鄺嫦娥,鄒偉勇

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201)

一、引言

十九大報告提出，要著力解決突出環(huán)境問題，提高污染排放標(biāo)準(zhǔn)，強化排污者責(zé)任，持續(xù)實施大氣污染防治行動，打贏藍天保衛(wèi)戰(zhàn)。2015年，我國能源消費約為37.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，碳排放量已超110億噸，是當(dāng)年全球最大的碳排放國，約占全球碳排放總量的1/3。若不采取任何減排措施，我國碳排放將會在未來15年內(nèi)增長超過50%[1]335-338。為了應(yīng)對嚴(yán)重的氣候變化問題，我國政府承諾，到2020年二氧化碳排放強度將比2005年減少40%至45%。然而，我國正處于工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵時期，以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)和高能耗粗放型的經(jīng)濟增長方式使得我國的減排任務(wù)任重道遠。為建設(shè)生態(tài)文明促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，政府頒布了一系列的法令法規(guī)、加強了環(huán)境整治的力度，但環(huán)境規(guī)制是否會減少碳排放、改善環(huán)境卻在學(xué)術(shù)界存在爭議?；诖?，從理論和實證上研究環(huán)境規(guī)制與能源消費碳排放的關(guān)系，將有利于環(huán)境規(guī)制的制定與落實，對生態(tài)文明建設(shè)具有重要的指導(dǎo)意義。

二、文獻回顧

國外學(xué)者Sinn(2008)[2]360-394提出了“綠色悖論”，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對碳排放有促進作用，碳稅設(shè)置不合理、行政措施對化石能源的需求減少以及政策頒布執(zhí)行過程中存在滯后性等原因可造成這種情況。環(huán)境規(guī)制逐步增強時，能源所有者加快開采力度并盡快出售其所擁有的能源從而適應(yīng)新規(guī)制的落實。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，碳排放是一種常見的外部性行為，而只有政府的環(huán)境規(guī)制才能彌補市場對碳排放行為的失靈[3]73-83，但是由于存在“綠色悖論”這一現(xiàn)象，令好意圖沒有引起好行為。

對“綠色悖論”這一現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界存在三種觀點。有人支持并認(rèn)同“綠色悖論”。如Sjak Smulders等(2012)[4]364-376表明碳稅政策規(guī)制的提前公布會導(dǎo)致碳排放迅速增加，原因是它會在公告和實際執(zhí)行期之間增加碳排放而不考慮化石燃料的稀缺性；Hendrik等(2014)[5]155-178發(fā)現(xiàn)“綠色”政策措施可能不僅會導(dǎo)致化石燃料加速開采，而且會導(dǎo)致溫室氣體的大量排放；張華等(2014)[6]21-29基于2000—2011年省際面板數(shù)據(jù)的實證研究得出“綠色悖論”是真實存在的；柴澤陽等(2016)[7]33-41學(xué)者構(gòu)建空間杜賓模型也同樣驗證了我國區(qū)域存在環(huán)境規(guī)制能夠促進碳排放。也有人支持“倒逼減排”論。如Frederick van der Ploeg等(2012)[8]342-363考慮綠色福利下，未來便宜的可再生能源使得環(huán)境規(guī)制未必促進碳排放增加、導(dǎo)致綠色福利下降；Robert D. Cairns(2014)[9]78-85在不考慮石油生產(chǎn)的自然和技術(shù)特征下，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制不可能使碳排放增加；張博等(2013)[10]16-20認(rèn)為開征碳稅越早越好,其效力越強，可分區(qū)域開征不同稅率的碳稅,以掌握其對污染的承受能力,進而對碳稅進行動態(tài)的調(diào)整；汪恒等(2016)[11]24-29表明政策的頒布對能源市場的作用并非一定提高碳排放，即政策實施及時就可以避免這一現(xiàn)象。當(dāng)然，也有人認(rèn)為“綠色悖論”和“倒逼減排”同時存在。如Wang Min(2018)[12]57-61研究得出環(huán)境規(guī)制對碳排放表現(xiàn)出顯著的倒U型態(tài)勢，拐點之前呈“綠色悖論”效應(yīng)，拐點之后呈“倒逼減排”效應(yīng)；張先鋒等(2014)[13]136-144研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制在一定范圍內(nèi)對碳排放起促進作用，超過一定限度后則對碳排放起抑制作用。

