趙桂梅，陳麗珍，孫華平，趙桂芹

（江蘇大學(xué)a.財(cái)經(jīng)學(xué)院；b.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院；c.京江學(xué)院，江蘇鎮(zhèn)江212013）

基于異質(zhì)性收斂的中國(guó)碳排放強(qiáng)度脫鉤效應(yīng)研究

趙桂梅a，b，陳麗珍a，b，孫華平a，b，趙桂芹c

（江蘇大學(xué)a.財(cái)經(jīng)學(xué)院；b.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院；c.京江學(xué)院，江蘇鎮(zhèn)江212013）

文章在測(cè)算中國(guó)30個(gè)省區(qū)1995-2015年碳排放強(qiáng)度的基礎(chǔ)上，通過(guò)異質(zhì)性PS收斂方法確定“俱樂(lè)部收斂”類型，解決EKC同質(zhì)性假設(shè)的問(wèn)題，構(gòu)建碳排放強(qiáng)度的空間面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型，對(duì)各類型區(qū)域碳排放強(qiáng)度EKC曲線的拐點(diǎn)及峰值時(shí)間進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果顯示：考慮空間相關(guān)性與空間異質(zhì)性后，中國(guó)碳排放強(qiáng)度EKC模型的估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健，五種類型區(qū)域碳排放強(qiáng)度EKC假設(shè)成立；“十三五”期間中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為6.5%的目標(biāo)條件下，模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證明中國(guó)將在2020年實(shí)現(xiàn)碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“脫鉤”；中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省區(qū)已經(jīng)率先實(shí)現(xiàn)碳排放強(qiáng)度的達(dá)峰目標(biāo)，但是如果經(jīng)濟(jì)落后的省區(qū)不能如期抵達(dá)峰值，必將影響全國(guó)碳排放峰值的時(shí)間和目標(biāo)。從碳排放強(qiáng)度EKC曲線拐點(diǎn)來(lái)看，中國(guó)差異化碳減排政策應(yīng)該根據(jù)各類型區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放的發(fā)展階段，通過(guò)政府引導(dǎo)作用促使碳排放EKC曲線變化更加平緩，保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)分區(qū)域有重點(diǎn)地控制并減少碳排放總量，進(jìn)而確保各省區(qū)能夠根據(jù)地區(qū)發(fā)展實(shí)際科學(xué)落實(shí)國(guó)家節(jié)能減排任務(wù)；同時(shí)，提高資源的利用效率，促進(jìn)異質(zhì)性類型區(qū)域?qū)崿F(xiàn)碳排放強(qiáng)度收斂于共同穩(wěn)態(tài)，進(jìn)而扭轉(zhuǎn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致環(huán)境惡化的不利局面。

碳排放強(qiáng)度；PS收斂模型；EKC空間計(jì)量；脫鉤效應(yīng)；差異化碳減排

中國(guó)“十三五”規(guī)劃綱要明確提出碳排放總量與碳排放強(qiáng)度雙重約束的減排目標(biāo)要求，同時(shí)要在大氣污染防治等環(huán)境指標(biāo)方面取得明顯成效。目前，由于中國(guó)各省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的巨大差異以及碳排放空間分布呈現(xiàn)非均衡性，中央政府在分配減排任務(wù)時(shí)會(huì)產(chǎn)生較大的區(qū)域間利益沖突，減排難度與社會(huì)成本將會(huì)越來(lái)越高。中國(guó)碳排放地區(qū)差異的演進(jìn)趨勢(shì)如何？以及如何在梯度發(fā)展模式下實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和務(wù)實(shí)減排？對(duì)于這些問(wèn)題進(jìn)行深入研究，將有利于把握中國(guó)省域碳排放的演進(jìn)規(guī)律及變動(dòng)趨勢(shì)，以期為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與碳減排政策的制定提供參考依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

