有偏技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響及傳導(dǎo)機(jī)制研究

錢 娟，嵇銳冰

（新疆大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，烏魯木齊 830046）

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)高速發(fā)展，已躍居成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體和第一大工業(yè)國，但也面臨著資源約束、環(huán)境惡化壓力不斷加劇等問題，2020 年我國GDP 占世界比重約為17.4%，碳排放占世界比重已達(dá)到30.7%，碳排放量與能源消耗量均已居世界第一位，但能源利用效率遠(yuǎn)低于世界發(fā)達(dá)國家。中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第九次會(huì)議提出：“要推動(dòng)綠色低碳技術(shù)實(shí)現(xiàn)重大突破，抓緊部署低碳前沿技術(shù)研究，加快推廣應(yīng)用減污降碳技術(shù)”。因此，在國家能源“雙控”與“雙碳”目標(biāo)下，探究中國各?。ㄊ校┘夹g(shù)進(jìn)步偏向性對(duì)碳減排強(qiáng)度的影響及作用機(jī)制，推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型具有重要的研究理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

目前，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳排放影響的研究主要包括：一是對(duì)偏向型技術(shù)進(jìn)步的研究。Edwin（2008）運(yùn)用雙層嵌套固定替代彈性函數(shù)將資本、勞動(dòng)、能源三要素納入，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步偏向于使用能源要素。Hassler et al（2015）使用美國的工業(yè)部門數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)美國工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步方向始終是節(jié)約能源要素。何小鋼和王自力（2015）測算了中國33 個(gè)行業(yè)的能源偏向型技術(shù)進(jìn)步，發(fā)現(xiàn)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步總體上偏向于能源消耗，高能耗特征明顯。楊傳明（2020）發(fā)現(xiàn)從舊常態(tài)到新常態(tài)時(shí)期，中國產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步碳資源要素偏向度不斷波動(dòng)，進(jìn)入新常態(tài)后逐步呈現(xiàn)出節(jié)約碳資源的特征。王晶晶等（2021）發(fā)現(xiàn)，中國技術(shù)進(jìn)步總體上呈現(xiàn)資本偏向，偏向程度增速由快轉(zhuǎn)慢，部分地區(qū)已出現(xiàn)勞動(dòng)偏向。二是偏向型技術(shù)進(jìn)步的碳減排效應(yīng)研究。Carlo 和Enrica（2013）從知識(shí)、貿(mào)易和人力資本三個(gè)方面探討了技術(shù)進(jìn)步的來源，發(fā)現(xiàn)不同的驅(qū)動(dòng)力對(duì)技術(shù)進(jìn)步的方向會(huì)產(chǎn)生不同影響，并非所有的技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)力都能產(chǎn)生節(jié)能減排的效果。郭沛和馮利華（2019）研究發(fā)現(xiàn)，能源增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致的資本偏向是碳強(qiáng)度下降的主要原因，通過提高資本能源間替代彈性、升級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以實(shí)現(xiàn)碳強(qiáng)度下降。劉自敏和申顥（2020）發(fā)現(xiàn)有偏技術(shù)進(jìn)步存在顯著的減排效應(yīng)，碳排放權(quán)交易價(jià)格對(duì)有偏技術(shù)進(jìn)步的減排作用存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。王輝等（2020）發(fā)現(xiàn)在環(huán)境信息披露約束條件下，技術(shù)進(jìn)步對(duì)污染物排放存在選擇性偏向。劉備和董直慶（2020）研究發(fā)現(xiàn)中國技術(shù)進(jìn)步能源偏向性日趨明顯并表現(xiàn)出碳排放鎖定效應(yīng)。已有文獻(xiàn)在考慮技術(shù)進(jìn)步的要素偏向性時(shí)，主要聚集于勞動(dòng)力、資本、能源等生產(chǎn)要素，未考慮碳要素的偏向性，同時(shí)盡管已有文獻(xiàn)從不同角度揭示了偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳排放的影響，但鮮有文獻(xiàn)對(duì)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)碳減排的作用機(jī)制進(jìn)行深入探討。