本文可能的邊際貢獻在于：一是理論視角的創(chuàng)新，構(gòu)建勞動分工理論模型，用分工經(jīng)濟學(xué)理論闡述環(huán)境規(guī)制與碳排放兩者之間的非線性關(guān)系，彌補現(xiàn)有文獻對環(huán)境規(guī)制與碳排放關(guān)系理論分析的空白；二是指標(biāo)方法的創(chuàng)新，通過熵值法改進環(huán)境規(guī)制、能源消費碳排放等指標(biāo)的衡量，克服現(xiàn)有文獻對衡量環(huán)境規(guī)制與碳排放指標(biāo)單一性問題；三是計量工具的創(chuàng)新，用GIS軟件繪制環(huán)境規(guī)制與碳排放的空間分布情況，并作歸納整理，描述兩者之間存在空間關(guān)聯(lián)性特征。由于考察的地域之間存在依賴性，本文將采用空間計量實證替代一般面板回歸模型，從而更好地論證環(huán)境規(guī)制對碳排放的影響。

三、理論分析

假設(shè)對于任意兩個地區(qū)A與B，A地區(qū)生產(chǎn)y，B地區(qū)生產(chǎn)x，y為最終商品，x為中間產(chǎn)品，并且只有最終產(chǎn)品存在碳排放。兩個地區(qū)之間存在交易，x和y分別表示自身生產(chǎn)的中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品數(shù)量，yd表示需要購買的中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品，k表示交易效率。因此，基本模型構(gòu)建如下：

U=y+kyd

(1)

(2)

(3)

lx+ly=1

(4)

μpxxs+λpyys=pxxd+pyyd

(5)

E=ηys

(6)

對于地區(qū)A，每個生產(chǎn)者和消費者在如下生產(chǎn)函數(shù)、勞動稟賦和預(yù)算約束中實現(xiàn)效用最大化：

U=y

(7)

(8)

λPyys=Pxxd

(9)

角點均衡解為：

(10)

對于地區(qū)B，每個生產(chǎn)者和消費者在如下生產(chǎn)函數(shù)、勞動稟賦和預(yù)算約束中實現(xiàn)效用最大化：

U=kyd

(11)

xs=1

(12)

μpxxs=pyyd

(13)

角點均衡解為：

(14)

一般均衡條件為效用均等和市場出清，因此根據(jù)效用均等化條件Uy=Ux可以求出相對價格：

(15)

將(15)式帶入(10)式中，可以得到：

(16)

將(16)式代入(6)式中可以得到：

(17)

對(17)式關(guān)于t求偏導(dǎo)，可得：

(18)

四、空間實證檢驗

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文采用2004—2015年我國30個省市面板數(shù)據(jù)進行實證分析。原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省《統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》等。樣本數(shù)據(jù)處理如下：

(1)能源消費碳排放量(l_c)：這里采用化石能源燃燒產(chǎn)生的CO2排放總量(EC)[注]能源消費碳排放量計算公式：作為衡量指標(biāo)。CO2排放總量(EC)為選取能源消費來衡量；i為能源消費種類，主要有煤炭、原油、天然氣、燃料油、煤油、汽油、柴油、焦炭等八種能源消費；Ei為第i種能源消費量；CFi為能源消費產(chǎn)生的發(fā)熱值；CCi為碳含量；COFi為氧化因子；αi=CFi*CCi*COFi為第i種能源碳排放系數(shù)，具體采用國際IPCC《國家溫室氣體排放清單指南》相關(guān)數(shù)據(jù)，煤炭0.755 9，原油0.585 7，天然氣0.448 3，燃料油0.681 5，煤油0.571 4，汽油0.553 8，柴油0.592 1，焦炭0.855，單位為tc/tce。

(2)環(huán)境規(guī)制(er)：已有文獻中環(huán)境規(guī)制的代理變量主要由排污費用收入、環(huán)境污染治理投資支出、經(jīng)濟發(fā)展水平、環(huán)境污染來訪人數(shù)[15]73-84等衡量。本文借鑒Levinson(2003)[16]91-106和朱平芳等(2011)[17]133-145關(guān)于環(huán)境規(guī)制的合成指數(shù)構(gòu)建，基本思路為：通過不同污染物排放強度加權(quán)考察地區(qū)環(huán)境污染治理的努力程度，采用熵值法替代主觀賦權(quán)評價法構(gòu)建改進權(quán)重，對該指數(shù)進行逆處理(即取倒數(shù))，意味著污染排放綜合指數(shù)越高，政府環(huán)境治理越努力，實施了較為嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制；反之則較弱。這里重點考察工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙(粉)塵排放量來衡量污染排放強度。

