技術(shù)進步經(jīng)濟增長與二氧化碳排放理論和經(jīng)驗研究J

1、 .DOC資料. 技術(shù)進步、經(jīng)濟增長與二氧化碳排放：理論和經(jīng)驗研究 申萌 李凱杰 曲如曉 【內(nèi)容提要】本文在Aghion和Howitt(1992)內(nèi)生增長模型的基礎(chǔ)上引入了技術(shù)進步對二氧化碳排放的彈性，構(gòu)建了技術(shù)進步、經(jīng)濟增長與二氧化碳排放的理論模型，綜合考察了技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，分析了技術(shù)進步既可以實現(xiàn)經(jīng)濟增長又可以實現(xiàn)二氧化碳減排的條件，并且識別了不可測量的技術(shù)進步。此外，本文還利用19972009年的省級面板數(shù)據(jù)檢驗了中國整體及東、中、西部地區(qū)技術(shù)進步對二氧化碳排放的影響及程度。研究結(jié)果表明：雖然中國技術(shù)進步對二氧化碳排放的彈性為負(fù)，技術(shù)進步的直接效應(yīng)為負(fù)，但其程

2、度不足以抵消技術(shù)進步對二氧化碳排放的正向間接效應(yīng)，最終導(dǎo)致二氧化碳排放增加；中國目前的技術(shù)進步還不能同時實現(xiàn)經(jīng)濟增長和二氧化碳減排；東、中、西部地區(qū)技術(shù)進步對二氧化碳排放影響存在較大差異。 【關(guān)鍵詞】技術(shù)進步 經(jīng)濟增長 二氧化碳排放 一 引言 改革開放以來，中國經(jīng)濟得到了快速發(fā)展，但同時也帶來了二氧化碳排放的急劇增加。根據(jù)世界銀行2011年發(fā)布的世界發(fā)展指標(biāo)，19782008年，中國的二氧化碳排放量從14.6億噸增加到了70.3億噸，增幅達381.5%，成為世界第一大二氧化碳排放國。2011年通過的“十二五”規(guī)劃綱要明確指出，到2015年中國的單位GDP碳排放將比2010年下降17%，減少二氧

3、化碳排放成為中國的一個重要任務(wù)。中國作為一個發(fā)展中國家，主要任務(wù)仍是保持長期的經(jīng)濟增長，而隨著經(jīng)濟的增長，二氧化碳排放量可能會持續(xù)增加。如何既保持經(jīng)濟增長又減少二氧化碳排放成為擺在中國面前的一個現(xiàn)實問題。 技術(shù)進步是影響經(jīng)濟增長和二氧化碳排放關(guān)系的關(guān)鍵因素。首先，技術(shù)進步是經(jīng)濟持續(xù)增長的主要動力；其次，技術(shù)進步可能增加二氧化碳排放也可能減少二氧化碳排放(Jaffe等，2002)。它可以通過兩條途徑影響二氧化碳排放：一是技術(shù)進步帶動經(jīng)濟增長間接影響二氧化碳排放，即“技術(shù)進步-經(jīng)濟增長-二氧化碳排放”，這是技術(shù)進步對二氧化碳排放的間接效應(yīng)；另一是技術(shù)進步本身可以直接影響二氧化碳排放，即“技術(shù)進步-

4、二氧化碳排放”，這是技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)。但是這種直接效應(yīng)的影響方向不確定，因為技術(shù)進步存在一定的路徑依賴，如果企業(yè)初始的獲利技術(shù)是骯臟技術(shù)，那么企業(yè)新技術(shù)研發(fā)可能依舊是骯臟的新技術(shù)，就會增加二氧化碳排放；反之，如果企業(yè)初始的獲利技術(shù)是清潔技術(shù)，則新技術(shù)也可能是清潔型的，就能夠減少二氧化碳排放(Acemoglu等，2009)。技術(shù)進步對二氧化碳排放的綜合效應(yīng)是什么?在什么條件下既可以保證經(jīng)濟增長又能減少二氧化碳排放?本文將構(gòu)建技術(shù)進步、經(jīng)濟增長和二氧化碳排放的理論模型來分析解決以上兩個問題。中國的技術(shù)進步對二氧化碳排放的影響如何，是否實現(xiàn)了經(jīng)濟增長和減少排放的目標(biāo)?本文將在理論模型

