“雙碳”目標(biāo)下再生資源利用的碳減排效應(yīng)及作用機(jī)制研究

摘要：再生資源利用的碳減排效應(yīng)對(duì)推動(dòng)形成適合中國國情的差異化減排路徑和實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)具有重大意義。在此背景下，深入探討和評(píng)估再生資源利用的碳減排效應(yīng)及作用機(jī)制，是學(xué)界亟待厘清的重要課題。文章作者首先將再生資源對(duì)原生資源的替代利用看作是一種環(huán)境反污染活動(dòng)，并構(gòu)造社會(huì)效用函數(shù)，基于最優(yōu)控制理論模型，推導(dǎo)再生資源利用對(duì)碳減排效應(yīng)的影響機(jī)制。理論推導(dǎo)結(jié)果表明：再生資源利用碳減排效應(yīng)是否存在取決于再生資源利用過程消耗資源的系數(shù)，當(dāng)再生資源替代減少的碳排放大于再生資源回收利用過程中新消耗資源的碳排放，即再生資源替代減碳的“收益”大于 “成本”，此時(shí)存在再生資源的碳減排效應(yīng)。其次，運(yùn)用2005—2019年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察再生資源利用水平對(duì)碳排放的綜合影響，并進(jìn)一步開展了作用機(jī)制分析、門檻效應(yīng)檢驗(yàn)以及異質(zhì)性討論。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明：從總體上看，我國再生資源的利用水平與二氧化碳排放表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系， 再生資源利用能夠有效抑制碳排放強(qiáng)度， 再生資源減碳的“收益”是大于“成本”的。從作用機(jī)制上看，綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)結(jié)構(gòu)效應(yīng)是再生資源利用影響碳排放的重要作用渠道， 再生資源替代可以通過推動(dòng)綠色技術(shù)創(chuàng)新和提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平抑制區(qū)域碳排放強(qiáng)度。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，選取再生資源利用水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量時(shí)，再生資源利用水平在影響碳排放時(shí)存在一定門檻效應(yīng)，超過特定門檻值時(shí)再生資源利用的碳減排效應(yīng)越明顯，結(jié)果表明再生資源替代與碳減排之間的關(guān)系并非線性的。進(jìn)一步通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)地理區(qū)位特征和循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異使再生資源利用碳減排效應(yīng)呈現(xiàn)異質(zhì)性特征。東部地區(qū)（相較于西部地區(qū)）、南方地區(qū)（相較于北方地區(qū)）、循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，再生資源利用的碳減排效應(yīng)越明顯。結(jié)合以上研究結(jié)果，文章提出提升再生資源利用水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量、加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)扶持、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)、制定差異化再生資源利用策略等政策建議。

關(guān)鍵詞：再生資源利用；再生資源替代；碳減排；門檻效應(yīng)；“雙碳”目標(biāo)

中圖分類號(hào)：X32；F713.2""文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A""文章編號(hào)：1008-5831（2024）05-0088-15

引言

2030年前實(shí)現(xiàn)碳達(dá)峰、2060年前實(shí)現(xiàn)碳中和是黨中央經(jīng)過深思熟慮作出的重大戰(zhàn)略決策部署，是我國因應(yīng)全球氣候變化關(guān)切和構(gòu)建人類命運(yùn)共同體所作出的莊嚴(yán)承諾，彰顯了我國積極參與全球環(huán)境治理的決心和發(fā)展中大國的責(zé)任擔(dān)當(dāng)。黨的二十大報(bào)告提出了“推動(dòng)綠色發(fā)展，促進(jìn)人與自然和諧共生”的中國式現(xiàn)代化道路，強(qiáng)調(diào)“積極穩(wěn)妥推進(jìn)碳達(dá)峰碳中和。立足我國能源資源稟賦，堅(jiān)持先立后破，有計(jì)劃分步驟實(shí)施碳達(dá)峰行動(dòng)”，為實(shí)現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)這一時(shí)代使命的踐履提供了根本遵循。推動(dòng)碳達(dá)峰碳中和本質(zhì)上是我國發(fā)展理念提升和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的過程，尚無經(jīng)驗(yàn)可循，所帶來的挑戰(zhàn)是空前的。

黨的二十屆三中全會(huì)提出，要完善資源總量管理和

全面節(jié)約制度，健全廢棄物循環(huán)利用體系。再生資源作為原生資源的接續(xù)替代資源，能夠延緩原生資源的開發(fā)進(jìn)度，其顯著的碳減排功能和巨大的環(huán)境效應(yīng)逐步得到重視。近年來，我國再生資源利用水平和能力顯著增加，資源節(jié)約、環(huán)境保護(hù)的貢獻(xiàn)度持續(xù)增強(qiáng)?！半p碳”目標(biāo)下必然要求形成綠色低碳的生產(chǎn)方式和生活方式，這就需要徹底改善傳統(tǒng)的大量生產(chǎn)、大量消耗、大量排放的生產(chǎn)生活現(xiàn)狀，提高資源利用率和再生資源使用率顯得尤為緊迫。推進(jìn)再生資源利用以接替生存發(fā)展所必需的原生資源，搶抓機(jī)遇加快挖掘再生資源利用潛在的市場(chǎng)空間和碳減排空間，是積極響應(yīng)我國綠色低碳循環(huán)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)要求，是持續(xù)推動(dòng)碳達(dá)峰碳中和目標(biāo)和促進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的應(yīng)然之舉、必然之舉、實(shí)然之舉。

