中國碳排放強(qiáng)度的區(qū)域差異與驅(qū)動(dòng)因素——基于1995-2013年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

周杰琦,韓 穎,2

(1.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)　經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣州　510320；2.東北大學(xué),沈陽　110004)

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中國碳排放強(qiáng)度的區(qū)域差異與驅(qū)動(dòng)因素
——基于1995-2013年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

周杰琦1,韓 穎1,2

(1.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣州510320；2.東北大學(xué),沈陽110004)

[摘要]探究碳強(qiáng)度的區(qū)域差異及其成因，對于中國制定差異化減排政策、實(shí)現(xiàn)2020年減排承諾及促進(jìn)可持續(xù)發(fā)展，具有重要意義。在測度中國1995-2013年28個(gè)省份排放量基礎(chǔ)上，利用泰爾指數(shù)測算碳強(qiáng)度的區(qū)域差異，并對碳強(qiáng)度省際差距進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解。進(jìn)一步地，結(jié)合可導(dǎo)性對數(shù)方差分解法，挖掘碳強(qiáng)度省際差距的動(dòng)因，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)中國碳強(qiáng)度存在明顯的區(qū)域差異，碳強(qiáng)度省際差異在樣本期間大部分年份呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢；(2)碳強(qiáng)度省際差異主要源于區(qū)域內(nèi)差異，但區(qū)域間差異對總差異的貢獻(xiàn)率呈上升態(tài)勢；(3)人均實(shí)際GDP是碳強(qiáng)度省際差異形成的首要因素，其他因素按照貢獻(xiàn)由高到低依次是能源結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對外開放的貢獻(xiàn)較低。

[關(guān)鍵詞]碳強(qiáng)度；區(qū)域差異；泰爾指數(shù)；因素分解

一、引言

伴隨工業(yè)化與城市化的推進(jìn)，中國能源消費(fèi)和CO2排放日益增長，成為全球第二大能源消費(fèi)國與CO2排放增量最大的國家。以CO2為代表的溫室氣體排放被認(rèn)為是全球氣候變化的主因[1]，據(jù)“共同卻有區(qū)別責(zé)任”原則，中國尚無須承擔(dān)強(qiáng)制性的減排義務(wù)，但中國為減緩溫室氣體排放一直不懈努力，于2009年提出2020年碳強(qiáng)度要比2005年下降40%-45%，并作為約束指標(biāo)納入“十二五”規(guī)劃。這一減排承諾是在充分考慮自身發(fā)展階段基礎(chǔ)上確定的，然而，中國幅員遼闊，各地區(qū)在資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、能源結(jié)構(gòu)等方面參差不齊，可能導(dǎo)致CO2排放呈現(xiàn)明顯區(qū)域差異。研究CO2排放區(qū)域差異及其演變趨勢，并定量考察碳排放區(qū)域差異驅(qū)動(dòng)因素的貢獻(xiàn)度，對于制定區(qū)域差異化的減排戰(zhàn)略、實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排和經(jīng)濟(jì)增長的雙贏，具有重要理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

對CO2排放地區(qū)差異問題的研究，最早可追溯到IPCC關(guān)于全球氣候變化的報(bào)告[2]，其考察了處于不同發(fā)展階段的各國對全球溫室氣體排放作用的差異。自Heil等[3]對該領(lǐng)域進(jìn)行拓展研究后，國外學(xué)者將收入差距測度指標(biāo)用于分析全球CO2排放區(qū)域差異問題[4-5]。從研究方法看，國外文獻(xiàn)可劃分為兩類，一類采用集中度指數(shù)(如基尼系數(shù))衡量CO2排放地區(qū)差異[6-7]。另一類文獻(xiàn)通過熵指數(shù)(如泰爾指數(shù))對CO2排放地區(qū)差異進(jìn)行分解[8-9]。國外研究較為成熟，其經(jīng)驗(yàn)和方法可資借鑒，國內(nèi)相關(guān)研究也較為豐富，潘家華等[10]、劉華軍等[11]等學(xué)者采用泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)也進(jìn)行了相關(guān)的實(shí)證分析，普遍認(rèn)為中國碳強(qiáng)度在區(qū)域分布上存在顯著的非均衡特征，這種地區(qū)差異呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢，但大多文獻(xiàn)樣本時(shí)期的末尾年份普遍較早，且沒有進(jìn)一步對區(qū)域間碳強(qiáng)度差距形成及其變遷的成因進(jìn)行定量考察，以至所提出的政策建議缺乏針對性。

有關(guān)中國CO2排放影響因素的文獻(xiàn)，從研究方法看可劃分為三類，第一類采用指數(shù)分解法[12-13]，該方法直觀明確，能夠根據(jù)研究需要對分解恒等式進(jìn)行層層分解和一定的調(diào)整，但分解因素比較單一，難以將更多因素納入分析框架；第二類文獻(xiàn)采用投入產(chǎn)出法[14]，該方法優(yōu)點(diǎn)是能夠?qū)?xì)分部門之間內(nèi)在聯(lián)系進(jìn)行分析，但在數(shù)據(jù)時(shí)效性上有一定局限；第三類文獻(xiàn)采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法[15-16]，是研究碳排放問題的重要工具。目前研究對中國碳排放區(qū)域間差距形成及其變遷的影響因素并未形成一致的結(jié)論，究其原因，主要是由研究視角、樣本、驅(qū)動(dòng)因素貢獻(xiàn)分解計(jì)量方法的不同所引起的。

