梁圣蓉，羅良文

（1.武漢商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430056；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073）

近年來(lái)，全球極端氣候事件頻發(fā)，對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)造成了規(guī)?？涨暗挠绊?，成為世界各國(guó)關(guān)注的焦點(diǎn)，如何有效減少全球碳排放就成為迫切需要解決的問(wèn)題。改革開(kāi)放40余年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高速增長(zhǎng)，取得了舉世矚目的成就，但是環(huán)境問(wèn)題也逐漸凸顯。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2020年中國(guó)的二氧化碳排放量較高，低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于起步階段。為有效解決碳排放問(wèn)題，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展，2021年“碳達(dá)峰、碳中和”被首次寫(xiě)入政府工作報(bào)告。中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議部署2021年重點(diǎn)任務(wù)之一，就是要做好碳達(dá)峰、碳中和工作，要求抓緊制定2030年前碳排放達(dá)峰行動(dòng)方案，推動(dòng)煤炭消費(fèi)盡早達(dá)峰，大力發(fā)展新能源。低碳經(jīng)濟(jì)條件下，一個(gè)地區(qū)的碳生產(chǎn)率越高，碳排放的空間就越大，比較優(yōu)勢(shì)和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)就越明顯，因此，碳生產(chǎn)率是低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的稀缺資源。在這一形勢(shì)下，探討技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與碳排放或者碳生產(chǎn)率的研究逐漸增多，比如Mielnik等提出應(yīng)將單位能源的二氧化碳排放量作為發(fā)展中國(guó)家是否低碳發(fā)展的主要標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為這一指標(biāo)對(duì)一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)低碳發(fā)展具有重要意義[1]。Zofio和Prieto以經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）國(guó)家或地區(qū)為樣本，用DEA模型測(cè)算了部分OECD國(guó)家或地區(qū)的碳排放績(jī)效，并進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)提高碳生產(chǎn)率是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展的關(guān)鍵途徑[2]。關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新和碳生產(chǎn)率關(guān)系的研究成果主要集中于以下幾方面。

第一，關(guān)于碳排放或者碳生產(chǎn)率影響因素的研究。已識(shí)別出的關(guān)鍵影響因素主要包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新等。Chang等提出消費(fèi)結(jié)構(gòu)和出口結(jié)構(gòu)是影響碳排放的主要因素[3]。鄢哲明等測(cè)算了1992—2012年全球15個(gè)國(guó)家的低碳技術(shù)創(chuàng)新水平，并認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新和能源使用結(jié)構(gòu)是影響碳排放的主要因素[4]。唐志鵬等認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步和勞動(dòng)生產(chǎn)率是影響碳生產(chǎn)率的主要因素，其中能源結(jié)構(gòu)對(duì)碳生產(chǎn)率具有負(fù)向影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（服務(wù)業(yè)比重）、技術(shù)進(jìn)步和勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)碳生產(chǎn)率具有正向影響[5]。藺雪芹等認(rèn)為生產(chǎn)力水平、對(duì)外開(kāi)放水平、工業(yè)研發(fā)投入、能源消費(fèi)強(qiáng)度、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、重工業(yè)水平是影響碳排放的主要因素，其中生產(chǎn)力水平、工業(yè)研發(fā)投入、對(duì)外開(kāi)放水平提高了碳排放效率[6]。孫華平、杜秀梅認(rèn)為全球價(jià)值鏈嵌入程度對(duì)產(chǎn)業(yè)碳生產(chǎn)率有促進(jìn)作用[7]。從相關(guān)文獻(xiàn)可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對(duì)外開(kāi)放指標(biāo)對(duì)碳生產(chǎn)率的影響比較重要，因而本文擬從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對(duì)外開(kāi)放視角分析技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響。

第二，關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率關(guān)系的研究。技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率影響的研究起始于“波特假說(shuō)”，該假說(shuō)認(rèn)為政府制定嚴(yán)厲的環(huán)境政策會(huì)長(zhǎng)期促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，會(huì)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境改善共贏的局面。很多學(xué)者從定量的角度證實(shí)或證偽“波特假說(shuō)”，大多數(shù)學(xué)者肯定了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳減排的積極作用。Grossman和Krueger以環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線為基礎(chǔ)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，認(rèn)為環(huán)境污染的緩解主要源于技術(shù)效應(yīng)的增強(qiáng)[8]。Valentina等認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新可降低碳排放[9]。Cole等以日本企業(yè)為案例研究發(fā)現(xiàn)，R&D投入通過(guò)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步而顯著抑制企業(yè)碳排放[10]。Ding等利用STIRPAT模型，以意大利95個(gè)省為樣本，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放影響不顯著，但有助于環(huán)境生產(chǎn)率的提高[11]。Yin等發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步有助于二氧化碳減排[12]。Acemoglu等提出偏向性基礎(chǔ)進(jìn)步理論，認(rèn)為清潔技術(shù)與污染技術(shù)的差異導(dǎo)致了技術(shù)創(chuàng)新的偏向性，會(huì)進(jìn)一步影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境[13]。Dietz等以IPTA模型為基礎(chǔ)，引入隨機(jī)因素，建立擴(kuò)展的IPTA模型，實(shí)證得出技術(shù)進(jìn)步能降低碳排放水平[14]。謝波等認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放績(jī)效呈正向影響[15]。劉衛(wèi)東等利用1999—2012年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新可以降低碳排放水平[16]。孫建實(shí)證得出技術(shù)進(jìn)步、R&D投入、環(huán)境治理投資能有效降低碳排放強(qiáng)度[17]；通過(guò)構(gòu)建區(qū)域—宏觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，發(fā)現(xiàn)東、中、西部三大區(qū)域研發(fā)投入同等幅度的增加都會(huì)抑制二氧化碳排放量和二氧化碳強(qiáng)度的增加[18]。王麗等認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是環(huán)境規(guī)制影響碳生產(chǎn)率的中介因素，技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)碳生產(chǎn)率的提高[19]。李德山等利用我國(guó)2005—2014年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出研發(fā)技術(shù)水平能夠有效促進(jìn)二氧化碳效率提升的結(jié)論[20]。

