李 偉

0 引言

低碳經(jīng)濟通常是指在以可持續(xù)發(fā)展為理論指導，主要是通過清潔能源開發(fā)、技術改進創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、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，使得社會經(jīng)濟發(fā)展和自然生態(tài)環(huán)境達到一種雙贏的狀態(tài)。近年來，隨著經(jīng)濟高速發(fā)展，溫室氣體的排放量不斷增加，對人類可生存的環(huán)境造成巨大的威脅。人類社會意識到現(xiàn)行能源消費結構的弊端，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、風能、太陽能、水能、太陽能、核能等。我國目前處于城市化和工業(yè)化階段，對能源的需求逐年增加，我國勢必要進行低碳經(jīng)濟轉型，也就是開發(fā)清潔能源，提高能源的利用效率和改變現(xiàn)有的能源消費結構。開發(fā)新能源勢必會造成我國能源成本的上升，從而經(jīng)濟發(fā)展成本上升，阻礙我國經(jīng)濟的快速發(fā)展。能源消費結構是長期由于自身資源稟賦、地理位置和周圍經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定，在短時期內(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)濟發(fā)展水平、技術的先進水平、資源稟賦和地理位置的差異導致區(qū)域低碳經(jīng)濟的差異性。本文借鑒前人研究，采用既包括截面數(shù)據(jù)又包括時間維度的面板數(shù)據(jù)來研究，來研究低碳經(jīng)濟區(qū)域之間的差異。

1 模型構建和數(shù)據(jù)來源

1.1 模型構建

在針對碳排放量的實證研究中，碳排放量直接受到各種化石能源消費結構的影響，我們采用與碳排放量密切相關密切相關的4個解釋變量，借鑒C-D函數(shù)雙對數(shù)經(jīng)驗模式，建立靜態(tài)面板

其中i代表除西藏和港澳臺外的中國的30個省市區(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期的對應關系，β是各個影響因素的參數(shù)估計值，其中，β1-5衡量了影響因素的當期影響度，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年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，LNSTRUit表示i地區(qū)t年產(chǎn)業(yè)結構狀況，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表示隨機干擾項。

對于被解釋變量碳排放量(TP)，目前我國還沒有檢測碳排放的具體部門，因此我們采用國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總量的對數(shù)值來表示各省市區(qū)的碳消耗量。對于解釋變量，省域經(jīng)濟發(fā)展狀況(LNGDP)：各省歷年地區(qū)生產(chǎn)總值，取對數(shù)來表示，并先轉化成以1995為基期的時間序列；產(chǎn)業(yè)結構(LNSTRU)：以各省“第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比”的對數(shù)值，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)也轉化為1995為基期的時間序列；人口發(fā)展狀況(LNPEO)：采用各省歷年來的“人口總量”的對數(shù)值；能源價格(LNPRICE)：采用各省歷年“工業(yè)品出廠價格指數(shù)”的對數(shù)值，其中，海南2002年以前與青海1995～1996年間數(shù)據(jù)缺失，采用對應年份居民消費價格指數(shù)代替，并均轉化成以1995為基期的價格指數(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，取對數(shù)值來表示。

模型回歸必須進行平穩(wěn)性檢驗，這樣回歸結果才具有準性。

⑴在進行檢驗時，時間序列可能是由比較高階的自回歸過程生成的，或者隨機干擾項并不是白噪聲。這時如果使用OLS法進行估計就會表現(xiàn)出隨機干擾項出現(xiàn)自回歸的現(xiàn)象，導致DF檢驗產(chǎn)生偏差。還有就是，時間序列中包含趨勢項，即隨著時間推移出現(xiàn)一種趨勢這也使得檢驗中出現(xiàn)子先關隨機干擾項問題。為了解決DF檢驗中出現(xiàn)隨機干擾項的自相關問題，Dicky和Fuller對DF檢驗中不足的地方進行了擴展，從而形成了ADF檢驗。ADF檢驗是通過下面三個模型來實現(xiàn)的：

（4）式既有截距項又有趨勢項，（3）式只有截距項，（2）式既無截距項又無趨勢項。（4）式中t是表示時間的趨勢項。三個模型的虛擬假設都是H0:δ=0,即存在單位根。具體檢驗的過程中，先從模型（4）開始，之后模型（3），模型（2）。直到檢驗結果拒絕零假設，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)，就要一直檢驗下去。原理同ADF檢驗，模型（2）,（3）,（4）的檢驗結果分別對應不同的臨界值表。