Grossman&Kruege（1991）提出環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（Environmental Kuznets Curve，簡(jiǎn)稱EKC）揭示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境質(zhì)量演進(jìn)的“倒U型”變化規(guī)律［1］。隨后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞EKC曲線的存在性展開(kāi)一系列的學(xué)術(shù)討論與實(shí)證檢驗(yàn)。Sanjeev K（2004）采用Lo?gistic曲線測(cè)算環(huán)境退化的發(fā)生率，檢驗(yàn)EKC曲線的存在性［2］。John A Lista&Craig A Galleta（1999）研究發(fā)現(xiàn)基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的EKC曲線不存在，基于截面數(shù)據(jù)的EKC曲線存在［3］。Jalil A&Mahmud S F（2009）認(rèn)為中國(guó)二氧化碳排放的EKC假設(shè)成立［4］。中國(guó)學(xué)者基于EKC也做了大量的研究。宋濤等（2007）運(yùn)用DOLS估計(jì)方法論證工業(yè)污染物排放中人均廢氣、人均固體廢棄物和人均收入之間存在“倒U型”關(guān)系［5］。李國(guó)志等（2010）持相反的觀點(diǎn)，認(rèn)為中國(guó)碳排放不存在EKC曲線，碳排放尚處于單調(diào)遞增階段［6］。鄧曉蘭等（2014）研究支持這一觀點(diǎn)，并認(rèn)為當(dāng)前處于拐點(diǎn)前的上升期［7］。趙桂梅等（2015）研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染呈“N型”關(guān)系，二氧化碳排放處于持續(xù)增長(zhǎng)狀態(tài)［8］。沈能等（2016）采用空間效應(yīng)模型對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)與污染排放EKC曲線進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)［9］。

中國(guó)碳排放何時(shí)能達(dá)峰不僅是國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的重要問(wèn)題，也引起國(guó)際能源、氣候等相關(guān)研究機(jī)構(gòu)的關(guān)注。美國(guó)能源基金會(huì)（The Energy Founda?tion，EF）和世界自然基金會(huì)（World Wide Fund for Na?ture or World Wildlife Fund）在《中國(guó)2050年低碳發(fā)展之路：能源需求暨碳排放情景分析》報(bào)告中指出，在最嚴(yán)苛的“強(qiáng)化低碳”情形下，碳排放有可能在2030年實(shí)現(xiàn)達(dá)峰［10］。鄧柏盛等（2008）利用EKC研究碳排放規(guī)律，將碳排放劃分為三個(gè)階段，認(rèn)為中國(guó)處于“相對(duì)減排”階段［11］。鄧吉祥等（2014）基于能源消費(fèi)情況，將中國(guó)碳排放達(dá)峰時(shí)間估計(jì)為2040年［12］。渠慎寧等（2011）利用STIRPAT模型預(yù)測(cè)中國(guó)達(dá)峰時(shí)間為2020-2045年［13］。何建坤（2016）認(rèn)為碳排放強(qiáng)度下降速度既要高于GDP增長(zhǎng)速度也要大于能源消費(fèi)的年增長(zhǎng)率是實(shí)現(xiàn)中國(guó)2030年達(dá)峰目標(biāo)的前提條件［14］。柴麒敏等（2015）利用IAMC方法模擬中國(guó)2030年達(dá)峰的不同路徑，結(jié)果表明中國(guó)2030年達(dá)峰將使經(jīng)濟(jì)總量累計(jì)偏移3%，提出中國(guó)實(shí)現(xiàn)達(dá)峰目標(biāo)需要十五年累計(jì)減排超過(guò)200億噸［15］。王萱等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)達(dá)國(guó)家碳排放都已跨過(guò)峰值點(diǎn)，完成碳排放強(qiáng)度脫鉤，目前基本上進(jìn)入碳排放總量脫鉤的絕對(duì)減排階段［16］。

由于中國(guó)各省區(qū)的要素稟賦等方面存在較大差異，假定所有經(jīng)濟(jì)體具有同質(zhì)性的EKC檢驗(yàn)將與實(shí)際結(jié)果之間存在一定偏差，由此，EKC曲線的檢驗(yàn)必須克服同質(zhì)性假說(shuō)的問(wèn)題。韓永輝等（2016）采用聚類分析方法對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)污染物排放的EKC曲線進(jìn)行檢驗(yàn)［17］。張成等（2011）通過(guò)數(shù)據(jù)分組方法對(duì)中國(guó)各地區(qū)工業(yè)污染物排放的EKC曲線進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)而解決EKC同質(zhì)性假設(shè)的問(wèn)題［18］。由于不同行政區(qū)域污染物排放數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一定空間相關(guān)性，即某一區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅對(duì)本區(qū)域環(huán)境污染產(chǎn)生影響，而且其周邊區(qū)域污染物排放對(duì)本地區(qū)環(huán)境質(zhì)量也將產(chǎn)生潛在的影響。EKC實(shí)證研究中如果將研究樣本僅僅定義為行政邊界，忽略環(huán)境污染存在的空間效應(yīng)，將導(dǎo)致推斷結(jié)論的偏差。鑒于此，在已有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，本文拓展相關(guān)研究：選擇碳排放強(qiáng)度作為研究對(duì)象，采用異質(zhì)性收斂方法確定碳排放強(qiáng)度“俱樂(lè)部收斂”的類型，同類型區(qū)域之間符合EKC的同質(zhì)性假設(shè)。進(jìn)一步通過(guò)空間面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)各類型區(qū)域碳排放強(qiáng)度的空間效應(yīng)及EKC曲線拐點(diǎn)，揭示中國(guó)碳排放強(qiáng)度時(shí)空格局動(dòng)態(tài)演進(jìn)的特征，為政府構(gòu)建行之有效的低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展體系以及實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)，提供政策分析工具與決策支持。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）PS模型的設(shè)定