借鑒已有研究，本文考察中國CO2排放的區(qū)域差異及其成因，并在如下4個(gè)方面對現(xiàn)有研究進(jìn)行拓展：首先，多數(shù)文獻(xiàn)采用碳排放總量、人均CO2排放量作為衡量二氧化碳排放水平的指標(biāo)，這些指標(biāo)優(yōu)點(diǎn)在于簡單直觀、便于國際比較，然而，中國應(yīng)對氣候變化的關(guān)鍵戰(zhàn)略指標(biāo)是碳強(qiáng)度，從碳強(qiáng)度角度考察中國CO2排放的區(qū)域差異更具現(xiàn)實(shí)意義。其次，無論從理論還是實(shí)踐來看，碳排放取決于諸多因素的綜合作用，且這些因素對碳排放的影響可能有所區(qū)別。因此，本文對中國碳強(qiáng)度的影響因素進(jìn)行更加系統(tǒng)的梳理與檢驗(yàn)，并比較研究碳排放影響因素的區(qū)域差異。再次，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少考慮解釋變量的內(nèi)生性問題，這容易導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的有偏非一致性，容易引起對結(jié)果可信性的相關(guān)質(zhì)疑。本文采用SYS-GMM方法考察碳強(qiáng)度與各解釋變量之間的經(jīng)濟(jì)邏輯關(guān)系與區(qū)域差異性；最后，在回歸基礎(chǔ)上引入一種較新的分解計(jì)量方法——可導(dǎo)性對數(shù)方差分解法，對省際間碳強(qiáng)度差距進(jìn)行影響因素貢獻(xiàn)分解，從而更深刻地揭示形成碳排放區(qū)域差距的原因，為在碳減排的各種路徑中分清輕重緩急、尋找政策著力點(diǎn)、實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展提供理論支撐。

二、測度方法、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)省際碳強(qiáng)度的測度方法

中國尚無區(qū)域?qū)用鍯O2排放的官方數(shù)據(jù)，鑒于CO2主要來自能源消耗和水泥工業(yè)生產(chǎn)過程中的排放①，參考IPCC(2006)的方法，測算能源燃燒排放的CO2，測算式為：

(1)

式(1)中，CO2是能源燃燒排放的二氧化碳排放量，Ei是煤炭、石油與天然氣的消費(fèi)總量，數(shù)據(jù)源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》“地區(qū)能源平衡表”。NCVi是能源發(fā)熱值，數(shù)據(jù)源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。CEF是碳排放系數(shù)，由IPCC(2006)提供。COF是碳氧化因子(因燃燒過程中大部分的碳均被氧化，將其設(shè)為1)。44/12是CO2和碳分子量的比例。關(guān)于水泥生產(chǎn)過程中排放的CO2，參考林伯強(qiáng)等[17]的做法進(jìn)行推算，計(jì)算式為：

CC=Q×EFcement

(2)

式(2)中，CC為水泥生產(chǎn)過程中的碳排放量，Q是水泥生產(chǎn)量，EFcement是水泥生產(chǎn)的CO2排放系數(shù)(0.496)。結(jié)合上述能源消費(fèi)產(chǎn)生的碳排放，得出各省CO2排放總量。

(二)碳強(qiáng)度區(qū)域差異的測度方法

本文采用泰爾指數(shù)與變異系數(shù)兩種方法測度碳強(qiáng)度的區(qū)域差異，并采用泰爾指數(shù)對碳強(qiáng)度的省際總體差異進(jìn)行地區(qū)分解，以考察區(qū)域內(nèi)部差異和區(qū)域間差異對總體差異的影響。根據(jù)Conceicao等[18]的方法，泰爾指數(shù)測算式為：

(3)

式(3)中，TCO2/GDP為碳強(qiáng)度的總體泰爾指數(shù)，用于測算碳強(qiáng)度省際總體差異，N為全國省份數(shù)，Ci是i省區(qū)的CO2排放總量，C是全國碳排放總量，GDPi為i省區(qū)的國民生產(chǎn)總值，GDP為全國的國民生產(chǎn)總值。可以按下式對TCO2/GDP進(jìn)行區(qū)域分解：

TCO2/GDP=TCO2/GDP(wr)+TCO2/GDP(br)

(4)

式(4)表明，碳強(qiáng)度省際總體差異可以分解為區(qū)域內(nèi)差異與區(qū)域間差異。TCO2/GDP(wr)、TCO2/GDP(br)是測算碳強(qiáng)度區(qū)域內(nèi)差異和區(qū)域間差異的泰爾指數(shù)，計(jì)算式為：

(5)

(6)

