中國省域森林碳儲量空間溢出效應(yīng)與門檻效應(yīng)研究

呂潔華，喬 雅，王 鈺，呂昕怡

（東北林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150040）

一、引言與文獻綜述

隨著工業(yè)和科技的迅速發(fā)展，世界各國二氧化碳排放量大幅增加，隨之引發(fā)全球變暖等一系列環(huán)境問題，全球可持續(xù)發(fā)展目標的實現(xiàn)受到巨大威脅。目前應(yīng)對全球變暖的主要途徑為控制碳源排放和增加碳匯儲量。森林是陸地生態(tài)系統(tǒng)的重要“碳庫”，森林碳匯可以通過光合作用吸收二氧化碳，將大氣中的碳元素儲存在植被或土壤中。2000 年以來，中國大力推進國土綠化，新增綠化面積約占全球新增綠化面積的25%，為全球碳儲量增長作出巨大貢獻。從省域內(nèi)部分析，由于自然資源與經(jīng)濟發(fā)展水平等存在較大差異，各省域和地區(qū)的碳排放與森林碳儲量分布并不均衡。此外，就森林碳儲量而言，鄰近地區(qū)具有相似的氣候與地理環(huán)境，在政策實施上也較易形成聯(lián)動和示范效果，加之二氧化碳的氣體屬性導致其極易在省域間流動，各地森林碳儲量具有明顯的區(qū)域關(guān)聯(lián)效應(yīng)。因此，充分研究我國森林資源分布狀況與碳儲量空間格局，深入挖掘森林碳儲量的空間溢出效應(yīng)，對于提高森林質(zhì)量、增強森林的固碳功能具有重要意義，有利于各地區(qū)制定合理的政策，促進區(qū)域協(xié)同發(fā)展。

關(guān)于森林碳儲量的研究最早起源于20 世紀60 年代，由于全球氣候變暖問題的加劇，森林碳儲量受到越來越多的關(guān)注。中國森林資源豐富，但不同地區(qū)的森林資源稟賦存在較大差異，森林碳匯在時空上也呈現(xiàn)出差異化趨勢［1］。從地區(qū)分布看，碳儲量主要集中在東北和西南地區(qū)；從省域分布上看，西藏、云南等地森林碳儲量較大［2］。不同地區(qū)地形、氣候等因素不同，經(jīng)過長時間發(fā)展，會在不同的自然條件下演替為不同的植被群落組成，因此植被碳儲量必然會形成一定的空間分布特征［3］。在森林碳儲量影響因素方面，自然因素與社會經(jīng)濟因素共同作用于森林碳儲量。自然因素主要包括森林植被、氣溫、降雨等。李樹強等［4］研究發(fā)現(xiàn)，光照、濕度等自然條件對森林植被固碳量有著不同程度的影響；MUMCU［5］和CHARMAKAR 等［6］等研究發(fā)現(xiàn)森林植被構(gòu)成對森林碳儲量具有正向影響。社會因素主要包括土地利用情況與經(jīng)濟發(fā)展水平等。Fang 等［7］分析得出土地利用、人口增長與經(jīng)濟政策的變化均會對森林碳儲量產(chǎn)生影響；楊加猛［8］對江蘇省森林碳儲量分析得到森林面積和林業(yè)產(chǎn)值對森林碳儲量的影響顯著為正；劉亞等［9］研究發(fā)現(xiàn)森林碳匯與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系呈“N”型曲線。在對碳儲量空間溢出效應(yīng)的研究方面，杜之利等［10］對全球139 個國家進行實證分析，研究得出各國森林碳匯空間溢出效應(yīng)顯著；孫猛等［11］基于空間集聚理論分析人口集聚對碳排放的影響，得出中國省份間的人均碳排放、人口集聚和經(jīng)濟發(fā)展存在顯著空間溢出效應(yīng)。