Phillips P C B&Sul D（2007）提出的PS收斂方法不依賴于任何趨勢(shì)平穩(wěn)的研究假設(shè)，同時(shí)能夠解決標(biāo)準(zhǔn)單位根檢驗(yàn)所無(wú)法進(jìn)行的異質(zhì)性條件下收斂性檢驗(yàn)問(wèn)題，主要用于分析面板數(shù)據(jù)的收斂性質(zhì)［19］。

1.logt檢驗(yàn)

設(shè)定CIit,i=1,…,K,N;t=1,…K,T為主要研究的面板數(shù)據(jù)變量，其中N為樣本數(shù)，T為樣本的時(shí)間跨度，CIit為碳排放強(qiáng)度，將面板數(shù)據(jù)logCIit分解成兩個(gè)部分：

其中，git為系統(tǒng)因素；εit為個(gè)體因素。git和εit可以是線性的、非線性的、平穩(wěn)的或非平穩(wěn)的。進(jìn)一步分解為共同性因子部分和異質(zhì)性因子部分：

其中，ut為共同因子，也即共同性部分；δit為異質(zhì)性成分。由此，將logyit的收斂性轉(zhuǎn)化為檢驗(yàn)δit是否收斂于常數(shù)δ。

原假設(shè)（H0）：構(gòu)建δit的半?yún)?shù)模型。公式如下：

其中，δi固定，σi為異質(zhì)性規(guī)模參數(shù)，ξit～iid（0，1）；L（t）為一漸變函數(shù)，且滿足為收斂速度，函數(shù)L（t）確保收斂的存在（當(dāng)α=0時(shí)，收斂速度減緩），由此，收斂檢驗(yàn)原假設(shè)（H0）為：

備擇假設(shè)（H1）：存在某個(gè)i使得δi≠δ和（或）α＜0。

若原假設(shè)（H0）成立，則表明全樣本收斂，若備擇假設(shè)（H1）成立，則表明存在部分樣本數(shù)據(jù)不收斂。在原假設(shè)（H0）成立的條件下，hit的截面方差表達(dá)式為：由此，構(gòu)建基于回歸方程的收斂性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

其中，r∈（0，1）①，L（t）=logt。采用穩(wěn)健的t檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)b的顯著性。函數(shù)L（t）的應(yīng)用確保當(dāng)α=0時(shí)，收斂仍成立。Phillips&Sul（2007，2009）證明收斂的情況下，當(dāng)t→∞時(shí)：

其中，A為正常數(shù)。

為了檢驗(yàn)面板的收斂性，Phillips和Sul（2007，2009）定義了相對(duì)過(guò)度參數(shù)（Relative Transition Pa?rameter），hit表達(dá)式如下：

其中，hit為相對(duì)過(guò)度參數(shù)，hit不僅測(cè)量某個(gè)體相對(duì)于其他個(gè)體的行為路徑，還測(cè)量其相對(duì)于共同增長(zhǎng)路徑ut的分離程度；δit為時(shí)變特異系數(shù)，當(dāng)δit收斂于常數(shù)δ時(shí)，則hit收斂于1；ut為共同增長(zhǎng)路徑。如果hit的橫截面方差Vt收斂于零，即當(dāng)t→∞時(shí)有，

Phillips和Sul（2007，2009）通過(guò)對(duì)橫截面方差比進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)原假設(shè)（H0）是否成立：

