文 雷,梁雅昆

(陜西師范大學(xué) 國際商學(xué)院,陜西 西安 710119)

《2021年全球氣候狀況報(bào)告》顯示,人類活動造成的氣候變化給全球經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展帶來了嚴(yán)峻的考驗(yàn)。如何降低二氧化碳排放量、提升碳排放效率成了世界各國關(guān)注的重要問題。

2020年,習(xí)近平在第75屆聯(lián)合國大會一般性辯論會上提出:“中國將提高國家自主貢獻(xiàn)力度,采取更加有力的政策和措施,二氧化碳排放力爭于2030年前達(dá)到峰值,努力爭取2060年前實(shí)現(xiàn)碳中和?！边@一講話是中國在緩解全球氣候變暖方面做出的莊嚴(yán)承諾,表明了中國在碳減排方面的堅(jiān)定決心。要在保證經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長的前提下實(shí)現(xiàn)我國的承諾,就必須提高傳統(tǒng)能源的利用效率或?qū)ふ倚滦?、綠色能源,以此來提升碳排放效率。

短期來看,加快水能、風(fēng)能、太陽能等可再生能源對傳統(tǒng)能源的替代可以最大限度地合理利用各地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢,有利于實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置、推動“西電東送”等政策的實(shí)施。長遠(yuǎn)來看,開發(fā)可再生能源能夠減緩化石能源的耗竭、解決當(dāng)前全球能源供應(yīng)緊張的局面,保證我國未來社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求,實(shí)現(xiàn)能源數(shù)量和質(zhì)量的穩(wěn)定供應(yīng),減弱對進(jìn)口能源的依賴,保障我國能源安全。

一 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

目前經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域有關(guān)可再生能源發(fā)展經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究可以分為三類:可再生能源與就業(yè)、可再生能源與經(jīng)濟(jì)增長和可再生能源與環(huán)境。

可再生能源發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系存在“創(chuàng)造效應(yīng)”和“破壞效應(yīng)”的爭論。一方面,可再生能源發(fā)展會催生新能源電池、新能源汽車等新興產(chǎn)業(yè)部門的興起,帶動能源網(wǎng)絡(luò)設(shè)施等基礎(chǔ)設(shè)施的投資,對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生“創(chuàng)造效應(yīng)”[1-6]。另一方面,可再生能源的發(fā)展會降低對化石能源生產(chǎn)行業(yè)以及石油加工業(yè)、煤炭開采業(yè)等重污染、高能耗制造業(yè)的需求[7],加之推廣新能源具有高昂的成本[8],會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生“破壞效應(yīng)”。在此基礎(chǔ)上,多位學(xué)者均通過構(gòu)建能源—環(huán)境—經(jīng)濟(jì)的理論分析框架,運(yùn)用非參數(shù)可加模型[9]、聯(lián)立方程模型、時(shí)間序列VAR模型[4,10],證明了由于“創(chuàng)造效應(yīng)”和“破壞效應(yīng)”的共同作用,可再生能源發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著“W型”“倒U型”的非線性關(guān)系。

可再生能源發(fā)展對就業(yè)的影響存在著“創(chuàng)造效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”的爭議。“創(chuàng)造效應(yīng)”是指,風(fēng)能、核能、太陽能、生物質(zhì)能等新興產(chǎn)業(yè)部門催生了大批就業(yè)崗位,進(jìn)一步帶動可再生能源關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的興起,提高社會總體就業(yè)水平[11-14]?！疤娲?yīng)”是指,可再生能源的發(fā)展對能源生產(chǎn)水平和技術(shù)創(chuàng)新程度提出了更高的要求,這使得企業(yè)增大了對高技術(shù)勞動力的需求、降低了對低技術(shù)勞動力的需求,但現(xiàn)有低技術(shù)勞動力無法在短期內(nèi)提升技能,因而會面臨失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)[15]。

類似地,學(xué)者們對于可再生能源發(fā)展與碳排放關(guān)系的探討也存在著差異。大部分學(xué)者認(rèn)為可再生能源發(fā)展有利于碳減排和環(huán)境保護(hù)。傳統(tǒng)能源消費(fèi)量的提高不僅會消耗大量的資源,還會排放一系列污染物,進(jìn)而引發(fā)對于生態(tài)環(huán)境的破壞,而可再生能源作為一項(xiàng)不產(chǎn)生有害氣體或固體廢料的能源,其自身的低碳性、清潔性會直接降低二氧化碳排放強(qiáng)度,改善環(huán)境質(zhì)量、提升生態(tài)效率[16-19]。此外,由于“資源配置逐效率論”,能源綠色化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色化的轉(zhuǎn)型過程中,生產(chǎn)投入要素會從效率較低的行業(yè)流向效率較高的行業(yè),社會資源被合理配置、利用,這有利于碳減排和生態(tài)效率的提升。如可再生能源補(bǔ)貼政策和可再生能源供暖政策均能夠顯著降低二氧化碳、二氧化硫等污染物的排放程度,改善空氣質(zhì)量[20-22]。與此不同的是,Kahia M等以24個(gè)中東和北非國家為樣本,基于面板向量自回歸模型,探究了可再生能源對碳排放的影響,發(fā)現(xiàn)二者不存在明顯的因果關(guān)系[23]。這可能是因?yàn)榭稍偕茉窗l(fā)展伴隨著能源消費(fèi)量的提高,當(dāng)可再生能源規(guī)模較小時(shí),能源消費(fèi)依舊以煤、石油、天然氣等傳統(tǒng)化石能源為主,因而在能源消費(fèi)需求高速增長的背景之下,可再生能源消費(fèi)增長量遠(yuǎn)小于傳統(tǒng)能源消費(fèi)增長量,導(dǎo)致可再生能源消費(fèi)產(chǎn)生的碳減排效應(yīng)被抵消[9]。進(jìn)一步地,任曉航等[24]、徐斌等[9]通過構(gòu)建能源—環(huán)境—經(jīng)濟(jì)的分析框架,探討了可再生能源發(fā)展與碳減排的非線性關(guān)系。前者利用VAR模型探究發(fā)現(xiàn),受到可再生能源發(fā)展的沖擊后,碳排放會呈現(xiàn)出先下降后上升的“U型”變動趨勢;后者利用非參數(shù)可加模型研究得出,可再生能源對碳排放的影響在我國東、中、西部地區(qū)分別呈現(xiàn)“M型”、平緩“U型”以及“U型”的非線性關(guān)系。