式(6)中，Cj、GDPj分別為j區(qū)域的碳排放總量和國民生產(chǎn)總值，j(N)為j區(qū)域內(nèi)包含的省份個(gè)數(shù)，M代表區(qū)域劃分個(gè)數(shù)。按照中國東、中、西三大區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，區(qū)域劃分個(gè)數(shù)M=3，j=1、2、3分別代表東、中、西地區(qū)。Cji、GDPji分別為j區(qū)域i省份的碳排放量和國內(nèi)生產(chǎn)總值。為考察區(qū)域內(nèi)差異和區(qū)域間差異對總體差異作用的大小，分別定義區(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率為TCO2/GDP(wr)/TCO2/GDP、區(qū)域間貢獻(xiàn)率為TCO2/GDP(br)/TCO2/GDP。

(三)碳強(qiáng)度影響因素的計(jì)量模型

IPAT模型因設(shè)定形式簡潔，被廣泛用于分析環(huán)境的人口、經(jīng)濟(jì)和技術(shù)因素[19]。Dietz等[20]將IPAT模型轉(zhuǎn)化為隨機(jī)形式，構(gòu)建如下STIRPAT模型：

I=aPb1Ab2Tb3e

(7)

式(7)中，I、P、A、T、e分別是污染物排放指標(biāo)、人口規(guī)模、人均富裕程度、技術(shù)水平和隨機(jī)誤差。STIRPAT模型既允許對回歸參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，又能夠?qū)Ω黩?qū)動(dòng)因素進(jìn)行恰當(dāng)分解。結(jié)合中國碳排放模式及排放驅(qū)動(dòng)因素的實(shí)際，并借鑒相關(guān)成果，本文對STIRPAT模型加以拓展，以更全面考察驅(qū)動(dòng)因素對中國碳排放及其區(qū)域差距的影響，構(gòu)造如下計(jì)量模型：

lnCit=α0+α1lnyit+α2(lnyit)2+α3lnPit+α4lnTit+βX+ηit+εit

(8)

其中，i與t是省區(qū)和年份，C為二氧化碳排放水平指標(biāo)，采用碳強(qiáng)度作為二氧化碳排放的相對指標(biāo)。解釋變量包含兩類：一是核心解釋變量：人均收入(y)、人口因素(P)、技術(shù)水平(T)；二是控制變量，以向量X代表其他一些控制因素。ηi是非觀察的地區(qū)固定效應(yīng)，反映區(qū)域特征對碳強(qiáng)度的影響。變量選取邏輯及數(shù)據(jù)來源的說明如下：

(1)人均實(shí)際GDP(y)。根據(jù)EKC曲線假說，在低收入水平，人們更注重物質(zhì)生活，但隨著收入水平提高，人們開始追求更高的環(huán)境質(zhì)量，故碳排放和人均收入間可能存在倒U型關(guān)系。本文以人均實(shí)際GDP衡量人均收入，并引入人均GDP的一次項(xiàng)及平方項(xiàng)。為保證可比性，將歷年名義人均GDP轉(zhuǎn)化為以1995年為基期的實(shí)際值。

(2)人口因素(P)。既有文獻(xiàn)一般將人口規(guī)模作為人口指標(biāo)，然而，采用人口規(guī)模指標(biāo)容易掩蓋人口結(jié)構(gòu)變化的信息。因此，用非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎睾饬咳丝谝蛩?，考察城?zhèn)化過程中人口向城市遷移對環(huán)境的影響。

(3)技術(shù)水平(T)。理論上，中國可以通過加快技術(shù)進(jìn)步提高能源效率與改善能源結(jié)構(gòu)，從而有助于提高環(huán)境質(zhì)量，預(yù)期T對碳排放影響為負(fù)。在技術(shù)水平度量上，學(xué)界一直存在分歧。借鑒Popp[21]，從創(chuàng)新產(chǎn)出角度，通過專利數(shù)據(jù)構(gòu)建知識(shí)存量指標(biāo)來衡量技術(shù)水平，詳細(xì)構(gòu)建方法見Popp的研究[21]。

(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)。第三產(chǎn)業(yè)在能源消耗與污染排放較低的同時(shí)，產(chǎn)出水平也較高，而第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重的提高將導(dǎo)致碳排放量的明顯增加。以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重衡量各省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)②。預(yù)期該指標(biāo)越高，碳強(qiáng)度也越高。

(5)能源結(jié)構(gòu)(ES)。不同類型的能源存在差異化的碳排放系數(shù)，以煤炭消費(fèi)占一次能源消費(fèi)總量比重反映能源結(jié)構(gòu)，預(yù)期ES估計(jì)系數(shù)符號(hào)為正。