最后，通過(guò)b值和HAC標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)方法，進(jìn)行單邊異方差穩(wěn)健性的t檢驗(yàn)，判斷不等式零假設(shè)α≥0是否成立。

2.類型收斂與合并

根據(jù)Phillips P C B&Sul D（2007）提出的PS收斂方法檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的類型收斂，判斷地區(qū)間碳排放強(qiáng)度是否存在發(fā)散或類型收斂。首先，根據(jù)2015年30個(gè)省區(qū)的碳排放強(qiáng)度數(shù)據(jù)按照由小到大的順序排序，確定類型核心組，檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)是否存在類型收斂。選擇碳排放強(qiáng)度最靠前的K個(gè)地區(qū)（2≤K≤N）構(gòu)建第一個(gè)類型核心組，然后檢驗(yàn)該類型是否可以構(gòu)建一個(gè)收斂類型。如果t檢驗(yàn)結(jié)果不能拒絕原假設(shè)（H0），則將剩余地區(qū)分別逐一并入核心組進(jìn)行l(wèi)ogt檢驗(yàn)，通過(guò)logt檢驗(yàn)結(jié)果篩選出所有滿足t＞-1.65①的地區(qū)，再?gòu)闹羞x擇t值最大的一個(gè)地區(qū)與之前兩個(gè)地區(qū)重新組成一組。若最初選取的兩個(gè)地區(qū)構(gòu)建的第一個(gè)類型的原假設(shè)（H0）被拒絕，則把碳排放強(qiáng)度排名第一的地區(qū)刪除，將排名第二和第三的地區(qū)確定為第一個(gè)類型，并且檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)是否存在收斂。進(jìn)一步選出t＞c且c≥0（c為臨界值）的省區(qū)與該收斂類型合并組成新組，并采用logt檢驗(yàn)新組是否存在收斂。其次，將沒(méi)有被選中的地區(qū)重新構(gòu)建為一組并進(jìn)行l(wèi)ogt檢驗(yàn)，判斷這組是否存在收斂，如果收斂，那這個(gè)組就成為另一個(gè)收斂類型。如果logt檢驗(yàn)結(jié)果拒絕收斂原假設(shè)（H0），則將這些剩余省區(qū)重新進(jìn)行篩選與合并，進(jìn)一步檢驗(yàn)是否存在其他的收斂類型。如果收斂結(jié)果不成立，則表明剩余省區(qū)屬于發(fā)散類型區(qū)域。

（二）EKC空間計(jì)量模型的設(shè)定

在研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放強(qiáng)度的EKC回歸分析過(guò)程中，為消除異方差現(xiàn)象，實(shí)際應(yīng)用中通常在模型兩邊取對(duì)數(shù)將其轉(zhuǎn)化為線性回歸模型。在用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，碳排放強(qiáng)度EKC模型表達(dá)形式為：

lnCIit=α+β1lnGDPPCit+β2lnZit+ηit+εit（11）

其中，lnCIit為i省t年碳排放強(qiáng)度，lnGDPPCit為人均收入水平，α為常數(shù)項(xiàng)，β1，β2為回歸系數(shù)，ηit為個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。lnZit為外生解釋變量，包括結(jié)構(gòu)變動(dòng)、能源強(qiáng)度、人口規(guī)模等因素。

Maddison（2006）研究發(fā)現(xiàn)使用面板數(shù)據(jù)可以增加參數(shù)估計(jì)的有效性［20］。沿用Elmhurst J.P.（2014）提出將時(shí)空效應(yīng)納入研究體系的空間面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型分析框架［21］，基于EKC理論基礎(chǔ)，建立中國(guó)碳排放強(qiáng)度空間滯后面板數(shù)據(jù)模型（Spatial Lag Panel Da?ta Model，SLPDM）、空間誤差面板數(shù)據(jù)模型（Spatial Error Panel Data Model，SEPDM）和空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型（Spatial Durbin Panel Data Model，SDPDM）三種空間面板數(shù)據(jù)模型。其中，SLPDM模型設(shè)定為：