5、基礎(chǔ)上，利用省際面板數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗檢驗并回答上述問題。 本文其余章節(jié)安排如下：第二部分為文獻綜述；第三部分為理論模型的構(gòu)建，我們在Aghion和Howitt(1992)內(nèi)生增長模型的基礎(chǔ)上推導(dǎo)出二氧化碳排放增長率與GDP增長率之間的關(guān)系，從中得到技術(shù)進步、經(jīng)濟增長對二氧化碳排放的影響；第四部分為經(jīng)驗研究方法及數(shù)據(jù)介紹；第五部分為結(jié)果分析；最后是本文結(jié)論。 二 文獻綜述 關(guān)于技術(shù)進步、經(jīng)濟增長和二氧化碳排放的研究主要分為兩類：一類是將污染排放納入增長模型的理論研究。早期的研究多是在技術(shù)進步外生假定的新古典增長模型框架內(nèi)分析經(jīng)濟增長對環(huán)境的影響。Nordhaus(1974、1977)分析了經(jīng)濟增長對

6、環(huán)境的影響之后，又?jǐn)U展了新古典Ramsey模型(Nordhaus，1993)，構(gòu)建了氣候變化和經(jīng)濟的動態(tài)綜合模型(dynamic integrated model of climate change and the economy，DICEmodel)，用于分析經(jīng)濟增長和環(huán)境的相互關(guān)系。Forster(1980)、Selden和Song(1995)、Dinda(2005)以及陸嚦和郭路(2008)都是在新古典增長模型內(nèi)分析了經(jīng)濟增長對污染排放的影響。很多經(jīng)驗研究證實了內(nèi)生技術(shù)進步的存在(Newell等，1999；Popp，2002)，內(nèi)生技術(shù)進步對經(jīng)濟增長與環(huán)境關(guān)系問題的分析有重要啟示(Jaf

7、fe等，2002)，忽視內(nèi)生技術(shù)進步可能會夸大經(jīng)濟增長對環(huán)境的影響(Sue Wing，2003；Manne和Richels，2004)。大量研究開始在內(nèi)生增長模型框架下考察經(jīng)濟增長和環(huán)境關(guān)系，代表性文獻有Nordhaus(2002)、Di Mafia和Valente(2006)以及Gfimaud和Rouge(2008)。Acemoglu等(2009)將增長模型擴展為清潔與污染兩個部門，進而考察了經(jīng)濟增長對二氧化碳排放的影響，他們認(rèn)為技術(shù)進步存在路徑依賴，如果企業(yè)已經(jīng)在污染部門大量創(chuàng)新，則企業(yè)未來依然會選擇污染部門進行技術(shù)創(chuàng)新，導(dǎo)致二氧化碳排放增加。但是上述研究均是遵循“技術(shù)進步-經(jīng)濟增長-二氧

8、化碳排放”的路徑，并沒有考慮技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)，更沒有綜合考慮“技術(shù)進步-經(jīng)濟增長-二氧化碳排放”和“技術(shù)進步-二氧化碳排放”兩條路徑的效應(yīng)。 另一類是經(jīng)驗研究，主要包括基于人口、富裕程度和技術(shù)的環(huán)境影響模型(IPAT)的分析和對環(huán)境庫茲涅茨曲線假說的驗證。Ehrlich和Holden(1971)首先提出了IPAT模型，認(rèn)為影響環(huán)境的因素包括人口(P)、富裕程度(A)和技術(shù)(T)。Dietz和Rosa(1994)在IPAT模型基礎(chǔ)上引入隨機因素，擴展了該模型。一些研究利用擴展模型考察了技術(shù)進步、經(jīng)濟增長對二氧化碳碳排放的影響。朱勤等(2010)利用該模型發(fā)現(xiàn)技術(shù)進步對二氧化碳排放

9、作用不明顯，經(jīng)濟增長增加了二氧化碳排放；李國志和李宗植(2010)則認(rèn)為技術(shù)進步減少了二氧化碳排放。而環(huán)境庫茲涅茨曲線(Environ-mental KuzIlets Curve，EKC)假說始于Grossman和Krueger(1991)對經(jīng)濟增長與污染排放之間關(guān)系的經(jīng)驗分析，他們認(rèn)為經(jīng)濟增長和污染排放之間呈倒U型關(guān)系，稱為“EKC假說”，其中污染排放的下降主要源于技術(shù)效應(yīng)的增強。Holtz-Eakin和Selden(1995)、Richmond和Kaufmann(2006)以及He和Richard(2010)用該假說驗證了技術(shù)進步、經(jīng)濟增長和二氧化碳排放的關(guān)系。韓玉軍和陸旸(2009)、林

10、伯強和蔣竺均(2009)以及許廣月和宋德勇(2010)則利用中國的數(shù)據(jù)對二氧化碳排放的環(huán)境庫茲涅茨曲線做了有益研究，但因采用的數(shù)據(jù)和方法有所不同，得出的結(jié)果也存在較大差異。這些研究均從數(shù)據(jù)出發(fā)，缺乏理論基礎(chǔ)，而且由于技術(shù)進步的不可觀測，多數(shù)研究是使用代理變量來表示技術(shù)進步，不能準(zhǔn)確反映它對二氧化碳排放的影響。 上述研究有利于我們理解技術(shù)進步、經(jīng)濟增長和二氧化碳排放的關(guān)系，但在統(tǒng)一框架下考察三者關(guān)系的文獻相對缺乏，尚沒有綜合考察技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的研究?；诖?，本文在Aghion和Howitt(1992)的內(nèi)生增長模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建了技術(shù)進步、經(jīng)濟增長與二氧化碳排放關(guān)系的理