學(xué)者們對于可再生能源發(fā)展與碳排放關(guān)系的差別看法可能由多方面原因造成。首先,可再生能源的發(fā)展會歷經(jīng)“生產(chǎn)投資”到“使用消費(fèi)”的過程,在生產(chǎn)端,國家會通過投資設(shè)廠等方式保證可再生能源的順利發(fā)展,該過程會依賴化工業(yè)等大量非環(huán)保重工業(yè)的參與,從而加劇碳排放、降低碳排放效率,產(chǎn)生“生產(chǎn)效應(yīng)”;在消費(fèi)端,企業(yè)、居民在獲取并使用可再生能源的過程中,由于可再生能源的綠色性和低碳性,區(qū)域碳排放效率會有所提升,產(chǎn)生“消費(fèi)效應(yīng)”。而上述學(xué)者均從能源使用端探討可再生能源發(fā)展所造成的“消費(fèi)效應(yīng)”,忽視了可再生能源的“生產(chǎn)效應(yīng)”。其次,在“生產(chǎn)效應(yīng)”和“消費(fèi)效應(yīng)”的共同作用下,可再生能源發(fā)展與碳排放效率之間可能存在著復(fù)雜的非線性關(guān)系,而僅有個(gè)別文獻(xiàn)關(guān)注到了二者之間的非線性關(guān)系。Grange曾指出,世界幾乎是由非線性關(guān)系構(gòu)成的[25]?？梢娊?jīng)濟(jì)現(xiàn)象盤根錯(cuò)節(jié)且易變,各經(jīng)濟(jì)變量之間往往會存在著大量的非線性關(guān)系。最后,上述學(xué)者在衡量碳減排和環(huán)境污染程度時(shí)大都使用碳排放強(qiáng)度、碳生產(chǎn)率、碳指數(shù)①等單要素碳排放效率,該指標(biāo)通俗易懂,具有較強(qiáng)的適用性,但僅從一個(gè)角度定義了碳排放效率,具有一定的局限性,因此應(yīng)當(dāng)使用全要素的方式去構(gòu)建指標(biāo),才能更加全面、適宜且準(zhǔn)確地測算出碳排放效率[26]。

現(xiàn)有學(xué)者們多采用數(shù)據(jù)包絡(luò)法(DEA)和隨機(jī)前沿法(SFA)對碳排放效率進(jìn)行測算,在測算的基礎(chǔ)上,學(xué)者們使用PVAR模型、面板Tobit模型、門檻模型、固定效應(yīng)模型等方法,探究經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、外部性和能源結(jié)構(gòu)這三個(gè)方面的因素與碳排放效率之間的關(guān)系。在“能源結(jié)構(gòu)與碳排放效率”這一論題下,各類文獻(xiàn)多從能源消費(fèi)的視角驗(yàn)證了能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級對碳排放效率的促進(jìn)效應(yīng)[27-29],但理論機(jī)制以及投資視角的研究卻闕如。

基于此,本文以2000—2019年的省級數(shù)據(jù)為研究樣本②,使用DEA窗口下的非徑向方向距離函數(shù)(DDF)對碳排放效率進(jìn)行測算,采用半?yún)?shù)模型驗(yàn)證可再生能源發(fā)展與碳排放效率的非線性關(guān)系,并進(jìn)一步使用固定效應(yīng)模型探究二者的線性關(guān)系及其區(qū)域異質(zhì)性。

(二)研究假設(shè)

可再生能源的發(fā)展會歷經(jīng)生產(chǎn)投資—使用消費(fèi)的過程,因此它的發(fā)展主要帶來兩種效應(yīng):“生產(chǎn)效應(yīng)”和“消費(fèi)效應(yīng)”?！吧a(chǎn)效應(yīng)”是指國家為大力發(fā)展生產(chǎn)可再生能源所相應(yīng)付出的代價(jià),是處于生產(chǎn)投資端的一種效應(yīng);“消費(fèi)效應(yīng)”是指地區(qū)、企業(yè)或居民在獲取并使用可再生能源過程中所獲取的收益,是處于使用端的一種效應(yīng)。

