吳振信 謝曉晶 王書平

（北方工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100144）

隨著工業(yè)化和城市化步伐不斷加快，中國(guó)化石能源消耗迅速增加，帶動(dòng)碳排放量逐年上升，目前已成為全球最大的CO2排放國(guó)。中國(guó)政府對(duì)此高度重視，做出了到2020年CO2排放強(qiáng)度（即單位GDPCO2排放量）比2005年下降40% －45%的承諾。為此，國(guó)家“十二五”規(guī)劃明確指出，要把加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式作為今后發(fā)展的重要著力點(diǎn)，加快調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)。那么，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和碳排放之間的關(guān)聯(lián)如何，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會(huì)對(duì)碳排放產(chǎn)生怎樣的影響，或是在低碳發(fā)展的政策約束下如何進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，將成為目前中國(guó)乃至世界各國(guó)都十分關(guān)注的問題。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于碳排放和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)研究，有學(xué)者從定性方面進(jìn)行分析。李宏岳和陳然［1］、金樂琴和劉瑞［2］等學(xué)者認(rèn)為中國(guó)目前通過結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)創(chuàng)新等途徑，可以有效推行節(jié)能減排。李姝和姜春海［3］認(rèn)為目前正是中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)鍵時(shí)期，并且第三產(chǎn)業(yè)的比重一直在增加，表明近年來政府的一系列扶持第三產(chǎn)業(yè)的政策正在發(fā)揮積極的作用。莊貴陽［4］認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)規(guī)?；蚩偭俊⒓夹g(shù)水平相同的前提下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同將導(dǎo)致碳排放量的顯著不同，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)單位產(chǎn)值耗能有限，而工業(yè)制造業(yè)、建筑業(yè)和交通運(yùn)輸業(yè)才是真正大量消耗能源的產(chǎn)業(yè)。因此，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是中國(guó)實(shí)現(xiàn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的途徑之一。

關(guān)于碳排放和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)的定量分析，有學(xué)者基于不同國(guó)家和地區(qū)進(jìn)行了研究。Liu等［5］基于五個(gè)國(guó)家（美國(guó)、英國(guó)、日本、德國(guó)和中國(guó)）1970－2006年間的數(shù)據(jù)，對(duì)CO2排放強(qiáng)度和各產(chǎn)值結(jié)構(gòu)比重建立回歸模型，認(rèn)為在不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)主導(dǎo)階段，第一、二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)CO2排放強(qiáng)度的影響是不同的。Minihan和Wu［6］基于傳統(tǒng)的投入產(chǎn)出分析法和線性規(guī)劃的靈敏度分析法，對(duì)北愛爾蘭地區(qū)的減排情況進(jìn)行了分析，認(rèn)為減排的政策在短期內(nèi)可通過調(diào)整相對(duì)價(jià)格直接影響經(jīng)濟(jì)體系，在長(zhǎng)期內(nèi)則會(huì)通過調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)間接發(fā)揮作用，而且不同類型的結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生的效果也各異。劉再起［7］對(duì)全球具有代表性的7個(gè)國(guó)家（美國(guó)、日本、德國(guó)、法國(guó)、英國(guó)、俄羅斯及中國(guó)）的CO2排放強(qiáng)度進(jìn)行了分析，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響大，各國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)CO2排放強(qiáng)度的影響程度不一，幾乎所有產(chǎn)值的增加都會(huì)導(dǎo)致CO2排放強(qiáng)度增加，但是第一、二、三產(chǎn)值的影響逐漸減少。因此，不同的國(guó)家應(yīng)根據(jù)相應(yīng)國(guó)情選擇合適的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，以快速進(jìn)入低碳經(jīng)濟(jì)時(shí)代。Chatterjee和Han［8］對(duì)9個(gè)發(fā)展中國(guó)家1972－1990年間的 CO2排放量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、燃料供應(yīng)和能源效率進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化使得這9個(gè)國(guó)家CO2排放量增加，認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)入一個(gè)新的發(fā)展階段時(shí)，一些產(chǎn)量高、能耗大的行業(yè)將會(huì)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)體，因此，發(fā)展中國(guó)家將會(huì)變得更加產(chǎn)業(yè)化，而且會(huì)有更多能源密集型行業(yè)。