(6)對外開放水平(OPEN)。對外開放為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了強(qiáng)大的動(dòng)力，同時(shí)對環(huán)境也可能帶來嚴(yán)重的影響。學(xué)界關(guān)于對外開放的環(huán)境效應(yīng)存在兩種相對的觀點(diǎn)，Vogel等[22]、Antweiler[23]等認(rèn)為，對外開放不僅使東道國更易接觸國際先進(jìn)環(huán)保技術(shù)，還通過“干中學(xué)”、競爭等機(jī)制促進(jìn)環(huán)境全要素生產(chǎn)率。而Dua等[24]則認(rèn)為，作為對外開放帶來的一種后果，發(fā)展中國家競相降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)以吸引發(fā)達(dá)國家污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，將導(dǎo)致其成為發(fā)達(dá)國家的“污染天堂”。由于對外貿(mào)易和FDI均為表征地區(qū)對外開放的重要方面，若僅用單一的指標(biāo)來度量，則不能全面準(zhǔn)確衡量地區(qū)對外開放水平。因此，利用主成分分析法將外貿(mào)依存度(進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重)與外資依存度(外商直接投資額占GDP比重)這兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)，構(gòu)造一個(gè)全面反映地區(qū)對外開放水平的指標(biāo)。

(7) 政策因素(GP)。進(jìn)入新世紀(jì)，中國政府相繼推出促進(jìn)節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、能源價(jià)格改革等的政策，可能會(huì)對環(huán)境帶來直接或間接的影響，參考李鍇等[25]，通過引入時(shí)間趨勢變量來捕捉政策因素對各地區(qū)環(huán)境的效應(yīng)。

三、碳強(qiáng)度的區(qū)域差異及其地區(qū)分解

(一)中國區(qū)域碳強(qiáng)度的變化趨勢及比較

圖1　全國及區(qū)域碳排放強(qiáng)度及其演變趨勢：1995-2013

首先，本文測算中國及其三大區(qū)域1995-2013年碳強(qiáng)度的平均水平④，結(jié)果見圖1，可見，在1995-2013年期間，全國及三大區(qū)域的碳排放強(qiáng)度大體呈現(xiàn)不斷下降的趨勢，但東部地區(qū)碳強(qiáng)度明顯較低，樣本考察期一直低于全國平均水平，而中、西部地區(qū)碳強(qiáng)度較高，尤其是西部地區(qū)歷年均顯著高于全國水平，并與東、中部地區(qū)的差距呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢。如果令全國平均水平為1，1995年三大區(qū)域碳強(qiáng)度的比率為0.84∶1.06∶1.12，東部地區(qū)最低，西部最高；2005年變?yōu)?.81∶0.98∶1.17，東中部地區(qū)相對接近，東、中部與西部的差異均更為明顯；到2013年這一比率為0.72∶0.96∶1.28，東部碳強(qiáng)度顯著低于其他地區(qū)，東部與其他兩個(gè)地區(qū)差距有擴(kuò)大的趨勢。以上結(jié)果表明，雖然全國及三大區(qū)域的碳強(qiáng)度在樣本期均呈現(xiàn)下降趨勢，但碳強(qiáng)度的區(qū)域分化較為明顯，究其原因，可能是在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的同時(shí)，中西部也加快了承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的步伐，但受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、制度環(huán)境、人力資本等因素的限制，中西部承接的往往是技術(shù)水平低、能源消耗大的投資項(xiàng)目，中西部粗放式的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式被進(jìn)一步強(qiáng)化，從而加劇省際碳強(qiáng)度的失衡。

(二)碳強(qiáng)度省際總體差異的測度

圖2　中國碳強(qiáng)度省際總體差異的演變趨勢：1995-2013

為考察中國碳強(qiáng)度的省際差異，按照式(3)及變異系數(shù)公式測度1995-2013年中國碳強(qiáng)度的泰爾指數(shù)和變異系數(shù)，結(jié)果由圖2顯示，可見，在樣本考察期碳強(qiáng)度的泰爾指數(shù)和變異系數(shù)的變化趨勢基本上呈現(xiàn)出一致性，具體來看，可劃分三個(gè)階段：第一，兩個(gè)測度指數(shù)在1995-2003年呈現(xiàn)上升態(tài)勢；第二，2004-2010年兩者呈現(xiàn)下降態(tài)勢；第三，2011-2013年兩者又開始呈上漲趨勢。這些結(jié)果表明，在大多數(shù)年份，中國各省份碳排放總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的非匹配程度呈現(xiàn)強(qiáng)化趨勢，究其原因主要在于，在經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)、財(cái)政乃至政治晉升等多維目標(biāo)的驅(qū)動(dòng)下，各地政府存在很強(qiáng)的激勵(lì)通過采用降低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)這種“追逐到底”的方式吸引污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式比較粗放，同時(shí)，各地區(qū)盲目攀比與惡性競爭進(jìn)一步引發(fā)了資源的巨大浪費(fèi)與配置的扭曲，從而加劇了區(qū)域環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的不協(xié)調(diào)性。因此，中國地區(qū)在協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和碳排放的關(guān)系上尚有較大提升空間。

(三)中國碳強(qiáng)度省際總體差異的區(qū)域分解

進(jìn)一步，為分析東部、中部、西部三大區(qū)域內(nèi)部差異和區(qū)域間差異對中國碳強(qiáng)度省際總體差異的影響，分別計(jì)算三大區(qū)域碳強(qiáng)度的泰爾指數(shù)、區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)、區(qū)域間泰爾指數(shù)及各自對總體泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率，結(jié)果由表1報(bào)告，可以發(fā)現(xiàn)：