梳理現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，目前諸多國內(nèi)外學者都對森林碳儲量的影響因素與空間效應(yīng)等進行探討，為本文提供學理基礎(chǔ)與研究方法。但現(xiàn)有研究多局限于對森林碳儲量在部分地區(qū)與特定生態(tài)系統(tǒng)的單獨討論，鮮少從整體視角分析森林碳儲量的空間集聚特征與區(qū)域關(guān)聯(lián)效應(yīng)。此外，生態(tài)系統(tǒng)與社會經(jīng)濟系統(tǒng)相互影響，森林碳儲量與經(jīng)濟發(fā)展并非只是簡單線性關(guān)系，對森林碳儲量與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系有待于深入探討。基于此，本文從空間整體視角出發(fā)，選取中國31 個省份為研究對象，采用空間計量模型分析自然地理因素、人口因素與社會經(jīng)濟因素對森林碳儲量的直接效應(yīng)與省域間的空間溢出效應(yīng)，并利用門檻效應(yīng)模型分析森林資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平與森林碳儲量三者間的閾值效應(yīng)，以期增強省域協(xié)同能力和推進森林碳儲量增長，為各省份制定林業(yè)管理政策提供合理依據(jù)。

二、理論分析與研究假說

森林碳儲量是生態(tài)系統(tǒng)的重要組成部分，由于自然界物質(zhì)的流動性和不同地區(qū)森林資源的差異性，對碳儲量的研究難以脫離空間單獨討論。各種因素既會直接作用于森林碳儲量，也會通過空間關(guān)聯(lián)間接影響森林碳儲量，二者相互加強、抵消，形成對森林碳儲量影響的總效應(yīng)［12］?；诖?，本文以森林生態(tài)經(jīng)濟學理論、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展理論、空間效應(yīng)理論與環(huán)境庫茲涅茨曲線假說等為理論基礎(chǔ)，構(gòu)建森林碳儲量研究框架。

根據(jù)空間經(jīng)濟學理論，事物存在空間相關(guān)性與異質(zhì)性［13-14］，相近的事物有著更為密切的聯(lián)系，表現(xiàn)為空間溢出。受要素與政策等因素影響，森林碳儲量在全局表現(xiàn)出較強的空間異質(zhì)性和空間集聚性。一方面，人口與資本等要素的流動形成經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)集聚，加之相鄰地區(qū)存在政策擴散和府際競爭效應(yīng)，單一地區(qū)政策的實行也會在某種程度上對周邊地區(qū)產(chǎn)生輻射，從而導致各因素跨越時間和空間的壁壘，對周邊地區(qū)產(chǎn)生影響。另一方面，二氧化碳本身具有外溢性，極易擴散到周圍地區(qū)形成空間溢出?？臻g異質(zhì)性主要是由于各地區(qū)擁有資源與要素的不同而表現(xiàn)出地區(qū)間發(fā)展水平的差異?；诖耍岢龅谝粋€研究假說：

H1：我國森林碳儲量存在空間相關(guān)性，且空間溢出效應(yīng)與空間異質(zhì)性明顯。

森林的固碳功能受多方面因素影響，地理環(huán)境和人為干擾等綜合作用于森林碳儲量。自然地理因素包括森林覆蓋率、林業(yè)用地面積、森林蓄積量等，森林覆蓋率反映森林植被分布狀況，林業(yè)用地面積反映土地利用變化與人類管理水平。陳其等［15］研究表明，貴州省林地的大面積轉(zhuǎn)移直接導致其陸地生態(tài)系統(tǒng)碳儲量減少?；诖耍岢龅诙€研究假說：

H2：自然地理因素對森林碳儲量的空間溢出效用具有顯著影響。

人口因素可以反映人口變動對森林碳儲量及其溢出效應(yīng)的影響，主要指城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化是人口等要素向城鎮(zhèn)集聚的過程，一方面會使城市周邊的森林遭受破壞，森林固碳功能下降；另一方面，隨著農(nóng)村人口大量涌入城市，農(nóng)村地區(qū)的森林得以恢復，森林碳儲量增加。城鎮(zhèn)化發(fā)展也會使得各種生產(chǎn)要素在區(qū)域間的流動加快，通過影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術(shù)溢出、土地利用等對森林碳儲量產(chǎn)生影響［16］?；诖耍岢龅谌齻€研究假說：

