工業(yè)技術進步的碳減排效應

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1、工業(yè)技術進步的碳減排效應 　　實現(xiàn)綠色發(fā)展的關鍵在于減少二氧化碳等溫室氣體的排放，工業(yè)是減少碳排放的一個重要領域，工業(yè)碳減排的核心在于工業(yè)的技術進步。對中國工業(yè)各行業(yè)的技術進步和碳減排狀況進行的實證分析顯示：第一，工業(yè)技術進步具有明顯的碳減排效用;第二，工業(yè)技術進步的碳減排效具有行業(yè)的異質性，資本密集型和勞動密集型所具有的碳減排效應有所不同;第三，工業(yè)技術進步并不是實現(xiàn)碳減排的唯一因素，市場化、對外開放以及規(guī)模經(jīng)濟這些因素對于碳減排也具有積極的意義。加快工業(yè)技術進步，推進市場化改革，深化對外開放，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，是碳減排或綠色發(fā)展政策選擇的重要取向。 　　一、引言 　　本文將采取與

2、上述文獻不同的分析進路，首先針對STIRPAT模型運用在產(chǎn)業(yè)層面上比較困難的情況，提出一種修正方法，即回到IPAT等式的原意上重新構造產(chǎn)業(yè)STIRPAT模型，以此來進行計量分析;其次，我們不僅分析了工業(yè)行業(yè)技術進步的碳減排效應，還考慮到行業(yè)異質性，發(fā)現(xiàn)技術進步在資本和勞動密集型行業(yè)的不同碳減排機制。為實現(xiàn)這一分析思路，本文的研究結構體現(xiàn)為，第二部分是實證策略、變量以及數(shù)據(jù)來源的說明;第三部分是本文的實證結果及分析;第四部分是結論并提出可行的政策建議。 　　二、實證策略、變量和數(shù)據(jù) 　　(一)實證策略 　　對環(huán)境或碳排放問題來說，STIRPAT模型(Dietz和Rosa，199

3、4)將經(jīng)典的IPAT等式隨機化，[6]逐步發(fā)展成為常用的回歸分析工具： 　　進行一階差分消除個體效應(difference GMM)，利用InCi，t-2及更多滯后期項為差分方程式提供有效的工具變量來解決內生性問題。Blundell和Bond(1998)的系統(tǒng)廣義矩估計(system GMM)方法可以在上述差分GMM矩條件的基礎上增加InCit的滯后差分項為方程式(4)的工具變量，從而會產(chǎn)生更加高效的估計結果[8]。除了全樣本考察以外，本文還設置了資本、勞動密集型對照組，在一定程度上考察行業(yè)異質性下的碳排放特征，為了符合GMM的“大截面，小時間”數(shù)據(jù)要求，上述分組以勞均資本存量為判定指標

4、從大到小排序并進行等分處理。資本密集型行業(yè)有：煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制品業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)、電力熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)、燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)和水的生產(chǎn)和供應業(yè)。勞動密集型行業(yè)有：有色金屬礦采選業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)、皮革毛皮羽毛(絨)及其制品業(yè)、木材加工及木竹藤棕草制品業(yè)、

5、家具制造業(yè)、印刷業(yè)和記錄媒介的復制、文教體育用品制造業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、金屬制品業(yè)和儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)。 　　(二)變量與數(shù)據(jù) 　　本文的被解釋變量為碳排放量，對此，我們利用《中國能源統(tǒng)計年鑒》中提供的16種工業(yè)行業(yè)終端能源實物消費總量計算工業(yè)行業(yè)碳排放量，具體參考IPCC(2006)確定的計算公式為： 　　技術進步是本文的核心解釋變量，它對于碳減排的作用，是一個在邏輯上很容易被認同的關系。然而本文更為關注的是基于行業(yè)異質性的技術進步對于碳排放的影響分析。我們選擇由Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)測算的全要素生產(chǎn)率(TFP)以綜合反映行業(yè)技術進步的情

6、況。由于行業(yè)分類標準和工業(yè)統(tǒng)計口徑在各時期并不統(tǒng)一，曹利戰(zhàn)(2012)進行了極為細致的比較、劈分和估算，并最終形成36個工業(yè)二位數(shù)行業(yè)的1978—2010年的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)集。[9](pp56-58)因此，本文依照曹利戰(zhàn)對工業(yè)行業(yè)的分類調整，并直接引用其36行業(yè)的TFP數(shù)據(jù)。為了避免TFP可能存在的測量誤差，本文同時給出利用單位產(chǎn)出中科研經(jīng)費占比作為投入型的技術進步變量。由于規(guī)模以上工業(yè)行業(yè)的科研或研發(fā)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計并不連續(xù)，因此我們利用《中國科技統(tǒng)計年鑒》大中型工業(yè)企業(yè)科研或研發(fā)經(jīng)費內部支出占行業(yè)總產(chǎn)值的比重代替。 　　由于中國工業(yè)統(tǒng)計口徑在1998年發(fā)生了重大調整，之前為，按隸屬關系統(tǒng)計，