在資源短缺、環(huán)境污染問題日益嚴(yán)峻的背景下，再生資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的重要經(jīng)濟(jì)效益和環(huán)境效益逐漸受到學(xué)者廣泛關(guān)注，對(duì)全球可持續(xù)性發(fā)展路徑產(chǎn)生重大影響［1］，圍繞再生資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究成果不斷豐富。再生資源的回收與再利用是未來可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵問題，盡管在發(fā)展再生資源回收利用的初期，可能面臨成本較高、經(jīng)濟(jì)效益較低的情況［2］，但過程的持續(xù)優(yōu)化可以極大地支持碳減排、環(huán)境保護(hù)和資源節(jié)約［3］。隨著再生資源回收利用技術(shù)提升以及適用范圍的持續(xù)推廣，再生資源回收利用既可以減少污染物排放又可以帶來節(jié)能的經(jīng)濟(jì)效益［4-6］已成為主流觀點(diǎn)。此外，再生資源的回收利用還具有擴(kuò)大勞動(dòng)就業(yè)、在一定程度上帶動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，助力可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)實(shí)現(xiàn)［7］。在再生資源回收利用的環(huán)境效應(yīng)討論中，Silva等認(rèn)為可再生資源的使用具有同時(shí)增加產(chǎn)量和減少污染排放的潛力［8］；顧一帆等在討論是否可通過原生與再生資源的耦合配置實(shí)現(xiàn)中國資源的可持續(xù)利用過程中發(fā)現(xiàn)，再生資源回收利用具有強(qiáng)烈的資源環(huán)境正外部性，合理的政策組合情景有助于破解中國資源約束新常態(tài)［9］；王磊等利用省域面板數(shù)據(jù)討論再生資源產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域環(huán)境污染的“非標(biāo)準(zhǔn)倒U型”影響［10］。此外，針對(duì)再生資源回收利用碳排放效應(yīng)的研究成果豐富，Ayodele等定量評(píng)估了尼日利亞6個(gè)地理區(qū)域再生資源回收利用所能節(jié)約的電力、產(chǎn)生的工業(yè)崗位以及溫室氣體減排量［11］；Li等研究發(fā)現(xiàn)包裝塑料回收有助于實(shí)現(xiàn)巨大的碳匯，能有效降低溫室氣體排放，指出了進(jìn)一步以回收為導(dǎo)向的廢物管理路徑［12］；Kuo等評(píng)估了1995年至2019年10個(gè)國家再生資源使用對(duì)碳排放的影響，研究發(fā)現(xiàn)再生資源使用具有減少碳排放的作用［13］。

總體而言，盡管再生資源的碳減排效應(yīng)逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題，但鮮有研究從理論模型和作用機(jī)制進(jìn)行深入剖析。鑒于此，本文中將再生資源作為原生資源的替代資源，視其為一種環(huán)境的反污染活動(dòng)，考慮其對(duì)環(huán)境質(zhì)量的改善效應(yīng)；并基于最優(yōu)控制理論模型方法，重點(diǎn)考察再生資源利用的碳減排效應(yīng)。本研究開展的主要工作如下：一是根據(jù)Forster效用函數(shù)構(gòu)造思路［14］，構(gòu)造社會(huì)效用函數(shù)；通過最優(yōu)控制理論模型的運(yùn)動(dòng)方程及最優(yōu)路徑的漢密爾頓方程，推導(dǎo)出最大化均衡路徑上的均衡解。二是使用中國2005—2019年省域面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)再生資源利用水平與碳排放的關(guān)系，引入中介效應(yīng)模型，對(duì)再生資源利用引起的碳排放強(qiáng)度變化進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)；同時(shí)進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)和異質(zhì)性檢驗(yàn)，討論非線性關(guān)系與異質(zhì)性差異。

一、理論機(jī)制與研究假設(shè)

本文借鑒Forster關(guān)于能源使用與環(huán)境質(zhì)量最優(yōu)控制的理論模型思路來闡述再生資源利用對(duì)碳減排的影響。此處將再生資源對(duì)原生資源的回收利用看作是一種“反污染活動(dòng)”（Antipollution Activities），即再生資源活動(dòng)能夠減少二氧化碳排放。一般情況下，污染分為流量變量（flow variable）和存量變量（stock variable），如氣溶膠、汽車尾氣等很容易消散，不會(huì)累積成存量，而輻射性廢料、重金屬等則會(huì)累積并持續(xù)產(chǎn)生影響。二氧化碳等溫室氣體主要通過累積形成溫室效應(yīng)影響生態(tài)環(huán)境，因此可以視為一種“存量污染”。我們使用符號(hào)E表示滿足人類需求的總資源量，包括再生回收利用資源