H3：人口因素對森林碳儲量的空間溢出效用具有顯著影響。

根據(jù)森林生態(tài)經(jīng)濟學理論，生態(tài)系統(tǒng)與經(jīng)濟系統(tǒng)相互影響。經(jīng)濟發(fā)展水平與各地區(qū)土地利用、資源消耗以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等密切相關(guān)，對森林碳儲量具有重要影響。林業(yè)發(fā)展水平反映不同地區(qū)的林業(yè)管理、經(jīng)營和保護程度，間接影響森林碳儲量。農(nóng)業(yè)發(fā)展水平可以反映農(nóng)業(yè)發(fā)展與森林保護之間是否會產(chǎn)生競爭，從而影響森林碳儲量。森林固定資產(chǎn)投資通過影響森林管理水平與森林災(zāi)害的防范間接影響森林碳儲量的變化［17］。公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以通過促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)和林業(yè)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展間接促進森林單位面積蓄積量的增長［18］?；诖?，提出第四個研究假說：

H4：社會經(jīng)濟因素對森林碳儲量的空間溢出效用具有顯著影響。

環(huán)境庫茲涅茨曲線指經(jīng)濟增長與環(huán)境質(zhì)量之間的倒“U”型關(guān)系，森林資源具有較強的正外部性，其變化也可在一定程度上反映環(huán)境質(zhì)量的改善。李凌超等［19］研究發(fā)現(xiàn)，我國存在“U”型森林環(huán)境庫茲涅茨曲線，經(jīng)濟增長有助于森林面積的恢復。朱洪革等［20］研究得到中國森林損失率表現(xiàn)出先增再減再增的趨勢。當森林面積較小時，森林極易受到自然災(zāi)害與人類活動等外部環(huán)境的壓力，在一定的森林面積范圍內(nèi)，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高可能會使人類過度利用自然資源，從而導致森林碳儲量減少；而當森林覆蓋增加時，人類可以充分利用森林資源發(fā)展林業(yè)，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，人們對森林的管理和保護能力也會隨之增強，從而導致森林碳儲量的增加?；诖?，提出第五個研究假說：

H5：經(jīng)濟發(fā)展水平與森林碳儲量之間的關(guān)系并不是線性的，而是存在門檻效應(yīng)。

結(jié)合以上分析，各因素對森林碳儲量的影響機制如圖1所示。

圖1 各影響因素對森林碳儲量的影響機理

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文解釋變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒。由于中國每五年進行一次森林資源清查，為使研究更具全面性與合理性，假設(shè)森林資源是線性增長的，運用線性插值法將所用數(shù)據(jù)延續(xù)到2023年，其余計算森林碳儲量所需相關(guān)數(shù)據(jù)來源于1998年、2003年、2008年、2013年、2018年的五次森林資源清查結(jié)果，森林的碳匯能力與林木的活立木蓄積具有相關(guān)關(guān)系，綜合眾多學者的研究，選取蓄積量擴展法進行森林碳儲量估算，具體計算方法如下：

式（1）中：C為森林碳儲量；ν為森林活立木蓄積量；δ為蓄積擴大系數(shù)；ρ為容積密度；γ為含碳率；α為林下植物碳轉(zhuǎn)換系數(shù)；β為林地碳轉(zhuǎn)換系數(shù)。在實際核算中，參考同類研究，各種換算系數(shù)按照聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會要求的默認參數(shù)取值。蓄積擴大系數(shù)δ取1.90，容積密度ρ取0.5 t/m3，含碳率γ取0.5，林下植物碳轉(zhuǎn)換系數(shù)α默認為0.195，林地碳轉(zhuǎn)換系數(shù)β默認為1.244［2］。

