中亞五國(guó)自華進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出及碳排放影響研究

黃 麗， 王武林， 龔 姣

（1.華東師范大學(xué)全球創(chuàng)新與發(fā)展研究院，上海 200062；2.福州大學(xué)環(huán)境與安全工程學(xué)院，福建 福州 350108）

在全球生態(tài)環(huán)境日趨嚴(yán)峻和經(jīng)濟(jì)全球化背景下，國(guó)際貿(mào)易中的碳排放議題引起學(xué)術(shù)界和各國(guó)氣候談判的廣泛關(guān)注［1］，全球技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新日新月異，為國(guó)家間的技術(shù)溢出創(chuàng)造了現(xiàn)實(shí)條件。基于國(guó)際貿(mào)易技術(shù)溢出下的碳排放議題，現(xiàn)有研究將對(duì)外貿(mào)易的技術(shù)效應(yīng)作為相關(guān)要素分析其對(duì)東道國(guó)碳排放的影響，大致形成了3種觀點(diǎn)［2］：其一，認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易的技術(shù)溢出在一定程度上降低了碳排放［3］，不論自主研發(fā)或進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)引進(jìn)，均有助于減少碳排放［4］，本土研發(fā)和進(jìn)口技術(shù)溢出均對(duì)降低碳排放產(chǎn)生顯著作用［5］，進(jìn)口商品中隱含的碳排放無(wú)疑減弱了本國(guó)的碳排放［6］，尤以新能源產(chǎn)業(yè)等進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的碳減排效應(yīng)較為顯著［7］。其二，認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易的技術(shù)溢出增加了碳排放，如果東道國(guó)環(huán)境規(guī)制不力，出口競(jìng)爭(zhēng)壓力可能導(dǎo)致本土企業(yè)通過(guò)犧牲環(huán)境達(dá)到降低成本的目的［8］。其三，認(rèn)為由于受制于許多不確定因素而使得技術(shù)溢出對(duì)碳排放的影響具有不確定性［9］，這些不確定因素或與進(jìn)出口商品的技術(shù)含量［10］、勞動(dòng)力受教育程度［11］、行業(yè)的要素密集度［12］等條件相關(guān)，亦沒(méi)有證據(jù)表明通過(guò)擴(kuò)大開(kāi)放程度獲取技術(shù)溢出能降低碳排放強(qiáng)度［13］，包含本土研發(fā)、外商直接投資以及貿(mào)易等要素在內(nèi)的技術(shù)因素對(duì)碳排放的影響尚未達(dá)成共識(shí)［5］。從研究區(qū)域來(lái)看，國(guó)際貿(mào)易對(duì)碳排放的影響研究主要集中在自然資源豐富但經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的國(guó)家或地區(qū)［14］，研究方法則以結(jié)構(gòu)分解方法［1］、可拓展的隨機(jī)回歸影響模型（STIRPAT）［15］、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA）［16］、對(duì)數(shù)平均迪氏指數(shù)法（LMDI）［17］等計(jì)量方法較為常見(jiàn)。

自1991 年Grossman 等提出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間呈倒“U”型關(guān)系的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線以來(lái)，該方法也成為了分析碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的主要方法［18-19］。相關(guān)研究模擬了碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等之間的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線關(guān)系，并試圖預(yù)估經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拐點(diǎn)值［19-20］，由此得出碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間倒U型［21-22］、N型［23］、單調(diào)增減［24］等不同關(guān)系類型。毫無(wú)疑問(wèn)，經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等因素均是影響碳排放的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線關(guān)系的重要因素，該曲線拐點(diǎn)是規(guī)模、結(jié)構(gòu)、技術(shù)3種效應(yīng)共同作用的結(jié)果［18］，具體表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)［24］、國(guó)際貿(mào)易［25］、研發(fā)能力［26］、資金和技術(shù)［27］等均會(huì)對(duì)國(guó)家或地區(qū)的碳排放及環(huán)境效應(yīng)產(chǎn)生深刻影響。

