產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放影響的空間效應(yīng)

孫凌宇 羅楊帆

（中共重慶市委黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，重慶 400041）

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長，經(jīng)濟(jì)規(guī)模由1978年的3 678.7億元增加至2020年的1 006 363.3億元，物質(zhì)產(chǎn)品極大豐富，人民生活質(zhì)量快速提升。與此相伴隨的是，我國的碳排放量迅速增加，在進(jìn)入21世紀(jì)后，我國成為世界上最大的溫室氣體排放和能源消費(fèi)國［1-2］，節(jié)能減排逐步成為我國政府的重要工作。2020年9月22日，我國政府在聯(lián)合國大會(huì)上做出莊嚴(yán)承諾，提出力爭2030年前二氧化碳排放達(dá)到峰值，2060年前爭取實(shí)現(xiàn)二氧化碳排放“收支相抵”的減排目標(biāo)。

由于化石能源在我國能源結(jié)構(gòu)中占比較大，保持經(jīng)濟(jì)增長必將產(chǎn)生大量二氧化碳排放，我國面臨巨大的減排壓力，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響碳排放的重要因素，對碳排放的促進(jìn)作用僅次于經(jīng)濟(jì)增長。在此基礎(chǔ)上，有研究認(rèn)為當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長才會(huì)促進(jìn)碳排放，所以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響碳排放的最主要因素［3］。研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的減排效應(yīng)可為我國碳減排提供政策啟示，推動(dòng)我國更早實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰碳中和。

一、文獻(xiàn)綜述與問題提出

在對碳排放影響因素進(jìn)行分解的過程中，許多學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響我國碳排放的主要因素。朱勤等研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的貢獻(xiàn)率僅次于經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和人口規(guī)模［4］。譚飛燕和劉輝煌研究認(rèn)為碳排放量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化具有極大的正相關(guān)性［5］。一些學(xué)者研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放的影響機(jī)制。田華征和馬麗研究發(fā)現(xiàn)不同工業(yè)部門產(chǎn)值與其碳排放的關(guān)系不同［6］。顧阿倫和呂志強(qiáng)研究認(rèn)為我國的基礎(chǔ)性行業(yè)大多是高耗能行業(yè)，提出節(jié)能減排的重點(diǎn)是降低第二產(chǎn)業(yè)比重［7］。楊愷鈞和楊甜甜同樣提出第二產(chǎn)業(yè)比重增加不利于碳減排，并進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳排放強(qiáng)度的影響存在門檻效應(yīng)［8］。

自周振華對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論進(jìn)行系統(tǒng)研究，提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，該觀點(diǎn)就得到了學(xué)術(shù)界的廣泛認(rèn)同［9］，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化衡量了產(chǎn)業(yè)間要素配置的效率水平，著重關(guān)注資源在三類產(chǎn)業(yè)間的配置，同時(shí)度量了投入和產(chǎn)出之間的協(xié)調(diào)程度，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。已有文獻(xiàn)顯示，學(xué)者利用不同模型、不同數(shù)據(jù)對兩者的碳排放效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，相應(yīng)的研究結(jié)論不盡相同。蘇方林和黎文勇基于1997—2012年西南地區(qū)數(shù)據(jù)，設(shè)定面板回歸模型，研究提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化均抑制碳排放［10］。孫攀等在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的碳排放效應(yīng)研究中考慮空間因素，基于1999—2014年省級(jí)數(shù)據(jù)，設(shè)定空間杜賓模型，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化促進(jìn)碳排放，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化抑制碳排放［11］，當(dāng)孫攀等修改模型設(shè)定后，利用相同數(shù)據(jù)研究得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化均抑制碳排放［12］。余志偉等采用空間計(jì)量模型考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化對碳排放強(qiáng)度的影響，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化對碳排放強(qiáng)度具有抑制作用［13］。