11、論模型，綜合考察“技術(shù)進步-經(jīng)濟增長-二氧化碳排放”和“技術(shù)進步-二氧化碳排放”兩條路徑，分析技術(shù)進步既可以實現(xiàn)經(jīng)濟增長又可以實現(xiàn)二氧化碳減排的條件，并利用省級面板數(shù)據(jù)檢驗中國整體及東、中、西部地區(qū)19972009年技術(shù)進步對二氧化碳排放的影響及程度。 三 技術(shù)進步、經(jīng)濟增長與二氧化碳排放的理論模型構(gòu)建 (一)二氧化碳排放技術(shù)彈性的經(jīng)濟內(nèi)涵本節(jié)在Aghion和Howitt(1992)模型的基礎(chǔ)上建立了一個包含最終產(chǎn)品、中間產(chǎn)品和研發(fā)三部門的模型來討論技術(shù)進步、經(jīng)濟增長和二氧化碳排放之間的關(guān)系。為方便分析，假設(shè)一個代表性消費者經(jīng)濟體，居民消費最終產(chǎn)品。消費者終身效用函數(shù)為： 其中，r代表時間貼現(xiàn)

12、率，同時也是市場利率；ct代表居民在t時刻的消費量。最終品的生產(chǎn)函數(shù)服從科布-道格拉斯(C-D)形式，區(qū)域i本文以中國省級行政區(qū)域作為一個經(jīng)濟單位，包括省、自治區(qū)和直轄市。的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為： 其中，Yit代表區(qū)域i在t時刻的最終產(chǎn)品；Ait代表在t時刻勞動節(jié)約型技術(shù)進步；Lit代表勞動力。xijt代表區(qū)域i的第j種中間品。qijt代表中間品j的生產(chǎn)技術(shù)先進程度。最終產(chǎn)品可以用來消費、投資及中間品生產(chǎn)。中間品種類繁多，所有中間品以最終產(chǎn)品為單位來衡量。另外假設(shè)每生產(chǎn)1單位中間品，需要投入1單位最終產(chǎn)品。我們假設(shè)二氧化碳排放僅來自于中間品的生產(chǎn)過程。不同的中間產(chǎn)品部門的二氧化碳排放量不同，主要

13、受部門排放強度排放強度是指單位產(chǎn)品生產(chǎn)所帶來的二氧化碳排放量。部門產(chǎn)品技術(shù)不同，則排放強度也不同。以及中間產(chǎn)品數(shù)量的影響，具體表述為： 其中，Eijt代表區(qū)域i部門j在t時刻的二氧化碳排放量，it代表t時刻區(qū)域i的單位能源排放系數(shù)，它與地區(qū)的能源價格和能源結(jié)構(gòu)直接相關(guān)，因此沒有下標(biāo)j。qijt為部門排放強度，衡量了技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)，與部門j的產(chǎn)品先進程度和區(qū)域技術(shù)進步彈性相關(guān)。二氧化碳排放的技術(shù)彈性是指在其他因素不變的前提下，以單位最終產(chǎn)品價值衡量的技術(shù)進步變化1%時，二氧化碳排放變化的百分比。出于模型可計量的考慮，我們假設(shè)區(qū)域內(nèi)各部門的技術(shù)彈性相同，即我們考慮的是在某一區(qū)域的

14、某一時間段內(nèi)技術(shù)彈性的平均值。 (二)二氧化碳排放的技術(shù)效應(yīng)中間品需求彈性被生產(chǎn)函數(shù)給定，均為1/(1-)；因此，所有中間品在任意時刻的價格為： (4)式說明所有以單位最終產(chǎn)品衡量的中間品的價值均相同，與技術(shù)水平無直接聯(lián)系。其經(jīng)濟學(xué)意義在于生產(chǎn)函數(shù)確定了所有中間產(chǎn)品之間并不存在替代關(guān)系，因此種類之間的質(zhì)量差并不影響不同種類中間品的價值。根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)可得到中間品的需求曲線以及式(4)可以得到所有中間品的生產(chǎn)量服從以下關(guān)系：將(5)式帶入(2)式可以得到最終產(chǎn)品Yit以及國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)。由于最終產(chǎn)品可以用于消費、投資和中間品生產(chǎn)，所以GDP等于最終產(chǎn)品Yit減去用于生產(chǎn)中間品的部分，即GD