其中，lnCIit為i省t年碳排放強(qiáng)度；lnGDPPCit為人均收入水平；i表示空間維度，i=1，2，3，…，N；t表示時(shí)間維，t=1，2，3，…，T；α表示常數(shù)項(xiàng)；εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。β表示相應(yīng)解釋變量的系數(shù)，反映解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，β1與β2分別是人均GDP及人均GDP平方項(xiàng)的系數(shù)：①β1＞0，β2＜0，即碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為“倒U”形關(guān)系；②β1＞0，β2＞0，即碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為“U”形關(guān)系。根據(jù)拐點(diǎn)計(jì)算公式ξ=，得出各類型區(qū)域碳排放強(qiáng)度拐點(diǎn)的人均GDP水平。lnZit為外生解釋變量，包括結(jié)構(gòu)變動(dòng)、能源強(qiáng)度、人口規(guī)模等因素。ρ為空間滯后回歸系數(shù)，表示空間面板數(shù)據(jù)的相關(guān)性。Wij為地理空間權(quán)重矩陣，表達(dá)式為：

其中，dij為通過(guò)經(jīng)度、緯度計(jì)算的第i個(gè)地理空間位置與第j個(gè)地理空間位置之間的大圓距離。

為檢驗(yàn)各省區(qū)間碳排放強(qiáng)度是否存在隨機(jī)誤差沖擊的空間溢出效應(yīng)，設(shè)定SEPDM模型為：

其中，jit表示空間自相關(guān)誤差項(xiàng)；λ表示空間誤差回歸系數(shù)。

進(jìn)一步設(shè)定SDPDM模型為：

其中，α表示常數(shù)項(xiàng)；mi為空間特質(zhì)效應(yīng)；λt為時(shí)間特質(zhì)效應(yīng)；δ，θ均為固定的K×1維參數(shù)向量；β1，β2，β3為回歸系數(shù)；當(dāng)θ=0和θ+δ β=0均被拒絕，則選擇SDPDM模型刻畫(huà)碳排放強(qiáng)度的空間效應(yīng)。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究期間為1995-2015年，由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，不予以考慮，同時(shí)，不將港澳臺(tái)地區(qū)計(jì)算在內(nèi)，最終以中國(guó)內(nèi)地30個(gè)省區(qū)作為研究對(duì)象。由于中國(guó)目前沒(méi)有公布各地區(qū)二氧化碳排放量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，根據(jù)IPCC（International Panel on Climate Change，2006）推薦的二氧化碳排放量的估算方法［22］，具體公式為：

其中，CEi為碳排放量的估算值；i為化石能源的種類，i=1，2，…，8；Ei為化石能源的消費(fèi)量；SCCi為化石能源的折標(biāo)煤系數(shù)；CEFi為碳排放系數(shù)，見(jiàn)表1所列。

表1 化石能源的折標(biāo)煤系數(shù)和碳排放系數(shù)

碳排放強(qiáng)度是二氧化碳排放量與GDP經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之比（萬(wàn)噸/億元），碳排放強(qiáng)度計(jì)算公式為：

其中，CIj代表第j個(gè)省的碳排放強(qiáng)度；CEj代表第j個(gè)省的二氧化碳排放量估算值；GDPj表示第j個(gè)省的GDP，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并按照2005年不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整。

三、實(shí)證分析

（一）空間計(jì)量模型的檢驗(yàn)

根據(jù)Anselin L&Florax R J G M（1995）提出的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)（Lagrange Multiplier Test，LM）方法［23］，對(duì)中國(guó)30個(gè)省區(qū)碳排放強(qiáng)度的空間效應(yīng)（依賴性與異質(zhì)性）進(jìn)行空間計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2所列。SLPDM模型中三種空間效應(yīng)均通過(guò)0.05顯著性水平的LM檢驗(yàn)，SEPDM模型中時(shí)空固定效應(yīng)顯著通過(guò)0.05顯著性水平的LM檢驗(yàn)，結(jié)合SLPDM模型與SEPDM模型穩(wěn)健性的檢驗(yàn)結(jié)果，可以完全拒絕非空間性面板OLS。同時(shí)，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)似然比（Like?lihood Ratio，LR）結(jié)果顯示空間固定效應(yīng)（Spatial Fixed Effect）和時(shí)間固定效應(yīng)（Time Fixed Effect）的P值均小于0.01，拒絕非時(shí)空固定效應(yīng)的原假設(shè)，進(jìn)一步選擇時(shí)空固定效應(yīng)模型刻畫(huà)各省區(qū)碳排放強(qiáng)度的演進(jìn)特征。