由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化對碳排放的抑制作用高于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化［14-15］，所以近年來學(xué)者更多關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的碳排放效應(yīng)，趙玉煥等基于1998—2017年30個(gè)省級(jí)行政區(qū)數(shù)據(jù)，設(shè)定空間杜賓模型，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有碳排放抑制效應(yīng)，但在西部地區(qū)不顯著［16］。張晨露和張凡基于2004—2020年長江經(jīng)濟(jì)帶數(shù)據(jù)，設(shè)定空間杜賓模型，研究提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對碳排放的直接效應(yīng)為負(fù)，但間接效應(yīng)為正［17］。伴隨著資源配置在碳減排中作用的提升，有研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳減排效應(yīng)已經(jīng)高于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化［18］，而深入研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳排放效應(yīng)相關(guān)文獻(xiàn)還較少，在考察分析中還存在一些不足。

已有研究為本文提供了深厚的理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗(yàn)借鑒，然而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和碳排放的關(guān)系還有一定的研究空間。具體而言：首先，部分學(xué)者在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳排放效應(yīng)研究中考慮了空間效應(yīng)，但同時(shí)考慮空間效應(yīng)和時(shí)間滯后效應(yīng)的研究還很少；其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放的影響機(jī)制分析有待進(jìn)一步完善；最后，已有文獻(xiàn)忽略了不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳排放效應(yīng)存在不同的可能性。

在此基礎(chǔ)上，本文基于2002—2019年我國30個(gè)省級(jí)行政區(qū)（不含西藏、香港、澳門和臺(tái)灣）的面板數(shù)據(jù)，利用動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放影響的空間效應(yīng)。一方面，同時(shí)考慮空間效應(yīng)和時(shí)間滯后效應(yīng)，可以更為全面地考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳排放效應(yīng)，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和碳排放的分析提供新的視角，豐富現(xiàn)有研究；另一方面，研究不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放影響的空間效應(yīng)，可以為當(dāng)前處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的地區(qū)制定相關(guān)政策提供一定啟示。

二、機(jī)制分析

已有研究表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放具有重要影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度衡量了要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的耦合程度，反映了產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)程度，表征各產(chǎn)業(yè)間要素配置的合理化水平［9］。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是資源配置持續(xù)優(yōu)化的過程，體現(xiàn)為資源利用效率的不斷提高，進(jìn)而抑制碳排放。在梳理文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的資源配置改善效應(yīng)、碳排放強(qiáng)度降低效應(yīng)和能源消費(fèi)優(yōu)化效應(yīng)三個(gè)角度闡述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放的影響機(jī)制。

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的資源配置改善效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化將改變現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)間組合關(guān)系，相應(yīng)的生產(chǎn)要素組合關(guān)系也發(fā)生改變，形成更加高效的區(qū)域分工協(xié)作。我國作為世界上工業(yè)規(guī)模最大的國家，產(chǎn)業(yè)間要素調(diào)整所產(chǎn)生的資源配置改善效應(yīng)對碳排放有重要影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的資源配置改善效應(yīng)表現(xiàn)為包括勞動(dòng)力、資本、技術(shù)等投入要素在產(chǎn)業(yè)間不斷動(dòng)態(tài)調(diào)整和重新分配的過程。首先，生產(chǎn)要素總是由生產(chǎn)率低的產(chǎn)業(yè)向生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步，生產(chǎn)要素由初級(jí)產(chǎn)品生產(chǎn)部門向工業(yè)制造部門轉(zhuǎn)移，進(jìn)而向服務(wù)部門轉(zhuǎn)移，最終保持基本平衡［19］，在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段主要表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)要素向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來的減排效應(yīng)。其次，以市場為導(dǎo)向，生產(chǎn)要素逐漸由落后的工藝技術(shù)流向先進(jìn)工藝技術(shù)，新舊技術(shù)、新舊設(shè)備、新舊材料和新舊工藝的逐步替代將抑制二氧化碳排放，如農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的減排效應(yīng)、工業(yè)低碳技術(shù)應(yīng)用的減排效應(yīng)和綠色低碳產(chǎn)業(yè)替代傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的減排效應(yīng)。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳排放強(qiáng)度降低效應(yīng)