也有一些學(xué)者得出技術(shù)創(chuàng)新增加了碳排放的結(jié)論，如Acemoglu等實(shí)證得出技術(shù)創(chuàng)新在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)增加了碳排放[21]；張文彬等實(shí)證發(fā)現(xiàn)廣義技術(shù)進(jìn)步和能源利用技術(shù)進(jìn)步增加了碳排放[22]。也有研究成果認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的影響不明確，如Jaffe等實(shí)證發(fā)現(xiàn)不能確定技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的影響，因?yàn)榧夹g(shù)效應(yīng)使碳排放減少，而規(guī)模效應(yīng)使技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)碳排放[23]；肖雁飛利用1996—2014年省際面板數(shù)據(jù)，從全國(guó)及區(qū)域?qū)用孢M(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放影響存在明顯的區(qū)域差異，自主研發(fā)對(duì)東部和西部地區(qū)有顯著負(fù)影響，具有減排效應(yīng)，而對(duì)中部和東北地區(qū)影響不顯著[24]。很多文獻(xiàn)認(rèn)為“波特假說(shuō)”的成立存在前提條件，一些區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，則技術(shù)創(chuàng)新減少了碳排放，而一些區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，則技術(shù)創(chuàng)新增加了碳排放，比如王道平等以1992—2012年71個(gè)國(guó)家或地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)低碳技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放存在非線性影響，高收入?yún)^(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了碳減排，低收入?yún)^(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新抑制了碳減排[25]。這說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的影響存在區(qū)域差異，需要進(jìn)行空間計(jì)量的實(shí)證研究。

第三，部分研究成果注意到技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放的空間效應(yīng)。Kim等以韓國(guó)為案例進(jìn)行空間實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步水平對(duì)碳排放的影響存在不確定性和空間異質(zhì)性[26]。張兵兵等利用國(guó)家與國(guó)家數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳排放影響存在空間異質(zhì)性[27]。林善浪等利用1997—2009年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，得出中國(guó)區(qū)域碳生產(chǎn)率具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響不明顯，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和空間集聚是影響區(qū)域碳生產(chǎn)率的主要因素[28]。盧娜等利用2004—2013年中國(guó)30個(gè)省份的空間面板數(shù)據(jù)，得出突破性低碳技術(shù)創(chuàng)新的碳減排作用仍局限于本地，突破性低碳技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳排放均呈現(xiàn)出顯著的抑制作用，但對(duì)鄰近地區(qū)碳排放的作用不顯著[29]。沈飛結(jié)合投入服務(wù)化技術(shù)創(chuàng)新的全域空間和局域空間分析，得出商貿(mào)流通業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過(guò)程中的投入服務(wù)化創(chuàng)新存在顯著的碳生產(chǎn)率提升關(guān)聯(lián)增強(qiáng)趨勢(shì)和路徑依賴(lài)差異[30]。

綜上所述，使用空間計(jì)量研究技術(shù)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域碳排放或碳生產(chǎn)率影響的研究逐漸增多，這為本文研究打下了一定的理論基礎(chǔ)，但也存在不足，主要表現(xiàn)在：一方面，關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域碳生產(chǎn)率二者關(guān)系的研究大多采取傳統(tǒng)OLS的方法研究，缺乏使用動(dòng)態(tài)面板方法分析的成果。在技術(shù)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域碳生產(chǎn)率影響研究中忽略了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域碳生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)性特征，則會(huì)忽略各區(qū)域滯后一期碳生產(chǎn)率對(duì)本區(qū)域的重要影響，得出的結(jié)果是值得商榷的。另一方面，還有一部分學(xué)者使用靜態(tài)空間模型進(jìn)行分析，缺乏使用動(dòng)態(tài)空間計(jì)量的成果。要解決這一問(wèn)題，需要同時(shí)研究空間性和動(dòng)態(tài)性特征，則需要構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間計(jì)量模型研究二者之間的關(guān)系。本文在前人研究的基礎(chǔ)上在以下兩個(gè)方面有所創(chuàng)新：其一，在指標(biāo)選取上，除選取常規(guī)的代表技術(shù)創(chuàng)新水平的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)外，還選取代表創(chuàng)新投入的人力資本的投入和物力資本的投入指標(biāo)，以期更準(zhǔn)確地測(cè)度技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)和對(duì)外開(kāi)放指標(biāo)分別選取工業(yè)增加占比、第三產(chǎn)業(yè)占比以及對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資，分析更全面。其二，在模型的構(gòu)建上，為克服可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，除使用OLS模型外，還采用動(dòng)態(tài)模型（SYS-GMM）測(cè)度區(qū)域滯后一期碳生產(chǎn)率的重要影響。同時(shí)，為更準(zhǔn)確地衡量技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域碳生產(chǎn)率二者之間的空間關(guān)系，構(gòu)建空間模型進(jìn)行測(cè)度，兼顧動(dòng)態(tài)性和空間性。