15、P函數(shù)為：將(6)式帶入(3)式可以得到t時刻區(qū)域i的二氧化碳排放函數(shù)：其中，同樣為關(guān)于的常數(shù)(=a2/(1-a)。可以看到，區(qū)域i的總排放是有效勞動和生產(chǎn)技術(shù)加權(quán)的函數(shù)。將t時刻區(qū)域i的二氧化碳排放和GDP相比，可以得出t時刻區(qū)域i單位GDP的二氧化碳排放量：進一步地，我們可以將二氧化碳排放分解為能源結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)。 從(9)式可以看出，經(jīng)濟增長帶來了二氧化碳排放的增加，技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)則取決于值的大小。若指數(shù)小于(或等于)0，則技術(shù)進步會帶來二氧化碳排放的減少(或不變)。由此，我們可以得出本文的命題1。 命題1 當(dāng)0時，技術(shù)進步對二氧化

16、碳排放的直接效應(yīng)為正，即技術(shù)進步會增加二氧化碳排放。 (三)技術(shù)進步、經(jīng)濟增長與二氧化碳排放的關(guān)系 假設(shè)各行業(yè)都有一定量活躍的企業(yè)家向該行業(yè)引進先進的技術(shù)，成功引進先進技術(shù)的企業(yè)家可以進行壟斷定價以最大化利潤，其他企業(yè)均被淘汰。假設(shè)同一區(qū)域內(nèi)技術(shù)引進的效率相同，即同一地區(qū)的所有行業(yè)每次成功的技術(shù)引進對質(zhì)量增進相同，為it。新技術(shù)的引入需要花費一定的成本，在不同區(qū)域，社會環(huán)境差異也會影響行業(yè)新技術(shù)引入成功的概率。同時，更高技術(shù)水平的行業(yè)也意味著更難引入新技術(shù)，新技術(shù)引入成功的概率也就越低。假設(shè)引入成功的概率服從泊松分布，在單位時間dt區(qū)域i行業(yè)j成功的概率Pijt為： 其中，it代表區(qū)域i引入新

17、技術(shù)的社會環(huán)境因素，比如政府的政策等。zijt代表引入新技術(shù)的投入，來源于最終產(chǎn)品。根據(jù)中間的生產(chǎn)量和價格，可以得到企業(yè)j的壟斷利潤為：對于風(fēng)險中性的企業(yè)而言，他們將最大化引入技術(shù)的現(xiàn)值以確定投入的大小。企業(yè)的利潤現(xiàn)值定義如下：假定每個行業(yè)都可以自由進入，由技術(shù)引入帶來的收益都被引入的成本所抵消，可得到企業(yè)家對技術(shù)引進的投入程度及各行業(yè)單位時間內(nèi)新技術(shù)成功引入的概率為：我們可以根據(jù)關(guān)系式(13)得到各行業(yè)的技術(shù)進步率為：這一關(guān)系式說明各行業(yè)的技術(shù)進步率在同一區(qū)域基本相同。其經(jīng)濟意義在于技術(shù)進步程度的提高帶來的利潤增加恰被其帶來的技術(shù)引入難度的提升所抵消，經(jīng)濟在此條件下可以實現(xiàn)穩(wěn)定的增長。GDP

18、的增速及區(qū)域總排放水平可以由以下關(guān)系所表示：據(jù)此，我們得到了計量部分所需的關(guān)鍵關(guān)系式：由(15)和(17)式可以看出，技術(shù)進步推動經(jīng)濟增長并帶來二氧化碳排放的增加，技術(shù)進步對二氧化碳排放的間接影響為正，技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)則不確定，取決于的取值。然而作為計量模型，技術(shù)進步(yit)的數(shù)據(jù)不可觀測，使得式(17)難以計量，不能確定技術(shù)進步對二氧化碳排放的最終影響。我們對式(15)進行簡單的推導(dǎo)，得到以GDP增長率表示的技術(shù)進步it,在代入(17)式得到如下計量模型： 式(18)綜合了技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，蘊含著技術(shù)進步對二氧化碳排放影響的程度。但是作為計量模型，

19、其存在一定的內(nèi)生性問題。因此，在模型估計時，我們采用了工具變量法來降低內(nèi)生性的影響。根據(jù)式(18)我們可以判斷出技術(shù)進步對二氧化碳排放的綜合影響，當(dāng)(1-)/0時，技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)為正，間接效應(yīng)也為正，二氧化碳排放將大幅增加；當(dāng)-1(1-)/0時，技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)為負(fù)，間接效應(yīng)為正。但技術(shù)進步帶來的二氧化碳排放增長率的降低不足以抵消經(jīng)濟增長導(dǎo)致的二氧化碳排放增長率的提高，二氧化碳排放增長率提高。當(dāng)(1-)/-1時，技術(shù)進步的直接效應(yīng)為負(fù)，間接效應(yīng)為正。但技術(shù)進步帶來的二氧化碳排放增長率的降低足以抵消由經(jīng)濟增長導(dǎo)致的二氧化碳排放增長率的提高，二氧化碳排放增長率下降