A和原生資源E-A兩種，為了簡(jiǎn)化模型，假設(shè)再生回收利用資源來自于當(dāng)期消耗的原生資源，且在當(dāng)期完成。符號(hào)P表示環(huán)境質(zhì)量狀態(tài)，屬于碳排放存量指標(biāo)；P·表示環(huán)境質(zhì)量流量指標(biāo)，屬于碳排放流量指標(biāo)。資源使用過程中產(chǎn)生了二氧化碳，導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量狀態(tài)發(fā)生改變。二氧化碳排放數(shù)量與資源使用直接成正比，兩者關(guān)系表達(dá)為P·=α（E-A）（其中，α為消耗資源的碳排放系數(shù)，α＞0）。再生資源回收利用量A，由于受到經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、技術(shù)發(fā)展水平等因素影響，導(dǎo)致存在一定上限水平，會(huì)保持在某一區(qū)間范圍內(nèi)（0≤A≤A︿）。再生資源主要通過替代原生資源減少二氧化碳排放，進(jìn)而改善環(huán)境質(zhì)量狀態(tài)。假設(shè)再生資源利用過程中同時(shí)需要使用資源，兩者關(guān)系表達(dá)為Eα=βA。其中，Eα為再生資源利用過程中消耗的資源，β為再生資源利用過程消耗資源的系數(shù)（β＞0），同樣也受到經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、技術(shù)發(fā)展水平等因素影響，則有P·=αβA。如果碳排放存量以速率δ＞0進(jìn)行指數(shù)衰減（如植物、碳酸鹽等自然界的固碳），即δ表示環(huán)境自我恢復(fù)速度，則有P·=-δP。綜合上述影響環(huán)境質(zhì)量狀態(tài)的因素得到下式：

P·=αE-α（1-β）A-δP "（α＞0，β＞0，0＜δ＜1）

（1）

再生資源利用過程中同時(shí)需要使用能源，意味著A導(dǎo)致資源存量S降低（βA）。S·表示能源資源流量指標(biāo)，由于其他經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的原生資源使用對(duì)資源存量S·也會(huì)產(chǎn)生影響（E-A），因此有：

S·=（1-β）A-E

（2）

式（1）和（2）可以作為最優(yōu)控制理論模型的運(yùn)動(dòng)方程。根據(jù)Forster社會(huì)效用函數(shù)構(gòu)造思路，假設(shè)社會(huì)效用函數(shù)取決于消費(fèi)者追求物質(zhì)資源消費(fèi)帶來的正效應(yīng)以及環(huán)境污染帶來的負(fù)效應(yīng)，則社會(huì)效用函數(shù)表示為：

U=U［C（E），P］ "（UC＞0，UP＞0，UCClt;0，UPPlt;0，C′＞0，C″lt;0）

（3）

其中，U為總效用，C為總消費(fèi)，能源使用使得商品和服務(wù)生產(chǎn)成為可能，原因在于商品消費(fèi)能夠產(chǎn)生效用。

于是，動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問題可以表達(dá)為：

Max∫T0U［C（E），P］dt

s.t. P·=αE-α（1-β）A-δP

S·=（1-β）A-E

E＞0，0≤A≤A︿

（4）

最優(yōu)路徑的漢密爾頓方程為：

H=U［C（E），P］+λP［αE-α（1-β）A-δP］+λs［（1-β）A-E］

（5）

F.O.C HE=UCC′（E）+αλP-λs=0

（6）

HA=（1-β）（-αλP+λs）=0

（7）

其中，λP，λs分別代表P和S的影子價(jià)格。P和S屬于狀態(tài)變量，E和A屬于控制變量。根據(jù)式（6） ，得：

UCC′（E）=-αλP+λs

（8）

將式（8）代入式（7），得：

HA=（1-β）UCC′（E）

（9）

考慮共態(tài)變量的運(yùn)動(dòng)方程：

λP·=HP=-UP+δλP

（10）

λS·=HS =0

（11）

根據(jù)控制變量的最大化一階條件，綜合考慮狀態(tài)變量的運(yùn)動(dòng)方程，本文中認(rèn)為控制變量A只存在邊界解，而不存在內(nèi)部解。H關(guān)于變量A為線性的，且A被限定于控制集［0，A︿］，因此，為了使H最大，當(dāng)H/A為負(fù)，則取左側(cè)邊界解A*=0；當(dāng)H/A為正，則取右側(cè)邊界解A*=A︿，即：

A*=0A︿，當(dāng)（1-β）UCC′（E）＜＞0

（12）

由于UCC′（E）＞0，因此A的最優(yōu)選擇取決于（1-β）。由于β代表再生資源利用過程消耗資源的系數(shù)：（1）當(dāng)（1-β）lt;0時(shí)，即因再生資源替代減少的碳排放小于再生資源回收利用過程中新消耗資源的碳排放（再生資源替代減碳的“成本”大于“收益”），此時(shí)再生資源的碳減排效應(yīng)不存在，政策選擇為“完全不使用再生資源”；（2）當(dāng)（1-β）＞0時(shí)，因再生資源替代減少的碳排放大于再生資源回收利用過程中新消耗的碳排放（再生資源減碳的“收益”大于“成本”），此時(shí)再生資源的碳減排效應(yīng)是存在的，政策選擇為“盡可能使用再生資源”。無論是政策為A*=0還是政策為A*=A︿，根據(jù)式（8），二者的共同特征為資源通過消費(fèi)產(chǎn)生的效用即UCC′（E），等于消耗資源影子價(jià)值λS減去碳排放的影子價(jià)值αλP。