二、研究方法與數(shù)據(jù)

（一）研究方法

1.全局空間關(guān)聯(lián)性指標(biāo)。為了從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度更有效地揭示技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性，同時(shí)也為后續(xù)空間計(jì)量模型的技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)演化路徑的耦合性對(duì)碳生產(chǎn)率的影響做準(zhǔn)備，初步采用空間0-1權(quán)重矩陣計(jì)算各個(gè)區(qū)域的Moran'I全局空間相關(guān)指數(shù)。Moran'I全局空間相關(guān)指數(shù)取值為（0，1]時(shí)，表示技術(shù)創(chuàng)新水平或碳生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系；取值為[-1，0）時(shí)，表示技術(shù)創(chuàng)新或碳生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；取值為0時(shí)，表明技術(shù)創(chuàng)新或碳生產(chǎn)率不存在空間自相關(guān)關(guān)系。

2.局部空間關(guān)聯(lián)性。局部Moran'I指數(shù)（LISA）說(shuō)明局部地區(qū)變量集聚現(xiàn)象，可以從空間關(guān)聯(lián)的角度分析碳生產(chǎn)率是否存在空間集聚現(xiàn)象。如果碳生產(chǎn)率集中于第一象限，說(shuō)明中國(guó)區(qū)域碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)高值集聚的空間集聚模式；如果集中于第三象限，說(shuō)明中國(guó)區(qū)域碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)低值集聚的空間集聚模式。第一、第三象限對(duì)應(yīng)正的空間自相關(guān)。如果集中于第二象限，說(shuō)明呈現(xiàn)低值被高值包圍的空間集聚模式。如果集中于第四象限，說(shuō)明呈現(xiàn)高值被低值包圍的空間集聚模式。第二、第四象限對(duì)應(yīng)負(fù)的空間自相關(guān)。

3.面板回歸模型。包括基本模型、動(dòng)態(tài)GMM模型、空間杜賓模型和動(dòng)態(tài)空間模型。

（1）基本模型。在IPAT模型的基礎(chǔ)上建立可拓展的隨機(jī)性的環(huán)境影響評(píng)估的STIRPAT模型，分析技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，STIRPAT的基本表達(dá)式為：

為消除模型可能存在的異方差的影響，研究將式①兩邊取自然對(duì)數(shù)，得到式②：

式①②中，模型將環(huán)境影響（I）分解成人口（P）、富裕程度（A）和技術(shù)（T）的乘積，α為常數(shù)項(xiàng)，e表示隨機(jī)誤差。根據(jù)研究的側(cè)重點(diǎn)不同，可以在STIRPAT模型的基礎(chǔ)上加入相應(yīng)的解釋變量。本研究主要探討技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，并進(jìn)一步探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、研發(fā)投入、要素稟賦結(jié)構(gòu)、人力資本、金融業(yè)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)碳生產(chǎn)率的影響，最終構(gòu)建的模型如式③所示：

式③中，CP為環(huán)境影響，用碳生產(chǎn)率表示，PAT表示創(chuàng)新產(chǎn)出水平，RD表示研發(fā)投入，HR表示人力資本投入，IND表示工業(yè)增加值占比，SE表示第三產(chǎn)業(yè)占比，PGDP表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，TRS表示貿(mào)易發(fā)展，F(xiàn)DIS表示外商直接投資水平，KS表示要素稟賦結(jié)構(gòu)，F(xiàn)IN表示金融業(yè)發(fā)展水平，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，i、t分別表示觀測(cè)個(gè)體和觀測(cè)時(shí)間。

（2）動(dòng)態(tài)GMM模型?？紤]到普通的靜態(tài)OLS模型可能無(wú)法克服內(nèi)生性問(wèn)題，使得結(jié)論不準(zhǔn)確，筆者選擇系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行檢驗(yàn)。系統(tǒng)GMM方法能克服解釋變量可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，還可以衡量滯后一期碳生產(chǎn)率對(duì)本期的影響。

lnCPi,t-1為被解釋變量lnCPit在時(shí)間上的滯后值，θ為時(shí)間滯后值的響應(yīng)系數(shù)。

（3）空間杜賓模型。為確定技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率之間的空間依賴(lài)，采用空間杜賓模型來(lái)估計(jì)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率影響的空間溢出效應(yīng)。

ρ為空間自回歸系數(shù)，為被解釋變量lnCPit與相鄰單元lnCPjt之間的交互效應(yīng)，其中l(wèi)nCPjt為被解釋變量組成的N×1維矢量，Wij為非負(fù)空間權(quán)重矩陣，形式采取一階鄰接矩陣的后相鄰。具體賦值原則為：當(dāng)區(qū)域i和j不相鄰時(shí)賦值為0，相鄰時(shí)賦值為1。μi為空間效應(yīng)，Vt為時(shí)間固定效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。