20、。由此，我們可以得到命題2。 命題2 在技術(shù)進步率yit為正且其他因素不變的前提下，“(1-)/-1”意味著技術(shù)進步帶來的二氧化碳排放增長率的降低足以抵消經(jīng)濟增長導(dǎo)致的二氧化碳排放增長率的提高，即在此情況下技術(shù)進步既可以保證經(jīng)濟增長又可以實現(xiàn)二氧化碳減排。反之亦然。 四 經(jīng)驗研究及數(shù)據(jù) 本節(jié)在檢驗理論模型的基礎(chǔ)上，采用計量檢驗的方法分析技術(shù)進步、經(jīng)濟增長對二氧化碳排放的影響，即模型中(1-)/的值。為了計算二氧化碳技術(shù)進步彈性的值，本文設(shè)定勞動報酬占GDP的份額為50%，李稻葵等(2009)計算了中國19602005年勞動收入比重為52，白重恩和錢震杰(2009)認(rèn)為19952006年，GDP

21、中的勞動份額從59.1下降到47.31。多數(shù)研究均認(rèn)為中國勞動收入比重在不斷下降(李揚和殷劍鋒，2007；白重恩和錢震杰，2009)，基于此，本文假定勞動收入占比為50。作者也對其他勞動收入份額情況下值進行了估算，結(jié)果與本文差別不大。則 (1-)/的值等于技術(shù)彈性。 (一)計量模型及技術(shù)彈性的獲得1.計量模型。出于推導(dǎo)的方便，我們在理論模型部分使用了連續(xù)時間，但由于數(shù)據(jù)集是以年份為劃分的離散時間，本文采取了對于離散時間數(shù)值取對數(shù)差分的方式代表各變量的增長率。根據(jù)式(18)可以得出計量驗證的線性關(guān)系式為： 其中，Xit代表控制變量。i代表地區(qū)虛擬變量，在實際操作中以固定效應(yīng)模型的形式出現(xiàn)。 在(

22、19)式中或的值暗含了技術(shù)彈性的大小。在計量技術(shù)彈性之前，我們需要驗證理論模型是否合理。如果計量結(jié)果服從如下假設(shè)，則可以判定理論不能被經(jīng)驗檢驗拒絕。 假設(shè)1與異號或同時等于0，且不顯著異于1(本文設(shè)定為5%水平)。 假設(shè)2“3”不顯著異于1。 如果計量模型是無偏一致的估計，可以通過聯(lián)合的F檢驗對假設(shè)1進行檢驗，利用t檢驗對假設(shè)2進行檢驗，以鑒定理論模型是否合理，即模型對現(xiàn)實數(shù)據(jù)是否具有解釋力。 2.技術(shù)彈性的獲得。根據(jù)理論模型，在勞動力份額“1-a”設(shè)定在50%的前提下，或本身就是技術(shù)彈性值。但是二者的計量結(jié)果和標(biāo)準(zhǔn)誤不可能完全相同，因此我們無法確切的獲得技術(shù)彈性值。為了克服這個困難，我們通過

23、如下步驟以獲得該值： 1)對模型進行回歸驗證“假設(shè)1”是否成立，若“假設(shè)1”不成立則無法獲得技術(shù)彈性值；2)在“假設(shè)1”成立的基礎(chǔ)上，限定相等，并將GDP增長速度和勞動力增長速度視為一個變量重新進行回歸，得到限定回歸下的系數(shù)值或，該系數(shù)會有相同的標(biāo)準(zhǔn)誤。我們以該值作為隱含的技術(shù)彈性值，以該標(biāo)準(zhǔn)誤作為技術(shù)彈性的標(biāo)準(zhǔn)誤。 由此我們可以利用二氧化碳排放的技術(shù)彈性值來檢驗命題1，確定技術(shù)進步對二氧化碳排放的直接效應(yīng)的方向及大小。我們除了了解二氧化碳排放的技術(shù)彈性的大小之外，還需了解命題2是否能夠成立，即在其他因素不變的前提下，技術(shù)進步的程度是否可以既實現(xiàn)經(jīng)濟增長又實現(xiàn)二氧化碳排放減少。對命題2的檢驗步