“一帶一路”沿線國(guó)家研發(fā)能力低、低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平滯后、低碳發(fā)展效率低下、碳排放問(wèn)題嚴(yán)峻等問(wèn)題較為普遍［28］。其中的中亞五國(guó)作為陸上絲綢之路的商業(yè)咽喉［29］，戰(zhàn)略地位十分重要。中亞五國(guó)與世界其他國(guó)家或地區(qū)一樣，均面臨著全球CO2等溫室氣體濃度上升和氣候變暖的挑戰(zhàn)，加之中亞五國(guó)生態(tài)環(huán)境相對(duì)脆弱、水資源相對(duì)緊缺，處于全球氣候變化的敏感地區(qū)，更易受到全球氣候變化的影響。中亞五國(guó)與中國(guó)在地理上唇齒相依、經(jīng)貿(mào)上互融互促，中亞五國(guó)是中國(guó)連接歐洲陸上走廊的門(mén)戶和中轉(zhuǎn)站，中國(guó)則是中亞五國(guó)走向太平洋的依托和捷徑，近年來(lái)中國(guó)與中亞五國(guó)經(jīng)貿(mào)合作步伐加快，在貿(mào)易、投資和經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作、金融合作等領(lǐng)域均取得了顯著的成效。然而，現(xiàn)有研究鮮少關(guān)注“一帶一路”沿線中亞國(guó)家自華進(jìn)口的貿(mào)易技術(shù)溢出及其碳排放議題，較少將進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出存量加以物化［30］。中亞五國(guó)碳排放議題涉及到當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境治理、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、國(guó)家研發(fā)能力以及與中國(guó)的經(jīng)貿(mào)合作等領(lǐng)域，該議題應(yīng)服務(wù)于“一帶一路”建設(shè)和全球治理的開(kāi)放發(fā)展大局，研究意義重大。具體而言，本文以中亞五國(guó)為研究區(qū)域，將自華進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出存量分解為中間品和資本品，并建立合理的空間面板數(shù)據(jù)模型，探究中亞五國(guó)自華進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出對(duì)其碳排放的影響。本研究有助于認(rèn)知中亞五國(guó)碳排放的潛在規(guī)律，也可為我國(guó)向中亞五國(guó)的技術(shù)出口提供科學(xué)參考。

1 研究區(qū)概況

本文以中亞五國(guó)哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫(kù)曼斯坦、塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦為研究區(qū)域，中亞五國(guó)面積合計(jì)約4.008×106km2，2018 年中亞五國(guó)人口合計(jì)約7.186×107人，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）合計(jì)約2.774×1011USD。中亞五國(guó)擁有豐富的資源和能源儲(chǔ)備，其中哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫(kù)曼斯坦3 個(gè)國(guó)家的工業(yè)生產(chǎn)是其國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主要來(lái)源，塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦的工業(yè)基礎(chǔ)較為薄弱。近年來(lái)中亞五國(guó)與我國(guó)的交流合作日趨緊密，從中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易額呈現(xiàn)出較快的增長(zhǎng)趨勢(shì)，中亞五國(guó)自華進(jìn)口額由1992 年的1.284×109USD 增長(zhǎng)到2018 年的7.901×1010USD，年均增長(zhǎng)17.169%，其中自華進(jìn)口資本品總額由9.754×106USD增長(zhǎng)到1.461×109USD，年均增長(zhǎng)21.247%，自華進(jìn)口中間品總額由6.801×107USD增長(zhǎng)到3.209×109USD，年均增長(zhǎng)15.978%。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文1992—2018 年研究時(shí)段內(nèi)的主要數(shù)據(jù)及其來(lái)源包括：（1）中亞五國(guó)碳排放數(shù)據(jù)，來(lái)自國(guó)際能源署網(wǎng)站（https://www.iea.org）公開(kāi)數(shù)據(jù)；（2）中亞五國(guó)GDP 及人均GDP、工業(yè)增加值占GDP 比重、研發(fā)投入占GDP 比重?cái)?shù)據(jù)等數(shù)據(jù)，來(lái)自世界銀行網(wǎng)站（https://data.worldbank.org.cn/）公開(kāi)數(shù)據(jù)；（3）中亞五國(guó)自華進(jìn)口總額及其SITC3位數(shù)分類商品進(jìn)口數(shù)據(jù)，來(lái)自聯(lián)合國(guó)雙邊交易數(shù)據(jù)庫(kù)（https://comtrade.un.org/data/）；（4）中國(guó)的GDP 及研發(fā)投入等數(shù)據(jù)，來(lái)自相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 研究方法

2.2.1 人均碳排放庫(kù)茲涅茨曲線模擬與拐點(diǎn)預(yù)測(cè)