（4）動(dòng)態(tài)空間模型。由于普通空間模型無(wú)法預(yù)測(cè)特定空間單元在各時(shí)間點(diǎn)的觀測(cè)值存在的序列依賴(lài)，本文嘗試建立動(dòng)態(tài)空間模型，估計(jì)不可預(yù)測(cè)的特定時(shí)間和特定空間存在的空間依賴(lài)，其模型形式為：

lnCPi,t-1為被解釋變量lnCPit在時(shí)間上的滯后值，θ為時(shí)間滯后值的響應(yīng)系數(shù)，P為空間自回歸系數(shù)。

（二）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.被解釋變量：碳生產(chǎn)率（CP）。碳生產(chǎn)率又稱(chēng)“碳均GDP”，用地區(qū)GDP除以同期二氧化碳排放量計(jì)算而來(lái)。二氧化碳排放量根據(jù)IPCC公布的化石燃料二氧化碳排放計(jì)算公式計(jì)算，煤、汽油、柴油、天然氣、電力消費(fèi)等數(shù)據(jù)來(lái)源于各年《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.解釋變量。其一，技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)：創(chuàng)新產(chǎn)出水平（PAT），用各地區(qū)每萬(wàn)人擁有的專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)數(shù)表示；研發(fā)投入（RD），用各地區(qū)R&D投入占GDP的比值表示；人力資本（HR），用各地區(qū)大專(zhuān)以上人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎当硎尽Ｆ涠?，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)：工業(yè)增加值占比（IND），用工業(yè)增加值占GDP的比值表示；第三產(chǎn)業(yè)占比（SE），用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比值表示。其三，對(duì)外開(kāi)放指標(biāo)：對(duì)外貿(mào)易（TRS），用各地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比值表示；外商直接投資（FDIS），用各地區(qū)外商直接投資占GDP的比值表示。

3.控制變量。其一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP），用歷年人均GDP表示。其二，要素稟賦結(jié)構(gòu)（KS），指區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，本文用固定資產(chǎn)投資除以就業(yè)總?cè)藬?shù)計(jì)算而得，其中固定資產(chǎn)投資借鑒張軍等[31]的永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算存量。其三，金融業(yè)發(fā)展（FIN），用各地區(qū)金融業(yè)增加值占GDP的比值表示。

相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源見(jiàn)表1，本文研究樣本選取2007—2019年我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，因?yàn)槲鞑刈灾螀^(qū)、港澳臺(tái)地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，從樣本中剔除。

表1 指標(biāo)一覽表

三、技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率的空間統(tǒng)計(jì)分析

（一）全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)

為了從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度有效地揭示技術(shù)創(chuàng)新與碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性，同時(shí)也為后續(xù)空間計(jì)量模型中技術(shù)創(chuàng)新空間溢出動(dòng)態(tài)演化路徑的耦合性對(duì)碳生產(chǎn)率的影響做準(zhǔn)備，初步采用空間0-1權(quán)重矩陣計(jì)算各個(gè)區(qū)域的Moran'I全局空間相關(guān)指數(shù)以及局部相關(guān)散點(diǎn)圖對(duì)碳生產(chǎn)率和技術(shù)創(chuàng)新兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行分析（見(jiàn)表2）。

表2 技術(shù)創(chuàng)新和碳生產(chǎn)率的全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)

技術(shù)創(chuàng)新的Moran'I指數(shù)均為正數(shù)，均通過(guò)了5%的顯著檢驗(yàn)，且2007—2019年Moran'I全局空間相關(guān)指數(shù)呈逐年上升趨勢(shì)，說(shuō)明2007—2019年這種空間正相關(guān)的顯著性存在逐漸加強(qiáng)的趨勢(shì)，一個(gè)地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)正向影響相鄰區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平，各省份的技術(shù)創(chuàng)新存在正向空間交互關(guān)系，即存在空間集聚現(xiàn)象。從碳生產(chǎn)率的空間相關(guān)性來(lái)看，Moran'I指數(shù)均為正數(shù)，且均通過(guò)了10%的顯著檢驗(yàn)，說(shuō)明中國(guó)各省份的碳生產(chǎn)率存在空間正相關(guān)性，2007—2019年間這種空間相關(guān)指數(shù)盡管在少數(shù)年份略有下降，但總體呈現(xiàn)不規(guī)則上升趨勢(shì)?？傊?，無(wú)論是技術(shù)創(chuàng)新還是碳生產(chǎn)率，均存在顯著的空間效應(yīng)，忽略空間因素會(huì)導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果的偏誤，需要進(jìn)一步作局部空間相關(guān)分析來(lái)確定該空間集聚是高水平的集聚還是低水平的集聚。

（二）局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)

全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)?zāi)軓恼w證明碳生產(chǎn)率的空間集聚性，但由于區(qū)域之間的集聚水平和集聚類(lèi)型存在差異性，因此需要進(jìn)行局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)，Moran'I局部空間相關(guān)指數(shù)散點(diǎn)圖可以從空間關(guān)聯(lián)的角度分析碳生產(chǎn)率是否存在空間集聚現(xiàn)象。為節(jié)省篇幅，本文僅節(jié)選2007年和2019年的碳生產(chǎn)率局部空間相關(guān)散點(diǎn)圖（見(jiàn)圖1）。