碳排放強(qiáng)度表示單位GDP的二氧化碳排放量，是反映經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放兩者聯(lián)系的重要指標(biāo)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化通過提高資源配置效率和調(diào)整產(chǎn)業(yè)比重影響碳排放強(qiáng)度［20］。有研究指出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理是促進(jìn)碳排放的最主要因素，資源錯(cuò)配約束了企業(yè)產(chǎn)能，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長伴隨大量碳排放，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化可提高資源配置效率，降低因單位產(chǎn)品生產(chǎn)導(dǎo)致的二氧化碳排放，從而降低碳排放強(qiáng)度。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的過程，通過市場回報(bào)和產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)比重，推動(dòng)資源密集型產(chǎn)業(yè)向技術(shù)、資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，進(jìn)而降低碳排放強(qiáng)度。

（三）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的能源消費(fèi)優(yōu)化效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化從能源強(qiáng)度和能源結(jié)構(gòu)兩方面影響二氧化碳排放。一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化提高了資源利用效率，降低單位GDP的能源使用，通過減少能源消耗強(qiáng)度降低二氧化碳排放。另一方面，截至目前，化石能源在我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中仍占較大比例，可再生能源占比較少［21］。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有利于促進(jìn)化石能源使用向清潔能源使用轉(zhuǎn)變，通過調(diào)整能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)降低二氧化碳排放。

總的來說，通過資源配置改善效應(yīng)、碳排放強(qiáng)度降低效應(yīng)和能源消費(fèi)優(yōu)化效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化推動(dòng)各個(gè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平所對應(yīng)碳排放量的下降，對節(jié)能減排起到積極作用，促使我國更早實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰。

三、實(shí)證模型

由機(jī)制分析可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化通過資源配置改善效應(yīng)、碳排放強(qiáng)度降低效應(yīng)和能源消費(fèi)優(yōu)化效應(yīng)對碳排放產(chǎn)生影響。同時(shí)碳排放存在一定的空間溢出效應(yīng)，因此，文章通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳排放效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

（一）模型設(shè)定

空間效應(yīng)在碳排放研究中具有重要作用［22］。目前，學(xué)界關(guān)于碳排放空間效應(yīng)相關(guān)研究所采用的計(jì)量模型主要包括空間自回歸模型（Spatial Autoregression Model,SAR）和空間誤差模型（Spatial Error Model,SEM），當(dāng)碳排放存在空間依賴性使得計(jì)量模型存在空間自相關(guān)時(shí)，采用空間自回歸模型；當(dāng)擾動(dòng)項(xiàng)存在空間依賴性，即對碳排放有影響的遺漏變量存在空間相關(guān)性時(shí)，采用空間誤差模型。

空間自回歸模型和空間誤差模型可表示為：

其中，Y為因變量；X為自變量；α0為模型截距；i為省級(jí)行政區(qū)；t為年份；εit和μit為服從正態(tài)分布的誤差項(xiàng)；αj、ρ、λ為變量系數(shù)，是判斷產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和城鄉(xiāng)收入差距對碳排放作用的依據(jù)。W為空間權(quán)重矩陣，空間權(quán)重矩陣是對研究中各個(gè)區(qū)域的地理位置進(jìn)行量化，其主要依據(jù)是“距離”，包括鄰接距離、地理距離、經(jīng)濟(jì)距離、產(chǎn)業(yè)距離等，常用的包括二進(jìn)制鄰近矩陣和基于距離的權(quán)重矩陣。本文選擇鄰接矩陣中的后相鄰矩陣(Queen Contiguity）來計(jì)算碳排放的空間相關(guān)性，后相鄰矩陣中，相鄰區(qū)域有共同的邊或頂點(diǎn)為1，其余為0。

由于碳排放是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，當(dāng)期碳排放受到前期碳排放的影響，因此選擇動(dòng)態(tài)空間面板模型來考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放的影響效應(yīng)。本文建立的動(dòng)態(tài)空間面板模型如下：

其中，emissionit為第i個(gè)省級(jí)行政區(qū)在t年份的碳排放；structureit為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)；z表示控制變量向量，包括城鄉(xiāng)收入差距（gap）、能源強(qiáng)度（intensity）、城鎮(zhèn)化率（urbanization）、環(huán)境規(guī)制（regulation）和對外開放程度（open）；ρ為空間滯后系數(shù)；λ為空間誤差系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣。