按照三大區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，第一，碳強(qiáng)度省際總體差異主要源自區(qū)域內(nèi)差異，在樣本考察期，區(qū)域內(nèi)差異對總體差異的貢獻(xiàn)率均保持在70%以上，但其對總體差異的貢獻(xiàn)呈下降態(tài)勢。區(qū)域間差異對省際總體差異的貢獻(xiàn)率較低，歷年均未超過30%，然而，近年來區(qū)域間差異對總體差異的貢獻(xiàn)率呈上漲趨勢；第二，在各區(qū)域的內(nèi)部差異中，東部地區(qū)內(nèi)部差異對碳強(qiáng)度省際總體差異的貢獻(xiàn)率歷年保持在50%上下，是形成中國碳強(qiáng)度省際總體差異的重要來源。中部、西部內(nèi)部地區(qū)差異對碳強(qiáng)度省際總體差異的貢獻(xiàn)率較低，中部地區(qū)內(nèi)部差異的貢獻(xiàn)率基本呈下降態(tài)勢，而西部地區(qū)內(nèi)部差異的貢獻(xiàn)率近年來呈上漲趨勢。這些結(jié)果表明，按照三大區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，雖然中國碳強(qiáng)度的區(qū)域內(nèi)部差異要大于區(qū)域間差異，但伴隨中部崛起、振興東北老工業(yè)基地等一系列區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的實(shí)施，東、中部地區(qū)內(nèi)部各省際間經(jīng)濟(jì)發(fā)展及工業(yè)化水平差距趨于縮小，從而這些區(qū)域內(nèi)的省際碳強(qiáng)度存在趨同趨勢，呈現(xiàn)出俱樂部收斂特征，但西部地區(qū)內(nèi)部各省份碳強(qiáng)度并未出現(xiàn)追趕效應(yīng)，因此需要加強(qiáng)對西部地區(qū)碳排放狀況的重點(diǎn)監(jiān)測和防控。

2.3 兩組產(chǎn)婦情況比較 兩組產(chǎn)婦的產(chǎn)后出血量、輸血量、術(shù)后并發(fā)癥發(fā)生率、轉(zhuǎn)入ICU率比較，差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。見表4。

表1　中國碳強(qiáng)度總體差異的地區(qū)分解: 1995-2013

注：系數(shù)指泰爾系數(shù)系數(shù);貢獻(xiàn)率的單位為%.

四、碳強(qiáng)度省際差異的影響因素分析

(一)基礎(chǔ)回歸模型的實(shí)證結(jié)果

在對碳強(qiáng)度區(qū)域差異進(jìn)行測算的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對導(dǎo)致這種差異的影響因素進(jìn)行檢驗(yàn)。表2報(bào)告了回歸方程(8)的估計(jì)結(jié)果。本文通過Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)更優(yōu)。因此，表2模型(1)用固定效應(yīng)模型估計(jì)人均收入、人口結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平這些核心解釋變量對碳強(qiáng)度的影響。為驗(yàn)證模型(1)的穩(wěn)健性，模型(2)引入了影響碳強(qiáng)度的控制變量。然而，鑒于固定效應(yīng)方法無法解決解釋變量的內(nèi)生性問題，而系統(tǒng)GMM能較好地控制內(nèi)生性，此外，由于系統(tǒng)GMM法不僅結(jié)合了水平方程和差分方程的信息，還放松了古典假設(shè)的嚴(yán)格限制，相對混合OLS、固定效應(yīng)模型，系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果更為可信。因此，在模型(3)-(7)中采用系統(tǒng)GMM法(Sys-GMM)進(jìn)行估計(jì)，其中模型(4)報(bào)告了全樣本的回歸結(jié)果，模型(5)、(6)和(7)給出了東部、中部及西部地區(qū)的回歸結(jié)果。

表2　計(jì)量方程(8)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：1.FE、Sys-GMM分別表示固定效應(yīng)估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)；2. *、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平；3.回歸系數(shù)括號(hào)里的數(shù)字表示標(biāo)準(zhǔn)誤差，AR(2)檢驗(yàn)、Hansen檢驗(yàn)對應(yīng)的數(shù)均為P值.