圖1 2007年和2019年碳生產(chǎn)率的Moran散點(diǎn)圖

結(jié)果顯示，位于第一、第三象限的區(qū)域保持在21～22個(gè)之間，說(shuō)明2007—2019年間碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)一種高值聚集與低值聚集相結(jié)合的空間聚集模式，具有較強(qiáng)的空間正相關(guān)性。2007年，有9個(gè)區(qū)域位于第一象限，有12個(gè)區(qū)域位于第三象限，合計(jì)占樣本總量的比為70%；2019年有11個(gè)城市位于第一象限，有11個(gè)區(qū)域位于第三象限，合計(jì)占樣本總量的比為73.3%。2007年和2019年的第一、第三象限的區(qū)域的數(shù)量基本穩(wěn)定，說(shuō)明中國(guó)碳生產(chǎn)率存在高度的空間穩(wěn)定性，各區(qū)域要脫離自身原來(lái)的空間集聚存在一定的難度。Moran'I全局空間相關(guān)指數(shù)散點(diǎn)圖表明區(qū)域碳生產(chǎn)率存在顯著的空間正相關(guān)性，呈現(xiàn)一定程度的集聚效應(yīng)，高碳生產(chǎn)率區(qū)域被同樣高碳生產(chǎn)率的區(qū)域所圍繞，低碳生產(chǎn)率區(qū)域被同樣低碳生產(chǎn)率的區(qū)域所圍繞（見(jiàn)表3）。

表3 各省（自治區(qū)、直轄市）碳生產(chǎn)率空間聚集類(lèi)型分布

結(jié)果顯示，2007—2019年間中國(guó)30個(gè)省份碳生產(chǎn)率空間集聚性明顯。上海、江蘇、天津、浙江、福建、湖南等部分東部沿海發(fā)達(dá)省市或部分中部省市碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)高—高集聚特征，說(shuō)明這些區(qū)域與相鄰區(qū)域?qū)崿F(xiàn)了碳生產(chǎn)率協(xié)同發(fā)展，對(duì)相鄰區(qū)域產(chǎn)生了明顯的空間溢出效應(yīng)?？傮w而言，高—高和低—低集聚區(qū)均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)性。也有部分區(qū)域空間特征出現(xiàn)兩極分化現(xiàn)象：分別呈現(xiàn)高—低、低—高、低—低聚集特征的北京、江西和重慶演變成高—高集聚特征，但是分別呈現(xiàn)高—高集聚特征的安徽和廣西則退化成低—高集聚特征，山東甚至從高—高集聚特征退化成低—低集聚特征，說(shuō)明個(gè)別區(qū)域?qū)ο噜弲^(qū)域碳生產(chǎn)率的抑制作用較為突出。

四、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率影響的空間效應(yīng)

（一）空間診斷性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間模型估計(jì)之前，需要對(duì)普通的STIRPAT線性O(shè)LS模型的空間滯后項(xiàng)和空間誤差項(xiàng)進(jìn)行LM（穩(wěn)健性）檢驗(yàn)，以驗(yàn)證STIRPAT模型是否存在空間屬性，如果LM檢驗(yàn)顯著，則表明STIRPAT模型存在空間溢出，需要在模型中納入空間交互性。估計(jì)結(jié)果顯示（見(jiàn)表4），Moran'I指數(shù)為0.3702，空間誤差項(xiàng)和空間滯后項(xiàng)的LM檢驗(yàn)結(jié)果通過(guò)了1%的置信度檢驗(yàn)，說(shuō)明中國(guó)區(qū)域碳生產(chǎn)率存在顯著空間交互效應(yīng)，需要進(jìn)行空間計(jì)量分析。

表4 STIRPAT模型線性面板估計(jì)殘差的空間自相關(guān)檢驗(yàn)

（二）空間效應(yīng)估計(jì)及初步分析

1.模型穩(wěn)定性較強(qiáng)。對(duì)比普通線性O(shè)LS回歸與靜態(tài)空間面板模型回歸（見(jiàn)表4），各影響因子的回歸系數(shù)與OLS線性回歸系數(shù)正負(fù)方向一致，說(shuō)明靜態(tài)空間面板模型穩(wěn)定性較強(qiáng)。

2.忽略空間屬性將低估解釋變量對(duì)被解釋變量的影響。如表5所示，比較靜態(tài)空間面板模型與普通OLS線性模型的lnPAT、lnRD、lnHR、lnIND、lnSE、lnPGDP、lnTRS、lnFDIS、lnKS、lnFIN的回歸系數(shù)，普通OLS線性模型各變量的影響系數(shù)分別為0.0354、0.5478、0.3302、-0.0185、0.4099、0.1517、-0.0358、-0.3786、-0.0174、-0.2122，而靜態(tài)空間面板模型中（第3列）的大多數(shù)因素的回歸系數(shù)的絕對(duì)值要大于普通OLS模型，可能的原因是普通OLS模型忽略了被解釋變量碳生產(chǎn)率和解釋變量的空間溢出效應(yīng)，從而導(dǎo)致解釋變量對(duì)被解釋變量影響效應(yīng)的低估。

表5 技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響的靜態(tài)空間面板模型（被解釋變量：碳生產(chǎn)率）