24、驟如下：(1)重復(fù)獲得技術(shù)彈性的步驟獲得GDP前系數(shù)“1”。(2)對該系數(shù)1小于0做單邊t檢驗，其小于0的概率即為命題2成立的概率。 (二)數(shù)據(jù)來源與基本描述1.二氧化碳排放量的計算。本文將根據(jù)各省份能源消費量及各種能源的二氧化碳排放系數(shù)測算二氧化碳排放。中國能源統(tǒng)計年鑒將最終能源消費種類劃分為煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然氣、電力9種，考慮到電力是由其他能源消費后生產(chǎn)出來，故為避免重復(fù)不進行計算。二氧化碳排放系數(shù)的計算公式為：ccj(44/12)，其中1為第j種能源二氧化碳排放系數(shù)，ccj為能源排放系數(shù)，來源于國家發(fā)展和改革委員會能源研究所2003年發(fā)布的中國可持續(xù)發(fā)展能源

25、暨碳排放情景分析；(44/12)為二氧化碳和碳的分子量比率，由此可以得到二氧化碳排放系數(shù)，作者根據(jù)審稿人意見，利用聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)提供的國家溫室氣體清單指南第2卷第6章提供的參考方法估算了各類能源排放系數(shù)，結(jié)果與本文所使用二氧化碳排放系數(shù)一致。見表1。由于這種計算方法只提供煤炭、石油、天然氣三類能源二氧化碳排放系數(shù)，因此為簡便計算，本文假定煤炭和焦炭的排放系數(shù)相同，原油、汽油、煤油、柴油、燃料油等5種石油類能源的排放系數(shù)也相同。中國能源統(tǒng)計年鑒提供了能源消費的具體實物消費量數(shù)據(jù)，我們在計算二氧化碳排放量時需根據(jù)能源折算標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)各類能源折算標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)分別為：1千克原煤

26、=0.7143千克標(biāo)準(zhǔn)煤；1千克原油=1.4286千克標(biāo)準(zhǔn)煤，1立方米天然氣=1.33千克標(biāo)準(zhǔn)煤。數(shù)據(jù)來源：中國能源統(tǒng)計年鑒(2010)附錄4。將各類能源的實物消費量轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)煤消費量。因此，各地區(qū)二氧化碳排放量的計算公式為其中，CO2為i省第t年的碳排放總量，Ejit為i省第t年第j種能源的標(biāo)準(zhǔn)煤消費量，j為第j種能源的碳排放系數(shù)。據(jù)此可測算出中國各省市自治區(qū)1997-2009年的二氧化碳排放量。由于中國能源統(tǒng)計年鑒中沒有西藏的數(shù)據(jù)，因此樣本只有30個省市自治區(qū)的數(shù)據(jù)。此外，2002年海南和2001、2002年寧夏的能源消費總數(shù)據(jù)來自新中國55年統(tǒng)計數(shù)據(jù)匯編。 2.數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)主要來源

27、于中國統(tǒng)計年鑒(19972010年)、中國能源統(tǒng)計年鑒(19972010年)，其中能源消費量的數(shù)據(jù)來源于中國能源統(tǒng)計年鑒和新中國55年統(tǒng)計資料匯編，各省人均GDP和地區(qū)GDP經(jīng)過價格指數(shù)調(diào)整。由于中國能源統(tǒng)計年鑒沒有西藏的數(shù)據(jù)，所以本文只有30個省市自治區(qū)(以下簡稱省)的面板數(shù)據(jù)。 3.基本情況描述。各關(guān)鍵變量的均值及組間標(biāo)準(zhǔn)差在表2中報告。雖然三大區(qū)域東部地區(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11個省市。中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省。西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、廣西、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆11個省自

28、治區(qū)。的二氧化碳排放絕對量和發(fā)展水平差異性很大，但是增長率的差異并不大，反映在二氧化碳排放增長率的組間標(biāo)準(zhǔn)差只有3%左右。我們看到全國二氧化碳排放量以7.8%的速度增長，東部地區(qū)略高，在8.3%左右；中部地區(qū)略低，在6.9%左右。單從均值看，二氧化碳排放的增長率在各地區(qū)都低于實際GDP的增長率，中部差距最大，有5個百分點左右，西部差距最小，有2個百分點左右。GDP增長率與勞動增長率的差值在全國及各地區(qū)均值都為正，且都在10%左右。根據(jù)式(15)，該差值應(yīng)與技術(shù)進步符號相同，因此我們可以認(rèn)為中國的技術(shù)進步為正。二氧化碳增長率低于實際GDP增長率說明二氧化碳排放強度在降低。它可能源自于技術(shù)進步，但