從定性角度分析式（12），在最大化均衡路徑上，如圖1所示可能存在以下情形：（1）當(dāng)（1-β）＜0時(shí)，政策選擇A*=0時(shí)，完全不使用再生資源。在特定時(shí)間區(qū)間［0，T］內(nèi)，資源使用的持續(xù)增長將導(dǎo)致資源耗盡，碳排放存量不斷增長，最終資源存量S（T）=0，且碳排放存量P（T）保持較高水平。（2）當(dāng)（1-β）gt;0，政策選擇A*=A︿時(shí)，盡可能地使用再生資源。與前一種情形比較，在特定時(shí)間區(qū)間［0，T］內(nèi)，再生資源的替代減緩原生資源的耗散，碳排放存量增長放緩直至實(shí)現(xiàn)凈零排放（P·=0），最終資源存量S（T）gt;0，碳排放存量P（T）達(dá)到一個(gè)臨界水平。由此可見，再生資源回收利用的碳減排效應(yīng)可能存在門檻效應(yīng)，只有當(dāng)門檻變量達(dá)到一定的門檻值時(shí)，再生資源回收利用的碳減排效應(yīng)才會(huì)更加顯著，而門檻變量及門檻值則與β所代表再生資源利用資源消耗系數(shù)有關(guān)。進(jìn)一步的，本文認(rèn)為再生資源回收利用水平行業(yè)內(nèi)部因素以及全社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平等外部因素疊加產(chǎn)生的技術(shù)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)是決定再生資源利用過程中資源消耗系數(shù)β大小的主要影響因素。因此再生資源回收利用水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平可能是影響再生資源回收利用的碳減排效應(yīng)的潛在門檻變量。

綜合以上分析，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：再生資源利用的碳減排效應(yīng)是存在的，再生資源通過對(duì)原生資源的替代能夠有效抑制碳排放。

假設(shè)2：再生資源利用的碳減排效應(yīng)存在門檻效應(yīng)。

假設(shè)2a：再生資源利用的碳減排效應(yīng)隨再生資源利用水平的變化而存在非線性的門檻效應(yīng)。

假設(shè)2b：再生資源利用的碳減排效應(yīng)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化而存在非線性的門檻效應(yīng)。

假設(shè)2c：再生資源利用的碳減排效應(yīng)隨城鎮(zhèn)化水平的變化而存在非線性的門檻效應(yīng)。

本文余下部分運(yùn)用中國省域面板數(shù)據(jù)對(duì)上述假設(shè)展開實(shí)證檢驗(yàn)，通過經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)就再生資源利用水平與碳排放的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證考察。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

根據(jù)上述理論機(jī)制，結(jié)合統(tǒng)計(jì)觀察及研究假設(shè)認(rèn)為碳排放與再生資源利用水平存在相關(guān)關(guān)系。鑒于此，構(gòu)建再生資源利用對(duì)碳排放影響的面板數(shù)據(jù)基準(zhǔn)回歸模型：

PRit=a0+a1RTit+a2Xijt+θi+εit（13）

其中：被解釋變量PRit表示碳排放水平；RTit代表再生資源利用水平；Xijt為控制變量的一個(gè)向量集合；i、t分別表示省域和年份；控制變量Xijt中j表示第j個(gè)控制變量；α0、α1、α2為待估計(jì)的參數(shù)；εit代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計(jì)

1.數(shù)據(jù)說明

根據(jù)《國民經(jīng)濟(jì)分類標(biāo)準(zhǔn)》（GB/T4754-2002），再生資源利用屬于廢棄資源綜合利用業(yè)。本研究據(jù)此統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行行業(yè)數(shù)據(jù)搜集整理。該數(shù)據(jù)來源于我國21個(gè)省份2006—2020年統(tǒng)計(jì)年鑒山西、遼寧、河南、海南、云南、西藏、青海、寧夏、新疆和廣西10省、市、自治區(qū)相關(guān)年鑒并未將“廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)”的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，且大部分地區(qū)是在2005年以后才把該行業(yè)列入統(tǒng)計(jì)年鑒。，對(duì)極少數(shù)缺失數(shù)據(jù)按照統(tǒng)計(jì)方法采用線性插值法對(duì)其進(jìn)行處理。2005—2019年碳排放的數(shù)據(jù)來自于中國碳核算數(shù)據(jù)庫

中國碳核算數(shù)據(jù)庫（CEADs），參見https：//www.ceads.net.cn/。；其他數(shù)據(jù)主要來源于歷年國家及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》等，缺失數(shù)值也同樣采用線性插值法補(bǔ)全。本文對(duì)模型所涉及變量作如下選擇和說明。

（1）被解釋變量。

本文中被解釋變量為碳排放水平，參考邵帥等［15］的相關(guān)做法，選取單位非農(nóng)產(chǎn)出的碳排放量（碳排放強(qiáng)度）予以度量，具體表示為PR。

（2）解釋變量。

本文中解釋變量為再生資源利用水平。參考高艷紅［16］對(duì)再生資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的度量方法，同時(shí)由于各省份再生資源產(chǎn)業(yè)利用水平存在明顯差異，綜合考慮數(shù)據(jù)的趨勢(shì)特征，本研究以廢棄資源和廢舊材料回收工業(yè)資產(chǎn)合計(jì)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)合計(jì)的萬分比來表示，具體表示為RT。

（3）控制變量。

通過相關(guān)文獻(xiàn)，本文中采用的控制變量有能源結(jié)構(gòu)（ES）、環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施嚴(yán)厲程度（EI）、第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)占比（SEC）、對(duì)外貿(mào)易水平（EXP）、社會(huì)消費(fèi)水平（CON）、森林覆蓋率（FOR）、市場(chǎng)化水平（MI）。具體情況如下。