3.中國(guó)區(qū)域碳生產(chǎn)率存在顯著的空間效應(yīng)。從表5的靜態(tài)空間面板模型估計(jì)結(jié)果來(lái)看，ρ為0.2841，且在1%的置信度水平下高度顯著，說(shuō)明空間因素是影響區(qū)域碳生產(chǎn)率分布的重要因素，區(qū)域之間碳生產(chǎn)率存在顯著的空間溢出效應(yīng)，一個(gè)區(qū)域碳生產(chǎn)率水平不僅受自身因素影響，還受周邊區(qū)域碳生產(chǎn)率影響，技術(shù)創(chuàng)新所在地的碳生產(chǎn)率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，將可有效促使地理相近區(qū)域碳生產(chǎn)率提高0.2841個(gè)百分點(diǎn)，這與前文中國(guó)碳生產(chǎn)率的變動(dòng)存在顯著的空間集聚效應(yīng)的結(jié)論一致。

（三）首次溢出、二次溢出和總溢出效應(yīng)估計(jì)

為了說(shuō)明解釋變量的真實(shí)空間溢出效應(yīng)，需要分解各解釋變量對(duì)碳生產(chǎn)率影響的空間效應(yīng)。因此，本部分在確定空間模型設(shè)定形式的基礎(chǔ)上，運(yùn)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，將各解釋變量對(duì)碳生產(chǎn)率的影響分解成首次溢出、二次溢出效應(yīng)。從總溢出效應(yīng)結(jié)果來(lái)看（見(jiàn)表6第4列），各變量總溢出效應(yīng)的符號(hào)與OLS估計(jì)以及靜態(tài)空間面板模型一致，進(jìn)一步說(shuō)明模型的穩(wěn)健性較好。

表6 首次溢出、二次溢出和總溢出效應(yīng)分解

1.技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的拉動(dòng)作用不明顯，但空間溢出存在“損人利己”效應(yīng)。首先，靜態(tài)空間面板模型結(jié)果顯示，3個(gè)反映技術(shù)創(chuàng)新的指標(biāo)，除技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平lnPAT外，研發(fā)投入lnRD、人力資本lnHR均不顯著，這與程鈺等[32]的結(jié)論一致，說(shuō)明碳排放增長(zhǎng)的速度超過(guò)了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)總量的拉動(dòng)作用，直接導(dǎo)致了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的拉動(dòng)作用減弱。可能的原因是我國(guó)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式比較粗放，在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)，產(chǎn)生了高能耗，造成了高投入，產(chǎn)生了高污染，從而導(dǎo)致碳排放量逐年增長(zhǎng)。而技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平是創(chuàng)新應(yīng)用的直接體現(xiàn)，對(duì)碳生產(chǎn)率的提升明顯。其次，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平對(duì)碳生產(chǎn)率的總溢出效應(yīng)為0.0258，首次溢出效應(yīng)為0.0580，二次溢出效應(yīng)為-0.0322，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平存在“損人利己”效應(yīng)，即顯著提升了本地區(qū)碳生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，但通過(guò)空間溢出效應(yīng)十分明顯地降低了相鄰地區(qū)的碳生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，可能的原因是相鄰地區(qū)政府之間存在資源的無(wú)序競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。而研發(fā)投入與人力資本投入的首次溢出和二次溢出效應(yīng)明顯，說(shuō)明研發(fā)投入和人力資本投入不僅對(duì)所在區(qū)域的碳生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的首次溢出效應(yīng)，而且也給所在區(qū)域以外的其他區(qū)域產(chǎn)生了顯著的二次溢出效應(yīng)。

2.偏重的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)削弱了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的拉動(dòng)作用。首先，靜態(tài)空間面板模型結(jié)果顯示，反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的兩個(gè)因素中，工業(yè)增加值占比的系數(shù)為負(fù)，第三產(chǎn)業(yè)占比的系數(shù)為正，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，制造業(yè)占比越高，碳生產(chǎn)率越低，服務(wù)業(yè)占比越高，碳生產(chǎn)率越高，而我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總體偏重，高碳產(chǎn)業(yè)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)的比值居高不下，這在一定程度上削弱了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)提高碳生產(chǎn)率的作用。同時(shí)也解釋了我國(guó)有些區(qū)域的碳生產(chǎn)率近年來(lái)呈下降趨勢(shì)的原因，這些地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平不高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏重，導(dǎo)致高碳產(chǎn)業(yè)對(duì)碳生產(chǎn)率的抑制作用大于技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的提升作用，這些區(qū)域的碳生產(chǎn)率出現(xiàn)不升反降的局面。其次，工業(yè)增加值占比的首次溢出效應(yīng)和二次溢出效應(yīng)均為負(fù)值，而第三產(chǎn)業(yè)占比的首次溢出效應(yīng)和二次溢出效應(yīng)均為正，說(shuō)明偏重的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅會(huì)降低本區(qū)域的碳生產(chǎn)率，還會(huì)降低相鄰區(qū)域的碳生產(chǎn)率。

