基于動態(tài)SDM的中國區(qū)域碳排放強度空間效應研究 *

周四軍，江秋池

(湖南大學 金融與統(tǒng)計學院，湖南 長沙 410079)

一 引 言

氣候變暖是全球共同面臨的環(huán)境問題。改革開放以來，中國在保持經(jīng)濟高速增長的同時，也對環(huán)境產(chǎn)生了不利影響。根據(jù)國際能源署(IEA)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2007年中國已成為世界上最大的碳排放國，在國際上受到了巨大的減排壓力。在此背景下，中國于2009年在哥本哈根氣候峰會上提出2020年碳排放強度比2005年下降40%-45%的減排目標。中國 “十三五”規(guī)劃明確提出要在控制碳排放的同時穩(wěn)定經(jīng)濟增長；黨的十九大強調(diào)要全面深化綠色發(fā)展的制度創(chuàng)新，必須樹立“綠水青山就是金山銀山”的理念，建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展的經(jīng)濟體系。中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與能源利用的不均衡性導致中國碳排放強度存在區(qū)域差異，因此本文通過研究中國區(qū)域碳排放強度的空間效應，為衡量不同區(qū)域綠色低碳發(fā)展水平提供參考，對各區(qū)域轉變經(jīng)濟發(fā)展方式、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展給予理論指導與政策建議。

如何降低碳排放強度，一直是眾多學者研究的重點。在碳排放強度的概念方面，張文婧等對“單位GDP碳排放”概念的合理性進行了深入分析[1]?，F(xiàn)有文獻主要集中在碳排放強度的影響因素上，虞義華等基于廣義最小二乘面板模型，考察了經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構對碳排放強度的影響，結果表明：碳排放強度與人均GDP之間存在“N”形關系，產(chǎn)業(yè)結構對碳排放強度具有顯著的正向影響[2]。姚奕等運用動態(tài)面板模型，發(fā)現(xiàn)外商直接投資可以降低碳排放強度[3]。付云鵬等利用空間滯后模型對中國2000-2012年30個省市碳排放強度的影響因素進行探究，結果表明：人口結構、能源強度、能源結構、產(chǎn)業(yè)結構是中國碳排放強度的主要影響因素[4]。Ibrahim M H等應用偏差校正的LSDV估計量分析貿(mào)易融資互補性對碳排放強度的影響，結果表明：在經(jīng)濟高度發(fā)達的地區(qū)，金融發(fā)展有利于碳排放強度降低[5]。Liang S等基于創(chuàng)新驅(qū)動的視角，結合創(chuàng)新技術和規(guī)模因素，構建空間面板模型，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新技術、外商直接投資和GDP對碳排放強度具有顯著的負向影響[6]。部分學者在影響因素分析的基礎上，對碳排放強度的空間效應展開進一步研究，馬艷艷等構建空間面板模型，揭示了技術進步、產(chǎn)業(yè)結構對碳排放強度的驅(qū)動機制，結果表明：技術進步對本省區(qū)碳排放強度下降有顯著的促進作用，同時還存在正向的空間溢出效應；產(chǎn)業(yè)結構對降低本省區(qū)碳排放強度的作用不顯著，但空間溢出效應為負[7]。程葉青等利用空間面板模型發(fā)現(xiàn)能源結構、能源強度對碳排放強度產(chǎn)生負向的空間溢出效應[8]。張翠菊等基于空間杜賓模型對中國區(qū)域碳排放強度進行空間效應研究，發(fā)現(xiàn)技術進步、能源結構具有顯著的空間溢出效應[9]。Wang S等采用空間馬爾科夫鏈對中國283個城市碳排放強度的空間溢出效應進行分析，發(fā)現(xiàn)中國城市碳排放強度存在空間溢出效應，并且在不同區(qū)域環(huán)境下溢出效應存在異質(zhì)性[10]。劉漢初等運用空間計量模型對中國高能耗產(chǎn)業(yè)碳排放強度的空間溢出效應進行分析，認為：技術創(chuàng)新、對外貿(mào)易不僅促使本省高能耗產(chǎn)業(yè)碳排放強度降低，還促進周邊省份碳排放強度降低[11]。

已有研究為本文提供了十分有益的借鑒，但仍存在一定不足。在碳排放強度空間效應的研究方法上，主要以靜態(tài)空間杜賓模型為主，缺乏對碳排放強度動態(tài)效應的考慮，難以對碳排放強度的空間效應進行深入分析，缺乏有力的解釋。因此本文在前人研究的基礎上構建動態(tài)空間杜賓模型，研究區(qū)域碳排放強度的空間效應，主要包括空間直接效應和空間溢出效應，為降低區(qū)域碳排放強度提供對策建議。