表2提供了GMM估計(jì)的二階序列相關(guān)與工具變量過度識(shí)別的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，AR(2)和Hansen檢驗(yàn)值的伴隨概率均大于0.1，意味著不存在二階序列相關(guān)，并且系統(tǒng)GMM估計(jì)是有效的。

表2顯示，從全樣本結(jié)果來看，模型(1)、(3)支持人均GDP與碳強(qiáng)度呈倒“U”型環(huán)境庫茲涅茨曲線，而一旦加入控制變量，結(jié)果卻不支持以上結(jié)論，說明二氧化碳環(huán)境庫茲涅茨假說的經(jīng)驗(yàn)結(jié)論不具有穩(wěn)健性，這部分解釋了現(xiàn)有文獻(xiàn)相關(guān)結(jié)論的差異。從模型(4)的結(jié)果看，人口結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平對碳強(qiáng)度分別具有顯著的正向、負(fù)向影響，在加入控制變量之后這一結(jié)果仍然是穩(wěn)健的，另外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)對碳強(qiáng)度有顯著為正的影響，這符合理論預(yù)期，與李鍇等[25]的研究結(jié)論也是一致的。而對外開放的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均顯著為正，表明中國對外開放總體上對環(huán)境造成了負(fù)面影響，這可能是由于對外開放引致的“向環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)逐底競賽”效應(yīng)超過了環(huán)境收益效應(yīng)。政策變量與碳強(qiáng)度呈顯著負(fù)相關(guān)，這表明中國政府各項(xiàng)節(jié)能減排政策有效促進(jìn)了地區(qū)碳強(qiáng)度的下降。

從分區(qū)域的結(jié)果看，模型(5)、(6)回歸結(jié)果支持環(huán)境庫茲涅茨假說在東部、中部地區(qū)成立，但模型(7)的結(jié)果并不支持環(huán)境庫茲涅茨假說在西部地區(qū)成立，這反映了西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還沒有跨越改善環(huán)境質(zhì)量的門檻值。人口結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、對外開放、政策因素對各區(qū)域碳強(qiáng)度的影響方向與全國的情況基本一致，但各變量對碳強(qiáng)度的影響程度在不同地區(qū)之間呈現(xiàn)出明顯的差異，這可能反映由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、能源資源稟賦、技術(shù)水平以及對外開放水平等方面存在較大的差異，各地區(qū)碳強(qiáng)度的具體原因及其效應(yīng)存在一定的結(jié)構(gòu)性差異。主要原因在于，西部地區(qū)迫于經(jīng)濟(jì)增長的壓力，往往以高能耗與高污染為代價(jià)進(jìn)行招商引資，而沒有注重移植東部發(fā)達(dá)地區(qū)碳排放績效較高的產(chǎn)業(yè)，加之西部自身的環(huán)保技術(shù)相對落后，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對于西部地區(qū)碳強(qiáng)度的負(fù)面效應(yīng)要大于東、中部地區(qū)。

(二)碳強(qiáng)度省際差距的影響因素貢獻(xiàn)度測算

表2給出了驅(qū)動(dòng)因素對碳強(qiáng)度的影響效應(yīng)，但尚不能據(jù)此量化各影響因素對碳強(qiáng)度省際差距的貢獻(xiàn)，借鑒朱子云[26]的思路，利用可導(dǎo)性對數(shù)方差分解法，把式(8)中因變量(lnCit)的省際差異(通過方差來測度)分解為回歸方程中自變量的貢獻(xiàn)度。如果lnC=α+ΣβilnXi+μ，在滿足如下兩個(gè)假設(shè)條件下：一是同方差；二是自變量Xi是隨機(jī)變量，但與隨機(jī)干擾項(xiàng)μ不相關(guān)，可得出碳強(qiáng)度省際差距的各因素貢獻(xiàn)的方差分解方程：

σ2(lnC)=Σβicov(lnC,lnXi)+δ2(μ)

(9)

式(9)中，σ2(lnC)、σ2(μ)是因變量lnCit與隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差，cov(lnC,lnXi)為因變量lnCit和自變量Xi的協(xié)方差，βi是回歸方程各自變量的回歸參數(shù)。

式(9)兩邊同時(shí)除以σ2(lnC)得出：

1=Σβicov(lnC,lnXi)/σ2(lnC)+δ2(μ)/σ2(lnC)

(10)

式(10)中，Σβicov(lnC,lnXi)/σ2(lnC)為各個(gè)自變量對省際碳強(qiáng)度差距的總貢獻(xiàn)，cov(lnC,lnXi)/σ2(lnC)為某一自變量對省際碳強(qiáng)度差距的貢獻(xiàn)；δ2(μ)/σ2(lnC)表示未在模型中體現(xiàn)的其他影響因素對省際碳強(qiáng)度差距的貢獻(xiàn)。

根據(jù)表2模型(4)中的回歸結(jié)果及各變量的樣本觀察數(shù)據(jù)，基于式(10)可測算出各因素對省際碳強(qiáng)度差距的貢獻(xiàn)度，結(jié)果列于表3⑤。從表3可以看到，人均收入、能源結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及對外開放等因素對中國碳強(qiáng)度省際差距的形成與變遷具有較強(qiáng)的解釋力，各因素的總貢獻(xiàn)度在1995年最低，為47.55%，在2009年最高，達(dá)74.25%，歷年平均值達(dá)到64%。

表3　各因素對碳強(qiáng)度省際差異的貢獻(xiàn)度和累計(jì)值：1995-2013(單位：%)