環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（Environmental Kuznets curve,EKC）認(rèn)為隨著收入不斷提高，環(huán)境污染程度經(jīng)歷先增長(zhǎng)后降低的演變過(guò)程。Grossman 等［18］從技術(shù)、環(huán)境需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整3個(gè)方面闡釋EKC關(guān)系呈現(xiàn)倒U型的形成機(jī)制。碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在類似于線性或非線性關(guān)系日益受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注，借鑒經(jīng)典的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線視角，可采用人均碳排放庫(kù)茲涅茨曲線（Carbon Kuznets curve, CKC）進(jìn)行驗(yàn)證［31］。本文從整體上探究中亞五國(guó)人均碳排放與人均GDP的關(guān)系，故采用時(shí)間序列回歸方法，測(cè)度其CKC關(guān)系，模型如下：

R&D資本存量一般采用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算［35］，即t時(shí)期的R&D資本存量可以采用過(guò)去所有時(shí)期R&D支出的現(xiàn)值與t-1時(shí)期的某一定基R&D資本存量?jī)r(jià)值之和來(lái)表示，計(jì)算方法如下：

式中：St為t時(shí)期的R&D 資本存量（104USD）；St-1為t-1時(shí)期的R&D資本存量（104USD）；Rt為t時(shí)期的R&D 支出；δ為R&D 資本存量的折舊率，依據(jù)經(jīng)驗(yàn)一般采用5%計(jì)算［36］。

進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出主要通過(guò)中間品、資本品的進(jìn)口來(lái)實(shí)現(xiàn)，將式（2）中的Sjt分別調(diào)整為Interijt和Capijt表示中間品和資本品的進(jìn)口貿(mào)易額，則可以得到中間品的進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出存量（ZJ）和資本品的進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出存量（ZB）：

本文根據(jù)聯(lián)合國(guó)BEC分類法，按照商品最終用途，技術(shù)含量較高的中間品、資本品代碼為41、42、53 和521。其中代碼42 和53 代表資本貨物零配件（運(yùn)輸設(shè)備零配件除外）和運(yùn)輸設(shè)備零配件，可以當(dāng)成中間品；代碼41 和521 分別代表資本貨物（運(yùn)輸設(shè)備除外）和運(yùn)輸設(shè)備，屬于資本品。

2.2.3 進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出對(duì)碳排放的影響測(cè)算參考Grossman等提出的理論框架［37］，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展分解為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)3 個(gè)途徑進(jìn)而對(duì)環(huán)境產(chǎn)生影響，用公式表示為：

式中：CP為碳排放；Y為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，反映規(guī)模效應(yīng)；S為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，反映結(jié)構(gòu)效應(yīng)；T為碳減排技術(shù)水平，反映技術(shù)效應(yīng)。其中，碳減排技術(shù)來(lái)自內(nèi)外2個(gè)渠道，內(nèi)部渠道主要來(lái)自國(guó)內(nèi)自主研發(fā)，外部渠道主要是向外的進(jìn)口貿(mào)易：

式中：RDI 為國(guó)內(nèi)自主研發(fā)；RDF 為國(guó)外的進(jìn)口貿(mào)易。以進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出作為自變量，將規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)作為控制變量，而其中技術(shù)效應(yīng)主要來(lái)自國(guó)內(nèi)研發(fā)投入和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)溢出，進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出來(lái)自中間品技術(shù)溢出存量（ZJ）和資本品技術(shù)溢出存量（ZB）?；谏鲜龈饔嘘P(guān)指標(biāo)構(gòu)建碳排放的面板回歸模型如下：

表1 不同β取值下人均碳排放庫(kù)茲涅茨曲線（CKC）形狀及拐點(diǎn)計(jì)算公式Tab.1 Shape and inflection point calculation formula of per capita CKC with different β values

式中：LnCPit為i國(guó)t時(shí)期碳排放的自然對(duì)數(shù)；α0為常數(shù)項(xiàng)；α1～α5為相應(yīng)的回歸系數(shù)；LnPCGDPit為i國(guó)t時(shí)期人均GDP 的自然對(duì)數(shù)；LnSit為i國(guó)t時(shí)期工業(yè)增加值占GDP比重的自然對(duì)數(shù)；LnRDIit為i國(guó)t時(shí)期研發(fā)投入的自然對(duì)數(shù)；LnZJit為i國(guó)t時(shí)期自華進(jìn)口中間品技術(shù)溢出存量的自然對(duì)數(shù)；LnZBit為i國(guó)t時(shí)期自華進(jìn)口資本品技術(shù)溢出存量的自然對(duì)數(shù)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)?？紤]到各變量之間的非線性關(guān)系，便于合理解釋估計(jì)參數(shù)以及降低數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性的影響，將所有變量取自然對(duì)數(shù)。