從空間隨機(jī)效應(yīng)（Spatial Random Effects）與時(shí)間固定效應(yīng)（Time Fixed Effect）的Wald和LR檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，空間隨機(jī)效應(yīng)杜賓模型的相關(guān)系數(shù)在0.01水平下顯著，進(jìn)一步Hausman檢驗(yàn)P值也支持選擇SD?PDM模型，見(jiàn)表3所列。

表2 中國(guó)碳排放強(qiáng)度SLPDM與SEPDM的LM檢驗(yàn)結(jié)果

表3 中國(guó)碳排放強(qiáng)度SDPDM的估計(jì)結(jié)果

中國(guó)各省區(qū)碳排放強(qiáng)度具有空間外溢效應(yīng)，研究過(guò)程中，如果不考慮客觀存在的空間相關(guān)性，僅僅采用行政區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將不能滿足EKC的同質(zhì)性假設(shè)，可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏誤。

（二）收斂類型的檢驗(yàn)

表4為碳排放強(qiáng)度異質(zhì)性收斂的檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 中國(guó)碳排放強(qiáng)度異質(zhì)性收斂的檢驗(yàn)結(jié)果

全樣本碳排放強(qiáng)度的logt檢驗(yàn)結(jié)果表明：t值為-36.58＜t-critial=-1.65，整個(gè)面板數(shù)據(jù)收斂的原假設(shè)（H0）被拒絕，中國(guó)碳排放強(qiáng)度不存在整體收斂。當(dāng)臨界值C*=0時(shí)，logt檢驗(yàn)結(jié)果顯示30個(gè)省市的碳排放強(qiáng)度存在五個(gè)初始收斂類型和一個(gè)離散類型，其中，五個(gè)初始收斂類型logt檢驗(yàn)的系數(shù)t值都不顯著。進(jìn)一步類型合并檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)類型三和類型四合并logt檢驗(yàn)的系數(shù)t值大于C*臨界值外，其他類型合并檢驗(yàn)的logt檢驗(yàn)系數(shù)t值均小于C*臨界值，說(shuō)明類型三和類型四可以合并為一個(gè)新的類型，而其他類型不能合并，保持原來(lái)類型狀態(tài)。

（三）各類型區(qū)域EKC的估計(jì)結(jié)果

1.各類型區(qū)域EKC的存在性

依據(jù)PS收斂及合并檢驗(yàn)結(jié)果，將中國(guó)30個(gè)省碳排放強(qiáng)度劃分為五種類型區(qū)域（其中包含一個(gè)發(fā)散類型），同類型區(qū)域內(nèi)部的碳排放強(qiáng)度數(shù)據(jù)滿足EKC同質(zhì)性條件。利用Stata11.0軟件對(duì)各類型區(qū)域碳排放強(qiáng)度EKC參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，見(jiàn)表5所列。在考慮面板數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性后，中國(guó)30個(gè)省碳排放強(qiáng)度EKC檢驗(yàn)中五類區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)解釋變量一次項(xiàng)lnGDP?PC及其二次項(xiàng)（lnGDPPC）2的估計(jì)系數(shù)均達(dá)到1%顯著水平，EKC估計(jì)結(jié)果十分穩(wěn)健。五種類型區(qū)域lnGDPPC系數(shù)均為正數(shù)且（lnGDPPC）2系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明碳排放強(qiáng)度空間面板數(shù)據(jù)EKC假設(shè)成立，進(jìn)一步計(jì)算出各類型區(qū)域碳排放強(qiáng)度拐點(diǎn)的人均GDP水平，其中D類型與E類型區(qū)域的各省區(qū)已經(jīng)抵達(dá)碳排放強(qiáng)度EKC拐點(diǎn)，碳排放強(qiáng)度達(dá)到峰值后趨于減少。由于各類型區(qū)域在結(jié)構(gòu)變動(dòng)、能源強(qiáng)度、人口規(guī)模等方面的異質(zhì)性，使得各類型區(qū)域之間碳排放強(qiáng)度拐點(diǎn)位置以及達(dá)到拐點(diǎn)的時(shí)間存在差異，其中A類型區(qū)域、B類型區(qū)域與C類型區(qū)域還未達(dá)到拐點(diǎn)，中國(guó)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展位于EKC的左半段。

表5 中國(guó)碳排放強(qiáng)度的分組結(jié)果及EKC檢驗(yàn)