7、之后則按規(guī)模大小統(tǒng)計，因此，可比行業(yè)數(shù)據(jù)應選擇1998年及之后區(qū)間，不過在本文的解釋變量貿易開放度中，其原始數(shù)據(jù)自2001年才由《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》發(fā)布，為獲取平衡數(shù)據(jù)，本文將樣本期設定為2001—2010年。1998年之后的統(tǒng)計口徑也發(fā)生了微小的變動，比如，1998—2006年的統(tǒng)計范圍為全部國有及年主營業(yè)務收入在500萬元以上非國有工業(yè)企業(yè)，而2007年至2010年為年主營業(yè)務收入在500萬元以上工業(yè)企業(yè)(即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè))，由于這些微調不至于影響本文的定量分析，因此不予調整。 　　三、計量結果、檢驗及分析 　　(一)基本回歸結果 　　表2中模型1為基于36個工業(yè)行

8、業(yè)的主回歸結果，模型2使用第二個技術進步指標檢驗技術進步作用的穩(wěn)定性。首先，我們分析本文使用的系統(tǒng)GMM回歸的兩個重要的檢驗。一個是Arellano-Bond檢驗，表中報告的是常用的AR(2)，它檢驗差分方程的誤差項是否存在二階自相關。顯然，模型1和模型2的概率值(P值)表明拒絕二階自相關的原假設。一個是Hansen檢驗，它檢驗工具變量的有效性，P值同樣表明模型1和模型2不拒絕工具變量是有效的原假設。這兩項檢驗從統(tǒng)計學上支持了模型估計結果的可信性。從對回歸模型的結果可以看到如下的一些經(jīng)濟意義。 　　(1)技術進步。不論是全要素生產(chǎn)率(TFP)，還是科研經(jīng)費占比(S&T)，其與行業(yè)碳排放量

9、的關系都是負向的，這體現(xiàn)了工業(yè)技術進步的碳減排效應。由于我們使用的技術進步指標是綜合性的，比如，TFP是去除要素投入量后的“索羅殘差”，S&T也是科研或研發(fā)投入的總量概念并沒有區(qū)分是生產(chǎn)技術還是節(jié)能技術。而我們的被解釋變量為不含任何經(jīng)濟因素的碳排放量，因此，這個回歸結果的意義在于工業(yè)行業(yè)廣義的技術進步存在碳減排的傾向。 　　(2)資本規(guī)模和能源資本比。在實證策略部分，我們曾分析傳統(tǒng)的STIRPAT模型在工業(yè)行業(yè)研究時應用的不足，建議使用資本規(guī)模和能源資本比替代人口規(guī)模和人均財富，模型1和模型2的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著，這從統(tǒng)計上支持了我們替換的合理性。 　　(3)煤炭消費占比

10、和出口開放度對碳排放的影響是正向的。前者符合預期，后者說明出口導向的貿易發(fā)展模式或許是引致碳排放量不斷增長的原因之一，并且這一結論從碳排放的角度支持了“污染天堂假說”(Copeland和Taylor，1994)。Copeland B R， Taylor M S North-South Trade and the Environment[J] Quarterly Journal of Economics， 1994， 109(3)：755。企業(yè)規(guī)模指數(shù)的估計系數(shù)是負向顯著的，這說明從整體來看，中國工業(yè)行業(yè)碳排放是存在規(guī)模經(jīng)濟的。市場化變量的符號為負，但是不具有統(tǒng)計顯著性，因此，市場化改革與碳排放

11、的關系需要更多的證據(jù)來探討，至少在工業(yè)行業(yè)整體層面上還不十分確切?！笆晃濉碧摂M變量的估計系數(shù)是正的，這一結論說明可能存在兩個問題：一是我們設置的虛擬變量并沒有很好地控制“十一五”期間的節(jié)能政策;二是如果被解釋變量替換為碳排放強度或能源消費強度，政策性約束或許更明顯一些。此外，滯后一期的碳排放量在兩個模型里均為負向顯著，說明工業(yè)行業(yè)當期碳排放至少受到前一期水平的影響，也就是存在所謂的路徑依賴。 　　(二)對照組分析 　　為了發(fā)現(xiàn)中國工業(yè)行業(yè)技術進步與碳減排的更多經(jīng)驗性特征，我們設置了以資本密集度指標排序并等分處理的資本密集型與勞動密集型小組。通過對二者進行簡單地比較，我們發(fā)現(xiàn)技術進