3 結(jié)果與分析

3.1 中亞五國(guó)碳排放變化及人均碳排放庫(kù)茲涅茨曲線模擬

1992—2018 年中亞五國(guó)碳排放經(jīng)歷了先降后升的過(guò)程，碳排放年均增長(zhǎng)率波動(dòng)較大（圖1），從1992 年的4.120×108t 下降到1997 年的2.602×108t，再增長(zhǎng)到2018 年的4.118×108t，歷年碳排放變化率差異較大。其中，哈薩克斯坦碳排放占中亞五國(guó)比重最大，約占中亞五國(guó)碳排放總量的40.710%～61.261%，哈薩克斯坦碳排放從1992 年的2.524×108t下降到2018年的2.455×108t，歷年碳排放變化率波動(dòng)較大；烏茲別克斯坦的碳排放約占中亞五國(guó)的19.293%～42.976%，且在波動(dòng)中呈下降趨勢(shì)，從1992年的1.112×108t 下降到2018 年的8.015×107t；土庫(kù)曼斯坦碳排放約占中亞五國(guó)的6.711%～17.381%，且在波動(dòng)中呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，從1992年的2.765×108t增長(zhǎng)到2018 年的7.156×108t；塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦碳排放分別占中亞五國(guó)的0.580%～1.818%和1.402%～3.227%，塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦的碳排放均在波動(dòng)中有所下降，分別從1992年的7.490×106t和1.330×107t減少到5.786×106t和8.771×106t。

圖1 1992—2018年中亞五國(guó)碳排放量及其年均增長(zhǎng)率Fig.1 Carbon emissions and its average annual growth rate in the five Central Asian countries during 1992—2018

運(yùn)用式（1）對(duì)人均碳排放自然對(duì)數(shù)（LnPCCO2it）與人均GDP 自然對(duì)數(shù)（LnPCGDPit）進(jìn)行回歸分析得到回歸系數(shù)β1～β3，并擬合二者的CKC 關(guān)系（圖2、表2），哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦和土庫(kù)曼斯坦的CKC 關(guān)系的擬合優(yōu)度相對(duì)較好。哈薩克斯坦和土庫(kù)曼斯坦的CKC 關(guān)系表現(xiàn)為倒N 型，其中1992—2018年哈薩克斯坦人均GDP介于1.130×103～1.389×104USD，人均GDP 的拐點(diǎn)值分別為1.345×103USD和2.064×104USD，而2.064×104USD 拐點(diǎn)值在人均GDP樣本值外，說(shuō)明當(dāng)前哈薩克斯坦人均碳排放隨著人均GDP 增長(zhǎng)而增長(zhǎng)，當(dāng)未來(lái)人均GDP 達(dá)到2.064×104USD的拐點(diǎn)值，人均碳排放將隨人均GDP的增長(zhǎng)而減少；土庫(kù)曼斯坦人均GDP 介于549～962 USD，拐點(diǎn)值分別為2.215 USD 和1.176×104USD，2個(gè)拐點(diǎn)值均在樣本值外，說(shuō)明當(dāng)前土庫(kù)曼斯坦人均碳排放隨著人均GDP增長(zhǎng)而增長(zhǎng)，當(dāng)未來(lái)人均GDP達(dá)到1.176×104USD的拐點(diǎn)值，人均碳排放將隨人均GDP 的增長(zhǎng)而減少。烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦和中亞五國(guó)的CKC關(guān)系表現(xiàn)為N型，其中1992—2018 年烏茲別克斯坦人均GDP 介于3.833×102～2.615×103USD，拐點(diǎn)值4.805×102USD 和2.437×103USD均位于樣本值以內(nèi)，說(shuō)明烏茲別克斯坦人均碳排放隨著人均GDP 的增長(zhǎng)經(jīng)歷先升后降再升的N 型趨勢(shì)；塔吉克斯坦人均GDP 介于1.384×102～1.104×103USD，拐點(diǎn)值3.415×102USD和1.013×103USD 均位于樣本值以內(nèi)，說(shuō)明塔吉克斯坦人均碳排放隨著人均GDP的增長(zhǎng)經(jīng)歷先升后降再升的N型趨勢(shì)；吉爾吉斯斯坦人均GDP 介于2.580×102～1.282×103USD，拐點(diǎn)值5.681×102USD 和7.602×102USD 均位于樣本值以內(nèi)，說(shuō)明吉爾吉斯斯坦人均碳排放隨著人均GDP 的增長(zhǎng)表現(xiàn)為N 型趨勢(shì)；同理，中亞五國(guó)人均GDP 介于6.741×102～5.419×103USD，拐點(diǎn)值1.470×103USD和3.039×103USD均位于樣本值以內(nèi)，說(shuō)明中亞五國(guó)人均碳排放隨著人均GDP的增長(zhǎng)表現(xiàn)為N型趨勢(shì)。哈薩克斯坦和土庫(kù)曼斯坦的CKC 關(guān)系表現(xiàn)為倒N 型，這種倒N 型關(guān)系與1995—2007 年中國(guó)省域人均GDP 與人均碳排放之間的倒N 型曲線關(guān)系相似［38］，這可能與各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，哈薩克斯坦和土庫(kù)曼斯坦的人均GDP水平明顯高于其他3個(gè)中亞國(guó)家和中亞五國(guó)整體水平。而烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦和中亞五國(guó)整體的CKC關(guān)系則表現(xiàn)為N型，與1989—2008年遼寧省沈陽(yáng)市碳排放與人均GDP 之間的N 型擬合曲線相似［39］。