由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化可以有效改善收入不平等［23］，為了控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與城鄉(xiāng)收入差距的交互性影響，所以在式（3）的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和城鄉(xiāng)收入差距的交叉項(xiàng)，最終的動(dòng)態(tài)空間面板模型為：

（二）變量定義

被解釋變量。碳排放量（emission）等于研究區(qū)域的化石能源消費(fèi)量乘以二氧化碳排放系數(shù)。對于二氧化碳排放系數(shù)，聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(huì)（IPCC）、國際能源署（IEA）和美國能源信息署（EIA）公布的噸標(biāo)準(zhǔn)煤的二氧化碳排放系數(shù)在2.68～2.72噸之間，本文采用中間值2.70噸來計(jì)算各省級(jí)行政區(qū)的二氧化碳排放［24］。

解釋變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度衡量一個(gè)經(jīng)濟(jì)體各個(gè)產(chǎn)業(yè)間要素配置的合理化水平，同時(shí)度量投入和產(chǎn)出之間的協(xié)調(diào)程度。參考于斌斌修正后的做法，采用泰勒指數(shù)的倒數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度［25］：

其中，er表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)；tl表示泰勒指數(shù)，在泰勒指數(shù)中，各產(chǎn)業(yè)按照其產(chǎn)值賦予相應(yīng)的權(quán)重；y表示國內(nèi)生產(chǎn)總值；l表示就業(yè)人數(shù)；t表示年份；i表示第i產(chǎn)業(yè)。

控制變量。城鄉(xiāng)收入差距（gap）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)通常采用兩種方法考察城鄉(xiāng)收入差距。城鄉(xiāng)收入差距對碳排放的影響具有兩種效應(yīng)。一方面，由于農(nóng)村居民的收入與城市居民存在較大差距，因此，相比居住地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量，農(nóng)村居民則更關(guān)注自己的收入問題，加之農(nóng)村居民的環(huán)保意識(shí)相對較弱，共同導(dǎo)致了農(nóng)村居民不計(jì)環(huán)境代價(jià)發(fā)展經(jīng)濟(jì)［26］，表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距的碳排放促進(jìn)作用。另一方面，由于收入的邊際污染傾向是遞減的，城市居民收入增加帶來的環(huán)境污染小于農(nóng)村居民，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大傾向于減少污染，表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距的碳排放抑制作用。本文選擇在基準(zhǔn)回歸中采用泰爾指數(shù)考察城鄉(xiāng)收入差距，而在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值考察城鄉(xiāng)收入差距。泰爾指數(shù)表達(dá)式如下：

其中，theil表示泰爾指數(shù)；iu、ir和i分別表示城鎮(zhèn)可支配收入、農(nóng)村可支配收入和地區(qū)總收入；pu、pr分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村的人口數(shù)量；i、t分別表示省份i和年份t。

能源強(qiáng)度（intensity），以能源消費(fèi)總量與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示，表現(xiàn)研究區(qū)域的能源技術(shù)水平，能源強(qiáng)度正向影響碳排放［27］。城鎮(zhèn)化率（urbanization），衡量城鎮(zhèn)化的方法主要有城鎮(zhèn)人口比重法、非農(nóng)業(yè)人口比重法、建成區(qū)面積比重法、調(diào)整系數(shù)法等［28］，本文選擇城鎮(zhèn)人口比重法，即以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎境擎?zhèn)化，城鎮(zhèn)化可通過人口流動(dòng)、生活方式轉(zhuǎn)變等途徑影響碳排放。環(huán)境規(guī)制（regulation），以城市生活垃圾無害化處理率表示，環(huán)境規(guī)制對企業(yè)減少污染同時(shí)存在“競爭效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”兩種作用，一方面，環(huán)境規(guī)制使得行業(yè)中污染較大的企業(yè)“淘汰出局”，污染小的企業(yè)得到更多的市場份額，而減少二氧化碳排放；另一方面，環(huán)境規(guī)制使得企業(yè)將更多的資源投入減少污染，“擠出”了企業(yè)的綠色創(chuàng)新投入［29］，從而不利于減少二氧化碳排放。對外開放程度（open），以實(shí)際利用外資金額表示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高的省份偏向于引進(jìn)先進(jìn)設(shè)備和技術(shù)，而有利于抑制碳排放；經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度低的省份偏向于引進(jìn)較為落后的設(shè)備和技術(shù)，產(chǎn)生“污染避難所效應(yīng)”，而不利于控制碳排放。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文所研究的時(shí)間區(qū)間為2002—2019年，觀測個(gè)體為我國的30個(gè)省級(jí)行政區(qū)（不含西藏、香港、澳門和臺(tái)灣），主要數(shù)據(jù)來源為中國知網(wǎng)的中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)大數(shù)據(jù)研究平臺(tái)，部分年份數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，對個(gè)別缺失的數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充（表1）。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、主要發(fā)現(xiàn)與穩(wěn)健性分析