⑵協(xié)整檢驗主要是檢驗經(jīng)濟變量之間是否存在長期均衡關系，即經(jīng)濟變量之間不存在破壞均衡的內(nèi)部機制。變量在某一時期受到干擾偏離其均衡狀態(tài)時，在外來某個時期會自動回到其均衡狀態(tài)。假設Y與X間的長期均衡關系為公式(5)所描述：

式中μt是隨機干擾項。該公式的均衡關系表明，對于一個給定X值，Y的均衡值相應地也隨之確定為α0+α1X 。在t-1期末，存在如下情形之一：

在時期t，假設X的變化量為ΔXt，如果變量X與Y在時期t和t-1末期仍滿足它們間的長期均衡關系，則Y的相應變化量ΔYt的表達式為公式(7):

其中，vt=μt-μt-1。然而情況并沒有這么簡單。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之間的長期穩(wěn)定的均衡關系，則意味著Y對其均衡點的偏離從實質(zhì)上說是臨時的。因此，一個重要的假設是隨機干擾項μt必須是平穩(wěn)序列。因為，如果μt是有隨機性趨勢的，則會導致Y相對其均衡點來說的任何偏離都會長期累積下來，且不能被消除。

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

1.2 數(shù)據(jù)來源

研究區(qū)域是除西藏和港澳臺外的中國的30個省市區(qū)。區(qū)域的劃分我們借鑒學術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)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》(2006～2010)、《中國能源統(tǒng)計年鑒》(2006～2010)、各省統(tǒng)計年鑒(2006～2010)、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，所有結果均是在stata11.0里面運行完成的。

2 碳排放量與其影響因素的實證研究

2.1 平穩(wěn)性檢驗結果

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

表1 碳排放量和其影響因素的單位根檢驗

根據(jù)表1，對碳排放量和各影響因素原值的對數(shù)值進行單位根平穩(wěn)性檢驗，除了LNGDP、LNEX、LNFDI在LLC檢驗形式和LNEX在PP-Fisher檢驗形式通過1%顯著水平檢驗外，其他變量在四種檢驗方法下均不顯著，也就是變量存在單位根。Pedroni認為檢驗結果不一致時，檢驗結果應更看重ADF-Fisher檢驗，我們可以得出以下結論：LNTP、LNGDP、LNSTRU、LNEX、LNFDI均沒有拒絕存在單位根的原假設，即各變量的原值取對數(shù)后存在單位根現(xiàn)象，對各變量的對數(shù)值進行一階差分單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，除了△LNGDP在Breintung檢驗形勢下沒通過10%的顯著性水平外，其他變量在四種檢驗形式下均通過了10%顯著性水平檢驗。綜合以上檢驗結果，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

如表2，我們繼續(xù)做面板協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)，組內(nèi)統(tǒng)計量Panel v、Panel rho、Panel ADF在10%顯著性水平下不支持不存在協(xié)整關系的原假設，但是Panel PP在1%顯著性水平下接受不存在協(xié)整關系的原假設檢驗。組間統(tǒng)計量Group rho在10%顯著性水平不支持不存在協(xié)整關系的原假設。Pedroni認為每一個統(tǒng)計量都服從標準化的正態(tài)分布，且認為Panel ADF和Group ADF檢驗結果更重要，檢驗結果要以這兩個檢驗結果為主，Residual variance和HAC variance檢驗結果都通過1%顯著水平下檢驗，Panel PP-Statistic的檢驗結果。所以Pedroni協(xié)整檢驗判斷省域碳排放量和其影響因素間存在協(xié)整關系。Kao協(xié)整檢驗結果均通過了1%顯著性水平檢驗，意味著省域碳排放量和其影響因素間存在協(xié)整關系。根據(jù)以上研究結果，省域碳排放量與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況、產(chǎn)業(yè)結構、出口總值、創(chuàng)新投入存在長期且穩(wěn)定的內(nèi)生關系。