二 理論機制與方法研究

碳排放是溫室氣體排放的總稱，二氧化碳作為溫室氣體的主要部分，主要來源于工業(yè)化進程中化石能源的燃燒，二氧化碳的過度排放對人類生存環(huán)境與發(fā)展產(chǎn)生巨大威脅?？沙掷m(xù)發(fā)展理論認為，實現(xiàn)碳減排并不是單純減少碳排放總量，而是應該兼顧經(jīng)濟發(fā)展，保證經(jīng)濟、環(huán)境與能源的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。目前，國際社會以及中國政策均傾向于以碳排放強度作為減排標準。碳排放強度是指單位國內(nèi)生產(chǎn)總值的碳排放量，用來衡量國家或區(qū)域經(jīng)濟與碳排放量之間的關系。不同于整體碳排放目標，碳排放強度是一個相對指標，符合降低碳排放的同時保障經(jīng)濟發(fā)展這一理念，如果碳排放強度較高則表明創(chuàng)造同等財富需要消耗更多的能源，不利于可持續(xù)發(fā)展?？紤]到中國各區(qū)域地理位置的關系，在經(jīng)濟發(fā)展過程中，鄰近區(qū)域能夠存在地理上的聯(lián)系，再加上區(qū)域間信息與資源的流動，增加了區(qū)域間的經(jīng)濟聯(lián)系，空間效應顯著，因此，為了更好地實現(xiàn)區(qū)域碳減排目標，必須充分考慮中國區(qū)域碳排放強度的空間效應。

(一)碳排放強度的空間效應理論機制

碳排放強度是衡量國家或區(qū)域經(jīng)濟同碳排放之間關系的指標，由于碳排放主要來源于化石燃料的燃燒，而經(jīng)濟發(fā)展離不開能源，故本文從經(jīng)濟發(fā)展與能源消費的角度分析碳排放強度的空間效應，重點考察空間直接效應與空間溢出效應?？臻g直接效應是指本區(qū)域影響因素對碳排放強度的影響，反映影響因素在區(qū)域內(nèi)的作用效果；碳排放強度是一個逆向指標，正向的直接效應表示本區(qū)域影響因素的增加可以提高碳排放強度，負向的直接效應表示本區(qū)域影響因素的增加可以降低碳排放強度?？臻g溢出效應是指其他區(qū)域影響因素對本區(qū)域碳排放強度的影響，反映影響因素在不同區(qū)域之間的作用效果；正向的溢出效應表示其他區(qū)域影響因素的增加可以提高本區(qū)域碳排放強度，負向的溢出效應表示其他區(qū)域影響因素的增加可以降低本區(qū)域碳排放強度。

1.空間直接效應的理論機制

從經(jīng)濟發(fā)展的角度看，Grossman G M提出經(jīng)濟發(fā)展可以分解成經(jīng)濟增長、技術投入、產(chǎn)業(yè)結構三部分，從而對碳排放強度產(chǎn)生影響。具體來看，一個區(qū)域的經(jīng)濟增長依賴于能源的消耗，不可避免地產(chǎn)生一定的碳排放：根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)可知，一個國家或區(qū)域的環(huán)境質(zhì)量在經(jīng)濟發(fā)展初期會隨著經(jīng)濟增長水平的提高而惡化，而當該國或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展達到較高水平時，經(jīng)濟增長會有利于環(huán)境質(zhì)量的提升。其原因在于：隨著區(qū)域經(jīng)濟增長水平提高，人們?nèi)找孀非竺篮蒙畹脑竿麖娏遥瑫a(chǎn)生環(huán)境治理的規(guī)模效益。技術投入是低碳經(jīng)濟發(fā)展的核心：一方面推進以高能效、低排放為核心的“低碳革命”，著力發(fā)展“低碳技術”，不僅有利于資源的合理利用，并且對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生凈化效應；另一方面內(nèi)生增長理論認為技術是經(jīng)濟持續(xù)增長的決定因素，通過技術進步提高能源利用效率，形成新的經(jīng)濟增長點，進而降低區(qū)域碳排放強度。產(chǎn)業(yè)結構是通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)之間比重來影響碳排放強度：低碳經(jīng)濟學理論強調(diào)低碳經(jīng)濟需要優(yōu)化經(jīng)濟發(fā)展方式，通過產(chǎn)業(yè)調(diào)整、政策扶持等方式，實現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)從工業(yè)密集型結構到知識密集型結構的升級，提高第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重，進而降低碳排放強度。