圖2 1992—2018年中亞五國(guó)碳排放庫(kù)茲涅茨曲線（CKC）Fig.2 CKC of the five Central Asian countries during 1992—2018

3.2 中亞五國(guó)自華進(jìn)口中間品和資本品及其技術(shù)溢出存量變化

中亞五國(guó)自華進(jìn)口的中間品和資本品合計(jì)約占自華進(jìn)口總額的3.920%～10.976%（圖3），除2000年以外，中亞五國(guó)中間品占進(jìn)口總額的比重均超過(guò)資本品所占比重，其中中間品所占比重約為3.090%～9.432%，資本品所占比重約為0.427%～5.440%。哈薩克斯坦自華進(jìn)口的中間品和資本品比重約占自華進(jìn)口總額的2.501%～12.825%，其中中間品所占比重約為2.112%～5.656%，資本品所占比重約為0.389%～8.539%；烏茲別克斯坦自華進(jìn)口的中間品和資本品比重約占自華進(jìn)口總額的6.492%～17.203%，其中中間品所占比重約為2.939%～16.496%，資本品所占比重約為0.707%～7.390%；土庫(kù)曼斯坦自華進(jìn)口的中間品和資本品比重約占自華進(jìn)口總額的3.358%～16.385%，其中中間品所占比重約為1.267%～11.913%，資本品所占比重約為0～15.118%；塔吉克斯坦自華進(jìn)口的中間品和資本品比重約占自華進(jìn)口總額的1.001%～17.271%，其中中間品所占比重約為0.667%～16.524%，資本品所占比重約為0.049%～8.819%；吉爾吉斯斯坦自華進(jìn)口的資本品和中間品比重約占自華進(jìn)口總額的2.482%～16.495%，其中中間品所占比重約為2.118%～15.882%，資本品所占比重約為0.156%～1.447%。

