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    基于中國東、中、西部面板數(shù)據(jù)的碳排放和產(chǎn)值結(jié)構(gòu)關(guān)系研究

    2012-08-27 15:13:10吳振信謝曉晶王書平
    中國人口·資源與環(huán)境 2012年2期
    關(guān)鍵詞:單位根第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

    吳振信 謝曉晶 王書平

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

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

    1 文獻綜述

    關(guān)于碳排放和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)研究,有學(xué)者從定性方面進行分析。李宏岳和陳然[1]、金樂琴和劉瑞[2]等學(xué)者認為中國目前通過結(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]認為目前正是中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)鍵時期,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]認為,在經(jīng)濟規(guī)?;蚩偭?、技術(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)是中國實現(xiàn)低碳經(jīng)濟發(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)者基于不同國家和地區(qū)進行了研究。Liu等[5]基于五個國家(美國、英國、日本、德國和中國)1970-2006年間的數(shù)據(jù),對CO2排放強度和各產(chǎn)值結(jié)構(gòu)比重建立回歸模型,認為在不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)主導(dǎo)階段,第一、二、三產(chǎn)業(yè)對CO2排放強度的影響是不同的。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,對北愛爾蘭地區(qū)的減排情況進行了分析,認為減排的政策在短期內(nèi)可通過調(diào)整相對價格直接影響經(jīng)濟體系,在長期內(nèi)則會通過調(diào)整經(jīng)濟結(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]對全球具有代表性的7個國家(美國、日本、德國、法國、英國、俄羅斯及中國)的CO2排放強度進行了分析,認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對低碳經(jīng)濟發(fā)展影響大,各國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對CO2排放強度的影響程度不一,幾乎所有產(chǎn)值的增加都會導(dǎo)致CO2排放強度增加,但是第一、二、三產(chǎn)值的影響逐漸減少。因此,不同的國家應(yīng)根據(jù)相應(yīng)國情選擇合適的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,以快速進入低碳經(jīng)濟時代。Chatterjee和Han[8]對9個發(fā)展中國家1972-1990年間的 CO2排放量、經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、燃料供應(yīng)和能源效率進行了研究,結(jié)果表明,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化使得這9個國家CO2排放量增加,認為當經(jīng)濟體進入一個新的發(fā)展階段時,一些產(chǎn)量高、能耗大的行業(yè)將會進入經(jīng)濟體,因此,發(fā)展中國家將會變得更加產(chǎn)業(yè)化,而且會有更多能源密集型行業(yè)。

    另一方面,有學(xué)者基于中國整體的碳排放情況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)進行了研究。Zhang[9]基于中國1996-2009年的時間序列數(shù)據(jù),建立了關(guān)于CO2排放強度和三次產(chǎn)業(yè)關(guān)系的線性回歸方程,認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的類型直接決定了CO2的排放強度,第二產(chǎn)業(yè)同CO2的排放強度呈現(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)三個方面建立碳排放的因素分解模型進行分析,認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對碳排放有一定抑制作用,但是仍需加強這方面的功能。包頡和侯建明[11]利用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)彈性指標對中國第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和碳排放之間的關(guān)系進行了估算,認為降低第二產(chǎn)業(yè)比重、增加第三產(chǎn)業(yè)比重能夠達到減排的目的。陳詩一[12]運用對數(shù)均值迪氏指數(shù)分解法,考察了中國1995-2007年間6個產(chǎn)業(yè)部門(農(nóng)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸業(yè)、商業(yè)以及居民消費)的CO2排放情況,認為能源結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響CO2排放的重要因素,居民生活消費對CO2排放的影響較低,因此,有必要進行產(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。張友國[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)變化兩個方面考察了從1987-2007年中國經(jīng)濟發(fā)展方式變化對碳排放強度的影響,認為生產(chǎn)部門能源強度的降低是導(dǎo)致中國碳排放強度下降的最主要因素,直接能源消費率的下降也對碳排放強度產(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家和地區(qū)為研究對象進行分析,以及基于中國整體的產(chǎn)業(yè)和碳排放的時間序列數(shù)據(jù)進行分析,缺少不同區(qū)域及省份之間的比較分析。中國地大物博,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)濟的約束下,碳排放的減少必然會對一些高能耗、高排放省份的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生較大影響,因而這些省份也迫切需要進行產(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)濟發(fā)展的同時,達到減排的目的。因此,對中國不同區(qū)域在低碳經(jīng)濟下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進行分析是十分必要的。本文基于中國東、中、西部地區(qū),對碳排放和產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)進行分析。研究方法上,本文運用面板數(shù)據(jù)模型進行分析,因為此方法能夠同時反映研究對象在時間和截面兩個方面的變化規(guī)律及不同時間、不同單元的特性,能夠綜合利用樣本信息,使研究更加深入,同時可以減少多重共線性的影響。另外,就計量分析而言,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,以求得到無偏、有效的參數(shù)估計量。