(3)控制變量：為防止遺漏影響經(jīng)濟增長的重要變量而導(dǎo)致估計結(jié)果不準(zhǔn)確，加入以下控制變量加以衡量。能源結(jié)構(gòu)(es)：用煤炭消費量(將實物量折合成標(biāo)準(zhǔn)煤[注]煤炭折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)為0.741 3，系數(shù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》。)占能源消費總量的比重表示能源消費結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)：用第二產(chǎn)業(yè)增加值占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。研發(fā)水平(rd)：用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。外商直接投資(fdi)：用外商直接投資占當(dāng)年生產(chǎn)總值的比重表示。年末人口(l_pop)：用年末人口數(shù)表示。人均實際GDP(l_y)：以2004年為基期進行消脹處理，根據(jù)指數(shù)折算進而得到2004—2015年的各省實際GDP，再除以年末人口數(shù)得到人均地區(qū)生產(chǎn)總值來表示經(jīng)濟發(fā)展水平。

本文以能源消費碳排放作為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制強度作為核心解釋變量，能源消費結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技水平、外商直接投資、年末人口數(shù)和人均實際GDP為控制變量。

(二)環(huán)境規(guī)制和能源消費碳排放的空間相關(guān)性

地理學(xué)第一定律(Tobler，1970)[18]234-240認(rèn)為任何事物之間均相關(guān)，而離得較近的事物總比離得較遠的事物相關(guān)性要高。為區(qū)別一般計量模型，本文將空間權(quán)重矩陣(鄰接矩陣)引入實證模型作為研究對象，考慮空間依賴性下得到的測算結(jié)果更符合實際情況。

通過STATA14.0軟件測算2004—2015年我國30個省份碳排放、環(huán)境規(guī)制的Moran’s I指數(shù)，具體結(jié)果如圖1所示。從表中可以看出環(huán)境規(guī)制與碳排放均為正值，這說明我國區(qū)域環(huán)境規(guī)制、碳排放在空間上有較強的正相關(guān)特征和較強的空間聚集性表現(xiàn)。

(三)環(huán)境規(guī)制和碳排放的空間分布

表1是采用本文測算出來的環(huán)境規(guī)制強度、碳排放數(shù)據(jù)，通過ARCGIS10.2繪制兩者2004、2015年空間分布圖，根據(jù)高、中、低強度整理成表格形式?？梢钥闯觯协h(huán)境規(guī)制地區(qū)有所增加，高、低環(huán)境規(guī)制的地區(qū)有所減少。環(huán)境規(guī)制空間分布特征十分明顯，2004年西北部地區(qū)存在明顯的高環(huán)境規(guī)制集聚，中部地區(qū)存在中環(huán)境規(guī)制集聚，沿海地區(qū)存在低環(huán)境規(guī)制集聚；2015年中部地區(qū)存在中環(huán)境規(guī)制集聚，北方地區(qū)存在低環(huán)境規(guī)制集聚。低碳排放量地區(qū)有所增加，高、中碳排放量地區(qū)有所減少，北方地區(qū)比南方地區(qū)的碳排放量多。碳排放空間分布特征十分明顯，如環(huán)渤海地區(qū)高碳排放量的地區(qū)有明顯的“集聚”，2004年西北部地區(qū)的碳排放存在低碳排放集聚，2015年南方地區(qū)存在低碳排放量集聚。