從能源消費的角度看，減少能源消耗中所產(chǎn)生的碳排放，將有利于降低碳排放強度。主要途徑有兩種：一是降低能源強度。聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)認為近年來的氣候變化主要歸因于人類活動，發(fā)展過程中的能源消耗導致二氧化碳排放量的增加，進而直接影響碳排放強度，因此降低生產(chǎn)過程中的能源強度是氣候政策的核心目標，根據(jù)國際能源署(IEA)的預測，到2050年通過降低能源強度可以完成31%的減排目標。二是優(yōu)化能源消費結構。中國能源消費結構的不合理是導致碳排放難以控制的關鍵因素之一。2017年，中國煤炭消費量占能源消費總量的60.4%，在國民經(jīng)濟中占據(jù)重要地位，這種高能耗、高污染的生產(chǎn)方式造成碳排放總量過高，不利于降低中國各區(qū)域整體碳排放強度。因此，通過優(yōu)化能源消費結構，減少煤炭消耗，增加清潔能源的利用量，有利于碳排放強度降低。

2.空間溢出效應的理論機制

作為溫室效應和碳排放的主要來源，二氧化碳具有顯著的流動特性，再加上區(qū)域間地理位置的聯(lián)系，本地碳排放強度不僅影響本區(qū)域, 還會影響鄰近區(qū)域，從空間溢出效應視角進行實證分析, 能夠更為完整、準確地描述區(qū)域碳排放強度的空間效應。本文在空間直接效應分析的基礎上，繼續(xù)從經(jīng)濟發(fā)展與能源消費的角度展開空間溢出效應的分析。

從經(jīng)濟發(fā)展的角度看，本區(qū)域的經(jīng)濟增長將通過區(qū)域間的經(jīng)濟聯(lián)系帶動周邊區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展，新經(jīng)濟地理學的市場潛能理論指出：經(jīng)濟水平高、發(fā)展速度快的區(qū)域?qū)χ苓厖^(qū)域產(chǎn)品的需求能力大，從而對周邊區(qū)域有較強的帶動作用，有利于優(yōu)化各區(qū)域的經(jīng)濟結構與發(fā)展質(zhì)量，促使周邊區(qū)域碳排放強度降低。隨著各區(qū)域技術投入的不斷提高，本區(qū)域資本、知識、技術的擴散會對周邊區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用，盡管技術投入會導致人才、資金、企業(yè)等創(chuàng)新要素的集聚，導致產(chǎn)業(yè)升級與高耗能產(chǎn)業(yè)的二次遷出，但是技術作為經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的決定因素，當本區(qū)域技術投入達到一定水平時，有利于緩解區(qū)域經(jīng)濟結構性矛盾，帶動周邊區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方式轉型，進而降低碳排放強度。產(chǎn)業(yè)結構的空間溢出效應體現(xiàn)在：區(qū)域之間存在分工協(xié)作，以產(chǎn)業(yè)聯(lián)系為紐帶形成產(chǎn)業(yè)鏈，各區(qū)域通過降低第二產(chǎn)業(yè)比重，減少化石燃料的消耗，不僅有利于緩解本區(qū)域的碳排放壓力，并且經(jīng)過產(chǎn)業(yè)鏈的傳導機制減少碳排放對周邊區(qū)域的輻射，帶動區(qū)域間的低碳發(fā)展，降低碳排放強度。

從能源消費的角度看，能源強度較高的區(qū)域資源較為豐富，對能源消耗的依賴程度也高。由于不同區(qū)域之間存在著開放聯(lián)動性，各區(qū)域在進行節(jié)能減排降低本區(qū)域能源強度的同時，也減少了排放物對周邊區(qū)域的負面影響，有效促進周邊區(qū)域碳排放強度的降低。近年來各區(qū)域加大能源合作力度，對區(qū)域資源調(diào)配、分布式能源發(fā)展、天然氣產(chǎn)供儲銷體系建設、可再生能源開發(fā)等重點工作展開交流，緩解資源短缺問題、促進資源開發(fā)，形成資源相關產(chǎn)業(yè)鏈，進而有效改善各區(qū)域能源消費結構，改善生態(tài)環(huán)境，促進周邊區(qū)域碳排放強度的降低。