本文通過構(gòu)建包含資本、勞動(dòng)和碳要素的超越對(duì)數(shù)函數(shù)模型，對(duì)中國30 個(gè)省（市）（因數(shù)據(jù)缺失，不包含西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）技術(shù)進(jìn)步偏向性進(jìn)行判別，進(jìn)一步考察碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響及作用機(jī)制，通過構(gòu)建多重中介效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)茉蠢眯屎徒?jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步（DC）影響碳強(qiáng)度的傳導(dǎo)機(jī)制，并分析不同資源豐裕度下DC對(duì)碳強(qiáng)度的不同作用機(jī)制。本文的主要貢獻(xiàn)在于：①將碳資源作為要素納入到隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)中測算碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步；②利用中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過建立多重中介效應(yīng)模型，既驗(yàn)證變量間可能存在的中介傳導(dǎo)機(jī)制，同時(shí)輔以中介變量與自變量間調(diào)節(jié)效應(yīng)和門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)；③根據(jù)資源豐裕度的不同，將30 個(gè)?。ㄊ校┓譃橘Y源型?。ㄊ校┖头琴Y源型?。ㄊ校謩e驗(yàn)證碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響機(jī)制及其差異性。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）技術(shù)進(jìn)步偏向性與碳強(qiáng)度

有偏技術(shù)進(jìn)步的減排效應(yīng)可通過邊際生產(chǎn)率提高與邊際替代率變化效應(yīng)實(shí)現(xiàn)（劉自敏和申顥，2020）。一方面，地區(qū)部分行業(yè)存在“碳鎖定效應(yīng)”，偏向型技術(shù)進(jìn)步可以通過提高碳要素的邊際生產(chǎn)率，使單位碳投入所帶來的產(chǎn)出增加，進(jìn)一步抵消相應(yīng)成本，且已有學(xué)者證明有偏技術(shù)進(jìn)步存在溢出效應(yīng)（王林輝等，2019），當(dāng)該技術(shù)擴(kuò)散到其他行業(yè)，地區(qū)碳資源使用量就可能逐漸減少，而此時(shí)地區(qū)的總產(chǎn)出隨著碳要素邊際生產(chǎn)率的提高而增加，進(jìn)而推動(dòng)地區(qū)碳強(qiáng)度的降低，這種通過提高邊際產(chǎn)出率促使碳強(qiáng)度下降的效應(yīng)即為邊際生產(chǎn)率提高效應(yīng)；另一方面，偏向型技術(shù)進(jìn)步可以改變碳要素和其他生產(chǎn)要素的投入比，進(jìn)而使要素間的邊際替代率發(fā)生改變，由此降低碳要素的使用量和增加總產(chǎn)出，如廠商會(huì)在碳要素的成本增加時(shí)，選擇相對(duì)便宜的要素進(jìn)行替代，從而導(dǎo)致碳要素與其他要素的邊際替代率發(fā)生改變，即邊際替代率變化效應(yīng)。上述兩種效應(yīng)均可降低碳強(qiáng)度。

基于此，提出假說1：

當(dāng)技術(shù)進(jìn)步偏向碳要素節(jié)約型時(shí)，其對(duì)碳強(qiáng)度產(chǎn)生顯著的減排效應(yīng)。

（二）碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步、能源利用效率與碳強(qiáng)度

Acemoglu（2012）提出清潔技術(shù)與污染技術(shù)的差異將導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步出現(xiàn)偏向，進(jìn)而通過差異性的環(huán)境影響結(jié)果。周喜君和郭淑芬（2018）也提出中國碳減排顯著偏向能源生產(chǎn)技術(shù)，提高能源利用效率的技術(shù)減排效應(yīng)明顯低于能源生產(chǎn)技術(shù)。可見有偏技術(shù)進(jìn)步作為影響能源利用效率的重要因素，對(duì)于提高能源利用效率，降低碳強(qiáng)度起著關(guān)鍵作用。首先，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步能夠促進(jìn)煤、石油等傳統(tǒng)能源的升級(jí)改造，實(shí)現(xiàn)綠色開發(fā)，達(dá)到清潔化利用水平，提高能源利用率。其次，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可以促進(jìn)新能源的開發(fā)，提高每單位能耗的有效利用比例，從而降低單位GDP 的碳排放。