表1 2004、2015年環(huán)境規(guī)制與碳排放的空間分布情況

注：資料來源于本文測算的數(shù)據(jù)并通過作者歸納整理。

(四)空間模型的選擇

本文對樣本期的數(shù)據(jù)選取進行模型的檢驗，選取最優(yōu)的空間實證模型。似然比檢驗1、沃爾德檢驗是判斷空間杜賓模型是否會退化為空間自回歸模型或者空間誤差模型的依據(jù)；似然比檢驗2是判斷采用空間效應(yīng)模型、時間效應(yīng)模型或者時空效應(yīng)模型的依據(jù)；豪斯曼檢驗是判斷模型采用固定效應(yīng)模型抑或隨機效應(yīng)模型的依據(jù)。經(jīng)檢驗：似然比檢驗1結(jié)果為77.38和66.73且顯著，沃爾德檢驗值為80.20且顯著，模型不會退化為空間自回歸模型和空間誤差模型，故模型選擇空間杜賓模型。似然比檢驗2的結(jié)果為32.93和648.33且顯著，表明模型應(yīng)選擇時空雙固定效應(yīng)。豪斯曼檢驗結(jié)果為20.38且顯著，采用固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。

空間杜賓模型是將解釋變量和誤差項的空間相關(guān)性都引入模型中，同時考慮內(nèi)生交互效應(yīng)、外生交互效應(yīng)和具有相關(guān)性的誤差項。模型為(19)式，式中被解釋變量y為分省碳排放，X為解釋變量，α為常數(shù)項，ιn為N*1階單位矩陣，N為地區(qū)個數(shù)，ε為誤差項。

y=αιn+ρWy+βX+θWX+ε

(19)

為考察環(huán)境規(guī)制對碳排放的空間溢出情況，本文重點分析空間杜賓模型。直接效應(yīng)測度的是自變量每變化一單位對本地區(qū)影響的大小，溢出效應(yīng)測度的是自變量每變化一單位對周邊地區(qū)因變量影響的大小，直接效應(yīng)以及溢出效應(yīng)的總和則為總效應(yīng)。

(五)實證結(jié)果

表2是基于空間杜賓模型估算出環(huán)境規(guī)制對碳排放的直接、溢出和總效應(yīng)的分解結(jié)果。

從直接效應(yīng)模型看，環(huán)境規(guī)制一、二次項系數(shù)分別為0.237、-0.004且顯著，佐證兩者之間存在明顯的倒U型曲線關(guān)系。環(huán)境規(guī)制對碳排放的作用存在一個閾值，當(dāng)?shù)貐^(qū)環(huán)境規(guī)制強度小于閾值時，環(huán)境規(guī)制越強，碳排放越強；環(huán)境規(guī)制強度大于閾值時，環(huán)境規(guī)制對碳排放的影響會從促進作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔谩Ｄ茉聪M結(jié)構(gòu)系數(shù)為1.080且顯著，以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)不利于碳減排工作的進行，通過低碳化的能源消費結(jié)構(gòu)減少碳排放仍需要一段時間的努力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為0.155但不顯著，第二產(chǎn)業(yè)重工業(yè)某種程度上加快了碳排放的增加，污染密集型產(chǎn)業(yè)沒有承擔(dān)更多的環(huán)境遵循成本。R&D系數(shù)為-5.181且顯著，通過改善環(huán)境技術(shù)研發(fā)水平可以很好地促使碳排放的減少。FDI對碳排放的影響扮演“魔鬼”與“天使”兩種不同角色，可能是污染避難所效應(yīng)，也可能是污染光環(huán)效應(yīng)。FDI系數(shù)為-0.771但不顯著， FDI存在環(huán)境收益效應(yīng)大于向底線賽跑效應(yīng)現(xiàn)象。此外，年末人口數(shù)系數(shù)為正且顯著，說明了我國人口的過快增長促進碳排放的不斷提高。人均GDP系數(shù)為正且顯著，說明了我國經(jīng)濟增長的同時，不合理的生產(chǎn)增長方式可能使碳排放大大提高。

從溢出效應(yīng)模型看，環(huán)境規(guī)制一、二次項系數(shù)分別為1.476、-0.026且顯著，意味著隨著地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度的增加，對周邊地區(qū)碳排放起先增加后減少的現(xiàn)象。能源消費結(jié)構(gòu)系數(shù)為0.065但不顯著，說明本地區(qū)的能源消費結(jié)構(gòu)不利于鄰近地區(qū)的碳排放減少。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為1.460且顯著，說明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況促進周邊地區(qū)碳排放量增加。R&D系數(shù)為3.542但不顯著，反映出患上“發(fā)展饑餓癥”的地方政府追求政績現(xiàn)象，在經(jīng)濟增長與環(huán)境生態(tài)間作取舍的時候，地方政府更多的是想要提高資本、勞動效率方面的研發(fā)，而規(guī)制卻成為經(jīng)濟發(fā)展的擺設(shè)現(xiàn)象，環(huán)境技術(shù)方面的投入則沒有產(chǎn)生抑制溢出作用。FDI系數(shù)為-1.987但不顯著，說明改善地區(qū)開放水平有利于周邊地區(qū)的碳排放量減少。此外，年末人口數(shù)系數(shù)為負且顯著，表明人口流動與集聚會提高地區(qū)的能源效率，對周邊地區(qū)的碳排放量產(chǎn)生抑制作用。人均GDP系數(shù)為負且顯著，說明地區(qū)收入水平的提高會對周邊地區(qū)碳排放存在一定的抑制作用。ρ系數(shù)為0.228且顯著,表明環(huán)境規(guī)制對碳排放有促進作用，存在“綠色悖論”現(xiàn)象。