借鑒相關(guān)研究［7,15］，采用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算技術(shù)溢出存量，可得到1992—2018年中亞五國(guó)自華進(jìn)口中間品技術(shù)溢出存量和資本品技術(shù)溢出存量（圖4）。中亞五國(guó)及各國(guó)自華進(jìn)口中間品和資本品的技術(shù)溢出存量均獲得不同程度的增長(zhǎng)，中間品技術(shù)溢出存量明顯大于資本品技術(shù)溢出存量，中間品技術(shù)溢出存量從1.691×106USD增長(zhǎng)到1.793×108USD，年均增長(zhǎng)19.649%，資本品技術(shù)溢出存量從2.424×105USD 增長(zhǎng)到8.162×107USD，年均增長(zhǎng)25.132%。哈薩克斯坦中間品和資本品的技術(shù)溢出存量占中亞五國(guó)的比重最大，分別從1.334×106USD 和1.361×105USD 增長(zhǎng)到7.834×107USD 和3.021×107USD，年均增長(zhǎng)16.972%和22.962%；烏茲別克斯坦中間品和資本品的技術(shù)溢出存量占中亞五國(guó)的比重較大，分別從2.606×105USD 和1.003×105USD 增長(zhǎng)到4.636×107USD 和3.231×107USD，年均增長(zhǎng)22.063%和24.886%；土庫(kù)曼斯坦中間品和資本品的技術(shù)溢出存量占中亞五國(guó)的比重較小，分別從2.73×104USD和0增長(zhǎng)到3.129×106USD和4.022×106USD，年均增長(zhǎng)19.573%和24.549%；塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦2個(gè)國(guó)家的中間品和資本品的技術(shù)溢出存量占中亞五國(guó)的比重最小，其中塔吉克斯坦分別從4.00×103USD和1.60×103USD增長(zhǎng)到1.870×107USD和6.049×106USD，年均增長(zhǎng)35.168%和24.385%，吉爾吉斯斯坦分別從6.43×104USD 和4.40×103USD 增長(zhǎng)到3.274×107USD 和9.035×106USD，年均增長(zhǎng)27.428%和27.704%。

圖4 1992—2018年中亞五國(guó)自華進(jìn)口的資本品和中間品的技術(shù)溢出存量Fig.4 Stock of technology spillover of intermediate and capital goods imports from China in the five Central Asian countries during 1992—2018

3.3 基于面板數(shù)據(jù)模型的碳排放影響因素分析

3.3.1 單位根檢驗(yàn)及豪斯曼檢驗(yàn)為檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性和提高實(shí)證結(jié)果的可靠性，首先采用LIC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher 4種面板單位根方法檢驗(yàn)式（8）中LnCPit、LnPCGDPit、LnSit、LnRDIit、LnZJit和LnZBit6 組變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，6 組變量中僅有LnSit是平穩(wěn)的，其余5 組變量的一階差分分別用D(LnCPit)、D(LnPCGDPit)、D(LnRDIit)、D(LnZJit)、D(LnZBit)表示，該5 組變量均為平穩(wěn)序列（表3）。然后對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，以確定選擇隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型，豪斯曼檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為97.61，伴隨概率為0，說(shuō)明應(yīng)拒絕固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型不存在系統(tǒng)差異的原假設(shè)，可以建立固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

表3 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)Tab.3 Unit root inspection of panel data

3.3.2 碳排放影響因素分析中亞五國(guó)碳排放、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入、自華進(jìn)口貿(mào)易等方面差異較大，其碳排放可能存在不隨時(shí)間而變的遺漏變量，故應(yīng)考慮使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行評(píng)估，亦表明豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果與實(shí)際情況相吻合。由于一國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及中間品和資本品的技術(shù)溢出存量可能對(duì)碳排放存在交叉影響，因此在原面板回歸模型基礎(chǔ)（模型1）上，加入自華進(jìn)口中間品技術(shù)溢出存量的自然對(duì)數(shù)（LnZJit）、自華進(jìn)口資本品技術(shù)溢出存量的自然對(duì)數(shù)（LnZBit）與人均GDP的自然對(duì)數(shù)（LnPCGDPit）的交互項(xiàng)LnPCGDPit×LnZJit、LnPCGDPit×LnZBit，建立新的模型2；加入自華進(jìn)口中間品技術(shù)溢出存量的自然對(duì)數(shù)（LnZJit）、自華進(jìn)口資本品技術(shù)溢出存量的自然對(duì)數(shù)（LnZBit）與工業(yè)增加值占GDP 比重的自然對(duì)數(shù)（LnSit）的交互項(xiàng)LnSit×LnZJit、LnSit×LnZBit，建立新的模型3。將交互后的模型2、模型3 與未經(jīng)交互的模型1 進(jìn)行對(duì)比分析（表4），經(jīng)單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)LnPCGDPit×LnZJit、LnPCGDPit×LnZBit、LnSit×LnZJit、LnSit×LnZBit均為非平穩(wěn)序列，其一階差分均為平穩(wěn)序列。根據(jù)表4 的回歸結(jié)果，包含交互項(xiàng)LnSit×LnZJit和LnSit×LnZBit的模型3調(diào)整后的R2值最大、AIC值最小，擬合程度相對(duì)最優(yōu)，以模型3 的回歸結(jié)果解釋中亞五國(guó)碳排放影響因素更為合理。