12、步的碳減排效應存在行業(yè)異質性。下面我們對模型3和模型4的估計結果進行具體的分析。 　　首先，技術進步的碳減排效應在勞動密集型行業(yè)不僅存在而且在統(tǒng)計上顯著，但資本密集型行業(yè)技術進步的碳減排效應還不能確定，因為盡管資本密集型行業(yè)中技術進步的估計系數(shù)是負數(shù)但是卻不能獲得統(tǒng)計上的支持。為了解釋這一結果，我們可以先觀察表1中的碳排放量，比較資本密集型和勞動密集型，我們發(fā)現(xiàn)前者的平均值要高于后者，這意味著資本密集型行業(yè)也往往是高排放行業(yè)。為了表明為什么高排放行業(yè)的技術進步效應會不顯著，我們做了如下的輔助回歸。 　　表3中的HCE為高排放行業(yè)的虛擬變量，我們將工業(yè)行業(yè)在2001—2010年的碳排

13、放量均值進行降序排列，取前36/2=18個行業(yè)為高排放組，取值為1，其他行業(yè)為低排放組，取值為0?？梢园l(fā)現(xiàn)，技術進步的碳減排效應非常顯著，高排放組的碳減排量也顯著高于低排放組，而我們關注的重點，也就是技術進步與碳排放虛擬變量的交互項的估計系數(shù)為正值，這里的含義是如果工業(yè)行業(yè)的碳排放水平處于高位，那么其對于技術進步的碳減排效應會起到抑制作用。這可能是導致表2中模型3技術進步變量不顯著的原因。 　　其次，勞動密集型行業(yè)中的市場化對于碳減排的作用變得顯著。從表1中，我們發(fā)現(xiàn)勞動密集型行業(yè)的市場化水平更高，這意味著市場競爭更為激烈。隨著能源價格逐步放開，非國有產(chǎn)權的企業(yè)會不斷地調整其能源消費量和

14、結構，而國有企業(yè)由于在能源獲取和價格上的比較優(yōu)勢其調整幅度可能會比較微弱和緩慢。資本密集型行業(yè)在對外開放度指標上不再顯著，這可能是因為其出口開放度依然較低所致。 　　此外，資本規(guī)模、能源資本比、煤炭消費占比、企業(yè)規(guī)模指數(shù)、政策變量和滯后一期的碳排放量的結果與模型1是一致的，這里就不再贅述。 　　四、結論及政策建議 　　本文是對中國工業(yè)行業(yè)的技術進步與碳排放問題的經(jīng)驗分析。我們重新構造和解釋了產(chǎn)業(yè)STIRPAT模型，在應用分析中，我們發(fā)現(xiàn)2001—2010年間的技術進步在總體上存在碳減排傾向，但從行業(yè)異質性出發(fā)卻有不盡相同的結果，勞動密集型行業(yè)的碳減排效應明顯，而資本密集型行業(yè)

15、的碳減排效應并不能確定。不僅如此，市場化變量和出口開放度對碳排放的影響在資本和勞動密集型行業(yè)中也有差異?；谶@些結果，我們提出如下的政策建議： 　　第一，加大對工業(yè)行業(yè)技術進步的支持和推動的力度，特別是加大對資本密集型工業(yè)行業(yè)技術進步的支持和推動力度。為此，要把對工業(yè)行業(yè)技術進步的政策支持與實現(xiàn)碳減排目標掛起鉤來，以碳減排的量確定對該行業(yè)或企業(yè)的稅收、金融、進出口優(yōu)惠支持的程度。 　　第二，深化國有經(jīng)濟改革，特別是打破行業(yè)壟斷，這是實現(xiàn)碳減排的必要選擇。為此，在政策上要加大對工業(yè)行業(yè)的民營經(jīng)濟支持力度，同時加快能源等資源價格的市場化改革進程。與此相適應，要打破工業(yè)行業(yè)的壟斷，并對資源型行業(yè)的壟斷采取打破壟斷和抑制行業(yè)利益相結合的政策措施。 　　第三，優(yōu)化工業(yè)出口貿易結構，構建有利于碳減排的工業(yè)行業(yè)結構。比如政府可以通過差別化的出口退稅政策、征收出口關稅等手段促使低能耗行業(yè)在全球價值鏈上的攀升。當然，政府更要在碳排放的核算問題上積極參與國際磋商，努力建立基于生產(chǎn)和消費共同承擔碳排放責任的核算標準，為出口貿易結構的改善創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。