(二)方法研究

Elhorst (2014) 提出動態(tài)空間杜賓模型，它能夠從時間和空間兩個維度刻畫碳排放強度的影響因素，是分析碳排放強度空間效應的有力工具。本文在空間自相關性檢驗的基礎上，論證空間計量模型的合理性，構建動態(tài)空間杜賓模型(SDM)，研究碳排放強度空間效應。

1.空間自相關性檢驗

空間自相關性分析從定量角度描述被解釋變量在空間上的依賴關系。通過檢驗被解釋變量的空間自相關性，來判斷使用空間計量方法是否合理。

(1)全局空間自相關性檢驗

全局空間自相關性用來反映碳排放強度相關程度的整體特征，常用全局Moran's I指數(shù)作為衡量指標，其計算公式為：

(1)

(2)局部空間自相關性檢驗

局部空間自相關性分析了每個區(qū)域的碳排放強度與周邊地區(qū)的空間差異程度。本文采用局部Moran's I統(tǒng)計量來檢驗中國區(qū)域碳排放強度的局部空間自相關性。局部Moran's I指數(shù)的計算公式為：

(2)

其中：Ii>0表示相鄰地區(qū)內(nèi)碳排放強度存在正的空間集聚效應，Ii<0表示相鄰地區(qū)內(nèi)碳排放強度存在負的空間集聚效應。

2.動態(tài)空間杜賓模型

目前用于研究空間效應的計量模型主要為空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。其中，空間滯后模型(SLM)認為被解釋變量的影響因素可以空間傳導機制作用于其他空間區(qū)域；空間誤差模型(SEM)認為空間依賴性通過隨機誤差項來體現(xiàn)，不可觀測的隨機沖擊存在空間相關性；而空間杜賓模型(SDM)綜合了SLM與SEM的特點，引入了被解釋變量與解釋變量的空間滯后項，能夠更好地估計基于面板數(shù)據(jù)所測得的空間效應?？臻g效應計量模型的一般形式為：

(3)

式中，Yt=(y1t,y2t,…,ynt)′,yit表示區(qū)域i(=1,2,…,n)的被解釋變量在t時刻的觀測值；Xt表示解釋變量，它是n×k矩陣(k為解釋變量個數(shù))；β表示解釋變量系數(shù)向量；ρ表示空間自回歸系數(shù)，取值范圍為[-1,1],ρWYt表示來自其他區(qū)域被解釋變量的影響；W表示n×n空間權重矩陣；WXtθ表示來自其他區(qū)域解釋變量的影響，是解釋變量的空間滯后項，θ為相應的影響系數(shù)向量；γt表示時間效應，A=(1,1,…,1)′；B表示個體效應，B=(b1,b2,…,bn)′；εt表示隨機誤差項；δ表示隨機誤差項εt的空間相關系數(shù)；et表示隨機誤差項。如果δ=0且θ=0，則為SLM；如果ρ=0且θ=0，則為SEM；如果δ=0，則為SDM。對于上述三種模型，需通過以下檢驗才能做出選擇。首先，通過LM檢驗對面板數(shù)據(jù)進行診斷，說明引入空間計量模型的合理性。其次，基于LR似然比檢驗對SLM、SEM、SDM進行篩選，并對模型的個體效應與時間效應進行檢驗。最后，根據(jù)Hausman檢驗對固定效應模型、隨機效應模型進行選擇，得到合適的空間效應計量模型。

上述模型屬于靜態(tài)空間效應模型，僅包含空間滯后項，沒有考慮解釋變量對被解釋變量影響的時間滯后性。在經(jīng)濟系統(tǒng)中，解釋變量對被解釋變量的影響在短時間內(nèi)難以完成，需通過一段時間才能完全作用于被解釋變量，因此模型需要引入動態(tài)效應，反映空間效應隨著時間推移的變化情況。本文在靜態(tài)空間杜賓模型的基礎上引入時間滯后項、時空滯后項，構建動態(tài)空間杜賓模型，模型形式如下。

Yt=τYt-1+μWYt-1+ρWYt+Xtβ+WXtθ+

γtA+B+εt

(4)

其中，Yt-1表示被解釋變量的一階滯后項，τ為相應系數(shù)，τYt-1表示被解釋變量的時間滯后項，μWYt-1表示被解釋變量的時空滯后項，μ為相應系數(shù)；當τ=0且μ=0時，模型退化為靜態(tài)空間杜賓模型。為了進一步測算碳排放強度的空間效應，將等號右邊的被解釋變量項移到等號左邊，式(4)改寫為：