①能源結(jié)構(gòu)（ES）：結(jié)合已有研究，運(yùn)用各省份煤炭消費(fèi)總量占能源消費(fèi)總量的百分比進(jìn)行測(cè)度。②環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施嚴(yán)厲程度（EI）：以環(huán)境污染治理投資額占GDP的百分比來衡量。③第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)占比（SEC）：以各省份第二產(chǎn)業(yè)與GDP的百分比進(jìn)行測(cè)度。④對(duì)外貿(mào)易水平（EXP）：進(jìn)出口是影響能源消費(fèi)和碳排放的重要領(lǐng)域，發(fā)達(dá)國家可能通過國際貿(mào)易引發(fā)“碳泄漏”和“污染避難所”問題，本文中采用進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量對(duì)外貿(mào)易水平。⑤社會(huì)消費(fèi)水平（CON）：根據(jù)已有研究，居民生活消費(fèi)對(duì)碳排放影響較為明顯，本文中將社會(huì)零售品總額與地區(qū)生產(chǎn)總值比重作為社會(huì)消費(fèi)水平指標(biāo)。⑥森林覆蓋率（FOR）：森林在碳減排過程中具有重要作用，是陸地最大的儲(chǔ)碳庫，本文中參考薛飛、周民良［17］的做法，采用森林覆蓋率作為控制變量檢驗(yàn)其對(duì)碳排放的影響。⑦市場(chǎng)化水平（MI）：較高的市場(chǎng)化水平有利于優(yōu)化資源配置效率和能源利用效率，促進(jìn)碳減排［18］，本文中選取王小魯?shù)龋?9］編制的各省份市場(chǎng)化進(jìn)程總分作為衡量指標(biāo)，其值越大表明地區(qū)市場(chǎng)化環(huán)境越好。

2.變量描述性統(tǒng)計(jì)

本研究首先對(duì)所用變量進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示，描述對(duì)象包括變量名稱、單位、樣本量、均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及最大值和最小值。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

本文按照模型設(shè)定使用STATA16軟件進(jìn)行計(jì)量回歸，表2為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，列（1）—（3）和列（4）—（6）分別報(bào)告了再生資源利用水平對(duì)二氧化碳排放的直接估計(jì)結(jié)果和加入控制變量后的估計(jì)結(jié)果。其中第（1）、（4）列為混合最小二乘法（Pool-OLS），第（2）、（5）列考慮了固定效應(yīng)（Fixed Effect），第（3）、（6）列考慮了隨機(jī)效應(yīng)（Random Effect）。通過面板F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、BP-LM檢驗(yàn)，表明建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型和隨機(jī)效應(yīng)模型比混合OLS模型更合理，通過穩(wěn)健Hausman檢驗(yàn)表明選用固定效應(yīng)模型比隨機(jī)效應(yīng)模型更合理。因此，本文中以列（2）、（5）的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果作為分析基礎(chǔ)。模型（2）、（5）中，再生資源利用水平的系數(shù)分別在5%和10%水平上顯著為負(fù)，表明再生資源利用水平與碳排放強(qiáng)度存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得證，即再生資源利用能夠有效抑制碳排放強(qiáng)度，我國再生資源的碳減排效應(yīng)存在。控制變量能源結(jié)構(gòu)在1%水平上顯著為正，表明煤炭消費(fèi)總量占能源消費(fèi)總量的比值越高，碳排放強(qiáng)度也越高；對(duì)外貿(mào)易水平在10%水平上顯著為正，表明我國對(duì)外貿(mào)易顯著提升了碳排放強(qiáng)度，可能存在“碳泄露”現(xiàn)象?？刂谱兞可鐣?huì)消費(fèi)水平、森林覆蓋率、市場(chǎng)化水平分別在5%、5%、1%水平上顯著為負(fù)，表明提升社會(huì)消費(fèi)、森林覆蓋率、市場(chǎng)化水平有助于降低碳排放強(qiáng)度。環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)實(shí)施嚴(yán)厲程度和第二產(chǎn)業(yè)占比對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響不顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文中從縮尾估計(jì)、改變估計(jì)方法以及替換變量等方面對(duì)基礎(chǔ)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析，結(jié)果如表3所示。首先將所有變量在1%和99%分位上作縮尾處理后進(jìn)行估計(jì)，對(duì)應(yīng)表3中的列（1），得到的回歸結(jié)果在5%的置信水平下依然顯著，再生資源替代的系數(shù)顯著為負(fù)，進(jìn)一步表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。其次是改變估計(jì)方法。由于擁有一定慣性是宏觀經(jīng)濟(jì)變量普遍特征，因此碳排放也可能存在路徑依賴的現(xiàn)象，其產(chǎn)生的滯后效應(yīng)不可忽視。鑒于此，本文中構(gòu)建再生資源利用對(duì)碳排放影響的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型，選取系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SYS-GMM），用兩步GMM方法進(jìn)行回歸。如表3中的列（2）所示，AR（2）的結(jié)果說明擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階自相關(guān)，且該模型通過了Sargan檢驗(yàn)，不存在過度識(shí)別檢驗(yàn)問題，故采用SYS-GMM方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)合理有效。碳排放的滯后一期回歸結(jié)果在1%的置信水平下顯著為正，再生資源替代的系數(shù)則在5%的置信水平下依然顯著為負(fù)。最后，依次替換了被解釋變量和核心解釋變量。表3中的列（3）展示了在使用再生資源產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值占比替換了原核心解釋變量后，核心解釋變量系數(shù)在1%的置信水平下依然為負(fù)。已有研究表明，二氧化碳排放與夜間燈光有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此本文選取夜間燈光數(shù)據(jù)作為二氧化碳排放的代理變量，再除以GDP后得到二氧化碳排放強(qiáng)度（DNR），由此替換被解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。列（4）的結(jié)果顯示在1%的置信水平下依然顯著為負(fù)，同樣表明研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