從生產(chǎn)投資端來看,國家會通過投資設(shè)廠等方式來保障可再生能源的順利生產(chǎn)與獲取,如在部分區(qū)域建造能源發(fā)展基地,如核電站、風(fēng)力發(fā)電站、水力發(fā)電站、光伏發(fā)電站等,該過程會依賴鋼鐵工業(yè)、化工業(yè)、機(jī)械業(yè)等傳統(tǒng)非環(huán)保重工業(yè),產(chǎn)生大量的發(fā)展成本,加大二氧化碳的排放量、降低碳排放效率。此外,能源的生產(chǎn)與獲取必定伴隨著能源的轉(zhuǎn)化,接收、儲存、轉(zhuǎn)化能源(如太陽能)的過程會制造大量的二氧化碳,從而降低碳排放效率。

從使用消費(fèi)端來看,現(xiàn)階段我國以煤、石油為主導(dǎo)的傳統(tǒng)能源結(jié)構(gòu)在一定程度上抑制了碳排放效率的提升[27-29],而可再生能源自身具有環(huán)保性與綠色性,在使用過程中不會產(chǎn)生二氧化碳,因而可再生能源使用比例的不斷上升能加速綠色要素的流動、推動綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,達(dá)到降低碳排放、提升碳排放效率的作用。結(jié)構(gòu)主義的“資源配置逐效率論”指出,要素和資源總是會朝向效率更高的方向流動[30]。因此,在可再生能源不斷發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向綠色化不斷轉(zhuǎn)型的過程當(dāng)中,社會中的生產(chǎn)投入要素會從碳排放效率較低的行業(yè)流向碳排放效率較高的行業(yè),社會資源被合理配置、利用,這能夠有效提升碳排放效率。同時(shí),在國家可再生能源發(fā)展政策的鼓勵(lì)之下,政府會給予清潔、綠色等低能耗產(chǎn)業(yè)更多的投資與補(bǔ)貼[20],而相應(yīng)減少對于傳統(tǒng)污染行業(yè)的投資,高耗能產(chǎn)業(yè)部門逐漸發(fā)生遷移或會被低耗能的綠色產(chǎn)業(yè)替代,進(jìn)而降低碳排放強(qiáng)度、提高碳排放效率。

可見,可再生能源發(fā)展既存在于生產(chǎn)投資端,也存在于使用消費(fèi)端,可再生能源對碳排放效率的凈效應(yīng)取決于“生產(chǎn)效應(yīng)”和“消費(fèi)效應(yīng)”的相對大小。更多地進(jìn)行可再生能源投資生產(chǎn)且更少使用可再生能源的地區(qū),“生產(chǎn)效應(yīng)”會大于“消費(fèi)效應(yīng)”,從而造成較為嚴(yán)重的環(huán)境問題,最終對碳排放效率產(chǎn)生抑制作用;而更少地進(jìn)行可再生能源投資生產(chǎn)且更多地使用可再生能源的地區(qū),“生產(chǎn)效應(yīng)”會小于“消費(fèi)效應(yīng)”,從而有利于減少碳排放,達(dá)到提升碳排放效率的目的?；诖?本文提出了第一個(gè)假設(shè):

H1-a:如果“生產(chǎn)效應(yīng)”占主導(dǎo),則可再生能源發(fā)展對碳排放效率的提升具有正向影響。

H1-b:如果“消費(fèi)效應(yīng)”占主導(dǎo),則可再生能源發(fā)展對碳排放效率的提升具有負(fù)向影響。

進(jìn)一步地,本文認(rèn)為“生產(chǎn)效應(yīng)”與“消費(fèi)效應(yīng)”的相對大小存在著區(qū)域異質(zhì)性,這可能與資源的區(qū)域配置有關(guān)。區(qū)域資源優(yōu)化配置理論認(rèn)為,應(yīng)當(dāng)按照一定的原則在不同時(shí)間、空間和部門之間合理分配資源,以達(dá)到帕累托最優(yōu)的目的。因此可再生能源在何處生產(chǎn)、在何處使用,需要結(jié)合區(qū)域特征進(jìn)行分配,以實(shí)現(xiàn)區(qū)域資源的優(yōu)化配置。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)大多欠發(fā)達(dá),因而人們對環(huán)境質(zhì)量的期望較低,為改善環(huán)境而付出代價(jià)的意愿也相應(yīng)較低,即環(huán)境邊際價(jià)值較低;加之西部地區(qū)人煙稀少,有大量的綠色植被,環(huán)境承載力相對較強(qiáng),因此人們會更傾向于將二氧化碳等污染物排放在西部地區(qū)。相反地,經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)和一部分中部地區(qū)人口密度較大,收入水平和城市化水平較高,而植被稀少、環(huán)境承載能力較弱,這決定了中、東部地區(qū)的環(huán)境邊際價(jià)值較低,即較小的污染都將帶來較大的損耗?？梢?在東、中部地區(qū)排放二氧化碳的邊際成本遠(yuǎn)大于在西部地區(qū)的邊際成本,因此,為了更加方便、合理地實(shí)現(xiàn)可再生能源的區(qū)域配置,西部地區(qū)將更多地承擔(dān)生產(chǎn)可再生能源的代價(jià),中、東部地區(qū)將更多地享有使用可再生能源的收益?；诖?本文提出第二個(gè)假設(shè):