（二）變量選取

本文被解釋變量為森林碳儲量。影響森林碳儲量的因素眾多，結(jié)合大量已有研究成果，參考姜霞［21］的研究，選取自然地理因素、人口因素與社會經(jīng)濟因素為解釋變量，探究其對森林碳儲量的空間溢出效應(yīng)的影響。自然地理因素決定森林資源稟賦和其演變規(guī)律，選取林業(yè)用地面積與森林覆蓋率作為解釋變量。人口變動對森林碳儲量的影響主要通過城鎮(zhèn)化率反映，即城鎮(zhèn)常住人口在該省全部人口中所占比例。社會經(jīng)濟因素主要用來反映社會經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、政策實行等對森林資源利用的影響，如經(jīng)濟發(fā)展水平、林業(yè)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、財政支林水平與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等。本文用國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟增長對森林碳儲量的影響；林業(yè)發(fā)展水平可以反映市場和政策對森林碳儲量的作用效果，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)主要用以反映非林業(yè)的第一產(chǎn)業(yè)對森林碳儲量的影響，以驗證農(nóng)林業(yè)之間是否存在競爭或替代關(guān)系，選取林業(yè)產(chǎn)值占第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例反映林業(yè)發(fā)展水平，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例反映農(nóng)業(yè)發(fā)展水平；此外，森林碳儲量的提高離不開政府的支持與管理，選取森林固定資產(chǎn)投資額反映財政支林水平，選取各省公路里程反映各省份基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。在選定1998 年為基期的基礎(chǔ)上，對相關(guān)價格變量進行平減處理，并對非比例型數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。各變量具體說明與描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

（三）模型選擇

1.空間自相關(guān)檢驗 根據(jù)地理學第一定律可知，事物之間普遍存在著相關(guān)性?？臻g自相關(guān)檢驗是通過研究空間中某空間單元與其周圍單元間的空間自相關(guān)性程度，從而分析這些空間單元在空間上分布現(xiàn)象的特性?？臻g自相關(guān)檢驗主要采用全局和局部自相關(guān)指數(shù)來衡量空間要素屬性值聚合或離散的程度。全局莫蘭指數(shù)可以從全局角度分析所研究目標變量的空間相關(guān)關(guān)系，計算公式如下：

式（2）中：IG代表樣本數(shù)據(jù)的全局莫蘭指數(shù)，取值介于［-1，1］。全局莫蘭指數(shù)大于0，表明空間分布存在正自相關(guān)；全局莫蘭指數(shù)小于0，表示空間分布存在負自相關(guān)；全局莫蘭指數(shù)接近于0，表明不存在空間自相關(guān)。全局莫蘭指數(shù)絕對值越大，表明空間相關(guān)性越強［22］。n表示研究地區(qū)個數(shù)；xi表示i地區(qū)森林碳儲量；xj表示j地區(qū)森林碳儲量；表示全國森林碳儲量的均值；wij代表空間權(quán)重矩陣。

全局莫蘭指數(shù)是對整個研究區(qū)域內(nèi)森林碳儲量的綜合測度，說明各地區(qū)與周圍區(qū)域空間差異的平均程度，局部莫蘭指數(shù)進一步表明空間鄰近區(qū)域內(nèi)森林碳儲量的相關(guān)程度，計算公式如下：

2.空間權(quán)重矩陣設(shè)定 空間權(quán)重矩陣的設(shè)定通常有空間鄰近權(quán)重矩陣、空間地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣等?？臻g權(quán)重矩陣不僅可以表明空間之間是否存在關(guān)聯(lián)性，還可以表明空間之間關(guān)聯(lián)的緊密程度。為準確測度各省份森林碳儲量的空間分布特征，同時保證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用三種矩陣度量。

①地理權(quán)重矩陣。根據(jù)省會經(jīng)緯度得出省會間歐氏距離，以此反映地理距離，通過不同省份之間地理距離的遠近來衡量兩地之間關(guān)系的重要程度，距離越近的省份其權(quán)重越大。矩陣形式設(shè)定如下：

式（4）中：i和j代表不同的地理區(qū)域；dij代表i地理區(qū)域與j地理區(qū)域之間地理中心位置的距離。

②經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣。選取各省份人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值之差來衡量省份間的經(jīng)濟距離。差值越小，表明兩省份之間經(jīng)濟發(fā)展水平越相近，能夠更好地利用周邊地區(qū)的資源，促進本地區(qū)發(fā)展，經(jīng)濟距離越近的省份空間權(quán)重系數(shù)也越大。

式（5）中：i和j代表不同的地理區(qū)域；-Yi代表i地區(qū)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；-Yj代表j地區(qū)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。