在構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型的基礎(chǔ)上，對其進(jìn)行模型識(shí)別檢驗(yàn)，并考察被解釋變量的空間相關(guān)性，從而選取合適的估計(jì)方法對計(jì)量模型進(jìn)行基礎(chǔ)回歸。此外，文章對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳排放效應(yīng)進(jìn)行異質(zhì)性分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

文章采用空間自相關(guān)分析來測量空間集聚的程度，以莫蘭指數(shù)表示空間相關(guān)性。莫蘭指數(shù)包括全局莫蘭指數(shù)和局部莫蘭指數(shù)，全局莫蘭指數(shù)是一個(gè)反映整個(gè)區(qū)域自相關(guān)指數(shù)的值，Moran's I指數(shù)最早應(yīng)用于全局聚類檢驗(yàn)，檢驗(yàn)整個(gè)研究區(qū)域中相鄰區(qū)域是空間正相關(guān)、負(fù)相關(guān)還是相互獨(dú)立。表2為2002—2019年我國30個(gè)省級(jí)行政區(qū)碳排放的Moran's I指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，2002—2018年我國30個(gè)省級(jí)行政區(qū)碳排放的Moran's I指數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)且均為正值，這意味著中國省級(jí)行政區(qū)的碳排放存在顯著的空間相關(guān)性，具有空間溢出效應(yīng)。

盡管全局莫蘭指數(shù)為測量整個(gè)研究區(qū)域的空間相關(guān)性提供了依據(jù)，但當(dāng)研究區(qū)域足夠大時(shí)，空間自相關(guān)在各地理單元是不同的，局部莫蘭指數(shù)可以檢驗(yàn)局部地區(qū)是否存在相似或相異的觀察值集聚現(xiàn)象。碳排放的莫蘭散點(diǎn)圖顯示，2002—2019年間，碳排放空間集聚性較為穩(wěn)定（表2）。從地區(qū)來看，東部地區(qū)呈現(xiàn)出“高—高”和“低—高”的特征，西部地區(qū)為“低—低”特征，中部地區(qū)整體聚集特征不明顯。

表2 2002—2019年我國30個(gè)省級(jí)行政區(qū)碳排放的Moran's I指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

（二）基礎(chǔ)回歸

對空間自回歸模型和空間誤差模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)，比較LM-LAG和LM-ERR的顯著性，選擇空間自回歸模型作為分析模型。采用最大似然估計(jì)法（Maximum Likelihood Estimation,MLE）對模型進(jìn)行估計(jì)。為了驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放影響的穩(wěn)健性，本文采用逐步引入解釋變量和控制變量的方法來觀察各個(gè)系數(shù)和顯著性的變化。表3為動(dòng)態(tài)與靜態(tài)SAR模型估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，在引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和城鄉(xiāng)收入差距的交叉項(xiàng)后，解釋變量和控制變量的系數(shù)與顯著性變化不大，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和城鄉(xiāng)收入差距存在較為明顯的交互性影響，且模型的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)定的。