表4 碳排放影響因素分析Tab.4 Analysis of factors affecting carbon emissions

（1）人均GDP增長(zhǎng)對(duì)碳排放增長(zhǎng)的影響顯著為正，說(shuō)明中亞五國(guó)人均GDP增長(zhǎng)對(duì)碳排放具有促進(jìn)作用，不利于碳排放的降低，人均GDP 每增長(zhǎng)1%，碳排放會(huì)相應(yīng)地增加0.337%。換言之，中亞五國(guó)人均GDP的提升依賴于經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)規(guī)模增長(zhǎng)無(wú)疑會(huì)引發(fā)不同程度的碳排放增長(zhǎng)。這與前文分析的CKC關(guān)系吻合，哈薩克斯坦和土庫(kù)曼斯坦的人均GDP未達(dá)到拐點(diǎn)值之前，人均碳排放隨著人均GDP 的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)，烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦的人均碳排放隨著人均GDP 的增長(zhǎng)呈現(xiàn)波動(dòng)增長(zhǎng)的趨勢(shì)。

（2）工業(yè)增加值占GDP比重增長(zhǎng)是碳排放增長(zhǎng)的主要影響因素。工業(yè)化是發(fā)展中國(guó)家向高收入國(guó)家轉(zhuǎn)變過(guò)程中不可逾越的階段，長(zhǎng)期以來(lái)中亞五國(guó)均致力于提升本國(guó)的工業(yè)化水平。中亞五國(guó)工業(yè)增加值占GDP 比重對(duì)碳排放的影響系數(shù)顯著為正，說(shuō)明本國(guó)工業(yè)增加值占GDP比重上升會(huì)導(dǎo)致碳排放的上升，工業(yè)增加值占GDP比重每上升1%，碳排放相應(yīng)增加0.343%。換言之，中亞五國(guó)可通過(guò)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，有效降低本國(guó)的碳排放。

（3）加強(qiáng)研發(fā)投入能顯著減少本國(guó)碳排放。中亞五國(guó)研發(fā)投入對(duì)本國(guó)碳排放的影響顯著為負(fù)，說(shuō)明加大研發(fā)投入有利于減少碳排放，中亞五國(guó)的研發(fā)投入每增加1%，碳排放相應(yīng)地減少約0.432%。中亞五國(guó)研發(fā)投入獲得較快增長(zhǎng)，從1992 年的9.723×109USD 增長(zhǎng)到2018 年的3.374×1010USD，年均增長(zhǎng)率為4.902%，擴(kuò)大研發(fā)投入可以提高生產(chǎn)效率、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，是降低碳強(qiáng)度、減少碳排放的關(guān)鍵所在［40］，大部分研究均認(rèn)可加大研發(fā)投入可有效降低碳排放的觀點(diǎn)［26,40］。

（4）中間品和資本品的技術(shù)溢出存量對(duì)本國(guó)碳排放影響較小且不顯著，中間品技術(shù)溢出存量抑制工業(yè)增加值占GDP 比重上升帶來(lái)的碳排放增加的作用有限。中間品和資本品的技術(shù)溢出存量回歸系數(shù)較小，分別為0.166 和-0.122，說(shuō)明當(dāng)前中亞五國(guó)自華進(jìn)口中間品和資本品的技術(shù)溢出存量尚未達(dá)到顯著降低碳排放的水平，未來(lái)中亞五國(guó)自華進(jìn)口中間品和資本品以降低本國(guó)碳排放的合作前景廣闊。交互項(xiàng)LnZJit×LnSit的回歸系數(shù)較小但顯著為負(fù)，表明中間品技術(shù)溢出存量極其輕微地減少了因工業(yè)增加值占GDP比重上升而導(dǎo)致的碳排放；交互項(xiàng)LnZBit×LnSit對(duì)碳排放的影響較小且不顯著。

4 結(jié)論

本文以中亞五國(guó)碳排放為研究主題，搜集整理1992—2018年中亞五國(guó)人均碳排放以及人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入、自華進(jìn)口中間品和資本品的技術(shù)溢出存量等數(shù)據(jù)，構(gòu)建CKC關(guān)系模擬人均碳排放與人均GDP的關(guān)系，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型探究相關(guān)影響因素對(duì)碳排放的影響機(jī)制，剖析了1992—2018年中亞五國(guó)碳排放及其影響因素的時(shí)空演變過(guò)程。主要結(jié)論如下：