29、也可能來自于一些不可觀測的因素，比如經(jīng)濟環(huán)境的變化等或在模型之外的因素。而本文的貢獻是在控制住其他不可觀測因素的前提下，考察技術(shù)進步、經(jīng)濟增長對二氧化碳排放的影響。 (三)內(nèi)生性的處理 本文的理論模型本身表明(19)式存在內(nèi)生性問題：一些不能觀測到的經(jīng)濟沖擊Ait被遺漏在計量模型的干擾項之中，這些經(jīng)濟沖擊會通過(15)式影響GDP的增長率，因此計量模型的GDP增長率與干擾項相關(guān)。普通最小二乘法的計量結(jié)果有偏且不一致。 本文利用工具變量法去除模型中GDP增長率變量的內(nèi)生性。具體方法為：利用各省公里里程數(shù)的對數(shù)值作為實際GDP增長率的工具變量，然后采用工具變量法對計量模型進行估計。其原理在于公路建

30、設(shè)的計劃往往提前很多年，公路里程數(shù)的變化理論上與GDP的增量相關(guān)，但與短期的經(jīng)濟沖擊并不直接相關(guān)。作為GDP工具變量的各省公路里程數(shù)來源于中國統(tǒng)計年鑒(19972010年)。為了檢驗工具變量選擇是否正確，本文進行了2個基本檢驗：(1)我們首先使用了Davidson和MacKinnon(1993)提出的對固定效應(yīng)面板模型進行內(nèi)生性檢驗的方法檢驗了模型是否存在內(nèi)生性，該方法與Durbin-Wu-Hausman檢驗相似，但克服了Hausman檢驗要求系數(shù)差的協(xié)方差矩陣必須為正定矩陣的假設(shè)前提，更具通用性。(2)識別不足檢驗(underidentifi-cation test)，即檢驗工具變量及內(nèi)生性

31、變量是否存在相關(guān)性。 本文在面板固定效應(yīng)下使用二階段最小二乘法(G2SLS)。具體方法參見Balestra和Varadharajan-Krishnakumar(1987)。由于GDP增長速度的內(nèi)生性，我們無法通過類似的固定效應(yīng)模型來限制二者系數(shù)和為“1”做回歸。而如果僅在兩階段回歸的第二階段進行限制性回歸又會得到大于真實值的標(biāo)準(zhǔn)誤，使得系數(shù)的估計產(chǎn)生較大的偏差。因此，我們獲得技術(shù)彈性的步驟如下：(1)以GDP增長率為因變量與外生變量回歸得到GDP增長速度的擬合值；(2)通過最小二乘法得到二氧化碳排放增長速度的擬合值；(3)以二氧化碳排放增長速度的擬合值作為因變量，將GDP增長速度的擬合值和勞動

32、力增長率做限制性回歸得到技術(shù)彈性及其標(biāo)準(zhǔn)誤。 五 經(jīng)驗研究結(jié)果 (一)固定效應(yīng)模型 我們首先對(19)式進行了固定效應(yīng)模型的回歸分析，上面已經(jīng)提到，由于沒有考慮連續(xù)時間的經(jīng)濟沖擊因素，這種方法存在內(nèi)生性問題。表3的結(jié)果第1列描述了以全國各省份為樣本的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果。結(jié)果表明GDP增長率對二氧化碳排放增長率的貢獻大于1，而勞動力增長率的系數(shù)等于0.061，但統(tǒng)計意義上不顯著。假設(shè)1在5%的顯著水平上被拒絕，對假設(shè)1的檢驗是通過對GDP增長率和勞動力增長率相加是否等于1進行聯(lián)合的F檢驗，該檢驗服從分子自由度為1，分母自由度為28的F分布。對于“1-1”與“-2”是否異號是通過直接觀察得到的，

33、并沒有在報告的概率值中得以體現(xiàn)。即1-1與2相加等于1在統(tǒng)計意義上不成立。這表明該結(jié)果不支持理論模型，因此無法確定技術(shù)彈性的大小。其后加入時間虛擬變量和工具變量的結(jié)果表明，這由內(nèi)生性引起。 (二)加入時間虛擬變量的固定效應(yīng)模型 表3第2列報告了以全國各省份為樣本的“加入時間虛擬變量的固定效應(yīng)模型”回歸結(jié)果。我們首先對時間虛擬變量做了F檢驗以檢驗時間虛擬變量整體是否顯著，檢驗結(jié)果高度拒絕了其他時間虛擬變量同時為0的假設(shè)。這在一定程度上說明經(jīng)濟沖擊對二氧化碳排放的變化有影響。相比固定效應(yīng)模型，GDP增長率的系數(shù)明顯下降，并在1以下。GDP的系數(shù)顯著異于“0”說明GDP增長率對二氧化碳排放增長率的作