H2-a:平均來看,西部地區(qū)的“生產(chǎn)效應(yīng)”占主導(dǎo),可再生能源發(fā)展會抑制碳排放效率的提升。

H2-b:平均來看,中、東部地區(qū)的“消費(fèi)效應(yīng)”占主導(dǎo),可再生能源發(fā)展會促進(jìn)碳排放效率的提升。

二 研究設(shè)計(jì)

(一)模型與方法

1.DEA窗口下的非徑向方向距離函數(shù)

傳統(tǒng)的方向距離函數(shù)屬于徑向的效率測評方法,它通過給定一個(gè)方向向量來擴(kuò)大期望產(chǎn)出,并以同等同比例減少投入和非期望產(chǎn)出,但是該方法具有一定的局限性,即當(dāng)存在非零松弛變量時(shí),效率值存在被高估的嫌疑。Zhou等在上述方法的基礎(chǔ)上,計(jì)算了方向性松弛變量并提出了非徑向方向距離函數(shù)的概念[31]:

(1)

其中,K,L,E,y,c分別為資本投入、勞動投入、能源投入、期望產(chǎn)出GDP和非期望產(chǎn)出二氧化碳排放量。T1為包含非期望產(chǎn)出的生產(chǎn)可能性集,T1={(K,L,E,y,c):投入(K,L,E)可以得到期望產(chǎn)出y和非期望產(chǎn)出c}。g=(gK,gL,gE,gy,gc)為設(shè)定的方向向量,用來規(guī)定投入產(chǎn)出的變動方向;β=(βK,βL,βE,βy,βc)T為比例因子向量,用來衡量投入產(chǎn)出的增加或減少量;w=(wK,wL,wE,wy,wc)T為各投入產(chǎn)出指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化權(quán)重向量,用來反映各投入產(chǎn)出指標(biāo)的重要性。因此wTβ=wKβK+wLβL+wEβE+wyβy+wcβc,表示所有投入產(chǎn)出變量增加或減少的總權(quán)重。能夠看出,公式(1)的非徑向方向距離函數(shù)能夠非比例地調(diào)整投入和產(chǎn)出。

wcβc

βK,βL,βE,βy,βc≥0;zn≥0;n=1,2,…,N

(2)

根據(jù)Zhang等[34]的測算方法,碳排放效率為潛在目標(biāo)碳強(qiáng)度與實(shí)際碳強(qiáng)度之比:

(3)

其中,βc*和βy*為最優(yōu)的GDP增加值和二氧化碳減少值。

Charnes和Cooper提出的DEA窗口分析能夠探索一系列重疊窗口的效率演變,因此本文利用多個(gè)重疊的窗口來測算碳排放效率,以便更準(zhǔn)確地反映碳排放效率的動態(tài)變化情況。具體地,參考Zhang[32]、Halkos和Tzeremes[33]等,本文將時(shí)間窗寬設(shè)置為3年,即分別測算出TCPI2000—TCPI2002、TCPI2001—TCPI2003、……TCPI2017—TCPI2019,再對每一個(gè)年份求取平均值,便可獲取最終的年度碳排放效率(其中2000年和2019只有一個(gè)效率值,2001年和2018年有兩個(gè)效率值,其他年份有三個(gè)效率值)。

2.傳統(tǒng)參數(shù)模型

多項(xiàng)研究表明,可再生能源發(fā)展與碳排放之間可能存在著線性關(guān)系,一部分學(xué)者證明了可再生能源發(fā)展會直接降低碳排放、提升環(huán)境質(zhì)量[6,16-19],一部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)二者不存在顯著的因果關(guān)系[24]。因此本文首先設(shè)置了如下的固定效應(yīng)模型,以驗(yàn)證可再生能源發(fā)展與碳排放效率的線性關(guān)系:

(4)

其中,efficient代表碳排放效率,cleani,t代表可再生能源發(fā)展程度,Xi,t代表一系列控制變量:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(stu),城市化程度(urbun),對外開放程度(open),技術(shù)創(chuàng)新(inn)以及能源強(qiáng)度(nyqd)。此外,為了進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)并得出可再生能源對碳排放效率平均影響的區(qū)域異質(zhì)性,本文將樣本分為了東部、西部與中部,進(jìn)一步進(jìn)行了異質(zhì)性的檢驗(yàn)。

3.半?yún)?shù)模型

傳統(tǒng)的參數(shù)模型需要假定變量之間的函數(shù)關(guān)系,并且需要關(guān)注被解釋變量與解釋變量之間的平均效應(yīng),即線性關(guān)系。但是現(xiàn)實(shí)生活中變量之間多存在著非線性關(guān)系,傳統(tǒng)的參數(shù)估計(jì)具有一定的局限性。非參數(shù)方法不需要提前假定變量之間的函數(shù)形式,能夠完全根據(jù)變量的數(shù)值特征挖掘其中的非線性關(guān)系,從而避免了模型設(shè)定偏誤的問題。但是它對于樣本容量的要求非常大,否則當(dāng)解釋變量較多時(shí),便可能面臨“維度的詛咒”,從而降低準(zhǔn)確性。而介于傳統(tǒng)參數(shù)模型和非參數(shù)模型之間的半?yún)?shù)模型既不會對模型形式作出具體的限制,也不會對樣本容量要求過高,從而能夠很大程度提升模型估計(jì)的效率和準(zhǔn)確性。