另一方面，有學(xué)者基于中國(guó)整體的碳排放情況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)進(jìn)行了研究。Zhang［9］基于中國(guó)1996－2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立了關(guān)于CO2排放強(qiáng)度和三次產(chǎn)業(yè)關(guān)系的線性回歸方程，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的類型直接決定了CO2的排放強(qiáng)度，第二產(chǎn)業(yè)同CO2的排放強(qiáng)度呈現(xiàn)正相關(guān)性，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)將有助于減排。胡初枝等［10］從規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng)三個(gè)方面建立碳排放的因素分解模型進(jìn)行分析，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)碳排放有一定抑制作用，但是仍需加強(qiáng)這方面的功能。包頡和侯建明［11］利用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)彈性指標(biāo)對(duì)中國(guó)第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和碳排放之間的關(guān)系進(jìn)行了估算，認(rèn)為降低第二產(chǎn)業(yè)比重、增加第三產(chǎn)業(yè)比重能夠達(dá)到減排的目的。陳詩一［12］運(yùn)用對(duì)數(shù)均值迪氏指數(shù)分解法，考察了中國(guó)1995－2007年間6個(gè)產(chǎn)業(yè)部門（農(nóng)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)、商業(yè)以及居民消費(fèi)）的CO2排放情況，認(rèn)為能源結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響CO2排放的重要因素，居民生活消費(fèi)對(duì)CO2排放的影響較低，因此，有必要進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，促使生產(chǎn)要素從高能耗、高排放的產(chǎn)業(yè)向技術(shù)集約型、低排放、低能耗的產(chǎn)業(yè)流動(dòng)。張友國(guó)［13］基于投入產(chǎn)出模型的結(jié)構(gòu)分解方法，從需求模式變化和技術(shù)變化兩個(gè)方面考察了從1987－2007年中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式變化對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響，認(rèn)為生產(chǎn)部門能源強(qiáng)度的降低是導(dǎo)致中國(guó)碳排放強(qiáng)度下降的最主要因素，直接能源消費(fèi)率的下降也對(duì)碳排放強(qiáng)度產(chǎn)生了明顯的抑制作用。

綜上所述，關(guān)于碳排放和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)的定量研究中，目前多集中在以不同國(guó)家和地區(qū)為研究對(duì)象進(jìn)行分析，以及基于中國(guó)整體的產(chǎn)業(yè)和碳排放的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，缺少不同區(qū)域及省份之間的比較分析。中國(guó)地大物博，受資源稟賦的影響，各地區(qū)的碳排放情況顯然有所不同。在低碳經(jīng)濟(jì)的約束下，碳排放的減少必然會(huì)對(duì)一些高能耗、高排放省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生較大影響，因而這些省份也迫切需要進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整;而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整也可使得在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，達(dá)到減排的目的。因此，對(duì)中國(guó)不同區(qū)域在低碳經(jīng)濟(jì)下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)行分析是十分必要的。本文基于中國(guó)東、中、西部地區(qū)，對(duì)碳排放和產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)進(jìn)行分析。研究方法上，本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析，因?yàn)榇朔椒軌蛲瑫r(shí)反映研究對(duì)象在時(shí)間和截面兩個(gè)方面的變化規(guī)律及不同時(shí)間、不同單元的特性，能夠綜合利用樣本信息，使研究更加深入，同時(shí)可以減少多重共線性的影響。另外，就計(jì)量分析而言，在建立面板數(shù)據(jù)模型前，本文將通過一系列模型的判別檢驗(yàn)，以求得到無偏、有效的參數(shù)估計(jì)量。

2 研究方法和模型構(gòu)建

2.1 研究方法

2.1.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以避免偽回歸問題，并且保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。為此，對(duì)合成數(shù)據(jù)建立如下AR（1）過程:

其中，N表示截面總數(shù)，Ti表示第i個(gè)截面的時(shí)期總數(shù)，Xit表示模型中的外生變量向量，包含截面中固定效應(yīng)或時(shí)間趨勢(shì);不同截面之間εit為相互獨(dú)立的隨機(jī)擾動(dòng);ρi為自回歸系數(shù)，如果|ρi|＜1，則說明序列yi是平穩(wěn)的，如果|Pi|=1，則說明序列包含單位根，即此序列是非平穩(wěn)的。

面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)分為同質(zhì)單位根檢驗(yàn)法和異質(zhì)單位根檢驗(yàn)法兩大類。前者是指各截面單元序列具有相同的單位根過程，包括LLC檢驗(yàn)和Breitung檢驗(yàn);后者指各截面單元序列具有不同的單位根過程，包括IPS檢驗(yàn)、ADF－Fisher檢驗(yàn)和PP－Fisher檢驗(yàn)，本文將運(yùn)用這五種方法分別進(jìn)行分析。

2.1.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

2.1.3 面板模型估計(jì)