（三）機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

前文分析表明再生資源對(duì)原生資源的替代能夠直接影響碳排放。此外，再生資源利用是否通過其他作用路徑影響碳排放值得進(jìn)一步研究。一般認(rèn)為，創(chuàng)新技術(shù)產(chǎn)生知識(shí)溢出能帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的持續(xù)提高，技術(shù)創(chuàng)新水平尤其是綠色技術(shù)創(chuàng)新是影響二氧化碳排放的重要因素［20］。此外，以再生資源產(chǎn)業(yè)為主體的循環(huán)經(jīng)濟(jì)是戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，有助于推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，朝著“經(jīng)濟(jì)服務(wù)化”和“產(chǎn)業(yè)高級(jí)化”的方向發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)碳減排實(shí)現(xiàn)。為此，本文中采用中介效應(yīng)模型，以綠色技術(shù)創(chuàng)新水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平作為中介變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)再生資源利用對(duì)碳排放的影響渠道。參考溫忠麟等［21-22］的做法對(duì)模型影響機(jī)制進(jìn)行實(shí)證考察，機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定為如下。

PRit=a0+a1RTit+a2jXijt+θi+εit（14）

Zit=β0+β1RTit+β2jXijt+θi+μit（15）

PRit=γ0+γ1RTit+γ2Zit+γ3jXijt+θi+σit（16）

其中，Pit和RTit定義與基準(zhǔn)回歸模型相同，分別代表碳排放強(qiáng)度和再生資源利用水平。Zit為中介變量，分別為綠色技術(shù)創(chuàng)新水平（GTI）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平（ADV），其中綠色技術(shù)創(chuàng)新水平用各省份萬人綠色專利申請(qǐng)數(shù)衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比衡量［23］。Xijt為控制變量，θi為個(gè)體固定效應(yīng)，i、j、t含義同基本模型一致。表4中列（1）和列（4）對(duì)應(yīng)基準(zhǔn)模型中的估計(jì)結(jié)果，對(duì)應(yīng)前文中介模型中的公式（14）；列（2）、列（3）表示以綠色技術(shù)創(chuàng)新水平為中介效應(yīng)進(jìn)行機(jī)制分析，列（5）、列（6）表示以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平為中介效應(yīng)進(jìn)行機(jī)制分析，分別對(duì)應(yīng)前文中介模型中的公式（15）與（16）。表4中列（2）顯示，再生資源替代與綠色技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)顯著正向關(guān)系，列（3）綠色技術(shù)創(chuàng)新水平和再生資源利用變量的系數(shù)顯著為負(fù)，表明綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在再生資源替代對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響過程中存在部分中介效應(yīng)。同理，表4中列（5）顯示，再生資源替代與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平顯著為正向關(guān)系，列（6）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平和再生資源利用變量的系數(shù)顯著為負(fù)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平在再生資源替代對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響過程中存在部分中介效應(yīng)。由此可知，再生資源替代可以通過綠色技術(shù)創(chuàng)新和提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平影響碳排放強(qiáng)度。

（四）進(jìn)一步研究：門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

前文研究表明，整體上再生資源利用對(duì)二氧化碳排放有負(fù)向抑制作用。然而，根據(jù)理論機(jī)制分析，再生資源替代的碳減排效應(yīng)取決于因再生資源替代減少的碳排放是否小于再生資源回收利用過程中新消耗資源的碳排放，即存在一定臨界值或者門檻值。由于我國各地區(qū)、各階段發(fā)展水平等方面的差異，可能導(dǎo)致再生資源替代與碳減排之間的關(guān)系并非線性，因此，有必要對(duì)此進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。采用面板門檻回歸（threshold regression）模型對(duì)上述非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。設(shè)定的面板門檻回歸模型如下：

PR=a0+a1RT·I（RT≤γ）+a2RT·I（RTgt;γ）+βX+ε（17）

其中，I（·）代表示性函數(shù)，括號(hào)內(nèi)的變量為門檻變量，根據(jù)門檻變量是否大于門檻值γ，樣本區(qū)間可以被劃分為兩個(gè)區(qū)制，并且兩個(gè)區(qū)制分別采用斜率值進(jìn)行區(qū)別。類似地，在單門檻值模型的基礎(chǔ)上還存在多個(gè)門檻值（multiple thresholds）情形。其他變量的含義與前文模型一致。除了將核心解釋變量再生資源利用水平RT作為門檻變量外，本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平GDPR（采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值）和城鎮(zhèn)化水平UR（采用城鎮(zhèn)化率）作為門檻變量進(jìn)行檢驗(yàn)，設(shè)定的面板門檻回歸模型如下：

PR=a0+a1RT·I（GDPR≤γ）+a2RT·I（GDPRgt;γ）+βX+ε（18）

PR=a0+a1RT·I（UR≤γ）+a2RT·I（URgt;γ）+βX+ε（19）

表5展示了分別以再生資源利用水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平作為門檻變量的檢驗(yàn)結(jié)果。從列（1）可知再生資源利用水平在影響碳排放時(shí)存在單一門檻，從列（2）可知再生資源利用水平在影響碳排放時(shí)存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的雙門檻，但列（3）不存在顯著的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平門檻。由表6列（1）和列（2）對(duì)應(yīng)的門檻估計(jì)結(jié)果和門檻回歸結(jié)果可知：第一，當(dāng)再生資源利用水平在低于門檻值0.949 0（取對(duì)數(shù)后，下同）時(shí)，其對(duì)碳排放有顯著的正向促進(jìn)作用；當(dāng)再生資源利用水平在高于門檻值0.949 0時(shí)，其對(duì)碳排放有顯著的負(fù)向抑制作用。第二，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于（第一）門檻值9.693 1時(shí)，再生資源利用水平對(duì)碳排放有顯著的正向促進(jìn)作用；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于（第一）門檻值9.693 1時(shí)，再生資源利用水平對(duì)碳排放有顯著的負(fù)向抑制作用，特別是當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于（第二）門檻值10.496 3時(shí)，負(fù)向抑制作用的程度更加明顯。門檻回歸分析驗(yàn)證了當(dāng)再生資源利用水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定程度時(shí)，將強(qiáng)化再生資源替代的碳減排效應(yīng)。假設(shè)2、假設(shè)2a、假設(shè)2b得證。