根據(jù)假設(shè)1,可再生能源對碳排放效率的影響凈效應(yīng)取決于“生產(chǎn)效應(yīng)”和“消費(fèi)效應(yīng)”的相對大小,即很可能存在著非線性的關(guān)系。正因如此,本文設(shè)置半?yún)?shù)模型如下:

(5)

其中,f(cleani,t)為模型中的非線性部分,Xi,t為一系列控制變量,εi,t為殘差項(xiàng)。多位學(xué)者認(rèn)為在模型中加入較多的控制變量可以有效避免非線性部分的內(nèi)生性[34-36],因而本文在模型中加入一系列控制變量以保證f(cleani,t)部分的外生性。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

為了數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選取我國30個(gè)省和自治區(qū)(西藏除外)2000—2019年的數(shù)據(jù)作為樣本。

1.解釋變量。本文的解釋變量為可再生能源發(fā)展(clean),借鑒徐斌等[9]的方法,使用《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中各省(自治區(qū))水電、風(fēng)力和太陽能等可再生能源發(fā)電量的占比來衡量。

表1 各類化石燃料的二氧化碳排放系數(shù)

3.控制變量?？刂谱兞坑幸韵?個(gè):產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(stu)代表二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比,城市化率(urbun)用城鎮(zhèn)人口所占比例來表示,對外開放程度(open)用進(jìn)出口總額占GDP的比重來衡量,技術(shù)創(chuàng)新(inn)用RD經(jīng)費(fèi)占GDP的比重來衡量,能源強(qiáng)度(nyqd)用能源消費(fèi)量占GDP的比重來衡量。變量的選擇與衡量見表2。

表2 變量的選擇與衡量

三 實(shí)證結(jié)果

(一)各省(自治區(qū))碳排放效率

為了更加清晰明了地看出全國和各區(qū)域碳排放效率隨時(shí)間變動的趨勢,本文分別對全國樣本、東部、中部和西部每年各省(自治區(qū))的碳排放效率取平均值,并進(jìn)行繪圖,見表3和圖1。

圖1 各區(qū)域碳排放效率隨時(shí)間變動的趨勢

表3 各區(qū)域每年碳排放效率平均值

表4 半?yún)?shù)模型線性部分回歸結(jié)果

由圖1可知,全國的碳排放效率在0.745 3和0.831 7之間浮動,并且總體呈現(xiàn)出上升的趨勢?？赡艿脑蚴?2005年《京都議定書》正式生效,各個(gè)國家都開始正視二氧化碳的排放問題,我國也明確表示要發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)、提高碳排放效率。隨著2015年巴黎氣候大會的召開和2016年“十三五規(guī)劃”中對于綠色生態(tài)建設(shè)的表態(tài),我國政府不但加大了對于碳排放的管控力度,還大力發(fā)展可再生能源,將著力點(diǎn)放在了碳排放效率的提升之上。

東部地區(qū)的碳排放效率在0.817 4和0.876 7之間浮動,高于全國平均水平;而中部和西部地區(qū)的碳排放效率分別在0.688 6和0.792 7以及0.660 8和0.822 9之間浮動,低于全國平均水平。東部地區(qū)碳排放效率高于中西部地區(qū)這一結(jié)論與馬大來等[39]、張金燦和仲偉周[40]、寧論辰等[41]等學(xué)者不謀而合。該變動趨勢可能由以下原因造成:在國家“西電東送”“南水北調(diào)”等重大工程的號召影響下,我國不同區(qū)域在可再生能源發(fā)展過程中的分工不同。西部地區(qū)尤其是西南地區(qū)河流多、落差大、集水面積大,吸引了眾多大型水電站的建設(shè),如云南的白鶴灘水電站、四川的三峽水電站。我國的可再生能源發(fā)展基地如大型水電站、光伏發(fā)電站等多集中在西部地區(qū),例如云南的白鶴灘水電站和金沙江下游的可再生能源基地、三峽水電站。而東部地區(qū)通過“西電東送”等戰(zhàn)略不需要建立過多的可再生能源發(fā)展基地就能達(dá)到降低碳排放量、提升碳排放效率的目的。建立可再生能源發(fā)展基地的過程中必然會依賴各種重工業(yè)、制造業(yè)的發(fā)展,產(chǎn)生大量的二氧化碳、降低碳排放效率。即西部地區(qū)付出了發(fā)展可再生能源的代價(jià)、東部地區(qū)享受了發(fā)展可再生能源的好處,因而中西部地區(qū)的碳排放效率低于全國平均值、東部地區(qū)高于全國平均值,且全國碳排放效率呈現(xiàn)出提升的態(tài)勢。

但是,與張金燦和仲偉周[40]的研究結(jié)論“2000—2011年間,碳排放效率呈現(xiàn)從東部到中、西部依次遞減的格局”不同的是,本文發(fā)現(xiàn)2008年之后西部地區(qū)的碳排放效率相對于中部地區(qū)實(shí)現(xiàn)了趕超,并在此之后持續(xù)領(lǐng)先于中部地區(qū),這可能是由近些年的氣候變化所造成的。近年來全球的氣候變暖促使了溫度帶的北移和大氣層的變化,全球尤其是中低緯度地區(qū)的降雨量也隨之增多。在1960—1985年期間,西部地區(qū)的降雨量僅僅為100毫米左右,在2009年之前增加到了130毫米,而在2009年之后年平均降雨量增加到了150毫米?？梢娫诙潭痰膸资陜?nèi),西部地區(qū)的降雨量有了超過50%以上的增幅,這對于本身土地貧瘠、植被稀少的西部地區(qū)無疑有了很大程度的環(huán)境改善,在降雨量的影響之下,西部地區(qū)的碳排放量會有所減少、碳排放效率有所提高。而中部地區(qū)大多處于長江平原附近,降雨量本身較為充足,小幅度的變化無法對碳排放量和碳排放效率產(chǎn)生質(zhì)的影響。因而西部地區(qū)的碳排放效率在2008年趕超了中部地區(qū)。