Yt=(I-ρW)-1(τI+μW)Yt-1+

(I-ρW)-1(Xtβ+WXtθ)+

(I-ρW)-1(γtA+B)+(I-ρW)-1εt

(5)

通過對式(5)進行偏微分矩陣運算可以求得X對Y的空間直接效應與空間溢出效應。動態(tài)空間杜賓模型可以測算空間效應的短期效應與長期效應(1)短期效應表示解釋變量在短期內(nèi)對被解釋變量所產(chǎn)生的空間效應；長期效應表示解釋變量在長期內(nèi)對被解釋變量所產(chǎn)生的空間效應。短期是指1年及以內(nèi)，長期是指5年及以上。，更全面地體現(xiàn)空間效應的變化情況，而靜態(tài)空間杜賓模型僅存在長期效應，結果較為片面。被解釋變量關于第p個解釋變量的偏導數(shù)矩陣如下：

(6)

式(6)用來測算被解釋變量的短期空間效應。在偏導數(shù)矩陣中，對角線元素的均值表示短期空間直接效應，非對角線元素的行和或列和的均值表示短期空間溢出效應。類似地，被解釋變量的長期空間效應如式(7)所示：

(7)

在偏導數(shù)矩陣中，對角線元素的均值表示長期空間直接效應，非對角線元素的行和或列和的均值表示長期空間溢出效應。

三 碳排放強度測算與空間自相關性檢驗

(一)碳排放強度的測算

由于中國沒有公布各區(qū)域碳排放總量的數(shù)據(jù)，現(xiàn)有文獻主要根據(jù)化石燃料的燃燒來對碳排放總量進行測算。本文基于付云鵬[4]的方法，選取煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣八種能源的消費量，根據(jù)IPCC公布的標準煤折算系數(shù)與碳排放系數(shù)(見表1)，計算碳排放總量，公式如下：

(8)

其中，C代表碳排放總量，E代表能源消費量，SC代表標準煤折算系數(shù)，CF代表碳排放系數(shù)?；诠?8)測算出區(qū)域碳排放總量，并除以2005年不變價表示的GDP，得到中國30個省市區(qū)2005-2017年碳排放強度的測算結果，見表2。

表1 標準煤折算系數(shù)與碳排放系數(shù)

注：標準煤折算系數(shù)中天然氣的計量單位是kg標準煤/m3，其余能源計量單位是kg標準煤/kg；碳排放系數(shù)的計量單位是kg標準煤/kg。

表2 2005-2017年中國區(qū)域碳排放強度值

由表2可知，歷年的碳排放強度較高的地區(qū)是山西、內(nèi)蒙古、貴州、寧夏，其中山西、內(nèi)蒙古、貴州呈逐年下降的趨勢，但是寧夏的碳排放強度在2005—2009年呈下降趨勢，2010年上升，在2011年寧夏成為全國30個地區(qū)中碳排放強度最高的地區(qū)，達到了3.95噸/萬元，隨后呈下降趨勢，在2017年又回升到3.50噸/萬元；北京、福建、浙江、廣東的碳排放強度較低，并且呈逐年下降的趨勢，其中北京是歷年碳排放強度最低的地區(qū)；而海南、甘肅、青海的碳排放強度呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。

(二)碳排放強度的空間自相關性檢驗

1.空間權重矩陣

空間權重矩陣反映了各區(qū)域在地理位置上的關系。本文根據(jù)各省的地理聯(lián)系，基于實際地理距離構造地理距離權重距陣，其元素wij為i區(qū)域和j區(qū)域最近公路距離的倒數(shù)，令dij為i區(qū)域和j區(qū)域最近公路距離，矩陣為：

(9)

2.全局空間自相關性檢驗

利用Matlab軟件計算2005-2017年中國30個省市區(qū)碳排放強度的全局Moran's I指數(shù)。采用地理距離權重矩陣進行檢驗，檢驗結果見表3。結果表明：在地理距離權重矩陣下，全局Moran's I統(tǒng)計量在樣本年份內(nèi)均顯著為正，說明碳排放強度在空間上并非隨機分布，存在顯著的空間正自相關性。

