在于,東部地區發展較早,發展水平較高,創新環境較為完善,釋放了降低碳排放強度的紅利,西部地區近年來在國家政策的大力支持下,經濟基礎環境有所改善,創新潛力進一步提升,創新環境得到優化。中部地區創新環境較差,還有一些排放密集型的基礎設施向中部轉移反而使其承擔了更多的減排壓力[57],導致創新環境對中部地區的碳減排效應并不顯著。

b.經濟圈異質性。選取長三角地區、環渤海地區和泛珠三角三大經濟圈進行異質性分析。環渤海地區和泛珠三角地區的創新環境對碳排放強度具有顯著的抑制作用,但長三角地區的創新環境卻對碳排放強度具有促進作用,但沒有通過檢驗。原因可能在于,環渤海地區交通基礎設施較完備,有利于資金、技術和高素質人才等創新要素的跨區域流動,城市集中,北京作為首都,輻射示范作用強,創新環境較好。與環渤海地區相比,泛珠三角地區有廣州和深圳這樣的中心城市,創新環境也較好。但長三角地區創新環境的減排效應并不明顯,原因可能在于長三角地區城市間發展差距較大,不平衡現象仍然存在,中心城市的帶動作用不明顯,導致創新環境的減排效應在樣本期內沒有充分發揮。

4.2 創新環境對碳排放強度的傳導機制

為檢驗創新環境影響碳排放強度的傳導機制,本研究選用中介效應模型進行實證檢驗,回歸結果見表7。由表7可知,第2列中創新環境的估計系數顯著為負,表明創新環境對碳排放強度的總效應顯著為負,創新環境可以降低碳排放強度;第3列中創新環境的估計系數顯著為正,表明創新環境顯著促進了科技人才集聚;第4列中創新環境的估計系數相比第2列有所下降,說明科技人才集聚在創新環境與綠色低碳發展之間發揮著中介作用,且科技人才集聚對降低碳排放強度具有正向促進作用。在創新環境影響碳排放強度的過程中,科技人才集聚扮演著重要的中介作用,呈現出“創新環境—科技人才集聚—碳排放強度”的傳導機制,即創新環境為科技人才提供的各種優待和便利條件吸引了其集聚,從而有利于降低碳排放強度。上述檢驗結果證明H2成立。

表7 科技人才集聚的中介效應檢驗

4.3 創新環境對碳排放強度的門檻效應

借鑒Hansen[43]的研究,檢驗門檻效應是否存在,同時確定門檻值的個數和門檻模型的具體形式。表8為門檻效應的檢驗結果,可見以科技人才集聚為門檻變量的單門檻對應的P值是 0.013,通過了5%的顯著性水平,雙重門檻和三重門檻沒有通過檢驗。因此,后續采用單一面板門檻模型進行分析,具體結果見表9。

表8 門檻效應檢驗結果

表9 門檻效應回歸結果

由表9可知,單門檻估計值-1.80。當科技人才集聚度跨越-1.80時,創新環境對碳排放強度的負向作用從-0.056轉向-0.163,這說明科技人才集聚水平越高,創新環境對碳排放強度的抑制作用會更強,越能夠降低碳排放強度,從而驗證了H3。

用第4.1.3節替換被解釋變量和剔除個體的方法對中介效應和門檻效應進行穩健性檢驗,結果顯示所得結論依舊穩健。

5 結論與建議

5.1 結論

a.創新環境顯著降低了碳排放強度,但存在區域異質性。從地區層面看,東部與西部的創新環境可有效降低碳排放強度,中部地區創新環境對碳排放強度的影響并不顯著;從經濟圈來看,環渤海地區與泛珠三角地區的創新環境對碳排放強度的降低有促進作用,長三角地區卻存在抑制作用。

b.科技人才集聚是創新環境影響碳排放強度的重要渠道,呈現出“創新環境—科技人才集聚—碳排放強度”的傳導機制。

c.創新環境對碳排放強度的影響具有科技人才集聚的單一門檻效應。在科技人才集聚跨越門檻值時,創新環境對碳排放強度的抑制作用增強。

5.2 建議

a.落實創新支持政策,優化區域創新環境。要完善創新基礎設施建設,搭建創新平臺,實現創新技術研發共享,激活創新創業活力,加強綠色低碳技術研發應用。建立以市場為導向,創新企業為主體、政策引導為輔助的產學研合作模式,加大政策宣傳力度,推動企業、科研機構、高校、社會團體等創新主體的協同配合,共同監督創新政策落地。優化區域創新環境,發揮其對降低碳排放強度的正向作用,順利推動經濟社會綠色低碳轉型。

b.實施差異發展戰略,推動區域協同發展。創新環境相對較好的地區應起到示范帶頭作用,推動人才、資金、技術、知識等創新要素互聯共享,釋放高端人才資源和技術研發外溢效應,帶動周邊地區發展。對于創新環境較差的地區,應結合自身特點營造良好的創新發展環境,在本身擁有的創新資源和創新產業布局的基礎上向優秀地區學習,可先將部分中心城市打造成為創新要素集聚高地,以點帶面地促進協同網絡建立。此外,各個地區要破除行政壁壘,加強交流合作,推動區域協同發展。

c.完善人才引進和培養機制,促進科技人才集聚向高質量集聚升級。科技人才作為發展的第一要素,其集聚水平的提高也是降低碳排放強度的重要一環。應著力營造公平公正的社會環境,以“筑巢引鳳”“借巢孵風”的方式吸引科技人才集聚,推動科技創新成果的轉化落地,使區域產學研深度合作,形成科技人才蓄水池;同時,各地政府也要做好政策引導和環境營造,優化人才發展環境,加大科技創新經費支出,搭建更多的就崗就業平臺,鼓勵科技人才創新創業。除了吸引、留用人才,各地區還應完善人才培養體系,實施有效的激勵措施,為綠色低碳發展提供人才基礎支撐。