2.2 區(qū)域碳排放量影響因素面板數(shù)據(jù)實證分析

為了確保結果的穩(wěn)定性，文中使用混合最小二乘、個體固定效應模型和隨機效應模型。

分別對東、中、西部地區(qū)的碳排放量影響因素進行模擬。

表3 東、中、西部地區(qū)低碳經(jīng)濟影響因素面板數(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中的常數(shù)項和個體固定效應模型以及隨機效應模型中的LNFDI的參數(shù)估計值不顯著外，其他情況均通過1%的顯著性水平檢驗。此外，三個模型的R2均在0.9以上，說明東部地區(qū)模型擬合的很好。通過hausman檢驗發(fā)現(xiàn)個體固定效應要好于隨機效應，因此我們主要分析個體固定效應。固定效應模型中，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，說明在其他變量不變的情況下，各省域經(jīng)濟每增長1%，省域碳排放量將增加1.482%；產(chǎn)業(yè)結構參數(shù)估計值為-0.231，說明在其他變量不變的情況下，產(chǎn)業(yè)結構的比值每增長1%，省域碳排放量將減少0.231%；LNEX和LNFDI的參數(shù)估計值為0.140和-0.165，說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%。以上實證結果表明，東部地區(qū)持續(xù)穩(wěn)定的經(jīng)濟發(fā)展是碳排放量降低的主要動力。產(chǎn)業(yè)結構與碳排放量成反比，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)結構的升級對區(qū)域碳排放量的降低，有積極的促進作用。由于我國的出口主要是制造業(yè)，有潛在的碳轉移跡象。

從表3中可以看出，中部地區(qū)實證分析中，除了混合最小二乘估計中的LNEX和隨機效應模型中LNSTRU的參數(shù)估計值不顯著外，其他情況下變量均通過了5%的顯著性水平檢驗，通過hausman檢驗發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)固定效應好于隨機效應，因此，我們?nèi)匀徊捎脗€體固定效應進行分析。與東部地區(qū)一樣，影響中部地區(qū)碳排放的兩個重要因素也是經(jīng)濟增長狀況和產(chǎn)業(yè)結構，參數(shù)估計值為0.668和-0.551，這意味著經(jīng)濟增長狀況和產(chǎn)業(yè)結構每增加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)估計值為0.124和0.132，說明二者每增加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)投入對中部地區(qū)碳排放量的影響較明顯。

對西部地區(qū)來說，混合最小二乘估計中只有LNGDP和常數(shù)項比較顯著，其他變量均沒通過顯著性水平檢驗，個體固定效應和隨機效應中的LNSTRU和LNEX均沒通過顯著性水平檢驗，hausman檢驗發(fā)現(xiàn)隨機效應好于固定效應。經(jīng)濟增長情況的參數(shù)估計值為0.586，說明在其他影響因素不變的情況下，經(jīng)濟增長每增加1%，碳排放量將增加0.586%。產(chǎn)業(yè)結構的參數(shù)估計值為-0.303，說明在其他影響因素不變得情況下，第二、三產(chǎn)業(yè)結構的比例增加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)結構調(diào)整將對碳排放量降低帶來明顯的效果。西部地區(qū)大多處于內(nèi)陸經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，出口產(chǎn)值較小因而對碳排量的影響微乎其微。

3 結論和政策建議

本文中用的1995～2010年的我國除西藏和港澳臺外的30個省市區(qū)的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，從我國東、中、西部來研究中國區(qū)域低碳經(jīng)濟的差異性。從實證分析得出，經(jīng)濟增長狀況是影響區(qū)域碳排放量的關鍵要素，尤其對西部的影響度更大。產(chǎn)業(yè)結構對東部和中部地區(qū)的影響較大，且為負，說明二、三產(chǎn)業(yè)的相對于第一產(chǎn)業(yè)的比重越大，對東部和中部的減少碳排放量有效，對西部地區(qū)碳排放量影響不明顯。區(qū)域出口值和產(chǎn)業(yè)結構一樣對東部和中部地區(qū)明顯，西部地區(qū)不明顯。研發(fā)投入對中西部地區(qū)碳排放量影響顯著，對東部地區(qū)則不明顯。基于以上實證結果，我們提出以下政策建議：

（1）促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，將強產(chǎn)業(yè)結構升級。地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展水平對區(qū)域的碳排放量有直接的影響，要強調(diào)經(jīng)濟的高效發(fā)展，降低單位產(chǎn)值的能源消耗。加快產(chǎn)業(yè)結構升級可以有效地降低碳排放量，從而實現(xiàn)低碳經(jīng)濟。

（2）禁止高碳排放產(chǎn)品出口。出口產(chǎn)業(yè)在我國經(jīng)濟發(fā)展占有重要的地位，而我國的出口產(chǎn)業(yè)主要是制造業(yè)，其實是我國為進口國承擔了碳排放職責。我國應制定政策對一些高碳排放的產(chǎn)業(yè)禁止出口，防止西方國家的碳排放轉移到我國。

（3）加大科研投入。實證研究中，我們發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)科研投入與對地區(qū)碳排量的影響不顯著，中部和西部地區(qū)對碳排放影響比較顯著，說明科研投入的增加在經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)會增加碳排放量，但當經(jīng)濟發(fā)展到一定時期，科研投入對碳排放量的影響將下降?？蒲型度胪ㄟ^改進和創(chuàng)新為地區(qū)低碳經(jīng)濟發(fā)展帶來新的動力。

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