表3 全局莫蘭指數(shù)檢驗結果

3.局部空間自相關性檢驗

利用Stata軟件計算出2005-2017年中國30個省市區(qū)碳排放強度的局部Moran's I指數(shù)，并畫出具有代表年份的Moran散點圖。圖1為2017年中國區(qū)域碳排放強度分布的Moran散點圖，第一象限、第三象限分別表示區(qū)域i的高值被高值包圍、低值被低值包圍，存在空間正自相關，第二象限、第四象限分別表示區(qū)域i的低值被高值包圍、高值被低值包圍，存在空間負自相關。由圖可知，中國大部分省市區(qū)落在第一、三象限內(nèi)，說明各省市碳排放強度存在空間正自相關性。

圖1 2017年中國各地區(qū)碳排放強度的局部Moran's I指數(shù)散點圖

四 碳排放強度空間效應的實證分析

本文在對中國2005-2017年各省市區(qū)的碳排放強度進行測算的基礎上，根據(jù)文獻的梳理以及理論分析，構建動態(tài)空間杜賓模型，重點考察經(jīng)濟增長、技術投入、產(chǎn)業(yè)結構、能源強度、能源消費結構對碳排放強度空間效應的影響。

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文用區(qū)域人均GDP(萬元/人)表示經(jīng)濟增長(pgdp)，用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占GDP比重(%)表示技術投入(ti)，用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(%)表示產(chǎn)業(yè)結構(is)，用單位GDP能源消耗(噸標準煤/萬元)表示能源強度(ei)，用煤炭消費量占能源消費總量比重(%)表示能源消費結構(es)?？紤]到研究的準確性，將區(qū)域人均GDP利用GDP指數(shù)折算成以2005年為基期的區(qū)域人均實際GDP，以消除通貨膨脹對于區(qū)域人均GDP的影響。

本文選取2005-2017年中國30個省市區(qū)(不含西藏)的數(shù)據(jù)進行研究。數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》(2005-2018)、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》(2005-2018)以及各省2005-2018年的統(tǒng)計年鑒。為了避免出現(xiàn)異方差，將數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，表4是各省面板數(shù)據(jù)對數(shù)值的描述性統(tǒng)計結果。

表4 各變量對數(shù)值的描述性統(tǒng)計結果

(二)空間效應計量模型的選擇

在Moran's I檢驗的基礎上，需要對空間效應計量模型進行選擇。首先，根據(jù)LM檢驗結果可知，LM-Lag、Robust LM-Lag、LM-Error均在5%水平下顯著，可以選擇空間計量模型進行實證研究。其次，通過LR似然比檢驗，發(fā)現(xiàn)其統(tǒng)計量均通過顯著性水平5%的顯著性檢驗，說明空間杜賓模型(SDM)比空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)更適宜，并且存在個體效應與時間效應。最后，Hausman檢驗結果說明固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。綜上所述，選擇含雙向固定效應的空間杜賓模型進行空間效應研究。檢驗結果見表5。

表5 模型選擇的檢驗結果

根據(jù)模型選擇結果，選擇雙向固定效應的空間杜賓模型，考慮到動態(tài)效應的影響，引入碳排放強度的時間滯后項τlncii，t-1、時空滯后項μWlncii,t-1，構建動態(tài)空間杜賓模型。為了保證研究的穩(wěn)健性，根據(jù)引入滯后項的不同，本文對三種形式的動態(tài)空間杜賓模型進行估計，表達式為：

lnciit=τlncii,t-1+μWlncii,t-1+ρWlnciit+

βXit+θWXit+δi+μi+εit

(10)

lnciit=τlncii,t-1+ρWlnciit+βXit+θWXit+

δi+μi+εit

(11)

lnciit=μWlncii,t-1+ρWlnciit+βXit+

θWXit+δi+μi+εit

(12)

其中，Xit=[lnpgdpit,lntiit,lnisit,lneiit，lnesit];δi為時間效應，μi為個體效應，εit為隨機誤差項，W為空間權重矩陣。將上述三種模型的結果與靜態(tài)空間杜賓模型結果進行比較分析。結果見表6。

由表6可知，空間自回歸系數(shù)ρ在三種動態(tài)空間杜賓模型中均通過10%的顯著性水平，說明區(qū)域間的碳排放強度存在空間溢出效應，鄰近區(qū)域碳排放強度降低會引起本區(qū)域碳排放強度的減少，而靜態(tài)空間杜賓模型的空間自回歸系數(shù)ρ未通過顯著性檢驗。對于空間滯后項的估計，動態(tài)空間杜賓模型估計系數(shù)的顯著性優(yōu)于靜態(tài)空間杜賓模型，并且動態(tài)空間杜賓模型的決定系數(shù)高于靜態(tài)空間杜賓模型。結果表明，研究碳排放強度的空間效應不能忽略動態(tài)效應，運用動態(tài)空間杜賓模型是合理的。