    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

    對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析之前需要進行單位根檢驗,以避免偽回歸問題,并且保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。為此,對合成數(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個截面的時期總數(shù),Xit表示模型中的外生變量向量,包含截面中固定效應(yīng)或時間趨勢;不同截面之間εit為相互獨立的隨機擾動;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)的單位根檢驗分為同質(zhì)單位根檢驗法和異質(zhì)單位根檢驗法兩大類。前者是指各截面單元序列具有相同的單位根過程,包括LLC檢驗和Breitung檢驗;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、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗,本文將運用這五種方法分別進行分析。

    2.1.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

    2.1.3 面板模型估計

    面板數(shù)據(jù)模型主要有三種類型,即無個體影響的不變系數(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)和隨機效應(yīng)模型之分,如果僅以樣本自身效應(yīng)為條件進行研究,宜使用固定效應(yīng)模型;如果以樣本對總體效應(yīng)進行推論,則應(yīng)采用隨機效應(yīng)模型,這亦可通過Hausman檢驗進行判別。另外,F(xiàn)檢驗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表示碳排放強度,定義為i省份第t期單位實際GDP的碳排放量,單位為t/萬元表示均值截距項,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為相互獨立的隨機擾動。

    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年時間。數(shù)據(jù)包括全國30個?。ǔ鞑睾透?、澳、臺)的GDP數(shù)據(jù)(為消除價格影響,以1996年作為基期的不變價格計算,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格計算)、各省煤炭、石油和天然氣的年度消費數(shù)據(jù)(單位:萬t標準煤),數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

    本文參考《中國統(tǒng)計年鑒》,把中國分為東部、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個省市區(qū)。

    由于中國目前沒有權(quán)威部門公布的碳排放統(tǒng)計值,根據(jù)IPCC(政府間氣候變化專門委員會)第四次評估報告,碳排放主要來自于化石燃料燃燒①資料來源:《2006年IPCC國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。。本文采用徐國泉等[14]提出的因素分解方法進行碳排放量估算,碳排放總量可以根據(jù)各種能源消費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省煤炭年度消費量,Cio為i省石油年度消費量,Cig為i省天然氣年度消費量;α,β和γ為三種燃料燃燒時碳排放量的轉(zhuǎn)換系數(shù)。對其大小,我們采用國家發(fā)展和改革委員會能源研究所2003年公布的報告《中國可持續(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)的實際GDP,即得到碳排放強度。為消除異方差影響,對碳排放強度及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

    4 實證分析

    4.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

    在協(xié)整檢驗之前,必須確保數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,否則會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文分別對全國及三大地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,綜合運用前述五種檢驗方法,原值序列中除全國的ind2序列(即第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值)在LLC檢驗形式下通過5%的顯著性檢驗水平外,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檢驗形式下未通過5%的顯著性水平檢驗外,其余序列均通過5%的顯著性水平檢驗,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)單位根檢驗結(jié)果。。

    4.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

    由于各經(jīng)濟變量是同階單整序列,滿足協(xié)整檢驗前提,運用Fisher方法進行協(xié)整檢驗,結(jié)果如表1所示。

    在原假設(shè)為“沒有協(xié)整關(guān)系”時,由表1可知,跡檢驗及最大特征根檢驗統(tǒng)計量的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“至多一個協(xié)整關(guān)系”時,統(tǒng)計量的P值均大于0.05,因此接受原假設(shè),說明碳排放強度和第一產(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。即全國及三大地區(qū)的碳排放強度和產(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度變化,但是通過誤差糾正可以保證二者在長期內(nèi)有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