③空間經(jīng)濟地理權(quán)重矩陣。綜合考慮各省份之間地理距離與經(jīng)濟水平的差異，從而更為準確地反映出空間效應(yīng)的復雜性。

式（6）中：i和j代表不同的地理區(qū)域；-Yi和-Yj分別代表i地區(qū)與j地區(qū)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；dij代表i區(qū)域與j區(qū)域之間地理中心位置的距離。

3.空間杜賓模型設(shè)定 為了實證分析森林碳儲量的不同影響因素并對空間溢出效應(yīng)進行分解，選取自然地理因素、人口因素、社會經(jīng)濟因素為解釋變量，構(gòu)造如下空間杜賓模型：

式（7）中：i代表地區(qū)；t代表年份；被解釋變量T代表森林碳儲量；X為各影響因素；W為（N×N）階空間權(quán)重矩陣，反映個體之間的依賴程度；WX反映本地影響因素與周邊省份各影響因素的外生交互作用；WT表示本省份碳儲量與周邊省份碳儲量的相關(guān)性；εit為隨機擾動項；β、θ、ρ分別為各自變量的系數(shù)，且ρ與θ都不等于0。

4.門檻效應(yīng)模型設(shè)定 森林碳匯與經(jīng)濟發(fā)展存在耦合關(guān)系，二者相互依賴、相互影響［23］。為進一步探究經(jīng)濟發(fā)展與森林碳儲量之間的復雜關(guān)系，根據(jù)Hansen［24］的面板門檻效應(yīng)模型展開分析，以森林覆蓋率反映森林資源稟賦，以經(jīng)濟發(fā)展水平反映人類經(jīng)濟活動影響，分析不同的森林資源條件下，經(jīng)濟發(fā)展水平對森林碳儲量的影響。以經(jīng)濟發(fā)展水平為核心解釋變量，森林覆蓋率為門檻變量，進行面板門檻回歸分析，模型設(shè)定如下：

式（8）中：Tit代表i地區(qū)在t年份的森林碳儲量；M代表核心解釋變量；N代表門檻變量，α1，α2，…，αn為不同門限區(qū)間的回歸系數(shù)；n為門限個數(shù)；Xit為一系列控制變量；?為控制變量的系數(shù)。

四、結(jié)果與分析

（一）森林碳儲量全局空間自相關(guān)分析

根據(jù)森林資源清查數(shù)據(jù)計算可得到各省份森林碳儲量，基于地理距離矩陣、經(jīng)濟距離矩陣和空間復合距離矩陣得到森林碳儲量的全局空間自相關(guān)系數(shù)如表2所示。

表2 1998—2023年中國森林碳儲量全局空間自相關(guān)系數(shù)

由表2 可以看出，1998—2023 年中國森林碳儲量在三種權(quán)重矩陣下全局莫蘭指數(shù)均為正值，且均通過顯著性檢驗，表明中國省域森林碳儲量之間具有明顯的空間依存關(guān)系。森林碳儲量在空間上的集聚并不是穩(wěn)定不變的，其空間相關(guān)性具有明顯的動態(tài)變化特征。地理位置與經(jīng)濟發(fā)展水平共同作用于森林碳儲量的空間相關(guān)性，且經(jīng)濟發(fā)展強化森林碳儲量的空間聚集程度。據(jù)此，H1得以驗證。

（二）森林碳儲量局部空間自相關(guān)分析

為進一步分析各省份之間森林碳儲量的集聚情況，基于復合距離權(quán)重矩陣繪制1998 年與2023 年各省份森林碳儲量的莫蘭散點圖如圖2所示。觀察莫蘭散點圖，并對1998年與2023年各省份森林碳儲量分布模式進行整理，森林碳儲量存在正空間相關(guān)性（表3）。高高集聚的省份主要集中在東北地區(qū)與西南地區(qū)，低低集聚省份主要集中在東部地區(qū)。與1998 年相比，2023 年樣本點與原點的距離增加，表明森林碳儲量空間相關(guān)性的顯著性增強。