（1）中亞五國(guó)碳排放經(jīng)歷了先降后升的過(guò)程，各國(guó)碳排放的變化率較大。哈薩克斯坦碳排放占中亞五國(guó)的比重最大，其次是烏茲別克斯坦、土庫(kù)曼斯坦，塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦碳排放占比最小。就中亞五國(guó)人均碳排放與人均GDP 擬合的CKC關(guān)系而言，哈薩克斯坦和土庫(kù)曼斯坦表現(xiàn)為倒N型，在兩國(guó)人均GDP未達(dá)到其較大拐點(diǎn)值之前，兩國(guó)的人均碳排放隨人均GDP的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)；烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦和中亞五國(guó)人均碳排放隨著人均GDP 的增長(zhǎng)經(jīng)歷先升后降再升的N型趨勢(shì)。

（2）中亞五國(guó)自華進(jìn)口中間品和資本品合計(jì)約占自華進(jìn)口總額的3.920%～10.976%，大部分年份中亞五國(guó)中間品占進(jìn)口總額的比重均超過(guò)資本品所占比重。中間品技術(shù)溢出存量均明顯大于資本品技術(shù)溢出存量，哈薩克斯坦中間品和資本品的技術(shù)溢出存量占中亞五國(guó)的比重最大，烏茲別克斯坦的占比較大，土庫(kù)曼斯坦的占比較小，塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦的占比最小。

（3）在影響中亞五國(guó)碳排放的諸多因素中，人均GDP 和工業(yè)增加值占GDP 比重對(duì)碳排放的影響顯著為正，人均GDP 每增長(zhǎng)1%，碳排放會(huì)增加0.337%，工業(yè)增加值占GDP比重每上升1%，碳排放增加0.343%；研發(fā)投入、交互項(xiàng)LnZJit×LnSit對(duì)碳排放的影響顯著為負(fù)，研發(fā)投入每增加1%，碳排放可減少約0.432%，中間品技術(shù)溢出存量降低工業(yè)增加值占GDP比重上升導(dǎo)致碳排放的作用極其有限。

5 建議

中亞五國(guó)均為轉(zhuǎn)型中的發(fā)展中國(guó)家，人均碳排放隨人均GDP 增長(zhǎng)而增長(zhǎng)的整體趨勢(shì)與其經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展所處的階段有關(guān)，在加快產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)、擴(kuò)大研發(fā)投入等常規(guī)手段以外，還應(yīng)關(guān)注進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出對(duì)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，中亞五國(guó)可通過(guò)自華進(jìn)口吸收中國(guó)先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)而影響本國(guó)的碳排放。首先，中亞五國(guó)應(yīng)積極改善經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境，發(fā)揮與中國(guó)等國(guó)家產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)的稟賦優(yōu)勢(shì)和比較優(yōu)勢(shì)，加快轉(zhuǎn)移國(guó)內(nèi)過(guò)剩產(chǎn)能，推動(dòng)低端制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化發(fā)展，降低對(duì)傳統(tǒng)制造業(yè)或傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的依賴程度。其次，盡管中亞五國(guó)研發(fā)投入能有助于減少碳排放，然而1992—2018年中亞五國(guó)研發(fā)投入和GDP 的均經(jīng)歷了波動(dòng)性增長(zhǎng)的過(guò)程，研發(fā)投入占GDP比重偏低并呈現(xiàn)出不同程度的負(fù)增長(zhǎng)，例如哈薩克斯坦研發(fā)投入占GDP的比重年均增速為-4.060%、烏茲別克斯坦為-5.520%、吉爾吉斯斯坦為-2.936%等，中亞五國(guó)研發(fā)投入增長(zhǎng)與GDP增長(zhǎng)脫節(jié)的現(xiàn)象值得關(guān)注，未來(lái)加大研發(fā)投入以減少碳排放的潛力空間較大。此外，中亞五國(guó)自華進(jìn)口中間品和資本品的數(shù)量占從中國(guó)進(jìn)口總額的比重較低，中間品和資本品的技術(shù)溢出存量對(duì)減少碳排放的作用還十分有限，未來(lái)中亞五國(guó)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)華經(jīng)貿(mào)合作，提升自華進(jìn)口中間品和資本品的技術(shù)溢出存量，加強(qiáng)在資本密集型商品和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)終端裝配制造等領(lǐng)域的貿(mào)易合作。