面板數(shù)據(jù)模型主要有三種類型，即無個(gè)體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型。其形式分別如下:

在參數(shù)不隨時(shí)間變化的情況下，截距和斜率參數(shù)可以有如下兩種假設(shè):

若接受H2，則選擇模型（2），建立混合模型;若拒絕H2，接受H1，則選擇模型（3），建立變截距模型;否則，拒絕H1，選擇模型（4），建立變系數(shù)模型。變截距模型和變系數(shù)模型都有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型之分，如果僅以樣本自身效應(yīng)為條件進(jìn)行研究，宜使用固定效應(yīng)模型;如果以樣本對(duì)總體效應(yīng)進(jìn)行推論，則應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型，這亦可通過Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行判別。另外，F(xiàn)檢驗(yàn)則可用于判斷建立混合模型或是固定效應(yīng)模型。

2.2 模型構(gòu)建

本文建立如下面板數(shù)據(jù)模型:

其中，cit表示碳排放強(qiáng)度，定義為i省份第t期單位實(shí)際GDP的碳排放量，單位為t/萬元表示均值截距項(xiàng)，為所有省市的平均自發(fā)碳排放水平;αi為i省市的自發(fā)碳排放水平對(duì)平均值的偏離，用來反映不同省市間的碳排放差異，表示保持在現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)水平下各省份的碳排放水平，且，ind2it表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量，分別定義為i省份第t期第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值;不同截面之間μit為相互獨(dú)立的隨機(jī)擾動(dòng)。

3 樣本選取和數(shù)據(jù)處理

本文選取的樣本區(qū)間為1997－2009年，共13年時(shí)間。數(shù)據(jù)包括全國(guó)30個(gè)?。ǔ鞑睾透?、澳、臺(tái)）的GDP數(shù)據(jù)（為消除價(jià)格影響，以1996年作為基期的不變價(jià)格計(jì)算，單位:億元）、第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值、第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值數(shù)據(jù)（各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)以1996年作為基期的不變價(jià)格計(jì)算）、各省煤炭、石油和天然氣的年度消費(fèi)數(shù)據(jù)（單位:萬t標(biāo)準(zhǔn)煤），數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

本文參考《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，把中國(guó)分為東部、中部和西部地區(qū)，其中，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，共11個(gè)省市;中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，共8個(gè)省份;西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，共11個(gè)省市區(qū)。

由于中國(guó)目前沒有權(quán)威部門公布的碳排放統(tǒng)計(jì)值，根據(jù)IPCC（政府間氣候變化專門委員會(huì)）第四次評(píng)估報(bào)告，碳排放主要來自于化石燃料燃燒①資料來源:《2006年IPCC國(guó)家溫室氣體清單指南第二卷（能源）》，日本全球環(huán)境戰(zhàn)略研究所，2006。。本文采用徐國(guó)泉等［14］提出的因素分解方法進(jìn)行碳排放量估算，碳排放總量可以根據(jù)各種能源消費(fèi)引起的碳排放量加總求和得到，方法如下:

其中，Cit為i省總的碳排放量，Cic為i省煤炭年度消費(fèi)量，Cio為i省石油年度消費(fèi)量，Cig為i省天然氣年度消費(fèi)量;α，β和γ為三種燃料燃燒時(shí)碳排放量的轉(zhuǎn)換系數(shù)。對(duì)其大小，我們采用國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)能源研究所2003年公布的報(bào)告《中國(guó)可持續(xù)發(fā)展能源暨碳排放情景分析》，分別為0.7476、0.5825 和 0.4435。如此，可得到各省碳排放量，再除以各省每年相應(yīng)的實(shí)際GDP，即得到碳排放強(qiáng)度。為消除異方差影響，對(duì)碳排放強(qiáng)度及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。

4 實(shí)證分析

4.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

在協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須確保數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，否則會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文分別對(duì)全國(guó)及三大地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，綜合運(yùn)用前述五種檢驗(yàn)方法，原值序列中除全國(guó)的ind2序列（即第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值）在LLC檢驗(yàn)形式下通過5%的顯著性檢驗(yàn)水平外，其余序列均無法拒絕原假設(shè)，即存在單位根，綜合來看，原值序列無法拒絕存在有單位根的原假設(shè)，即為非平穩(wěn)序列;一階差分序列中除ind2序列在Breitung檢驗(yàn)形式下未通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)外，其余序列均通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明一階差分后序列是平穩(wěn)的，可判斷各變量是一階單整的②注:由于篇幅所限，本文暫不給出面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果。。