2.各類型區(qū)域達(dá)峰的時(shí)間預(yù)期

基于GDP修正對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)的重要性，根據(jù)中國(guó)30個(gè)省區(qū)1995-2015年間人均GDP的實(shí)際增長(zhǎng)率以及“十三五”期間中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為6.5%的目標(biāo)，采用楊緬昆（2006）提出的GDP修正方法［24-25］基于各類型區(qū)域2015年以后的實(shí)際人均GDP增長(zhǎng)率估算各省區(qū)碳排放強(qiáng)度達(dá)峰時(shí)間，見(jiàn)表6所列。目前，D類型區(qū)域中北京（2008年）、上海（2008年）、江蘇（2012年）、浙江（2013年）和廣東（2015）已經(jīng)全部達(dá)到碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)；E類型區(qū)域的寧夏2014年抵達(dá)碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)。C類型區(qū)域包含15個(gè)省區(qū)，其中天津（2008年）、遼寧（2011年）、山東（2012年）、福建（2012年）、湖北（2015年）和吉林（2015年）抵達(dá)碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)，另外，陜西、湖南、海南3個(gè)省區(qū)接近碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)，同時(shí)注意到四川、河南、廣西、安徽、江西、黑龍江6個(gè)省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展位于EKC的左半段且距離EKC拐點(diǎn)較遠(yuǎn)。B類型區(qū)域包括5個(gè)省區(qū)，其中，內(nèi)蒙古（2010年）和重慶（2014年）已經(jīng)達(dá)到碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)，新疆和河北2個(gè)省區(qū)接近碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)，但是，甘肅和云南距離EKC拐點(diǎn)較遠(yuǎn)。A類型區(qū)域包括3個(gè)省區(qū)，其中，青海?。?015年）已經(jīng)抵達(dá)碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)，山西2015年人均35 094.8元/人，已經(jīng)接近碳排放強(qiáng)度的拐點(diǎn)，但是，貴州2015年人均GDP為29 938.54元/人，與EKC拐點(diǎn)存在著較大差距。根據(jù)中國(guó)“十三五”期間預(yù)期6.5%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，中國(guó)碳排放強(qiáng)度將在2020年前抵達(dá)EKC拐點(diǎn)，研究結(jié)果與林伯強(qiáng)等（2009）提出中國(guó)碳排放EKC的理論拐點(diǎn)為2020年左右的結(jié)論趨同［26］，但是其估計(jì)的拐點(diǎn)（人均GDP 37 170元/人）沒(méi)有考慮到各省區(qū)碳排放強(qiáng)度的異質(zhì)性收斂及路徑性差異。

表6 中國(guó)碳排放強(qiáng)度峰值的時(shí)間估計(jì)

四、研究結(jié)論及政策啟示

本研究在測(cè)算1995-2015年中國(guó)碳排放強(qiáng)度省際面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，采用異質(zhì)性PS收斂法將30個(gè)省區(qū)劃分為五種類型，構(gòu)建符合EKC的同質(zhì)性假設(shè)的空間面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型，對(duì)中國(guó)碳排放強(qiáng)度EKC曲線進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)及拐點(diǎn)估計(jì)。研究結(jié)果表明：考慮空間相關(guān)性后，中國(guó)碳排放強(qiáng)度EKC曲線的估計(jì)模型更加穩(wěn)健，空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示五種類型區(qū)域碳排放強(qiáng)度EKC的假設(shè)成立。就目前而言，中國(guó)碳排放強(qiáng)度整體上仍處于EKC曲線左側(cè)的上升階段，不同地區(qū)碳排放強(qiáng)度拐點(diǎn)及時(shí)間路徑差異較明顯。在“十三五”期間中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為6.5%的目標(biāo)條件下，模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證明中國(guó)將在2020年實(shí)現(xiàn)碳排放強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“脫鉤”。政策啟示如下：