表6 模型回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設。

根據(jù)動態(tài)空間杜賓模型估計結果，時間滯后項τlncii,t-1與各影響因素的估計系數(shù)θ均通過1%的顯著性檢驗，時空滯后項μWlncii,t-1未通過顯著性檢驗。對于空間滯后項系數(shù)θ，僅包含時間滯后項τlncii,t-1的動態(tài)空間杜賓模型的估計結果要優(yōu)于另外兩個模型，估計結果的顯著性更強。結果表明，僅包含時間滯后項τlncii,t-1的動態(tài)空間杜賓模型更適合研究碳排放強度的空間效應。

(三)空間效應的估計結果

根據(jù)式(6)、式(7)的偏導數(shù)矩陣對僅包含時間滯后項τlncii,t-1的動態(tài)空間杜賓模型進行分解，來檢驗碳排放強度影響因素的空間效應。為了進行比較分析，本文還對靜態(tài)空間杜賓模型進行分解。動態(tài)空間杜賓模型存在長期效應與短期效應，靜態(tài)空間杜賓模型只存在長期效應。檢驗結果見表7。

表7 動態(tài)空間杜賓模型的空間直接效應與空間溢出效應

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設。

1.空間直接效應

由表7可知，經(jīng)濟增長、技術投入對碳排放強度產(chǎn)生負向的空間直接效應，即經(jīng)濟增長、技術投入有利于減低碳排放強度；產(chǎn)業(yè)結構、能源強度、能源消費結構對碳排放強度產(chǎn)生正向的空間直接效應，即產(chǎn)業(yè)結構、能源強度、能源消費結構不利于降低碳排放強度。與靜態(tài)空間杜賓模型不同，動態(tài)空間杜賓模型考慮了短期空間直接效應與長期空間直接效應，并且長期空間直接效應大于短期空間直接效應，符合經(jīng)濟學理論中的累積效應。當本區(qū)域碳排放強度得到顯著改善時，人們會提高預期，對碳排放提出更高要求，從而引致政府在未來幾年采取更大規(guī)模的減排舉措，加大對上述影響因素的控制，故碳排放強度的長期空間直接效應大于短期空間直接效應。

空間直接效應的結果表明：經(jīng)濟增長水平較高的區(qū)域具備充足的資金開發(fā)綠色能源技術，提高綠色技術創(chuàng)新，挖掘新的經(jīng)濟增長點，進而帶動高新技術產(chǎn)業(yè)、綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟的比重，改善高能耗、高污染的發(fā)展模式；與此同時，技術投入帶來的節(jié)能技術可以有效降低能源強度，綠色能源的開發(fā)進一步減少煤炭資源的使用，改善能源消費結構，有利于降低碳排放強度。

2.空間溢出效應

由表7可知，動態(tài)空間杜賓模型實證結果顯示：在短期內(nèi)，技術投入對碳排放強度產(chǎn)生負向的空間溢出效應，有利于降低碳排放強度；產(chǎn)業(yè)結構、能源強度對碳排放強度產(chǎn)生正向的空間溢出效應，不利于降低碳排放強度；在長期內(nèi)，技術投入對碳排放強度產(chǎn)生負向的空間溢出效應，產(chǎn)業(yè)結構對碳排放強度產(chǎn)生正向的空間溢出效應。而靜態(tài)空間杜賓模型僅考慮了產(chǎn)業(yè)結構、能源強度對碳排放強度的長期空間溢出效應，忽略了短期內(nèi)的情況，并且技術投入對碳排放強度的空間溢出效應未通過顯著性檢驗，從而進一步證明了動態(tài)空間杜賓模型的合理性。

從空間溢出效應的結果來看，長期空間溢出效應大于短期空間溢出效應，符合經(jīng)濟學理論中的累積效應。隨著時間的推移，區(qū)域間開放程度增加，鄰近區(qū)域資源轉移更加通暢，不僅為各區(qū)域帶來更多的技術支持，同時增強各區(qū)域科技成果轉化能力，提升產(chǎn)業(yè)整體技術水平，為降低碳排放強度注入新的動力，所以技術投入、產(chǎn)業(yè)結構對碳排放強度的長期空間溢出效應大于短期空間溢出效應。