4.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

由于各經(jīng)濟(jì)變量是同階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提，運(yùn)用Fisher方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

在原假設(shè)為“沒有協(xié)整關(guān)系”時(shí)，由表1可知，跡檢驗(yàn)及最大特征根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，表明存在協(xié)整關(guān)系;在原假設(shè)為“至多一個(gè)協(xié)整關(guān)系”時(shí)，統(tǒng)計(jì)量的P值均大于0.05，因此接受原假設(shè)，說明碳排放強(qiáng)度和第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值、第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值間分別存在有協(xié)整關(guān)系。即全國(guó)及三大地區(qū)的碳排放強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間均存在協(xié)整關(guān)系，所要研究的因變量和自變量在長(zhǎng)期中存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這表明，即使在短期內(nèi)由于各種因素影響使得碳排放強(qiáng)度變化，但是通過誤差糾正可以保證二者在長(zhǎng)期內(nèi)有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表1 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

4.3 面板模型類型判別

在建立面板數(shù)據(jù)模型前，要先對(duì)模型的類型進(jìn)行判別。其中，F(xiàn)檢驗(yàn)用于判別模型中是否存在固定效應(yīng)，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為真實(shí)模型是混合模型，備擇假設(shè)為真實(shí)模型應(yīng)是固定效應(yīng)模型。由表2知全國(guó)及三大地區(qū)的p值均小于0.05，表明與固定效應(yīng)變截距模型相比，混合模型是無效的，因此拒絕原假設(shè)，即在全國(guó)及三大地區(qū)分別建立固定效應(yīng)模型是合適的。Hausman檢驗(yàn)用于判別應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，該檢驗(yàn)的原假設(shè)是應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型，備擇假設(shè)是應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。另外，從實(shí)際研究需要來看，研究的對(duì)象是全國(guó)30個(gè)省市的碳排放強(qiáng)度等變量，不存在從總體中隨機(jī)抽樣問題，因此相比隨機(jī)效應(yīng)模型來說，建立固定效應(yīng)模型是合適的。

表2 面板模型類型判別

4.4 面板模型參數(shù)估計(jì)

由前述討論，本文對(duì)全國(guó)及三大地區(qū)分別建立個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。另外，通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，變截距模型的估計(jì)結(jié)果優(yōu)于變系數(shù)模型，因此，采用個(gè)體固定變截距模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3所示。

其中ind1、ind2分別表示第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值、第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值。從模型整體來看，模型的擬合優(yōu)度及顯著性都較高，說明模型整體的擬合效果較好，且D.W.統(tǒng)計(jì)量表明模型估計(jì)結(jié)果的殘差序列不存在一階序列自相關(guān)性。

表3 面板模型參數(shù)估計(jì)

從系數(shù)估計(jì)值來看，第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值系數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值系數(shù)估計(jì)值均為負(fù)數(shù)，且t統(tǒng)計(jì)量都顯著，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和碳排放強(qiáng)度的影響關(guān)系顯著，且呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。就全國(guó)來看，第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值每上升1%，碳排放強(qiáng)度下降0.4813%;第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值每上升1%，碳排放強(qiáng)度下降0.4165%。并且從全國(guó)及三大地區(qū)模型估計(jì)系數(shù)來看，第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值對(duì)碳排放的影響強(qiáng)于第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值對(duì)碳排放的影響，我們認(rèn)為，這主要是由于第三產(chǎn)業(yè)中交通運(yùn)輸業(yè)的碳排放較高造成的。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)碳排放影響強(qiáng)度來看，東部地區(qū)碳排放強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響最大，第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值每上升1%，碳排放強(qiáng)度下降0.996 2%;第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值每上升1%，碳排放強(qiáng)度下降0.581 3%。其次是中部地區(qū)，影響最小的是西部地區(qū)。

從截距項(xiàng)均值代表的自發(fā)碳排放水平來看，碳排放基數(shù)均值最大的是中部地區(qū)，其次是西部，最小的是東部地區(qū)。表4表示相應(yīng)省市自發(fā)碳排放強(qiáng)度相對(duì)于平均值的偏離，用于反映各省市碳排放強(qiáng)度的差異，表示保持在現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)水平下各省份的碳排放水平?？梢钥吹剑瑬|部地區(qū)自發(fā)碳排放強(qiáng)度最大的是河北省，其次是山東省和遼寧省，最小的是海南省。中部地區(qū)自發(fā)碳排放強(qiáng)度最大的是山西省，其次是河南省和安徽省，最小的是江西省。西部地區(qū)自發(fā)碳排放強(qiáng)度最大的是貴州省，其次是四川省，最小的是青海省。