中國(guó)梯度發(fā)展模式既為中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展創(chuàng)造波浪式的后勁與潛力，同時(shí)也將延長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程。區(qū)域間及區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的疊加效應(yīng)決定著中國(guó)整體的碳排放達(dá)峰目標(biāo)，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的省區(qū)實(shí)現(xiàn)碳排放強(qiáng)度峰值的時(shí)間存在較大差異，峰值前后通常需要相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)間積累期。目前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省區(qū)已經(jīng)率先實(shí)現(xiàn)碳排放的達(dá)峰目標(biāo)，但是如果經(jīng)濟(jì)落后的省區(qū)不能如期抵達(dá)峰值，必將影響全國(guó)碳排放峰值的時(shí)間和目標(biāo)。因此，中國(guó)差異化碳減排政策應(yīng)該根據(jù)各類型區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放的發(fā)展階段，促進(jìn)異質(zhì)性類型區(qū)域?qū)崿F(xiàn)碳排放強(qiáng)度收斂于穩(wěn)態(tài)，大幅度提高生產(chǎn)率及減排效率，保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)分區(qū)域有重點(diǎn)地控制并減少碳排放總量，進(jìn)而確保各省區(qū)能夠根據(jù)地區(qū)發(fā)展實(shí)際科學(xué)落實(shí)國(guó)家節(jié)能減排任務(wù)。

從各類型區(qū)域以及各省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放強(qiáng)度的EKC曲線拐點(diǎn)來(lái)看，中國(guó)政府應(yīng)積極采取措施促使碳排放EKC曲線變化更加平緩。根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱以及后發(fā)優(yōu)勢(shì)特點(diǎn)的省區(qū)，通過(guò)政府引導(dǎo)作用改變地區(qū)碳排放強(qiáng)度EKC的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，進(jìn)而扭轉(zhuǎn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致環(huán)境惡化的不利局面。針對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)雄厚以及要素稟賦充裕的省區(qū)，通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新政策強(qiáng)化新能源開(kāi)發(fā)與利用，逐步推進(jìn)高碳排放產(chǎn)業(yè)發(fā)展向“微笑曲線”（Smiling Curve）兩端延伸；同時(shí)，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后的省區(qū)，著力建設(shè)低碳排放產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式和低碳基地，實(shí)現(xiàn)集約式經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)展模式的轉(zhuǎn)型。

注釋：

①通過(guò)蒙特卡羅模擬實(shí)驗(yàn)，建議在T＜50情況下，r=0.3是一個(gè)比較合理的選擇。

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Research on the Decoupling Effect of Carbon Emissions Intensity in China Based on the Heterogeneity Convergence

ZHAO Gui-meia,b,CHEN Li-zhena,b,SUN Hua-pinga,b,ZHAO Gui-qinc
(a.School of Finance and Economics;b.Institute of Industrial Economics;c.School of Jingjiang,Jiangsu University,Zhenjiang 212013,China)

On the basis of the measurement of 30 provinces’carbon emissions intensity from 1995 to 2015,The paper determines the“club convergence”by the PS test method of heterogeneity convergence,builds up the spatial panel data econometric model,and esti?mates empirically the inflection point of EKC curve and the time of peak for the carbon emissions intensity of various regions.During the“13th Five-Year”,if it is estimated that the target of economic growth is up to 6.5%,the results further prove that the overall“decou?pling”of carbon emissions intensity in China will be realized by 2020.Some developed provinces and regions have been the first to achieve the goal of the peak of carbon emissions intensity,but if some less-developed provinces cannot reach the peak,that will be bound to the peak time and target of carbon emissions in China.In view of the inflection point of EKC curve,the government should implement some policies to reduce the carbon emissions according to the stage of regional economy and carbon emissions of various types.At the same time,the government should guide and promote carbon emissions EKC curve to be more gentle,control and reduce carbon emissions while marntaining regional economic development,and ensure that each province can implement the national task of energy-saving and emission reduction according to the regional development.Finally,the government should improve the efficiency of resource utilization, promote the heterogeneous region to converge to the common steady state,so as to reverse the condition that the economic growth leading to the deterioration of environment in China.

carbon emissions intensity;PS convergence model;EKC spatial econometric method;decoupling effect;differentiated carbon emissions reduction

F062.1；F062.2

A

1007-5097（2017）04-0097-07

［責(zé)任編輯：歐世平］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.04.014

2016-11-29

教育部人文社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（15YJA790006）；江蘇省研究生科研創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目（KYZZ_0293）

趙桂梅（1979-），女，黑龍江牡丹江人，講師，博士研究生，研究方向：生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)工程；

陳麗珍（1957-），女，湖北武漢人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：國(guó)際經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作，國(guó)際企業(yè)管理；

孫華平（1979-），男，山東兗州人，副教授，博士后，研究方向：國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；

趙桂芹（1976-），女，黑龍江牡丹江人，講師，經(jīng)濟(jì)師，碩士，研究方向：空間統(tǒng)計(jì)與計(jì)量研究。