從單影響因素來看，人均GDP是碳強(qiáng)度省際差距形成的關(guān)鍵動(dòng)力，歷年貢獻(xiàn)度平均達(dá)37.81%。能源結(jié)構(gòu)對碳強(qiáng)度省際差距的貢獻(xiàn)度平均達(dá)7.68%，貢獻(xiàn)度經(jīng)較持續(xù)上漲后于2006年開始下降，這可能與中國在此期間制定的節(jié)能減排目標(biāo)與措施有關(guān)。人口結(jié)構(gòu)對碳強(qiáng)度省際差異的平均貢獻(xiàn)度達(dá)6.29%，并呈上升趨勢，這可能與不同地區(qū)間人口城市化進(jìn)程差異所引致的節(jié)能減排效應(yīng)的差異性有關(guān)。技術(shù)水平對碳強(qiáng)度省際差距的貢獻(xiàn)度平均為4.75%，這一貢獻(xiàn)度在樣本期處于上漲趨勢，這可能反映了省際間技術(shù)水平差距呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢，技術(shù)因素在解釋碳強(qiáng)度省際差異的作用逐步得以體現(xiàn)。一般來說，研發(fā)投入與技術(shù)進(jìn)步高度相關(guān)，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2013年，東部的廣東、江蘇、上海三地全社會(huì)研發(fā)投入近三千億，約占GDP的2.7%，達(dá)到發(fā)達(dá)國家水平，明顯高于全國1.8%的平均水平，區(qū)域間研發(fā)投入的明顯差異導(dǎo)致了區(qū)域技術(shù)水平差距的持續(xù)擴(kuò)大。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳強(qiáng)度省際差異的解釋程度較低，歷年平均貢獻(xiàn)度為4.69%，但在樣本期內(nèi)貢獻(xiàn)度呈現(xiàn)上升態(tài)勢，其原因在于，在實(shí)施西部大開發(fā)、中部崛起的背景下，中西部地區(qū)加快承接?xùn)|部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，一些重型化工業(yè)的轉(zhuǎn)移在優(yōu)化東部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同時(shí)，使得中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式更具有粗放型特征，從而擴(kuò)大了區(qū)域間碳強(qiáng)度的差距。對外開放對碳強(qiáng)度省際差異的解釋程度最小，平均貢獻(xiàn)度為2.79%，但其貢獻(xiàn)呈現(xiàn)不斷上漲的趨勢，表明省際參差不齊的對外開放逐步影響了碳強(qiáng)度的區(qū)域差異，與中西部相比，對外開放帶來的技術(shù)溢出更有利于東部提升生產(chǎn)管理和環(huán)保技術(shù)水平，從而有利于該區(qū)域的減排。

五、結(jié)論和政策啟示

在估算中國1995-2013年28個(gè)省區(qū)排放量的基礎(chǔ)上，本文利用泰爾指數(shù)及變異系數(shù)，測算碳強(qiáng)度的區(qū)域差異及演化趨勢，并對碳強(qiáng)度省際的總體差異進(jìn)行區(qū)域分解；進(jìn)一步地，結(jié)合STIRPAT模型與可導(dǎo)性對數(shù)方差分解法，對省際碳強(qiáng)度差距進(jìn)行影響因素的貢獻(xiàn)分解，得出以下豐富的結(jié)論和啟示：

第一，無論從區(qū)域?qū)用嬉只蚴鞘‰H層面來看，中國碳強(qiáng)度均呈現(xiàn)明顯的地區(qū)差異。三大區(qū)域碳強(qiáng)度呈現(xiàn)出東、中、西逐次遞增的格局，區(qū)域間碳強(qiáng)度的差異呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢；樣本考察期大多數(shù)年份中國碳強(qiáng)度的省際差異在波動(dòng)中呈擴(kuò)大趨勢。這反映中國碳排放空間分布具有較為嚴(yán)重的非均衡性，同時(shí)也表明各地區(qū)碳排放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間不匹配程度呈強(qiáng)化趨勢，因此中國在區(qū)域經(jīng)濟(jì)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展上仍有較大的提升空間。中央應(yīng)根據(jù)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性特征，將各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展嵌入生態(tài)文明建設(shè)，改進(jìn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的評估方法，公平科學(xué)分配各地減排額度，通過差別化的政績考核機(jī)制促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。

第二，根據(jù)三大區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，中國碳強(qiáng)度的省際差異主要源于區(qū)域內(nèi)部差異，但區(qū)域內(nèi)部差異對總差異的貢獻(xiàn)率呈下降態(tài)勢，而區(qū)域間差異對總差異的貢獻(xiàn)率呈上升態(tài)勢。在區(qū)域內(nèi)部差異中，東部地區(qū)內(nèi)部差異是構(gòu)成區(qū)域內(nèi)差異的主要來源，同時(shí)也是引起省際總體差異的主要來源。中部地區(qū)差異的貢獻(xiàn)率一直呈下降的趨勢，而西部地區(qū)差異的貢獻(xiàn)率近年呈上升趨勢。而在八大區(qū)域的劃分標(biāo)準(zhǔn)下，區(qū)域間差異對碳強(qiáng)度省際差異貢獻(xiàn)率較大，欠發(fā)達(dá)地區(qū)對總體差異具有較大貢獻(xiàn)并且呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。因此，為有效縮小碳強(qiáng)度的區(qū)域差距，既要對區(qū)域差異貢獻(xiàn)大的重點(diǎn)地區(qū)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，實(shí)行更嚴(yán)格的減排政策，又要?jiǎng)討B(tài)監(jiān)管對區(qū)域差異貢獻(xiàn)具有上升勢頭的區(qū)域，同時(shí)，中央應(yīng)考慮將重點(diǎn)生態(tài)工業(yè)項(xiàng)目與清潔工業(yè)企業(yè)優(yōu)先落戶于欠發(fā)達(dá)地區(qū)。此外，各地政府還可以利用各區(qū)域在資源稟賦、能源效率、氣候特征、人力資本等方面的差異性，搭建合作交流平臺(tái)，建立長效合作機(jī)制，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、節(jié)能減排技術(shù)、環(huán)境監(jiān)管政策等方面的協(xié)同創(chuàng)新。