34、用為負(fù)被拒絕。 對“假設(shè)1”進行的F檢驗結(jié)果表明：如果該計量模型估計為一致無偏的估計，本文的理論模型在統(tǒng)計上就不能被拒絕，可以認(rèn)為模型是適用的。在此模型的基礎(chǔ)上我們計算出計量模型隱含的技術(shù)彈性值為-0.044，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.109，在5%的水平上并不顯著。該結(jié)果表明技術(shù)進步對中國二氧化碳排放沒有顯著影響。 表4為分地區(qū)“加入時間虛擬變量的固定效應(yīng)模型”的估計結(jié)果，從中可以看出“假設(shè)1”在5%水平上都不能被拒絕。但是地區(qū)間的技術(shù)彈性具有一定的差異：東部和中部的技術(shù)彈性為負(fù)，說明技術(shù)進步直接效應(yīng)為負(fù)，技術(shù)進步在一定程度上減少了二氧化碳排放，但是該值在統(tǒng)計意義上不顯著；西部的技術(shù)彈性為正，說明技術(shù)進步

35、在一定程度上增加了二氧化碳排放，但統(tǒng)計意義上同樣不顯著。 在擴展的雙向固定效應(yīng)模型中，我們加入了人均GDP的增長率、GDP的對數(shù)和GDP的對數(shù)平方以用于衡量人力資本變化、人口變化對二氧化碳排放的影響和檢驗環(huán)境庫茲涅茨曲線假說。結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些變量均不顯著，且受關(guān)注的變量GDP增長率和人力資本增長率的系數(shù)無明顯變化。 通過全國和各地區(qū)樣本的分別回歸，我們得到以下結(jié)論：平均意義而言，中國在近14年技術(shù)進步的直接效應(yīng)并不明顯，沒有偏向于減少或者增加二氧化碳排放。雖然加入時間虛擬變量的固定效應(yīng)模型在一定程度上減少了內(nèi)生性問題，但并不能徹底解決該問題，因此我們引入工具變量，在固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上進行G2SLS

36、估計以解決內(nèi)生性問題。 (三)固定效應(yīng)下的G2SLS法 為了消除計量模型的內(nèi)生性，本文在固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上引入工具變量，并在此基礎(chǔ)上重新進行了估計。工具變量選取的是公路里程數(shù)的對數(shù)值。表3的模型3報告了我們感興趣的主要系數(shù)值及統(tǒng)計量。我們對G2SLS模型進行了基本檢驗以保證模型的合理性。Davidson和MacKin-non檢驗結(jié)果表明，全國水平在5%水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，因此我們認(rèn)為基礎(chǔ)模型(未加入時間變量的固定效應(yīng)模型)存在內(nèi)生性。Anderson LR檢驗結(jié)果表明內(nèi)生變量不存在識別不足問題。綜合考慮內(nèi)生性問題，我們認(rèn)為工具變量法得到的結(jié)果更為可靠。 對“假設(shè)1”和“假設(shè)2”的計

37、量結(jié)果表明，無論是全國樣本還是分地區(qū)樣本，G2SLS模型不拒絕理論模型的合理性。那么就可以利用該理論模型估計出全國和各地區(qū)二氧化碳排放的技術(shù)彈性并驗證命題2是否成立。 從表3可以看出，全國二氧化碳排放的技術(shù)彈性為-0.212，顯著為負(fù)，說明中國過去14年的經(jīng)濟發(fā)展過程中，技術(shù)進步的直接效應(yīng)為負(fù)，技術(shù)進步減少了二氧化碳排放。技術(shù)每進步1個百分點，二氧化碳排放量會減少0.212個百分點。表4給出了各個地區(qū)二氧化碳排放的技術(shù)彈性，東部地區(qū)為-0.307，中部地區(qū)為-0.218，西部地區(qū)為0.048，其中東部地區(qū)和中部地區(qū)均顯著為負(fù)，而西部地區(qū)在統(tǒng)計意義上不顯著。說明東部、中部地區(qū)技術(shù)進步直接效應(yīng)為負(fù)，技術(shù)進步減少了二氧化碳排放，且東部地區(qū)技術(shù)進步的減排效果要大于中部地區(qū)，而西部地區(qū)技術(shù)進步可能增加二氧化碳排放。這可能與東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平以及政府環(huán)境規(guī)制有關(guān)。東部地區(qū)經(jīng)濟最為發(fā)達，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，居民對環(huán)境質(zhì)量的關(guān)注不斷提高，政府逐步加強了環(huán)境規(guī)制，關(guān)、轉(zhuǎn)、并、停了一些高能耗、高污染的企業(yè)，鼓勵企業(yè)發(fā)展低排放技術(shù)和環(huán)境友好型產(chǎn)品，東部地區(qū)技術(shù)進步本身更加偏向于減少二氧化碳排放；中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平慢于東部地區(qū)，政府規(guī)制程度也弱于東部地區(qū)，承接了部分東部地區(qū)高排放產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，多數(shù)生產(chǎn)仍舊使用傳統(tǒng)技術(shù)，技術(shù)進步對二氧化碳減排的作用要弱于東部地區(qū)