表4 各省市自發(fā)碳排放強(qiáng)度

綜合以上分析，東部地區(qū)的碳排放基數(shù)最小，而且碳排放強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響最大;中、西部地區(qū)碳排放基數(shù)較大，碳排放強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響較小。究其原因，東部地區(qū)的碳排放強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響最大，可能是由于東部發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)國(guó)家減排的政策執(zhí)行力度較高，能夠積極進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和轉(zhuǎn)型，并且在減排上能產(chǎn)生積極效果。而中、西部地區(qū)在中部崛起戰(zhàn)略及西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推動(dòng)下，發(fā)展的重點(diǎn)是加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，積極發(fā)展工業(yè)，因此，對(duì)國(guó)家減排的政策執(zhí)行力度較低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐緩慢。另外，碳排放基數(shù)較大的省市多集中在中北部地區(qū)，如河北、山東、山西等，這些省份多為工業(yè)大省或是產(chǎn)煤大省;還有西部地區(qū)的貴州、四川等地自發(fā)碳排放強(qiáng)度水平也較高?？赡艿脑蚴窃谥胁酷绕饝?zhàn)略及西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推動(dòng)下，中部及西部地區(qū)大量興建基礎(chǔ)設(shè)施，在地方經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，能源消耗不斷增加，碳排放也逐步增大。碳排放基數(shù)較小的省市多集中在東南部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，如海南、天津、上海、福建等地。海南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)主要以旅游業(yè)、農(nóng)業(yè)為主導(dǎo);近年來上海、天津、福建等地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸轉(zhuǎn)向以服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)，另外，發(fā)達(dá)省市擁有較高的技術(shù)支持，對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)改造也較快。這些都能有效減緩這些地區(qū)的碳排放。

5 結(jié)論和建議

本文基于中國(guó)30個(gè)省市1997－2009年的面板數(shù)據(jù)，以全國(guó)、東、中、西部地區(qū)為劃分對(duì)象，研究碳排放與產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)關(guān)系，通過實(shí)證檢驗(yàn)，選取個(gè)體固定變截距模型進(jìn)行擬合，得到以下主要結(jié)論:①全國(guó)及三大地區(qū)的碳排放強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間均存在協(xié)整關(guān)系。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和碳排放強(qiáng)度的影響關(guān)系顯著，且呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。③東部地區(qū)的碳排放基數(shù)最小，碳排放強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響最大;而中、西部地區(qū)碳排放基數(shù)較大，碳排放強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響較小。

從本文的結(jié)論可以看到，由于中國(guó)東、中、西三大區(qū)域各自的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)不同，初始條件也各異，導(dǎo)致各區(qū)域的自發(fā)碳排放強(qiáng)度大小、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)碳排放影響程度也各異。因此，應(yīng)當(dāng)針對(duì)不同區(qū)域的具體發(fā)展情況，制定相應(yīng)的區(qū)域減排政策。

東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)雄厚，中國(guó)的主要工業(yè)經(jīng)濟(jì)體都集中在這里，因此東部地區(qū)應(yīng)該履行較多的減排義務(wù)，制定嚴(yán)格的減排政策。從本文的實(shí)證結(jié)果可以看到，東部地區(qū)的碳排放強(qiáng)度受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響最大，因此，有條件的東部省市可以先試點(diǎn)，努力探索發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的新型道路。東部地區(qū)要堅(jiān)持走低能耗、低排放的發(fā)展道路，尤其對(duì)于一些碳排放基數(shù)較高的省份，如河北、山東、遼寧、江蘇等，需要對(duì)這些高排放省份制定嚴(yán)格的節(jié)能減排政策。

中部地區(qū)能源豐富，山西、河南等省份的碳排放基數(shù)也較大，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較為落后，生態(tài)環(huán)境也較為脆弱。另外，隨著“中部崛起”及“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的實(shí)施，各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項(xiàng)目大量投入，會(huì)導(dǎo)致中西部地區(qū)能源消耗不斷增大，碳排放也會(huì)逐漸增大?？紤]到中西部地區(qū)相對(duì)落后的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，在一定時(shí)期內(nèi)可以對(duì)這兩個(gè)地區(qū)實(shí)施相對(duì)寬松的減排政策。但是，在中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)迅速擴(kuò)張的過程中，減排的約束一定要逐年加大，要大力發(fā)展資源節(jié)約型、環(huán)境友好型的產(chǎn)業(yè)，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和碳排放的雙贏發(fā)展。

（編輯:劉照勝）

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