表3 各省份森林碳儲量分布模式

圖2 各省份森林碳儲量莫蘭散點圖

（三）空間杜賓模型的實證與結(jié)果分析

1.空間面板模型選擇 利用方差膨脹因子檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性，方差膨脹因子均值為3.50，小于5，因此建立面板模型。通過對森林碳儲量進行空間自相關(guān)檢驗可知，森林碳儲量存在空間相關(guān)性，因此可以將模型擴展為空間杜賓面板模型。本文的空間計量模型以空間杜賓面板模型為準，通過LM 檢驗、LR 檢驗觀察能否從SDM 模型簡化為SEM 和SAR 模型，借助Hausman 檢驗建立固定效應(yīng)模型或是隨機效應(yīng)模型。最終通過綜合比較選擇合適的模型進行回歸，得到實證分析結(jié)果。

由表4結(jié)果可知，LM 空間誤差檢驗結(jié)果與LM 空間滯后檢驗結(jié)果的P值都通過顯著性檢驗，拒絕不存在空間誤差的原假設(shè)，選用帶空間效應(yīng)的面板模型。LR 檢驗結(jié)果P值均顯著，說明模型不會退化為空間滯后模型/空間誤差模型，應(yīng)選擇SDM 模型，Hausman 檢驗結(jié)果P值通過1%的顯著性檢驗，說明拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。最后綜合考慮擬合優(yōu)度和對數(shù)似然函數(shù)值的大小與系數(shù)顯著性，選取雙向固定效應(yīng)的SDM模型。

表4 LM檢驗與LR檢驗結(jié)果

2.空間杜賓模型的實證與結(jié)果分析 使用地理距離、經(jīng)濟距離、復合距離三種空間權(quán)重矩陣建立雙向固定效應(yīng)的SDM 模型，回歸結(jié)果如表5 所示。在地理矩陣中，除森林覆蓋率與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平不顯著外，其他變量的回歸結(jié)果均較為顯著。林業(yè)用地面積系數(shù)顯著為正，表明林業(yè)用地面積是推動林業(yè)發(fā)展與生態(tài)建設(shè)的基礎(chǔ)，增加林業(yè)用地面積對森林固碳量的增加有重要意義。林業(yè)發(fā)展水平系數(shù)為正，通過了1%的顯著性水平檢驗，說明林業(yè)發(fā)展水平正向促進森林碳儲量提高。經(jīng)濟發(fā)展水平系數(shù)顯著為負，表明經(jīng)濟發(fā)展水平的提高對森林碳元素儲備具有抑制作用?；A(chǔ)設(shè)施水平系數(shù)顯著為正，可能是由于基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)可以保障農(nóng)村剩余勞動力的自由轉(zhuǎn)移，從而在一定程度上惠及林業(yè)第二、三產(chǎn)業(yè)，顯著改善森林資源經(jīng)營質(zhì)量。綜合考慮三種矩陣，城鎮(zhèn)化水平在地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟距離矩陣和復合權(quán)重矩陣下系數(shù)分別為1.011、1.544、1.522，表明地理距離與經(jīng)濟距離共同作用于城鎮(zhèn)化水平與森林碳儲量的相關(guān)性，且在經(jīng)濟距離下更為顯著，即表現(xiàn)出以經(jīng)濟距離為導向的反應(yīng)機制。

表5 不同權(quán)重矩陣SDM模型回歸結(jié)果

（四）空間溢出效應(yīng)分解

空間杜賓模型中往往存在交叉項，即在空間計量中，不僅該省內(nèi)部的變量之間存在關(guān)系，不同省份之間的變量也會相互影響。為準確反映各影響因素對森林碳儲量的影響，對各變量進行偏微分處理，將各影響因素對森林碳儲量的影響，分解為代表各因素對本省森林碳儲量影響的直接效應(yīng)與代表各因素對周邊地區(qū)森林碳儲量影響的間接效應(yīng)，即空間溢出效應(yīng)。

1.全局空間溢出效應(yīng)分解 表6 展示了三種矩陣的回歸結(jié)果，森林覆蓋率的空間溢出效應(yīng)在地理權(quán)重矩陣下顯著為負，在經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣下為正，表明本省森林覆蓋率對地理鄰近省份的森林碳儲量溢出效應(yīng)更為顯著，且表現(xiàn)出消極影響。城鎮(zhèn)化水平在地理權(quán)重矩陣下的空間溢出效應(yīng)顯著為正，說明隨著本省城鎮(zhèn)化水平的提高，其周邊地理鄰近省份森林碳儲量也會增長；林業(yè)發(fā)展水平在地理和經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣下的溢出效應(yīng)都顯著為正，說明本地區(qū)林業(yè)發(fā)展水平對鄰近省份森林碳儲量的提高具有正向影響。綜上所述，H1、H2、H3、H4得以驗證。