基于此，提出假設(shè)2：

碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過提高能源利用效率降低碳強(qiáng)度。

（三）碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與碳強(qiáng)度

碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響表現(xiàn)在：第一，隨著資源的稀缺，要素價(jià)格不斷上升，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步帶來了要素生產(chǎn)率的提高，在既定的要素投入不變時(shí)，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可以增加要素產(chǎn)出，提高企業(yè)利潤率，并使得企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。第二，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可以逐步改變碳要素與資本、勞動(dòng)之間的邊際替代率，即在要素投入比不變的情況下，提高碳要素的邊際產(chǎn)出，使企業(yè)生產(chǎn)方式節(jié)能化，降低由于要素價(jià)格上漲造成的企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本，將更多資金投入生產(chǎn)研發(fā)，提高綜合競爭力，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線，經(jīng)濟(jì)增長與碳排放存在倒U 型曲線關(guān)系，崔鑫生等（2019）發(fā)現(xiàn)包括我國在內(nèi)的低發(fā)展度國家環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）在1991—2015 年均呈現(xiàn)為倒“U”型，我國已經(jīng)達(dá)到了環(huán)境庫茲涅茨拐點(diǎn)，所以碳強(qiáng)度隨著經(jīng)濟(jì)的增長而逐漸降低。

基于此，提出假設(shè)3：

碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平降低碳強(qiáng)度。

三、模型構(gòu)建與變量選取

（一）模型構(gòu)建

1.隨機(jī)前沿模型

本文將勞動(dòng)、資本、碳資源三種要素納入到超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，具體形式為

其中：i為省（市）；t為年份；y為各省（市）的產(chǎn)出；K、L、C分別為資本投入、勞動(dòng)投入、碳資源投入（以各省碳排放作為替代指標(biāo)）；v～N(0，)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)；μ為技術(shù)無效率。

要素技術(shù)進(jìn)步邊際產(chǎn)出比率可表達(dá)技術(shù)進(jìn)步偏向的程度（Baron and Kenny，1986），本研究測算碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的計(jì)算公式為

其中：DC為碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)；α8為式（1）中tlnC的系數(shù)；εC為碳要素的產(chǎn)出彈性，其計(jì)算公式為

DC＞0 時(shí)，技術(shù)進(jìn)步偏向碳要素使用型，DC＜0 時(shí)，技術(shù)進(jìn)步偏向碳要素節(jié)約型，且DC值越小，技術(shù)進(jìn)步的碳要素節(jié)約偏向程度越高。

2.中介效應(yīng)模型

本文借鑒Baron 和Kenny（1986）、溫忠麟等（2004）的做法，采用層次多元回歸法進(jìn)行中介效應(yīng)分析。

首先檢驗(yàn)自變量X對(duì)因變量Y估計(jì)系數(shù)c的顯著性；在c顯著的前提下，檢驗(yàn)自變量X對(duì)中介變量M估計(jì)系數(shù)a的顯著性及中介變量M對(duì)因變量Y估計(jì)系數(shù)b的顯著性，若兩者都顯著則存在中介效應(yīng)，且中介效應(yīng)為系數(shù)a、b的乘積；最后檢驗(yàn)c′的顯著性，若顯著則存在部分中介效應(yīng)，若不顯著則存在完全中介效應(yīng)。

（1）碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的直接效應(yīng)。為檢驗(yàn)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的直接影響，構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型：

其中：CI為碳強(qiáng)度；X為控制變量集合；ε 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（2）碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步影響碳強(qiáng)度的機(jī)制檢驗(yàn)。借鑒屈小娥和駱海燕（2021）的研究成果，建立包含多個(gè)中介變量的實(shí)證模型，以檢驗(yàn)?zāi)茉蠢眯省⒔?jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)碳強(qiáng)度的中介效應(yīng)存在與否及其對(duì)碳強(qiáng)度的具體影響。因此，構(gòu)建如下多重中介效應(yīng)模型：

式（7）～式（9）中：a0為核心解釋變量DC對(duì)碳強(qiáng)度的總效應(yīng)；EE和AGDP分別為中介變量能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；b1為DC對(duì)能源利用效率（經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）的影響系數(shù)；c1為DC對(duì)碳強(qiáng)度的直接效應(yīng)。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

其中：d1、d2為DC與兩個(gè)中介變量的交互項(xiàng)（調(diào)節(jié)效應(yīng)）的回歸估計(jì)系數(shù)。

4.門檻效應(yīng)模型

為了深入研究碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響是否會(huì)隨著能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同而有所差異，參考學(xué)習(xí)Hansen（1999）提出的面板門檻模型，從時(shí)間序列和截面?zhèn)€體兩個(gè)維度來確定門檻值，模型設(shè)定為

其中：CIi，t和DCi，t分別為被解釋變量和解釋變量；括號(hào)內(nèi)為示性函數(shù)，滿足條件取1，不滿足取0；thr為門檻變量，包括能源利用效率EE和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平AGDP；γ1，γ2，…，γn為要測算的門檻值；Xi，t為其他影響碳強(qiáng)度的控制變量。