    表1 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

    4.3 面板模型類型判別

    在建立面板數(shù)據(jù)模型前,要先對模型的類型進行判別。其中,F(xiàn)檢驗用于判別模型中是否存在固定效應(yīng),該檢驗的原假設(shè)為真實模型是混合模型,備擇假設(shè)為真實模型應(yīng)是固定效應(yīng)模型。由表2知全國及三大地區(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),即在全國及三大地區(qū)分別建立固定效應(yīng)模型是合適的。Hausman檢驗用于判別應(yīng)建立隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型,該檢驗的原假設(shè)是應(yīng)建立隨機效應(yīng)模型,備擇假設(shè)是應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。另外,從實際研究需要來看,研究的對象是全國30個省市的碳排放強度等變量,不存在從總體中隨機抽樣問題,因此相比隨機效應(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

    由前述討論,本文對全國及三大地區(qū)分別建立個體固定效應(yīng)模型進行分析。另外,通過實證檢驗發(fā)現(xiàn),變截距模型的估計結(jié)果優(yōu)于變系數(shù)模型,因此,采用個體固定變截距模型進行參數(shù)估計,模型參數(shù)估計結(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)計量表明模型估計結(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

    從系數(shù)估計值來看,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)估計值均為負數(shù),且t統(tǒng)計量都顯著,這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和碳排放強度的影響關(guān)系顯著,且呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。就全國來看,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%,碳排放強度下降0.4165%。并且從全國及三大地區(qū)模型估計系數(shù)來看,第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值對碳排放的影響強于第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值對碳排放的影響,我們認為,這主要是由于第三產(chǎn)業(yè)中交通運輸業(yè)的碳排放較高造成的。

    從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對碳排放影響強度來看,東部地區(qū)碳排放強度受產(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)碳排放強度相對于平均值的偏離,用于反映各省市碳排放強度的差異,表示保持在現(xiàn)有經(jīng)濟水平下各省份的碳排放水平??梢钥吹?,東部地區(qū)自發(fā)碳排放強度最大的是河北省,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)達地區(qū)對國家減排的政策執(zhí)行力度較高,能夠積極進行產(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)略的推動下,發(fā)展的重點是加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),積極發(fā)展工業(yè),因此,對國家減排的政策執(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)碳排放強度水平也較高。可能的原因是在中部崛起戰(zhàn)略及西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推動下,中部及西部地區(qū)大量興建基礎(chǔ)設(shè)施,在地方經(jīng)濟快速增長的同時,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)達省市擁有較高的技術(shù)支持,對傳統(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30個省市1997-2009年的面板數(shù)據(jù),以全國、東、中、西部地區(qū)為劃分對象,研究碳排放與產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)關(guān)系,通過實證檢驗,選取個體固定變截距模型進行擬合,得到以下主要結(jié)論:①全國及三大地區(qū)的碳排放強度和產(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)和碳排放強度的影響關(guān)系顯著,且呈現(xiàn)負相關(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,由于中國東、中、西三大區(qū)域各自的經(jīng)濟發(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)碳排放強度大小、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對碳排放影響程度也各異。因此,應(yīng)當針對不同區(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)濟基礎(chǔ)雄厚,中國的主要工業(yè)經(jīng)濟體都集中在這里,因此東部地區(qū)應(yīng)該履行較多的減排義務(wù),制定嚴格的減排政策。從本文的實證結(jié)果可以看到,東部地區(qū)的碳排放強度受產(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,努力探索發(fā)展低碳經(jīng)濟的新型道路。東部地區(qū)要堅持走低能耗、低排放的發(fā)展道路,尤其對于一些碳排放基數(shù)較高的省份,如河北、山東、遼寧、江蘇等,需要對這些高排放省份制定嚴格的節(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)略的實施,各項基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項目大量投入,會導(dǎo)致中西部地區(qū)能源消耗不斷增大,碳排放也會逐漸增大。考慮到中西部地區(qū)相對落后的經(jīng)濟基礎(chǔ),在一定時期內(nèi)可以對這兩個地區(qū)實施相對寬松的減排政策。但是,在中西部地區(qū)經(jīng)濟迅速擴張的過程中,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),以實現(xiàn)經(jīng)濟增長和碳排放的雙贏發(fā)展。

    (編輯:劉照勝)

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