(二)半?yún)?shù)模型結(jié)果

從圖2來看,碳排放效率與可再生能源發(fā)展呈現(xiàn)出了“N型”的變動趨勢,即隨著可再生能源的不斷發(fā)展,碳排放效率先上升再下降最終趨于平緩并收斂于某一特定值。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因很可能是在可再生能源發(fā)展的不同階段,可再生能源對于碳排放效率的“生產(chǎn)效應(yīng)”和“消費(fèi)效應(yīng)”展現(xiàn)出了不同的綜合狀態(tài)。

圖2 全樣本下碳排放效率隨可再生能源發(fā)展的變動程度

在可再生能源發(fā)展初期,國家提出了《新能源和可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十五”規(guī)劃》《能源節(jié)約與資源綜合利用“十五”規(guī)劃》等發(fā)展戰(zhàn)略,可再生能源作為一項(xiàng)新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展尚不成熟,無論是能源生產(chǎn)還是能源使用都處于萌芽階段,對于碳排放效率的“生產(chǎn)效應(yīng)”和“消費(fèi)效應(yīng)”都相對較小。此時(shí)市場上呈現(xiàn)出了以東部地區(qū)等為主導(dǎo)的可再生能源利用效率較為成熟的局面,在政府規(guī)制、資金和技術(shù)的大量投入之下,作為資本密集型產(chǎn)業(yè)的可再生能源實(shí)施效果逐漸上升。因此在該階段,可再生能源發(fā)展會一定程度上促進(jìn)碳排放效率的提升。

為了更好地將可再生能源發(fā)展落到實(shí)處,國家在“十一五”規(guī)劃中提出了大力推進(jìn)太陽能、生物質(zhì)能、風(fēng)能和水能等新能源的發(fā)展要求,并出臺了一系列政策來扶持可再生能源發(fā)展基地的建設(shè),如資金技術(shù)投入、人才引進(jìn)等等,以保證可再生能源生產(chǎn)端的順利推進(jìn)。然而,在可再生能源發(fā)展的中前期,盡管越來越多的企業(yè)、居民在政府的號召、輿論的引領(lǐng)下開始使用可再生能源,但由于可再生能源基地和龐大電網(wǎng)的建設(shè)依賴于鋼鐵工業(yè)、化工業(yè)、機(jī)械業(yè)等傳統(tǒng)非環(huán)保重工業(yè),大量二氧化碳隨之產(chǎn)生,碳排放效率大幅下降,可再生能源的“生產(chǎn)效應(yīng)”出現(xiàn)了劇烈增長,甚至超越了“消費(fèi)效應(yīng)”。因而總體來看,在可再生能源發(fā)展的中前期,可再生能源對于碳排放效率會產(chǎn)生一定程度的抑制作用。

“十一五”期間可再生能源發(fā)展基地和大規(guī)模電網(wǎng)的建立為后續(xù)實(shí)現(xiàn)能源轉(zhuǎn)型、促進(jìn)節(jié)能減排奠定了基礎(chǔ),也降低了后續(xù)持續(xù)推進(jìn)可再生能源建設(shè)的成本。“十二五”期間,我國多座風(fēng)力、水力、太陽能等發(fā)電基地建設(shè)完畢并投入使用;水電、風(fēng)電、光伏發(fā)電裝機(jī)規(guī)模達(dá)到世界第一;輸電路線長度突破60萬公里、“西電東送”能力達(dá)到1.4億千瓦,實(shí)現(xiàn)了多重突破。“十三五”期間,我國一方面深化電力體制的改革,加快“點(diǎn)對網(wǎng)”的輸電基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè);另一方面加大資金扶持力度,推動可再生能源生產(chǎn)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級?？梢?在可再生能源發(fā)展的中后期,各地區(qū)的可再生能源發(fā)展逐漸趨于成熟,一系列能源發(fā)電基地建造完成、規(guī)模化系統(tǒng)化的輸電網(wǎng)絡(luò)建設(shè)完畢,能源生產(chǎn)行業(yè)也實(shí)現(xiàn)了向綠色產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型,從依賴于以傳統(tǒng)重工業(yè)為主導(dǎo)的“灰色”產(chǎn)業(yè)成功轉(zhuǎn)變?yōu)榄h(huán)保、清潔的“綠色”產(chǎn)業(yè),這些轉(zhuǎn)變都將降低后期生產(chǎn)、轉(zhuǎn)換可再生能源時(shí)所需的成本,從而削弱可再生能源的“生產(chǎn)效應(yīng)”。與此同時(shí),前期積攢的發(fā)展可再生能源的成果陸續(xù)凸顯,人們對可再生能源的使用意愿與使用效率都隨之提升,即“消費(fèi)效應(yīng)”逐漸加強(qiáng),并超越“生產(chǎn)效應(yīng)”。因而總體來看,這一階段隨著可再生能源的不斷發(fā)展,碳排放效率呈現(xiàn)出逐漸上升的趨勢,并最終趨于成熟市場的效率。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.正態(tài)性檢驗(yàn)