首先，從表3可以看出，空間動(dòng)態(tài)與靜態(tài)SAR面板模型各項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果和顯著性基本類似，這意味著采用后相鄰矩陣和考慮碳排放的空間效應(yīng)是合適的。與空間動(dòng)態(tài)SAR面板模型的回歸結(jié)果相比，空間靜態(tài)SAR面板模型顯著高估了城鄉(xiāng)收入差距對碳排放的抑制作用，以及能源強(qiáng)度、環(huán)境規(guī)制與城鎮(zhèn)化率對碳排放的促進(jìn)作用，原因在于碳排放的一階滯后項(xiàng)能夠?qū)⒂绊懱寂欧诺臐撛谝蛩貜目臻g結(jié)構(gòu)影響中分離，糾正靜態(tài)SAR面板模型的偏差。

表3 動(dòng)態(tài)與靜態(tài)SAR模型估計(jì)結(jié)果

其次，空間動(dòng)態(tài)SAR面板模型（7）的估計(jì)結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化在1%的顯著性水平下抑制碳排放，影響系數(shù)為-0.023 0。我國在進(jìn)入21世紀(jì)后，得益于政府和市場在資源配置上的相互補(bǔ)充，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度不斷提高，產(chǎn)業(yè)間的資源配置能力持續(xù)增強(qiáng)，改善了能源的利用效率，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度提高對碳排放的抑制作用。

最后，控制變量的估計(jì)結(jié)果顯示：第一，城鄉(xiāng)收入差距在10%的顯著性水平下抑制碳排放，影響系數(shù)為-0.402 2，這說明在過去二十年中，伴隨著經(jīng)濟(jì)快速增長，我國城市居民收入不斷提高，中高收入群體快速擴(kuò)大，由于收入的邊際污染效應(yīng)遞減，表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對碳排放的抑制作用；第二，碳排放強(qiáng)度在1%的顯著性水平下促進(jìn)碳排放，影響系數(shù)為0.243 9，符合理論預(yù)期，碳排放強(qiáng)度與能源技術(shù)水平呈負(fù)向相關(guān)，碳排放強(qiáng)度的提高意味著單位國內(nèi)生產(chǎn)總值的能源消耗提高，伴隨中國邁入后工業(yè)化時(shí)代，2002—2019年間各行業(yè)的碳排放強(qiáng)度總體呈下降趨勢，且降幅巨大，這將對中國實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰產(chǎn)生積極影響；第三，環(huán)境規(guī)制在5%的顯著性水平下促進(jìn)碳排放，影響系數(shù)為0.000 7，這說明，環(huán)境規(guī)制所帶來的“擠出效應(yīng)”大于“競爭效應(yīng)”，產(chǎn)生了較小的碳排放促進(jìn)作用；第四，城鎮(zhèn)化在1%的顯著性水平下促進(jìn)碳排放，影響系數(shù)為0.591 0，中國正處于快速城鎮(zhèn)化階段，大量的農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城市推動(dòng)工業(yè)發(fā)展，帶來碳排放的增加，同時(shí)這一部分勞動(dòng)力在城市的生活碳排放也高于農(nóng)村；第五，對外開放程度對碳排放的影響作用為正且未通過顯著性檢驗(yàn)，這可能是由于我國各省級(jí)行政區(qū)使用外資存在結(jié)構(gòu)性差異而產(chǎn)生。

（三）控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的考察

城鄉(xiāng)收入差距的變化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段緊密相關(guān)。因此，本文按照城鄉(xiāng)收入差距變化趨勢將我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段劃分為工業(yè)化（2002—2009年）和城鎮(zhèn)化（2010—2019年）兩個(gè)階段。我國2002—2019年城鄉(xiāng)收入差距如圖1所示，回歸結(jié)果見表4。在工業(yè)化階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化在1%的顯著性水平下抑制碳排放，影響系數(shù)為-0.033 6，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化改善了資源配置，提高了我國在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展時(shí)期的資源利用效率，對碳排放有一定抑制作用；城鄉(xiāng)收入差距在1%的顯著性水平下促進(jìn)碳排放，影響系數(shù)為1.209 4，這個(gè)時(shí)期的我國剛剛加入世界貿(mào)易組織，迅速增加的出口貿(mào)易擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距［30］，導(dǎo)致農(nóng)村居民以環(huán)境破壞為代價(jià)發(fā)展經(jīng)濟(jì)，碳排放隨之增加；碳排放強(qiáng)度在1%的顯著性水平下促進(jìn)碳排放，影響系數(shù)為0.274 5，符合理論預(yù)期；環(huán)境規(guī)制對碳排放影響不顯著，這一時(shí)期我國對于環(huán)境保護(hù)的各項(xiàng)規(guī)章制度正在逐步建立，但尚未形成較為完善的管理標(biāo)準(zhǔn)；城鎮(zhèn)化在1%的顯著性水平下促進(jìn)碳排放，影響系數(shù)為0.779 8，符合理論預(yù)期。