（二）變量選取

本研究樣本為2005—2018 年中國30 個(gè)?。ㄊ校┟姘鍞?shù)據(jù)，西藏自治區(qū)及港澳臺(tái)地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失未包含在內(nèi)。數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和wind 數(shù)據(jù)庫等。

（1）產(chǎn)出（Y）：以2005—2018 年30 個(gè)?。ㄊ校┑腉DP 來衡量，并折算成2000 年不變價(jià)格。

（2）資本（K）：用永續(xù)盤存法對(duì)各省（市）的資本存量進(jìn)行估計(jì)，具體方法為

其中：Ki，t為各?。ㄊ校┰诘趖期的資本存量；Ki，t-1為其前一期資本存量，并以2000 年固定資產(chǎn)凈值作為基年資本存量；Ii，t為第t期的固定資本形成總額；δi，t為固定資產(chǎn)折舊率，借鑒張軍等（2004）的測算結(jié)果，取值為9.6%。

（3）勞動(dòng)（L）：選取年末城鎮(zhèn)人口就業(yè)人員數(shù)。

（4）碳資源（C）：參考楊傳明（2020）的研究成果，采用碳排放量進(jìn)行衡量，數(shù)據(jù)來自wind 數(shù)據(jù)庫。

（5）碳強(qiáng)度（CI）：用碳排放總量與GDP 比值衡量。

（6）能源利用效率（EE）：借鑒Lyubich et al（2018），以能源生產(chǎn)率（GDP/能源消耗量）來衡量。

（7）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（AGDP）：以人均GDP 來衡量。

（8）人口（P）：用各省（市）人口/全國人口表示。

（9）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）：用第二產(chǎn)業(yè)/國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量。

（10）能源結(jié)構(gòu)（ECS）：用煤炭/能源消耗總量衡量。

（11）投資（FI）：用固定資產(chǎn)投資/GDP 表示。

四、碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步的測算與特征分析

（一）模型識(shí)別和檢驗(yàn)

利用數(shù)據(jù)對(duì)式（1）參數(shù)進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果可知（表1），γ值為0.962 且在1%水平下顯著，證明采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型是有效的；同時(shí)對(duì)隨機(jī)前沿的適用函數(shù)和是否存在偏向型技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)采用超越對(duì)數(shù)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型是適合的①由于篇幅原因檢驗(yàn)結(jié)果未在文中標(biāo)明，如有需要可向作者索取。。估計(jì)結(jié)果中大部分參數(shù)均是顯著的，總方差數(shù)值為0.040，顯示技術(shù)無效率和誤差項(xiàng)波動(dòng)幅度較小。因此，模型具有良好的估計(jì)結(jié)果。

表1 超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

（二）中國要素偏向型技術(shù)進(jìn)步測算

根據(jù)式（1）～式（3）對(duì)中國要素偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)進(jìn)行測算（圖1），2005—2018 年中國DC均為負(fù)且整體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，說明中國技術(shù)進(jìn)步偏向于碳要素節(jié)約型，且隨著時(shí)間推移，偏向碳要素節(jié)約型的程度逐漸增強(qiáng)。說明我國2009 年哥本哈根世界氣候會(huì)議后制定的一系列約束碳減排政策及能耗總量和強(qiáng)度“雙控”政策得到有效實(shí)施，導(dǎo)致碳強(qiáng)度的降低，誘發(fā)技術(shù)進(jìn)步逐步偏向碳要素節(jié)約型。技術(shù)進(jìn)步逐漸偏向碳要素節(jié)約型也與碳要素產(chǎn)出彈性的降低有關(guān)，中國的碳要素產(chǎn)出彈性由2005 年的0.94 下降為2018 年的0.78，降低了17.02%，由于單位碳要素投入所帶來的產(chǎn)出較小，因而技術(shù)進(jìn)步更偏向于使用產(chǎn)出彈性較大的要素，從而節(jié)約碳資源。

圖1 2005—2015 年中國整體碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)變動(dòng)趨勢(shì)