（五）異質(zhì)性分析

在前文分析基礎(chǔ)上，下面進(jìn)一步從區(qū)位特征和循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平維度討論再生資源利用碳減排效應(yīng)的異質(zhì)性特征。

1.東西區(qū)位特征的異質(zhì)性

本文中探討再生資源利用的碳減排效應(yīng)是否會(huì)因?yàn)闁|西部區(qū)位特征的變化而呈現(xiàn)出差異化的效果?！昂鸁ㄓ咕€”是由地理學(xué)家胡煥庸于 1935 年提出的中國人口密度對(duì)比線，又稱黑河—騰沖線、璦琿—騰沖線，將中國分成經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口集聚水平迥然不同的西北和東南兩部分。以“胡煥庸線”為界將樣本數(shù)據(jù)劃分為兩組，其中完全位于“胡煥庸線”以東的省份設(shè)置為一組，完全位于“胡煥庸線”以西以及“胡煥庸線”穿過的省份為一組。如表7列（1）所示，位于“胡煥庸線”以東的樣本回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明再生資源利用具有顯著的碳減排效應(yīng)，而“胡煥庸線”以西的樣本則不顯著。再生資源利用碳減排效應(yīng)會(huì)因?yàn)闁|西部區(qū)位特征的影響存在差異，可能的原因在于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平和人才集聚程度相對(duì)更高，在一定程度上促進(jìn)再生資源利用碳減排效應(yīng)的發(fā)揮。

2.南北區(qū)位特征的異質(zhì)性

除了東西部因區(qū)位特征呈現(xiàn)出再生資源利用碳減排效應(yīng)的異質(zhì)性外，考慮到我國南方地區(qū)水電發(fā)達(dá)、北方地區(qū)火電發(fā)電供暖等在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)上的差異，本文中進(jìn)一步按照“秦嶺一淮河”中國南北地理分界線將樣本數(shù)據(jù)劃分為南北方兩組，討論南北再生資源利用碳減排效應(yīng)是否存在顯著不同。如表7列（2）所示，南方省份的樣本回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明再生資源利用具有顯著的碳減排效應(yīng)，而北方省份的樣本則不顯著。再生資源利用碳減排效應(yīng)會(huì)因?yàn)槟媳眳^(qū)位特征的影響存在差異，可能的原因在于北方地區(qū)煤炭等化石燃料的能源消費(fèi)依賴性高，清潔能源消費(fèi)占比低，總體碳排放強(qiáng)度較大，通過再生資源替代產(chǎn)生的碳減排效應(yīng)不明顯。

3.循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性

發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)是我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的一項(xiàng)重大戰(zhàn)略，首要任務(wù)就是構(gòu)建資源循環(huán)型產(chǎn)業(yè)體系和廢舊物資循環(huán)利用體系。一個(gè)地區(qū)循環(huán)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在一定程度上促進(jìn)了再生資源利用水平提升。因此，本文中以2005年、2007年國家發(fā)展和改革委員會(huì)等六部門發(fā)布的兩批國家循環(huán)經(jīng)濟(jì)試點(diǎn)名單為依據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)分為非試點(diǎn)省份和試點(diǎn)省份兩組，以此區(qū)分循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低。如表7列（3）所示，國家循環(huán)經(jīng)濟(jì)試點(diǎn)省份的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而非試點(diǎn)省份的回歸系數(shù)不顯著?？梢?，以“減量化、再利用、資源化”為原則的循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式有助于強(qiáng)化再生資源利用碳減排效應(yīng)。

四、研究結(jié)論及政策啟示

本研究的主要關(guān)注對(duì)象為再生資源產(chǎn)業(yè)的碳減排效應(yīng)，考察其如何對(duì)碳排放產(chǎn)生影響。研究將再生資源對(duì)原生資源的替代利用看作一種反環(huán)境污染活動(dòng)，并基于最優(yōu)控制理論模型，提出“再生資源利用的碳減排效應(yīng)主要取決于再生資源利用過程消耗資源的系數(shù)，其決定了再生資源減碳的‘收益’與‘成本’的關(guān)系”。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建面板回歸模型實(shí)證考察我國省域再生資源利用水平對(duì)碳排放的總體影響，并對(duì)其作用機(jī)制分析、門檻效應(yīng)以及異質(zhì)性作了進(jìn)一步討論，主要結(jié)論如下：（1）從總體看，我國再生資源利用與碳排放呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系，存在碳減排效應(yīng)。立足減量化和資源化，再生資源回收利用提升了資源的有效利用率，再生資源減碳的“收益”大于“成本”。（2）從作用機(jī)制看，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平在再生資源替代對(duì)碳排放強(qiáng)度的影響過程中存在部分中介效應(yīng)。再生資源利用能促進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)和推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，減少和抑制二氧化碳排放。（3）從非線性關(guān)系看，再生資源利用的碳減排效應(yīng)在再生資源利用水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上存在一定的門檻效應(yīng)，該影響在門檻內(nèi)外差異明顯。當(dāng)再生資源利用水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定的門檻水平，再生資源利用的碳減排效應(yīng)將更加顯著。（4）從異質(zhì)性分析看，因區(qū)位特征和循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，再生資源利用的碳減排效應(yīng)呈現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性特征。