空間溢出效應的結果表明：技術投入、產(chǎn)業(yè)結構是實現(xiàn)區(qū)域低碳減排的核心要素。各區(qū)域以技術投入為基礎，形成以高新技術產(chǎn)業(yè)為先導、基礎產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局，推動各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級，不僅有利于緩解本地區(qū)的碳排放壓力，并且經(jīng)過產(chǎn)業(yè)鏈的傳導機制減少碳排放對周邊地區(qū)的輻射，降低各區(qū)域碳排放強度。與此同時，各區(qū)域通過降低能源強度，可以在短期內(nèi)減少碳排放對周邊區(qū)域的影響，進而有效降低各區(qū)域碳排放強度。但是在不考慮技術投入、產(chǎn)業(yè)結構空間溢出效應的基礎上，從長期來看，能源強度并不會顯著影響相鄰區(qū)域的碳排放強度，無法解決中國經(jīng)濟現(xiàn)有的結構性問題，反而會影響本區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展，故能源強度只存在短期空間溢出效應。

五 結論與政策建議

(一)主要結論

本文對中國30個省市區(qū)2005-2017年碳排放強度進行了測算，利用空間自相關Moran' s I檢驗對中國區(qū)域碳排放強度進行了空間自相關性檢驗，在此基礎上，構建動態(tài)空間杜賓模型，實證分析了中國區(qū)域碳排放強度的空間效應，得出如下結論：從空間直接效應來看，經(jīng)濟增長、技術投入對碳排放強度產(chǎn)生負向的空間直接效應，有利于減低碳排放強度；產(chǎn)業(yè)結構、能源強度、能源消費結構對碳排放強度產(chǎn)生正向的空間直接效應，不利于減低碳排放強度，并且長期效應大于短期效應。從空間溢出效應來看，在短期內(nèi)，技術投入對碳排放強度產(chǎn)生負向的空間溢出效應，有利于減低碳排放強度；產(chǎn)業(yè)結構、能源強度對碳排放強度產(chǎn)生正向的空間溢出效應，不利于減低碳排放強度；在長期內(nèi)，技術投入對碳排放強度產(chǎn)生負向的空間溢出效應，有利于減低碳排放強度；產(chǎn)業(yè)結構對碳排放強度產(chǎn)生正向的空間溢出效應，不利于減低碳排放強度；而經(jīng)濟增長與能源消費結構的空間溢出效應并不顯著。

(二)政策建議

為了更好地實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展和節(jié)能減排的雙贏目標，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，本文通過對中國區(qū)域碳排放強度空間效應的研究，提出以下政策建議：

第一，充分發(fā)揮碳排放強度的空間直接效應，深入推動能源供給側改革，轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，促進低碳經(jīng)濟發(fā)展。各區(qū)域在保證經(jīng)濟增長的同時，加大技術投入，推進清潔能源與低碳技術的開發(fā)，積極制定產(chǎn)業(yè)結構轉型的政策，嚴把行業(yè)準入關，引導企業(yè)走低能耗、低污染之路，鼓勵高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加高能耗產(chǎn)業(yè)的治理投入，資助落后產(chǎn)業(yè)，降低能源強度，改善能源消費結構，實現(xiàn)節(jié)能減排目標。

第二，積極利用技術投入、產(chǎn)業(yè)結構對碳排放強度的空間溢出效應，促進資源信息在區(qū)域間的流通，實現(xiàn)區(qū)域之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。在技術投入的過程中，建立人才、資金、知識等技術要素的共享機制網(wǎng)絡，加速各區(qū)域間經(jīng)濟技術等多方面的交流，提升綠色自主創(chuàng)新能力，進而帶動周邊區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構轉型，通過產(chǎn)業(yè)鏈的傳導機制，實現(xiàn)低碳發(fā)展。

第三，各地政府需將碳排放強度的空間效應納入到區(qū)域的交流合作中，增強區(qū)域間碳排放的共同治理。通過設置跨區(qū)域的碳排放協(xié)調(diào)治理機構，構建制度化的區(qū)域碳排放控制體系，促進多方達成碳減排的共識。充分考慮各區(qū)域碳排放強度的差異性，發(fā)揮各區(qū)域的減排優(yōu)勢，在推動各區(qū)域進行總體減排的同時，對重點區(qū)域采用差異化的政策措施；碳排放強度較低的區(qū)域應繼續(xù)發(fā)展新能源與高新技術，帶動周邊碳排放強度較高的區(qū)域，形成以強帶弱、由點及面的發(fā)展格局，進而達到降低碳排放強度的整體目標，實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。