（三）不同資源豐裕度下偏向型技術(shù)進(jìn)步特征

考慮到技術(shù)進(jìn)步偏向性可能因資源豐裕程度不同呈現(xiàn)異質(zhì)性，參考閻曉等（2020）分類標(biāo)準(zhǔn)，將中國30 個(gè)省（市）分為資源型?。ㄊ校┖头琴Y源型省（市）②資源型?。ㄊ校┌ㄉ轿?、內(nèi)蒙古、黑龍江、貴州、云南、陜西、青海、寧夏和新疆；非資源型?。ㄊ校┌ū本?、天津、河北、山東、福建、廣東、海南、河南、湖北、湖南、江西、安徽、四川、重慶、廣西、甘肅、遼寧、吉林。分析偏向型技術(shù)進(jìn)步的區(qū)域特征（表2），兩區(qū)域技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均為負(fù)表現(xiàn)出明顯要素偏向性，技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)碳要素節(jié)約型偏向。從時(shí)間趨勢(shì)來看，2005—2018 年兩區(qū)域的DC呈下降趨勢(shì)，其中非資源型省（市）下降21.5%，資源型省（市）下降19.6%，說明技術(shù)進(jìn)步偏向碳要素節(jié)約型的程度逐漸加深，與2006 年中國開始加大節(jié)能減排力度，制定了一系列減排政策有關(guān)，各?。ㄊ校┘涌炀G色技術(shù)研發(fā)與推廣，促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步偏向碳要素節(jié)約型。

表2 基于資源豐裕度分類的偏向型技術(shù)進(jìn)步測算結(jié)果

綜上可知，2005—2018 年中國碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均為負(fù)且整體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，我國技術(shù)進(jìn)步偏向于碳要素節(jié)約型，資源型?。ㄊ校┡c非資源型?。ㄊ校┚尸F(xiàn)碳要素節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步，且隨著時(shí)間推移，偏向程度逐漸加深。

五、碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的作用機(jī)制

（一）基準(zhǔn)回歸

為探究碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響，根據(jù)式（7）進(jìn)行基準(zhǔn)回歸（表3），（1）列不加入任何控制變量、固定效應(yīng)，結(jié)果顯示碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度有顯著的正向作用；（2）列、（3）列則分別加入了一系列控制變量的固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型，Hausman 檢驗(yàn)的P值為0.0000，表明選取固定效應(yīng)對(duì)模型進(jìn)行回歸是合理的。實(shí)證結(jié)果表明：碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步每降低1 個(gè)單位，碳強(qiáng)度降低1.858 個(gè)單位，且在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，即碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步與碳強(qiáng)度呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明技術(shù)進(jìn)步越偏向碳節(jié)約型，單位GDP 所產(chǎn)生的碳排放就越少。碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過提高碳要素生產(chǎn)率，降低碳資源的使用量，從而降低碳強(qiáng)度，假說1 成立。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從控制變量來看，人口（P）的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明人口規(guī)模的擴(kuò)大不利于碳減排，較多人口易產(chǎn)生更多的能源消費(fèi)需求，以及人的生產(chǎn)生活活動(dòng)會(huì)打破周圍生態(tài)環(huán)境的承載能力，如造成水資源短缺、森林資源破壞，土地利用方式的改變，導(dǎo)致碳強(qiáng)度的增加；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著，說明當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的減排效應(yīng)尚不明顯，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)被“鎖定”特征；能源結(jié)構(gòu)（ECS）的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明降低能源結(jié)構(gòu)中的煤炭消耗調(diào)整有利于降低碳強(qiáng)度；投資水平（FI）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明固定資產(chǎn)投資規(guī)模的擴(kuò)大有利于降低碳強(qiáng)度。

綜上可知，技術(shù)進(jìn)步偏向碳要素節(jié)約型的程度越深，越有利于降低碳強(qiáng)度，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過提高碳要素生產(chǎn)率，降低碳資源的使用量，從而降低碳強(qiáng)度。

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

以上研究表明，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步與碳強(qiáng)度之間存在正向線性關(guān)系，但碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步影響碳強(qiáng)度的作用路徑仍有待進(jìn)一步挖掘，基于假設(shè)進(jìn)一步探討是否能通過提高能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平兩條路徑影響碳強(qiáng)度。從中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看（表4），（2）列結(jié)果顯示碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步與能源利用效率呈顯著負(fù)相關(guān)，說明DC越小，技術(shù)進(jìn)步越偏向于碳節(jié)約型，能源利用效率越高；（3）列顯示能源利用效率和碳強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，即能源利用效率越高，碳強(qiáng)度越低。此外，（1）列和（3）列均顯示碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步與碳強(qiáng)度之間呈顯著正相關(guān)，且（3）列DC估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值小于（1）列的，說明能源利用效率部分中介效應(yīng)存在，即技術(shù)進(jìn)步越偏向碳要素節(jié)約型，能源利用效率越高，碳強(qiáng)度越低。同時(shí)Sobel 檢驗(yàn)中的Z統(tǒng)計(jì)量為-2.905，小于5% 顯著性水平上的臨界值-0.97，驗(yàn)證了碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過能源利用效率降低碳強(qiáng)度的傳導(dǎo)機(jī)制，假說2 成立。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