表6 不同權(quán)重矩陣下的空間杜賓模型效應(yīng)分解

2.空間溢出效應(yīng)異質(zhì)性分析 考慮到森林碳儲量分布的異質(zhì)性，將31個省份劃分為東部、中部、西部，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、河南、湖南、湖北、安徽、江西；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古，廣西、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。異質(zhì)性分析結(jié)果如表7所示。

表7 不同地區(qū)的空間杜賓模型效應(yīng)分解

分區(qū)域觀察，東部地區(qū)林業(yè)用地面積的間接效應(yīng)顯著為正，西部地區(qū)顯著為負，主要原因可能為受自然條件影響，西部地區(qū)造林難度較大，生態(tài)系統(tǒng)較為脆弱，因此林業(yè)用地面積的增長極有可能對周邊地區(qū)的森林產(chǎn)生影響，導致生態(tài)系統(tǒng)碳循環(huán)發(fā)生變化，不利于周邊地區(qū)生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定。此外，長期以來較為落后的經(jīng)濟發(fā)展水平使得西部地區(qū)林業(yè)管理水平較低，森林資源質(zhì)量有所欠缺，無法充分發(fā)揮森林對二氧化碳的吸收能力，因此西部地區(qū)林業(yè)用地面積的增加對周邊地區(qū)森林碳儲量產(chǎn)生負向溢出效應(yīng)。

東部、中部、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的間接效應(yīng)系數(shù)均顯著為正，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展對周邊地區(qū)森林碳儲量提升具有促進作用。城鎮(zhèn)化發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)與要素流動，對周邊地區(qū)森林碳儲量產(chǎn)生正向影響。

東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平間接效應(yīng)不顯著，中部和西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的間接效應(yīng)顯著為負，表明經(jīng)濟發(fā)展不利于周邊地區(qū)森林碳儲量的提高。主要原因是中部和西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低，因此政府大力發(fā)展經(jīng)濟，對環(huán)境關(guān)注度可能不夠，從而造成環(huán)境污染，如果無法妥善解決也會對周邊地區(qū)森林碳儲量產(chǎn)生消極影響。

東部與中部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)間接效應(yīng)為負且不顯著，中部地區(qū)間接效應(yīng)明顯大于東部地區(qū)，西部地區(qū)間接效應(yīng)顯著為正。可能的原因是：西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不均衡，整體發(fā)展較為落后，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于西部地區(qū)的要素流動與資源配置，從而顯著提升其林業(yè)技術(shù)水平，帶動周邊地區(qū)森林碳儲量的增加；東部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為完善，已經(jīng)跨越了依靠基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)促進要素流動的階段，甚至有所超前，因此東部地區(qū)溢出效應(yīng)不顯著；中部地區(qū)地處內(nèi)陸，在承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和東西部合作方面發(fā)揮著重要作用，對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也有更高要求，而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需要進行土地占用，易導致森林面積減少或森林植被破壞，同時基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)使得發(fā)達省份更可能將高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至周邊欠發(fā)達省份，從而導致周邊地區(qū)森林碳儲量降低。

（五）核心變量的門檻效應(yīng)分析

對森林碳儲量進行門檻效應(yīng)檢驗，單門檻、雙門檻和三門檻檢驗的P值分別為0、0.03、0.36，故認為模型存在雙門檻效應(yīng)。因此擬合一個雙重門限模型，利用最小化殘差平方和的方式確定具體門檻值分別為0.056 0，0.149 7。對門檻效應(yīng)模型進行一致性檢驗以探求門檻估計值的有效性，繪制似然比函數(shù)圖（圖3）。其中，橫軸表示森林覆蓋率的門檻值，縱軸代表似然比函數(shù)值，虛線代表95%顯著性水平上的臨界值。圖3分別為為森林覆蓋率第一個門檻值與第二個門檻值的置信區(qū)間［25］。