第三，碳排放影響因素的計(jì)量結(jié)果表明，人口結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)及對外開放對中國碳強(qiáng)度具有顯著的正向影響，技術(shù)水平、政策因素對碳強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響。進(jìn)一步，基于可導(dǎo)性對數(shù)方差分解法的結(jié)果顯示，人均收入對碳強(qiáng)度省際差距的貢獻(xiàn)最高，表明優(yōu)先縮小區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距是平衡區(qū)域間碳強(qiáng)度的戰(zhàn)略舉措，貢獻(xiàn)度由高到低的因素依次是能源結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，而對外開放對碳強(qiáng)度省際差異的解釋度較小。這表明，為實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和2020年減排目標(biāo)，不僅要求中央必須積極應(yīng)對碳排放的驅(qū)動(dòng)因素，而且要求各級政府厘清各因素對碳排放省際差異的差異化影響，在涉及減排的系統(tǒng)工程中分清輕重緩急。

[注釋]

①根據(jù)IPCC(2006)估算，除礦石燃料燃燒外，水泥、石灰、鋼鐵等生產(chǎn)過程也會(huì)排放CO2，其中，水泥占57%，石灰占34%，鋼鐵占比不到10%.由于石灰和鋼鐵的分省數(shù)據(jù)難以收集且排放份額較低，本文并不對這些排放源加以考慮.

②雖然也有文獻(xiàn)采用重工業(yè)比重來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(杜立民，2011)，但由于重工業(yè)比重與本文的IS具有較高的相關(guān)性，為避免嚴(yán)重的多重共線性問題，本文舍棄重工業(yè)比重.

③由于西藏、海南數(shù)據(jù)大量缺失，從樣本中剔除，重慶市的數(shù)據(jù)并入四川省，樣本不包含港澳臺(tái)地區(qū).

④按照一般的區(qū)域劃分方法，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東及廣東共10個(gè)省份；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8個(gè)省份；西部地區(qū)包括廣西、內(nèi)蒙古、云南、四川(包括重慶)、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆10個(gè)省份.

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[責(zé)任編輯：張曉娟]

Regional Difference Influence Factors of China's Carbon Intensity：Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data from 1995 to 2013

ZHOU Jie-qi1,HAN Ying2

(1.The Faculty of Economics,Guangdong University of Finance and Economics,Guangzhou 510320, China;2.Northeastern University，Shenyang 110004,China)

Abstract:Analyzing regional difference of carbon intensity and the influence factors of this difference for China, has important significance for reasonable formulation of emission reduction policies, achieving the 2020 emission reduction commitments and the sustainable development of China. Basing on estimating the quantity of emissions for 28 provinces of China covering the years from 1995 to 2013，this paper uses Theil index to investigate regional difference of carbon intensity, and decomposes inter-provincial differences of carbon emission intensity into between and within region components. Using extensive STIRPAT Model and a variance decomposition methodology, this paper empirically studies the causes of inter-provincial differences of carbon intensity. The results show that: (1)The imbalance between regions is obvious, inter-provincial difference of carbon emission intensity shows an enlarging trend in fluctuation; (2) According to the three zone standards, the inter-provincial difference of carbon emission intensity is mainly from the regional difference, but the contribution of the inter-regional difference to the total difference is on the rise. The overall difference are mainly from the inter-regional differences in eight zones standards ;(3)The per capita income has the most important influence on the inter-provincial difference of carbon emission intensity, followed by energy consumption structure, demographic factors, technology level, industry structure, but explanation degree of opening to the outside world is low.

Key words:carbon intensity; regional difference; Theil index; factor decomposition

[中圖分類號(hào)]F205

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]2095-5863(2016)01-0018-09

[作者簡介]周杰琦(1983-)，男，廣東韶關(guān)人，廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院講師，博士，從事低碳發(fā)展與科技對策研究.

[基金項(xiàng)目]教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目(15YJCZH242)；廣東省普通高校人文社科研究項(xiàng)目(14GDQX04B76)；廣東省教育廳國家級重大培育項(xiàng)目(2014GWXM018)；廣東省打造理論粵軍重大項(xiàng)目(2013A2)；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71173052)

[收稿日期]2015-12-13