從（1）列、（4）列和（5）列反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看，（4）列結(jié)果顯示碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)發(fā)展顯著負(fù)效應(yīng)，說明DC越小，技術(shù)進(jìn)步越偏向于碳節(jié)約型，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高；（5）列顯示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和碳強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，碳強(qiáng)度越低。此外，（1）列和（5）列均顯示碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步與碳強(qiáng)度之間呈顯著正相關(guān)，且（5）列DC估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值小于（1）列，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平部分中介效應(yīng)存在，即技術(shù)進(jìn)步越偏向碳要素節(jié)約型，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，碳強(qiáng)度越低。同時(shí)Sobel 檢驗(yàn)中的z統(tǒng)計(jì)量為-4.876，小于5%顯著性水平上的臨界值-0.97，驗(yàn)證了碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步通過提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平降低碳強(qiáng)度的傳導(dǎo)機(jī)制，假說3 成立。

為確保上述結(jié)論的可靠性，參考Diamond（1965）做法計(jì)算碳要素、勞動(dòng)邊際產(chǎn)出增長率之差（DCL）作為DC的替代要素進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果來看（表5），（1）列～（5）列均表明碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步與碳強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)，DCL的降低對(duì)降低碳強(qiáng)度有促進(jìn)作用；從間接影響來看，（1）列～（3）列表明DC的降低會(huì)提高能源利用效率，進(jìn)而降低碳強(qiáng)度；（4）列、（5）列表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展與碳強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高會(huì)降低碳強(qiáng)度，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)而影響碳強(qiáng)度。本文還通過用碳排放替代碳強(qiáng)度、縮短時(shí)間年限等方式進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，穩(wěn)健性分析結(jié)果和上述一致③由于篇幅原因未在文中展示，需要者可聯(lián)系作者。。

表5 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

綜上可知，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過提高能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間接影響碳強(qiáng)度，技術(shù)進(jìn)步越偏向碳要素節(jié)約型，越能通過提高能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，降低碳強(qiáng)度。

（三）不同資源豐裕度下傳導(dǎo)機(jī)制異質(zhì)性分析

從不同資源豐裕度下能源利用效率的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看（表6），資源型省（市）和非資源型?。ㄊ校┑奶家仄蛐图夹g(shù)進(jìn)步均能通過能源利用效率對(duì)碳強(qiáng)度產(chǎn)生顯著效應(yīng)，但資源型?。ㄊ校┑奶家仄蛐图夹g(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的直接效應(yīng)系數(shù)更大（1.247），非資源型省（市）的碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的中介效應(yīng)影響貢獻(xiàn)更大（56.03%），表明在資源型省（市）通過碳要素節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步直接降低碳減排強(qiáng)度的方式更為有效，而在非資源?。ㄊ校┩ㄟ^提高能源利用效率的傳導(dǎo)機(jī)制更為有效。這可能由于資源型省（市）長期依賴資源稟賦比較優(yōu)勢(shì)發(fā)展模式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)被“鎖定”下轉(zhuǎn)型發(fā)展較滯后，對(duì)服務(wù)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生擠出效應(yīng)，促使資本更多地流向具有比較優(yōu)勢(shì)的資源型產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨單一化，資源型?。ㄊ校┌l(fā)展模式形成“路徑依賴”，對(duì)高投入、高排放的粗放式發(fā)展模式形成了較為嚴(yán)重的“鎖定效應(yīng)”，碳要素節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步則能通過改變要素之間的替代率，減少碳資源的消耗量，有效緩解“碳鎖定效應(yīng)”，從而降低碳強(qiáng)度；非資源型?。ㄊ校┯捎谌鄙儋Y源，企業(yè)使用能源成本較高，基于利益最大化目標(biāo)的約束，大多數(shù)企業(yè)注重對(duì)能源消費(fèi)的節(jié)約或強(qiáng)化對(duì)能源利用技術(shù)的研發(fā)投入，通過開發(fā)新技術(shù)以提高能源利用效率，在相同產(chǎn)出的前提下投入較少能源，彌補(bǔ)其資源不足的缺點(diǎn)，從而達(dá)到節(jié)能減排目的，所以碳要素技術(shù)進(jìn)步更優(yōu)先于通過提高其能源利用效率的方式降低碳強(qiáng)度。