3.反映對(duì)外開(kāi)放的兩個(gè)指標(biāo)首次溢出效應(yīng)和二次溢出效應(yīng)均為負(fù)，說(shuō)明當(dāng)前中國(guó)的區(qū)域間貿(mào)易整體上不利于中國(guó)的碳減排，可能的原因有：一是外資企業(yè)對(duì)中國(guó)投資的主要誘因是低廉的勞動(dòng)資本和豐富的資源，有些國(guó)家將位于二氧化碳排放量大、環(huán)境污染嚴(yán)重、能源效率低的輕工制造業(yè)以及小家電企業(yè)等污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到中國(guó)，不利于碳生產(chǎn)率的提升。二是進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的增加，貿(mào)易結(jié)構(gòu)中以低附加值、低技術(shù)、勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，加劇了碳減排壓力，加工貿(mào)易所占比重較大的行業(yè)隱含碳排放量較大是我國(guó)碳排放增加的主要原因。

4.控制變量中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)碳生產(chǎn)率的影響為正，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能有效提升碳生產(chǎn)率。要素稟賦結(jié)構(gòu)對(duì)碳生產(chǎn)率的影響為負(fù)，可能的原因是在優(yōu)化資源配置的過(guò)程中，沒(méi)有注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與要素稟賦的協(xié)調(diào)耦合，在節(jié)能減排過(guò)程中沒(méi)有遵循不同地區(qū)的要素稟賦，對(duì)碳生產(chǎn)率造成了不良的影響。金融發(fā)展水平對(duì)碳生產(chǎn)率的影響為負(fù)，說(shuō)明金融發(fā)展通過(guò)鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行節(jié)能減排技術(shù)的革新以及激勵(lì)企業(yè)擴(kuò)大節(jié)能減排設(shè)備的投資和使用等方式推動(dòng)碳減排的效果不明顯。

（四）動(dòng)態(tài)空間面板結(jié)果分析

普通OLS線性模型和靜態(tài)空間面板模型雖然說(shuō)明解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，但可能忽略了兩個(gè)方面的因素：第一，時(shí)間動(dòng)態(tài)的影響，即滯后一期的碳生產(chǎn)率對(duì)區(qū)域碳生產(chǎn)率的影響。第二，除技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放等因素會(huì)影響碳生產(chǎn)率外，企業(yè)行為、環(huán)境規(guī)制、居民行為等其他重要因素也可能影響碳生產(chǎn)率。因此，需要建立動(dòng)態(tài)空間面板模型，一方面檢驗(yàn)滯后一期的碳生產(chǎn)率是否對(duì)當(dāng)期碳生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，另一方面驗(yàn)證技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放等因素對(duì)碳生產(chǎn)率的時(shí)空影響。為更進(jìn)一步驗(yàn)證動(dòng)態(tài)空間面板的穩(wěn)定性，同時(shí)用系統(tǒng)GMM和差分GMM對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

在利用動(dòng)態(tài)（sys-GMM）和動(dòng)態(tài)空間面板模型進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，需要進(jìn)行Sargan檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證工具變量的有效性。Sargan檢驗(yàn)顯示（表7中的最后1行）模型工具變量選擇均有效，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。同時(shí)，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，模型估計(jì)結(jié)果有效。sys-GMM、動(dòng)態(tài)系統(tǒng)GMM和動(dòng)態(tài)差分GMM估計(jì)各解釋變量的系數(shù)正負(fù)方向一致，說(shuō)明模型穩(wěn)定性較好。

表7 技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的影響的動(dòng)態(tài)空間面板模型（被解釋變量：碳生產(chǎn)率）

1.碳生產(chǎn)率存在顯著的累積循環(huán)效應(yīng)。動(dòng)態(tài)GMM模型結(jié)果顯示，碳生產(chǎn)率的滯后一期系數(shù)為0.3468，且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)碳生產(chǎn)率存在動(dòng)態(tài)連續(xù)性，即前一期碳生產(chǎn)率對(duì)當(dāng)期碳生產(chǎn)率水平有明顯影響，前一期的碳生產(chǎn)率越高，當(dāng)前的碳生產(chǎn)率就越高。同時(shí)，空間動(dòng)態(tài)GMM模型和空間差分GMM模型的碳生產(chǎn)率的滯后一期系數(shù)均大于0.3468，說(shuō)明僅考慮時(shí)間因素不考慮空間因素的結(jié)果低估了碳生產(chǎn)率的累積循環(huán)效應(yīng)。

2.空間動(dòng)態(tài)GMM模型和空間差分GMM模型的空間相關(guān)系數(shù)分別為0.0458和0.0522，且均通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明其他遺漏變量對(duì)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正向影響。動(dòng)態(tài)空間相關(guān)系數(shù)小于靜態(tài)空間面板的空間相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明靜態(tài)空間面板模型高估了碳生產(chǎn)率的空間溢出，說(shuō)明建立sys-GMM模型和動(dòng)態(tài)空間面板模型非常重要，僅使用靜態(tài)空間面板模型中的技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放等變量不能反映碳生產(chǎn)率真實(shí)狀況，企業(yè)行為、環(huán)境規(guī)制、居民行為等其他重要因素對(duì)碳生產(chǎn)率的影響也很重要。