利用半?yún)?shù)模型進(jìn)行回歸的前提是樣本數(shù)據(jù)不滿足正態(tài)性假設(shè),否則半?yún)?shù)回歸模型在一定程度上會失去意義。因此本文通過繪制2000—2019年碳排放效率的QQ圖來進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。由圖3可知,碳排放效率的樣本點(diǎn)偏離了直線,可見并不符合正態(tài)性假設(shè),說明本文使用半?yún)?shù)模型進(jìn)行估計(jì)是合理的。

圖3 碳排放效率的QQ圖

2.共曲線性檢驗(yàn)

類似于參數(shù)模型中可能存在的多重共線性,半?yún)?shù)模型當(dāng)中也可能由于各解釋變量之間存在的相關(guān)性而產(chǎn)生共曲線性,當(dāng)模型存在共曲線性時(shí),會影響模型的擬合結(jié)果,從而降低模型的穩(wěn)健性,見表5。因此,本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了各控制變量與非線性核心解釋變量之間的共曲線性。根據(jù)經(jīng)驗(yàn),當(dāng)R的絕對值<0.5,即R2<0.25時(shí),可以近似忽略各變量之間的共曲線性;當(dāng)R的絕對值>0.5,即R2>0.25時(shí),變量之間很可能存在著共曲線性,需要引起關(guān)注。

表5 變量間的共曲線性檢驗(yàn)

由表5可知,各控制變量與非線性核心解釋變量之間的R2均小于0.25,則說明解釋變量之間的共曲線性可近似忽略,也證明了模型結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.傳統(tǒng)參數(shù)模型的檢驗(yàn)

為了從平均效應(yīng)的角度驗(yàn)證非參數(shù)模型的結(jié)果,本文使用傳統(tǒng)參數(shù)回歸模型進(jìn)行了回歸檢驗(yàn),并進(jìn)一步將樣本分為了東、中、西三個(gè)部分,考察了可再生能源發(fā)展對碳排放效率平均效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性。表6報(bào)告了模型(1)的回歸結(jié)果。

表6 傳統(tǒng)線性模型的回歸結(jié)果

總體來看,可再生能源發(fā)展對于碳排放效率的促進(jìn)效應(yīng)并不顯著,一定程度上支持了Kahia M等[23]的觀點(diǎn)?？赡艿脑蚴?首先,當(dāng)前我國可再生能源規(guī)模仍舊較小,能源消費(fèi)主要依靠傳統(tǒng)的、高污染的化石能源,如煤、石油、天然氣。隨著社會的不斷進(jìn)步、能源消費(fèi)需求的快速增長,化石能源消費(fèi)量的增長遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于可再生能源消費(fèi)量的增長,因而在一定程度上抵消了可再生能源發(fā)展對碳排放效率的提升作用。其次,發(fā)展可再生能源,勢必會在能源生產(chǎn)端依靠制造業(yè)等重工業(yè)去建設(shè)可再生能源發(fā)展基地,在此過程中會排放大量二氧化碳,不利于碳排放效率的提高。這一結(jié)論與先前結(jié)果具有一致性,一定程度上驗(yàn)證了非參數(shù)模型結(jié)構(gòu)的可靠性。

從不同區(qū)域來看,東部和中部地區(qū)的可再生能源發(fā)展均能顯著提高區(qū)域碳排放效率,促進(jìn)效應(yīng)分別為0.62%和3.5%,可見后者的提升程度要高于前者。與此相反的是,西部地區(qū)的可再生能源每增加1%,將會平均降低7.43%的碳排放效率。這可能是由于在國家“西電東送”等政策的引導(dǎo)之下,西部地區(qū)更多地承擔(dān)了發(fā)展可再生能源的代價(jià)。該結(jié)果不但證明了假設(shè)2,即西部地區(qū)的“生產(chǎn)效應(yīng)”占主導(dǎo),而中、東部地區(qū)的“消費(fèi)效應(yīng)”占主導(dǎo),還證明了可再生能源和傳統(tǒng)的化石能源在總和的碳排放效率影響方面不存在顯著差異,但可再生能源能夠?qū)⑸a(chǎn)端與使用端分隔開,并對污染進(jìn)行合理的區(qū)域配置,從而產(chǎn)生配置效應(yīng)。

4.解釋變量滯后一期

為了解決潛在的內(nèi)生性問題,本文進(jìn)一步將傳統(tǒng)參數(shù)模型中的解釋變量滯后一期,并再次進(jìn)行固定效應(yīng)回歸,見表7。由回歸結(jié)果可知,在變量滯后一期后,無論是全樣本還是分樣本,核心解釋變量前的系數(shù)和顯著程度均沒有較大幅度的改變,證明模型不存在顯著的內(nèi)生性問題,同時(shí)也驗(yàn)證了模型結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 傳統(tǒng)參數(shù)模型變量滯后一期回歸結(jié)果