表6 資源豐裕度異質(zhì)性下能源利用效率的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

從不同資源豐裕度下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看（表7），無論是資源型?。ㄊ校┻€是非資源型?。ㄊ校?，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)碳強(qiáng)度的估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步可通過提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平降低碳強(qiáng)度，該條傳導(dǎo)機(jī)制在不同資源豐裕度?。ㄊ校┲芯^為有效。其中資源型?。ㄊ校┑慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平表現(xiàn)出較強(qiáng)的中介效應(yīng)，可能原因在于碳要素節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步可通過優(yōu)化資源型?。ㄊ校┥a(chǎn)要素的投入結(jié)構(gòu)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，提高要素配置效率，在一定程度上緩解“資源詛咒”問題（邵帥和楊莉莉，2011），從而降低碳強(qiáng)度。

表7 不同資源豐裕度下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

綜上可知，對(duì)于資源型省（市）與非資源型?。ㄊ校家仄蛐图夹g(shù)進(jìn)步均可通過能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平兩種傳導(dǎo)機(jī)制影響碳強(qiáng)度，其中能源利用效率的傳導(dǎo)效應(yīng)在非資源型?。ㄊ校┲休^高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的傳導(dǎo)效應(yīng)在資源型?。ㄊ校┲休^高。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

與中介效應(yīng)不同，調(diào)節(jié)效應(yīng)在于研究自變量和因變量原有的因果鏈關(guān)系在調(diào)節(jié)變量的影響下發(fā)生何種變動(dòng)。根據(jù)溫忠麟等（2004）的研究，有的變量既可作為中介變量，也可為調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步分析在已具有中介效應(yīng)的同時(shí)，能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平如何在碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。從調(diào)節(jié)檢驗(yàn)結(jié)果來看（表8），（1）列、（2）列依次加入解釋變量和中介變量的交乘項(xiàng)檢驗(yàn)，由于（2）列的擬合優(yōu)度更高，分析以（2）列為主，DC與能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交叉項(xiàng)均顯著為正，說明能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均能調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響效應(yīng)，即在更高的能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的作用更強(qiáng)。

表8 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

六、碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

基于上述研究結(jié)果，為深入探究在不同的能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平調(diào)節(jié)下碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響有何不同？分別將能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

（一）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

從門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看（表9），以能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量，單、雙門檻均通過了顯著性檢驗(yàn)，三門檻未通過，說明基于能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步的減排效應(yīng)存在顯著雙門檻效應(yīng)。

表9 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步估計(jì)兩個(gè)門檻值及其對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間（表10）可知，能源利用效率雙重門檻的上下限分別為0.0042 和0.0079，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的雙重門檻的上下限分別為0.0007 和0.0021，且兩個(gè)門檻均落在95%置信區(qū)間內(nèi)。

表10 門檻值估計(jì)和置信區(qū)間

（二）門檻模型回歸結(jié)果

從雙重門檻的回歸結(jié)果看（表11），在能源利用效率處于第1 階段時(shí)（EE＜0.0042），碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度有顯著的正向作用，其系數(shù)為0.612，但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于第1 階段時(shí)（AGDP＜0.0007），碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的系數(shù)雖然為正但是并不顯著，說明在較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響并不明顯，主要通過提高能源利用效率調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響作用；當(dāng)能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于第2 階段（0.0042＜EE＜0.0079，0.0007＜AGDP＜0.0021）時(shí)，能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均能調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響作用，且調(diào)節(jié)作用大于第1 階段，兩門檻變量下的系數(shù)分別為0.913 和0.687；當(dāng)能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于第3 階段時(shí)（EE＞0.0079，AGDP＞0.0021），能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響作用更大，門檻變量下的系數(shù)高達(dá)1.142 和0.882?？梢?，在不同能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響作用存在差異性，能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響作用越大。

表11 雙重門檻回歸結(jié)果

綜上所述，基于能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步的減排效應(yīng)存在顯著雙門檻效應(yīng)，能源利用效率位于1～3 階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于第2 階段（AGDP＞0.0007）時(shí)，能有效促進(jìn)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步的減排效應(yīng)，能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響作用越大。

七、結(jié)論與政策

（一）主要結(jié)論

本文考察碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響及作用機(jī)制，通過構(gòu)建多重中介效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)茉蠢眯屎徒?jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步影響碳強(qiáng)度的傳導(dǎo)機(jī)制及門檻效應(yīng)。主要結(jié)論如下：