3.動(dòng)態(tài)GMM模型、空間系統(tǒng)GMM模型和空間差分GMM模型顯示，各因素的正負(fù)號(hào)與固定效應(yīng)模型、靜態(tài)空間面板模型一致，說(shuō)明動(dòng)態(tài)空間面板模型通過(guò)控制動(dòng)態(tài)時(shí)滯以及可能存在的遺漏變量后，仍然與前文基本結(jié)論一致，也說(shuō)明了模型的穩(wěn)定性較好。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文采用靜態(tài)與動(dòng)態(tài)空間面板模型相結(jié)合的方法，考察了2007—2019年中國(guó)碳生產(chǎn)率的空間集聚特征，分析技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放等指標(biāo)對(duì)碳生產(chǎn)率的影響，主要結(jié)論如下。

第一，全局空間和局部空間相關(guān)性分析表明，中國(guó)碳生產(chǎn)率呈現(xiàn)一種高值聚集與低值聚集相結(jié)合的空間聚集模式，具有顯著的空間正相關(guān)性，一直處于高—高集聚的區(qū)域集中于東部沿海地區(qū)和部分中部地區(qū)，在考察期內(nèi)出現(xiàn)兩極分化，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)存在外部性。

第二，靜態(tài)空間面板模型結(jié)果表明，碳生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)明顯，忽略空間屬性的線性模型低估了技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放等指標(biāo)對(duì)碳生產(chǎn)率的影響，空間因素是影響區(qū)域碳生產(chǎn)率分布的主要因素，一個(gè)區(qū)域碳生產(chǎn)率水平不僅受自身因素影響，還受周邊區(qū)域碳生產(chǎn)率影響。首次溢出效應(yīng)、二次溢出效應(yīng)和總溢出效應(yīng)顯示，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的拉動(dòng)作用不明顯，但空間溢出存在“損人利己”效應(yīng)，即技術(shù)創(chuàng)新顯著提升了本地區(qū)碳生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，但通過(guò)空間溢出效應(yīng)十分明顯地降低了相鄰地區(qū)的碳生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，可能的原因是相鄰地區(qū)政府之間存在資源的無(wú)序競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。偏重的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)削弱了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)碳生產(chǎn)率的拉動(dòng)作用。當(dāng)前中國(guó)的區(qū)域間貿(mào)易整體上不利于中國(guó)的碳減排。

第三，動(dòng)態(tài)空間面板模型比靜態(tài)空間面板模型更為合適，估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確。碳生產(chǎn)率存在累積循環(huán)效應(yīng)，其他因素等遺漏變量對(duì)碳生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正向影響，靜態(tài)空間面板模型中的技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放等指標(biāo)不足以全面考察碳生產(chǎn)率的實(shí)際情況。靜態(tài)空間面板模型的一些實(shí)證結(jié)果在動(dòng)態(tài)空間面板模型中得以進(jìn)一步驗(yàn)證。

（二）建議

隨著工業(yè)環(huán)境污染問(wèn)題的日益突出，提高碳生產(chǎn)率迫在眉睫?；谇拔年P(guān)于技術(shù)創(chuàng)新對(duì)中國(guó)碳生產(chǎn)率影響的理論研究和實(shí)證分析，筆者提出以下建議。

第一，保證碳生產(chǎn)率的累積循環(huán)效應(yīng)，完善經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境保護(hù)的雙贏機(jī)制，提高中國(guó)碳生產(chǎn)率。中國(guó)各區(qū)域亟須開(kāi)發(fā)新能源、減少對(duì)石化能源依賴(lài)，發(fā)展低排放、低污染、低能耗的綠色經(jīng)濟(jì)。政府、企業(yè)和居民要增強(qiáng)環(huán)保意識(shí)，認(rèn)識(shí)到環(huán)境規(guī)制、社會(huì)文化、消費(fèi)行為等與碳排放密切相關(guān)，提倡低能耗、低碳消費(fèi)行為，提高碳生產(chǎn)率，保證環(huán)境治理和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的延續(xù)性。

第二，加大研發(fā)投入，提高自主創(chuàng)新能力。重視技術(shù)創(chuàng)新，將技術(shù)創(chuàng)新作為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑，高度重視顛覆性技術(shù)的創(chuàng)新引領(lǐng)作用，以供給側(cè)為突破口，加強(qiáng)綠色技術(shù)創(chuàng)新，形成以企業(yè)為主體、科研院所為基礎(chǔ)、政府部門(mén)為支撐的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系，在明確各區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新模式的基礎(chǔ)上，優(yōu)化研發(fā)投入結(jié)構(gòu)。

第三，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第三產(chǎn)業(yè)占比，走低碳的新型工業(yè)化道路。減少低附加值、高能耗產(chǎn)業(yè)。大規(guī)模推廣企業(yè)清潔生產(chǎn)模式，改變傳統(tǒng)的發(fā)展模式。強(qiáng)化申請(qǐng)綠色標(biāo)志認(rèn)證，促使企業(yè)在提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的同時(shí)，使環(huán)境管理規(guī)范化、常規(guī)化、科學(xué)化。鼓勵(lì)消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)綠色服務(wù)或產(chǎn)品，大力倡導(dǎo)可持續(xù)消費(fèi)，鼓勵(lì)企業(yè)推行綠色生產(chǎn)模式。

第四，進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，促進(jìn)技術(shù)有效流動(dòng)。擴(kuò)大國(guó)際分工、合作的領(lǐng)域和范圍，提高國(guó)際合作的層次，優(yōu)化國(guó)際資源配置，鼓勵(lì)各區(qū)域積極參與技術(shù)領(lǐng)域的國(guó)際研發(fā)分工與合作。