結(jié)合研究結(jié)論提出如下政策建議：（1）鑒于再生資源具有顯著的碳減排效應(yīng)，在“雙碳”目標(biāo)背景下，以提高再生資源回收利用水平為抓手促進(jìn)碳減排，對(duì)于推進(jìn)實(shí)施“雙碳”戰(zhàn)略具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。（2）考慮到知識(shí)溢出的創(chuàng)新效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)高級(jí)化的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，需重點(diǎn)加強(qiáng)對(duì)再生資源利用過程中綠色技術(shù)創(chuàng)新的支持，以產(chǎn)學(xué)研協(xié)同促進(jìn)再生資源利用的綠色技術(shù)研發(fā)與成果轉(zhuǎn)化；同時(shí)，加強(qiáng)再生資源產(chǎn)業(yè)鏈向高附加值領(lǐng)域延伸，加強(qiáng)再生資源產(chǎn)業(yè)與資源利用行業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈、創(chuàng)新鏈、價(jià)值鏈深度融合，推動(dòng)區(qū)域循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。（3）考慮到再生資源利用碳減排的門檻效應(yīng)，應(yīng)堅(jiān)持系統(tǒng)觀的思想，在推動(dòng)提升再生資源利用水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，完善再生資源循環(huán)利用體系構(gòu)建，以規(guī)?；?、集約化、集聚化手段降低再生資源的“減碳成本”，整體提升再生資源利用的碳減排效率和效益。（4）考慮到區(qū)位特征和循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素在再生資源碳減排過程中的異質(zhì)性影響，要充分結(jié)合各區(qū)域資源稟賦和比較優(yōu)勢(shì)，分時(shí)點(diǎn)、分地區(qū)制定差異化的再生資源利用減碳策略，避免“一刀切”，在經(jīng)濟(jì)、金融、消費(fèi)、財(cái)稅等領(lǐng)域構(gòu)建適應(yīng)性高、針對(duì)性強(qiáng)的政策與制度環(huán)境。

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Research on the effect and mechanism of renewable resources utilization

on carbon emission reduction under double-carbon target

XIAO Junfu1a， CHEN Demin1b， GAO Yanhong2

（1. a. School of Economics and Business Administration; b. Institute for Sustainable Development，

Chongqing University， Chongqing 400044， P. R. China; 2. School of Economics and Management，

Chongqing Normal University， Chongqing 401331， P. R. China）

Abstract：

It is of great significance to study the carbon emission reduction effect of renewable resources utilization in promoting the formation of differentiated emission reduction paths suitable for China’s national conditions and achieving the double-carbon target. Against this background， in-depth exploration and assessment of the carbon emission reduction effect and mechanism of renewable resources utilization is an important issue that urgently needs to clarify. This study regards the alternative utilization of renewable resources to primary resources as an environmental pollution-control activity， and constructs the social utility function to derive the influence mechanism of renewable resources utilization on carbon emission reduction based on the optimal control theory model. The theoretical derivation results indicate that carbon reduction effect of renewable resources utilization depends on the coefficient of resources consumption in the process of renewable resources utilization. When the carbon emissions reduced by renewable resources substitution exceed the carbon emissions caused by the new consumed resources during the recycling process of renewable resources， that is， when the benefit of carbon reduction from the renewable resources substitution is greater than the cost， the carbon reduction effect exists. Secondly， using Chinese provincial panel data from 2005 to 2019， this paper empirically examines the comprehensive impact of renewable resources utilization on carbon emissions， and further analyzes the effect mechanism， threshold effects， and heterogeneity. The empirical test results indicate that： 1） Overall， there is a negative correlation between the level of renewable resources utilization and carbon dioxide emissions in China. Renewable resources utilization can effectively inhibit carbon emissions intensity， and the benefit of carbon reduction from renewable resources utilization exceeds the cost. 2） From the perspective of mechanism， green technology innovation and industrial structure upgrading have important intermediate effects on renewable resources utilization affecting carbon emissions. Renewable resources substitution can suppress regional carbon emissions intensity by promoting green technology innovation and improving the level of industrial structure. 3） The threshold effect test finds that there is a certain threshold effect of renewable resources utilization on carbon emissions when selecting the level of renewable resources utilization and economic development level as threshold variables. The carbon reduction effect of renewable resources utilization becomes more evident when surpassing a specific threshold value， indicating that the relationship between renewable resources substitution and carbon reduction is not linear. 4） Heterogeneity analysis further reveals that the differences in geographical location and the level of circular economic development make the carbon emission reduction effect of renewable resources utilization exhibit heterogeneity characteristics. The carbon emission reduction effect of renewable resources utilization is more pronounced in the eastern region （compared with the western region）， the southern region （compared with the northern region）， and regions with higher levels of circular economic development. Based on the above research results， this study puts forward policy suggestions， including improving the level of renewable resources utilization and the quality of economic development， strengthening support for technological innovation， promoting the upgrading of the industrial chain， and formulating differentiated strategies for renewable resources utilization.

Key words：

renewable resources utilization; renewable resources substitution; carbon emission reduction; threshold effect; double-carbon target（責(zé)任編輯"傅旭東）