表4 不同城鄉(xiāng)收入差距發(fā)展階段的回歸估計(jì)結(jié)果

圖1 我國2002—2019年城鄉(xiāng)收入差距

在城鎮(zhèn)化階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化在1%的顯著性水平下抑制碳排放，影響系數(shù)為-0.177 9，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，工業(yè)碳排放從“總量增加”轉(zhuǎn)向“結(jié)構(gòu)性增加”，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度提高促進(jìn)資源向主導(dǎo)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)傾斜，通過擴(kuò)張低碳產(chǎn)業(yè)和壓縮過剩產(chǎn)能，從而抑制碳排放；城鄉(xiāng)收入差距對碳排放影響不顯著；碳排放強(qiáng)度在10%的顯著性水平下促進(jìn)碳排放，影響系數(shù)為0.230 9，符合理論預(yù)期；環(huán)境規(guī)制在10%的顯著性水平下抑制碳排放，影響系數(shù)為-0.001 8，在這一時(shí)期，我國政府已經(jīng)將環(huán)境保護(hù)作為重要工作，從中央到地方出臺(tái)了一系列環(huán)境保護(hù)政策，生態(tài)文明建設(shè)取得卓越成效；城鎮(zhèn)化對碳排放影響不顯著，和工業(yè)化時(shí)期農(nóng)村人口涌向城鎮(zhèn)伴隨著大量中低端制造業(yè)快速發(fā)展不同，城鎮(zhèn)化時(shí)期的人口流動(dòng)伴隨著高端制造業(yè)和服務(wù)業(yè)擴(kuò)張，對碳排放不造成顯著影響。

在我國經(jīng)濟(jì)由工業(yè)化邁向城鎮(zhèn)化的過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放的抑制作用大大加強(qiáng)，影響力由-0.033 6擴(kuò)大到-0.177 9，說明伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對資源的配置效率不斷提升，在實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰碳中和戰(zhàn)略的過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化將發(fā)揮重要作用。碳排放強(qiáng)度對碳排放的促進(jìn)作用減小，影響系數(shù)由0.274 5下降到0.230 9，說明能源技術(shù)水平和能源利用效率提高，經(jīng)濟(jì)增長的碳排放效應(yīng)下降。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放影響效應(yīng)的有效性，本文采用兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，構(gòu)建反距離空間權(quán)重矩陣來替代后相鄰矩陣對基礎(chǔ)回歸的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)；第二，使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值替換泰爾指數(shù)來衡量城鄉(xiāng)收入差距，以改變核心解釋變量的衡量方法進(jìn)行檢驗(yàn)。所選擇的空間動(dòng)態(tài)面板模型和估計(jì)方法與基礎(chǔ)回歸一致，表5為替換后的回歸估計(jì)結(jié)果。相比基礎(chǔ)回歸的估計(jì)結(jié)果，替換后系數(shù)大小和顯著性有一定程度的改變，但核心解釋變量系數(shù)符號(hào)保持一致，且可以得出與基礎(chǔ)回歸相同的研究結(jié)論。這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和城鄉(xiāng)收入差距對碳排放的影響效應(yīng)是具有可靠性和穩(wěn)健性的。其中，反距離空間權(quán)重矩陣構(gòu)建方法如下［31］：

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

式中：dij表示省份i與省份j的地理距離；d表示空間閾值的上限。

五、結(jié)論與政策啟示

在碳達(dá)峰碳中和的大背景下，文章闡釋了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放影響效應(yīng)的理論機(jī)制，基于我國30個(gè)省級(jí)行政區(qū)（不含西藏、香港、澳門和臺(tái)灣）的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用解釋力更強(qiáng)的動(dòng)態(tài)空間面板模型檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放影響的空間效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：