從總效應(yīng)模型看，環(huán)境規(guī)制一、二次項系數(shù)分別為1.713、-0.030且顯著，再次印證了環(huán)境規(guī)制與碳排放有倒U型曲線關(guān)系。能源消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)分別為1.145、1.615且顯著，表明能源消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有待改善。R&D與FDI系數(shù)為-1.641、-2.758但不顯著，表明環(huán)境技術(shù)方面的投入沒有顯著抑制碳排放的增加，引入外資的同時，避免成為發(fā)達國家的“污染天堂”。此外，年末人口數(shù)、收入水平的系數(shù)為負且顯著，說明人口的流動集聚和收入水平的提高可以抑制碳排放。

表2 環(huán)境規(guī)制對能源消費碳排放的空間實證

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(六)穩(wěn)健性檢驗

本節(jié)采用固定效應(yīng)模型、POLS回歸并將環(huán)境規(guī)制以及碳排放滯后一期對上文的結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表3。可以看出，環(huán)境規(guī)制對碳排放有明顯的倒U型關(guān)系，雖然影響系數(shù)估算存在差異，但作用方向均與上述結(jié)論相符，表明本文的結(jié)論沒有發(fā)生實質(zhì)性的變化。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

五、結(jié)論及啟示

本文通過上述研究得出以下結(jié)論：(1)通過勞動分工理論模型，分析出環(huán)境規(guī)制與碳排放存在非線性關(guān)系；(2)運用探索性的空間數(shù)據(jù)分析工具，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與碳排放具有空間依賴性，兩者有明顯的空間“集聚效應(yīng)”；(3)基于空間杜賓模型，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對碳排放的影響存在倒“U型”關(guān)系，環(huán)境規(guī)制對碳排放的作用存在一個閾值，在拐點之前，環(huán)境規(guī)制對碳排放有促進作用，拐點之后為阻礙作用。

本文研究結(jié)論蘊含著相應(yīng)政策含義。首先，由于不同地區(qū)處于環(huán)境規(guī)制對碳排放起促進或者抑制的不同階段，政府在制定環(huán)境政策時要避免盲目、不切實際地提高環(huán)境規(guī)制強度，應(yīng)根據(jù)地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平與碳排放強度的差異性，因地制宜地構(gòu)建多位一體的“政府控制型”和“社會制衡性”齊管共進的調(diào)控模式[19]98-103。其次，由于存在“綠色悖論”現(xiàn)象，為防止環(huán)境規(guī)制對碳排放的抑制作用過后會再一次發(fā)生促進作用或者在促進作用階段停留時間過長，政府要與時俱進地頒布新的環(huán)境規(guī)制，提高行政實施效率，使得倒U型曲線在上升階段的速度放緩且短暫，在下降階段更加顯著與持久。最后，政府要改善以煤為主的能源消費結(jié)構(gòu)，開源也要節(jié)流，發(fā)展清潔能源實現(xiàn)企業(yè)低碳化生產(chǎn)；把握新科技革命和產(chǎn)業(yè)革命機遇，大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，攻占發(fā)展制高點，把握新的競爭主動權(quán)；加大環(huán)保技術(shù)的研發(fā)投入，提高節(jié)能減排的工業(yè)技術(shù)，加強企業(yè)環(huán)保產(chǎn)品的創(chuàng)新與研發(fā)，強化碳稅與R&D補貼的組合政策[20]1-8；提高對外開放的質(zhì)量，避免成為發(fā)達國家的“污染天堂”。