（1）2005—2018 年中國碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均為負(fù)且整體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，我國技術(shù)進(jìn)步偏向于碳要素節(jié)約型，資源型省（市）與非資源型?。ㄊ校┚尸F(xiàn)碳要素節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步，且隨著時(shí)間推移，偏向程度逐漸加深。

（2）碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，技術(shù)進(jìn)步偏向碳要素節(jié)約型的程度越深，單位GDP 所產(chǎn)生的碳排放越少，碳要素節(jié)約偏向型技術(shù)進(jìn)步可有效促進(jìn)碳減排。

（3）碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步不僅直接對(duì)碳強(qiáng)度產(chǎn)生影響，還可通過提高能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間接降低碳強(qiáng)度，技術(shù)進(jìn)步越偏向碳要素節(jié)約型，越能通過提高能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，降低碳強(qiáng)度。資源型?。ㄊ校┑奶家仄蛐图夹g(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的直接效應(yīng)更大，非資源型?。ㄊ校┑奶家仄蛐图夹g(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的中介效應(yīng)影響貢獻(xiàn)更大，且能源利用效率的傳導(dǎo)效應(yīng)在非資源型?。ㄊ校┲休^高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的傳導(dǎo)效應(yīng)在資源型?。ㄊ校┲休^高。

（4）能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均能調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響，即在更高的能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響效應(yīng)更強(qiáng)。

（5）基于能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步的減排效應(yīng)存在顯著雙門檻效應(yīng)，能源利用效率位于1～3 階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于第2 階段（AGDP＞0.0007）時(shí)，能有效促進(jìn)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步的減排效應(yīng)，能源利用效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，調(diào)節(jié)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步對(duì)碳強(qiáng)度的影響作用越大。

（二）政策建議

（1）加大對(duì)低碳技術(shù)的研發(fā)推廣支持力度。碳要素節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步能有效促進(jìn)碳減排，應(yīng)加大政策支持力度，從完善科研平臺(tái)、加大研發(fā)（技術(shù)）政策和引導(dǎo)等方面加大對(duì)低碳技術(shù)的供給，通過實(shí)施征收環(huán)保稅、將稅收中特定比例用于技術(shù)研發(fā)補(bǔ)貼、給予綠色創(chuàng)新企業(yè)稅后優(yōu)惠等方式提高企業(yè)對(duì)低碳節(jié)能技術(shù)的研發(fā)積極性，誘發(fā)技術(shù)進(jìn)步向碳節(jié)約型轉(zhuǎn)變。

（2）著力提高能源利用效率。碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步除本身直接對(duì)碳強(qiáng)度影響外，還通過能源利用效率間接對(duì)碳強(qiáng)度產(chǎn)生影響。應(yīng)加快能源供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，調(diào)整和優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，開發(fā)可再生能源，逐步降低煤炭消費(fèi)占能源消費(fèi)比重，提高優(yōu)質(zhì)能源和替代能源的比例；加大工業(yè)行業(yè)的能效對(duì)標(biāo)，提升工藝水平，加強(qiáng)對(duì)“兩高”行業(yè)的節(jié)能改造力度等，提高能源利用效率。

（3）加快推進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)碳要素偏向型技術(shù)進(jìn)步影響碳強(qiáng)度也具有顯著調(diào)節(jié)作用，應(yīng)加快構(gòu)建綠色、循環(huán)、低碳的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，加快技術(shù)創(chuàng)新，提升環(huán)境治理水平，推進(jìn)節(jié)能降耗，通過加大綠色信貸支持力度，創(chuàng)新綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)模式，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)綠色高質(zhì)量發(fā)展。

（4）制定不同地區(qū)差異化碳減排目標(biāo)和路徑。對(duì)于資源型省（市）應(yīng)加快推動(dòng)“粗放型”經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式向“高效、清潔、低碳”模式轉(zhuǎn)變，重點(diǎn)通過加快推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，推動(dòng)低碳、清潔技術(shù)研發(fā)推廣應(yīng)用，加快調(diào)整和優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步低碳偏向進(jìn)而帶動(dòng)碳減排。對(duì)于非資源型?。ㄊ校?yīng)結(jié)合區(qū)域產(chǎn)業(yè)特征和要素稟賦，大力推進(jìn)能源科技發(fā)展，發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，加快調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，更多通過提高能源利用效率促進(jìn)碳減排。