理論上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化通過資源配置改善效應(yīng)、碳排放強(qiáng)度降低效應(yīng)和能源消費(fèi)優(yōu)化效應(yīng)影響碳排放。首先，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化優(yōu)化了生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)間的配置，促進(jìn)勞動(dòng)力、資本、技術(shù)等由第一、二產(chǎn)業(yè)流向第三產(chǎn)業(yè)，由落后的工藝技術(shù)流向先進(jìn)的工藝技術(shù)，從而降低碳排放；其次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化通過提高資源配置效率和調(diào)整產(chǎn)業(yè)比重降低碳強(qiáng)度，進(jìn)而減少碳排放；最后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化通過降低能源強(qiáng)度和優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)降低碳排放。

實(shí)證結(jié)果顯示，碳排放具有顯著的空間溢出效應(yīng)，并且該效應(yīng)是研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化影響碳排放的重要因素。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對碳排放具有抑制作用，伴隨我國由工業(yè)化邁向城市化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的碳減排效應(yīng)不斷增強(qiáng)，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是我國控制二氧化碳排放的重要手段。

城鎮(zhèn)化、碳排放強(qiáng)度和環(huán)境規(guī)制對碳排放具有正向影響，城鄉(xiāng)收入差距對碳排放具有負(fù)向影響。我國的快速城鎮(zhèn)化伴隨著第二產(chǎn)業(yè)的大量聚集，從而推動(dòng)二氧化碳排放迅速增加；碳排放強(qiáng)度的促進(jìn)作用逐漸減小，說明我國的能源技術(shù)進(jìn)步抑制了二氧化碳排放；環(huán)境規(guī)制對碳排放產(chǎn)生較小的促進(jìn)作用，表示環(huán)境規(guī)制的“擠出效應(yīng)”大于“競爭效應(yīng)”，不利于控制碳排放。城鄉(xiāng)收入差距對碳排放的抑制作用大于促進(jìn)作用。

主要的政策啟示有：

第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對二氧化碳排放具有抑制作用，是實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰碳中和的重要路徑。要進(jìn)一步提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平，統(tǒng)一生產(chǎn)要素市場，促進(jìn)生產(chǎn)要素合理流動(dòng)和優(yōu)化配置，逐步實(shí)現(xiàn)資源在三大產(chǎn)業(yè)間的合理配置，通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的“結(jié)構(gòu)性減排”推動(dòng)“總量減排”。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的過程內(nèi)含了勞動(dòng)力資源的優(yōu)化配置，在促進(jìn)二氧化碳減排的同時(shí)縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

第二，碳排放強(qiáng)度對二氧化碳排放具有促進(jìn)作用，說明能源技術(shù)進(jìn)步對二氧化碳排放具有抑制作用。要加大能源科技投入，推動(dòng)能源技術(shù)進(jìn)步，完善能源領(lǐng)域的創(chuàng)新體系，鼓勵(lì)節(jié)能技術(shù)研發(fā)應(yīng)用。能源技術(shù)進(jìn)步將降低碳排放強(qiáng)度，為二氧化碳總量減少打下堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

第三，環(huán)境規(guī)制對碳排放具有雙重效應(yīng)，要因地制宜制定環(huán)境保護(hù)政策。大力發(fā)展新能源，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，推動(dòng)煤炭消費(fèi)盡早達(dá)峰［32］，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段環(huán)境規(guī)制帶來的作用是不同的，針對發(fā)達(dá)地區(qū)制定較為嚴(yán)格的環(huán)境保護(hù)政策，促使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)淘汰落后產(chǎn)能，將資金更多地投入到環(huán)保技術(shù)的開發(fā)和應(yīng)用中。對于較為落后地區(qū)制定具有針對性的環(huán)保政策，一方面避免出現(xiàn)“擠出效應(yīng)”而適得其反，另一方面避免承接發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)能轉(zhuǎn)移而產(chǎn)生“污染避難所效應(yīng)”。