圖3 雙門檻值及似然比函數(shù)圖

根據(jù)門檻模型得出的估計結(jié)果（表8），結(jié)果顯示經(jīng)濟發(fā)展水平對森林碳儲量的門檻效應(yīng)存在兩個結(jié)構(gòu)變化點。當森林覆蓋率小于0.056 0時，森林可利用規(guī)模小，外部環(huán)境限制較強，森林極易受到自然災(zāi)害與人類活動影響，從而導致經(jīng)濟發(fā)展對森林碳儲量抑制作用較強。當0.056 0≤森林覆蓋率≤0.149 7時，經(jīng)濟發(fā)展水平對森林碳儲量的抑制作用減弱。經(jīng)濟發(fā)展水平的提高使人們更加注重生態(tài)保護，退耕還林工程等政策的實施使得抑制作用得以抵消。當森林覆蓋率大于0.149 7時，經(jīng)濟發(fā)展水平對森林碳儲量轉(zhuǎn)為正向促進作用。森林覆蓋率的增大使得森林生態(tài)系統(tǒng)的生產(chǎn)力隨之增加，森林對二氧化碳的吸收作用更為顯著，有利于生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性和可持續(xù)發(fā)展，同時豐富的森林資源也為經(jīng)濟發(fā)展提供更好的生態(tài)環(huán)境支撐和資源保障，經(jīng)濟發(fā)展在一定程度上促進林業(yè)技術(shù)進步，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理，從而間接促進森林碳儲量增長。據(jù)此，H5得以驗證，森林碳儲量與經(jīng)濟發(fā)展水平存在門檻效應(yīng)。從影響森林碳儲量的其他控制變量分析，林業(yè)用地面積、城鎮(zhèn)化水平、林業(yè)發(fā)展水平與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對森林碳儲量具有顯著正向影響。

表8 面板門檻模型回歸分析結(jié)果

五、主要結(jié)論與政策建議

基于中國31 個省份的森林資源清查數(shù)據(jù)，綜合運用空間杜賓模型、溢出效應(yīng)分解等方法對中國省域森林碳儲量的關(guān)鍵影響因素與空間特性進行識別與探討，主要得到如下研究結(jié)論。第一，全國省域森林碳儲量呈現(xiàn)出明顯的空間正相關(guān)性，空間集聚特征明顯，高值與高值主要集聚在東北和西南區(qū)域，低值與低值主要集聚在東部區(qū)域。第二，自然地理因素、人口因素、社會經(jīng)濟因素都顯著地作用于森林碳儲量在各省之間的空間溢出效應(yīng)，且該作用效果具有區(qū)域異質(zhì)性。西部地區(qū)空間溢出效應(yīng)最為顯著，中部地區(qū)森林碳儲量的溢出效應(yīng)較小。第三，隨著森林覆蓋率的增加，人類經(jīng)濟活動對森林碳儲量的影響由負向抑制作用變?yōu)檎虼龠M作用。

基于上述研究結(jié)論，提出以下政策建議。第一，保護好現(xiàn)有森林資源，提高森林碳儲量。通過植樹造林和封山育林等不斷擴大森林面積，提升森林生態(tài)系統(tǒng)對碳的儲存和吸收能力。同時，積極探索以增加碳匯為主要目標的林業(yè)行動，更大限度發(fā)揮森林作為陸地生態(tài)系統(tǒng)最大碳庫的儲碳固碳功能。第二，統(tǒng)籌考慮不同影響因素，提高林業(yè)發(fā)展水平。結(jié)合各地區(qū)實際情況合理發(fā)展林業(yè)，提高森林生態(tài)效益。充分考慮經(jīng)濟發(fā)展與各產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對森林碳儲量的直接效應(yīng)與各省域發(fā)展對森林碳儲量的間接影響，制定具有差異性的政策以促進整體森林碳儲量能力的提升。第三，加強不同省份與地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系。森林碳儲量具有顯著的空間溢出效應(yīng)，因此各鄰近省份應(yīng)結(jié)合各省域之間的地理與經(jīng)濟關(guān)聯(lián)程度，建立完備的森林資源保護機制與要素流動機制，切實增強各省份在森林保護方面協(xié)同增效的能力。