四 結(jié)論與政策建議

本文利用我國30個(gè)省(市、自治區(qū))2000—2019年的面板數(shù)據(jù),使用DEA窗口下的非徑向方向距離函數(shù)(DDL)測算了碳排放效率,運(yùn)用半?yún)?shù)模型考察了可再生能源發(fā)展與碳排放效率之間的非線性關(guān)系,并進(jìn)一步采用固定效應(yīng)模型驗(yàn)證了二者的平均效應(yīng)以及其區(qū)域異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)以下具有政策含義的結(jié)論:

1.我國平均碳排放效率呈現(xiàn)上升態(tài)勢,東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的碳排放效率依次遞減,但2008年之后,西部地區(qū)相對于中部地區(qū)實(shí)現(xiàn)了趕超并持續(xù)領(lǐng)先于中部地區(qū)。這一結(jié)果與各地區(qū)的自然條件、資源稟賦以及區(qū)域分工有著緊密的聯(lián)系,可見政府在制定碳排放目標(biāo)時(shí)應(yīng)當(dāng)充分考慮區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源稟賦以及現(xiàn)有能源結(jié)構(gòu)的差異。鑒于我國各區(qū)域間的碳排放效率差異較大,政策層面可采取人才引進(jìn)、財(cái)稅優(yōu)惠等措施加快先進(jìn)減排技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)“由東向中”“由東向西”的擴(kuò)散,發(fā)揮東部地區(qū)在碳排放效率方面的優(yōu)勢,真正做到“先綠帶動后綠”。

2.半?yún)?shù)模型結(jié)果顯示,由于“生產(chǎn)效應(yīng)”和“消費(fèi)效應(yīng)”在不同時(shí)期展現(xiàn)出來的綜合狀態(tài)不同,可再生能源發(fā)展與碳排放效率之間呈現(xiàn)出了“N”型的變動趨勢。因此,政策層面應(yīng)著力提升可再生能源的“消費(fèi)效應(yīng)”、遏制可再生能源的“生產(chǎn)效應(yīng)”。一方面,提高對外開放程度、加快先進(jìn)重工業(yè)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的引進(jìn),同時(shí)鼓勵(lì)、引導(dǎo)企業(yè)自主研發(fā)先進(jìn)、高效的能源開發(fā)利用技術(shù),降低產(chǎn)業(yè)綠色化過程中的成本,遏制可再生能源“生產(chǎn)效應(yīng)”;另一方面,著重加快對光伏產(chǎn)業(yè)、新能源汽車產(chǎn)業(yè)、風(fēng)力水力發(fā)電廠、核電站等可再生能源行業(yè)的規(guī)劃建設(shè),持續(xù)加大相關(guān)產(chǎn)業(yè)的資金投入以及相關(guān)行業(yè)工人的財(cái)政補(bǔ)貼與稅收減免,充分發(fā)揮可再生能源的“消費(fèi)效應(yīng)”。

3.固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示,可再生能源發(fā)展對全國碳排放效率的提升效果并不顯著,但它對東、中部地區(qū)碳排放效率的促進(jìn)效應(yīng)分別為0.62%和3.5%,對西部地區(qū)碳排放效率的抑制效應(yīng)為7.43%。這是因?yàn)樵凇拔麟姈|送”等政策的號召下,西部地區(qū)更多地承擔(dān)了建造可再生能源發(fā)電基地、建設(shè)裝機(jī)等生產(chǎn)能源的重任,更多地付出了發(fā)展可再生能源的代價(jià),而中、東部地區(qū)更多地享有了使用、消費(fèi)可再生能源的好處?？梢?可再生能源的實(shí)施可以將能源的生產(chǎn)端和使用端分隔開,在同樣程度的碳排放下實(shí)現(xiàn)污染區(qū)域的重新配置。因此,若在全國實(shí)施統(tǒng)一的二氧化碳定價(jià)(如統(tǒng)一征稅、根據(jù)產(chǎn)量統(tǒng)一發(fā)放配額)會扭曲市場原有的價(jià)格調(diào)整機(jī)制、抵消可再生能源發(fā)展帶來的區(qū)域配置效應(yīng)。鑒于不同企業(yè)、居民對于環(huán)境的期望值存在區(qū)域異質(zhì)性,在碳排放效率目標(biāo)引導(dǎo)下,不同區(qū)域所支付的保留價(jià)格也會有所不同,差別化的碳定價(jià)可以更好地實(shí)現(xiàn)可再生能源發(fā)展所帶來的區(qū)域配置效應(yīng)。

注釋：

①碳排放強(qiáng)度:單位GDP的碳排放量;碳生產(chǎn)率:單位碳排放的GDP產(chǎn)出;碳指數(shù):單位能源消耗的碳排放量。

②本文數(shù)據(jù)選取截至2019年,是基于本文理論模型的邏輯要求。2020年新冠疫情爆發(fā)對研究新能源產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了不容忽視的外生沖擊,對電力企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營造成很大影響。諸多嚴(yán)格的防疫隔離措施的實(shí)施不僅直接損害了電力企業(yè)的供應(yīng)鏈,給企業(yè)的人力資源管理、財(cái)務(wù)管理帶來巨大壓力,還因?yàn)楹暧^面的影響導(dǎo)致社會用電需求大幅下降。因此,要分析和解釋2020年以后的新能源發(fā)展及其經(jīng)濟(jì)后果必須考慮新的環(huán)境變量的變化,構(gòu)建更為復(fù)雜的分析模型,這將是后續(xù)研究的主題。