盧祖丹，趙定濤

（中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，安徽 合肥 230026）

西部大開發(fā)對工業(yè)碳排放的影響解析

盧祖丹，趙定濤

（中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，安徽 合肥 230026）

為識別制約西部地區(qū)環(huán)境改善的薄弱環(huán)節(jié)、制定針對性強(qiáng)的改進(jìn)方案、提升西部大開發(fā)的整體品質(zhì)，本文從規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三個角度分析了西部大開發(fā)對工業(yè)碳排放的影響。研究顯示，規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)是西部大開發(fā)對工業(yè)碳排放的主要影響途徑，其中結(jié)構(gòu)效應(yīng)的變化主要由國內(nèi)市場對西部地區(qū)工業(yè)品需求擴(kuò)大引起，并不存在“污染天堂”影響；技術(shù)效應(yīng)對工業(yè)碳排放的影響不顯著，這與當(dāng)?shù)卣谕苿拥吞技夹g(shù)發(fā)展中主導(dǎo)作用尚未真正發(fā)揮有一定關(guān)系，相反，外資企業(yè)的技術(shù)溢出卻對工業(yè)能耗降低起到了積極作用。

西部大開發(fā)；工業(yè)碳排放；規(guī)模效應(yīng)；結(jié)構(gòu)效應(yīng)；技術(shù)效應(yīng)

Abstract:This study explores the impact of Western Development on industrial carbon emissions from the following perspectives:scale effect,composition effect,and technique effect.The results suggest that scale effect and composition effect are two main ways,in which Western Development affects industrial carbon dioxide emissions.Furthermore,the change of composition effect in western regions is mainly ascribed to the expansion demand of domestic market on industrial products rather than the impact of"pollution heaven",while the impact of technique effect is not significant because of ignoring the development of low-carbon technology.In contrast,the improvement of energy efficiency in western regions may be related to the technology spillover of FDI companies.

Key words:Western Development;industrial carbon emissions;scale effect;composition effect;technique effect

1 引言

西部地區(qū)是我國的生態(tài)安全屏障，其環(huán)境質(zhì)量直接關(guān)系到我們整個民族的生存安全和子孫后代的福祉［1］。因此，在對西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施效果進(jìn)行評價時，環(huán)境效果是不可或缺的重要考慮方面。

關(guān)于西部大開發(fā)的環(huán)境問題研究，從開發(fā)伊始就不斷引起學(xué)界的重視。例如從農(nóng)業(yè)資源環(huán)境保護(hù)角度，王雅鵬等［2］分析了環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展與糧食安全、農(nóng)民收入等方面的關(guān)系，指出不能以破壞資源環(huán)境和過度耗竭資源為代價換得經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展和西部大開發(fā)的“勝利”；從林業(yè)資源環(huán)境建設(shè)角度，杜受祜［3］指出應(yīng)抓住西部大開發(fā)的契機(jī)，借鑒和引進(jìn)國外參與式自然資源管理方式，加強(qiáng)以天然林保護(hù)工程為主要內(nèi)容的生態(tài)環(huán)境建設(shè)；從環(huán)境災(zāi)害減免防治角度，何愛平［4］指出西部地區(qū)自然環(huán)境具有先天脆弱性，大批高能耗、重污染東部企業(yè)的西進(jìn)更加劇了這種惡化趨勢，建議通過減少人為災(zāi)害及其對自然災(zāi)害的放大作用，來處理好開發(fā)建設(shè)與生態(tài)環(huán)境保護(hù)的關(guān)系；從生態(tài)環(huán)境建設(shè)的角度，岳太青［5］認(rèn)為西部環(huán)境建設(shè)存在著的工程重復(fù)規(guī)劃、國家投入少等問題，政府應(yīng)切實把生態(tài)環(huán)境保護(hù)和建設(shè)作為一項根本大計，堅持在保護(hù)中開發(fā)，保護(hù)與建設(shè)并舉。上述研究多是從防范西部大開發(fā)的環(huán)境風(fēng)險角度出發(fā)，提出種種事前警示和預(yù)防措施，但對西部大開發(fā)造成的實際環(huán)境影響較少進(jìn)行評估。

目前學(xué)界對西部大開發(fā)的效果評價研究主要集中于經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，如周秋紅等［6］運用單因素方差分析對大開發(fā)前后西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會水平、固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口狀況進(jìn)行縱向比較；岳麗萍等［7］運用主成分分析法從GDP總量、企業(yè)經(jīng)營績效、財政能力、對外貿(mào)易差異、居民生活水平角度評價西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施效果；林建華等［8］運用數(shù)據(jù)對比方法從經(jīng)濟(jì)發(fā)展和東西部經(jīng)濟(jì)差距角度評價了大開發(fā)績效。只有少數(shù)研究［9］將環(huán)境因素納入西部大開發(fā)實施效果的綜合評價框架內(nèi)，還比較缺乏評價環(huán)境影響的專題實證研究，其中關(guān)于西部大開發(fā)對特定排放物質(zhì)的影響研究更是鮮有問津。

因此，本文選擇工業(yè)碳排放為研究對象，對西部大開發(fā)帶來的工業(yè)碳排放影響進(jìn)行剖析分解，來透視西部經(jīng)濟(jì)開發(fā)建設(shè)對資源環(huán)境造成的影響，識別制約當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境改善的薄弱環(huán)節(jié)，以便充分發(fā)揮西部地區(qū)的“后發(fā)優(yōu)勢”，避免先破壞后治理的惡性循環(huán)，探索一條經(jīng)濟(jì)建設(shè)與資源環(huán)境相協(xié)調(diào)的可持續(xù)發(fā)展道路，提升西部開發(fā)的整體品質(zhì)。

2 西部大開發(fā)對工業(yè)碳排放的影響建模

2.1 大開發(fā)前后工業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系對比

環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系建模主要包括線性、平方和立方設(shè)定三種方式，并由此得出兩者單調(diào)遞增關(guān)系［10］、倒 U 型關(guān)系［11］和 N 型關(guān)系［12］的結(jié)論。本文基于立方設(shè)定，采用逐步向后回歸方法，逐步剔除不顯著的回歸項，探討整個樣本期（1995—2007年）西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長（用人均收入表示）對工業(yè)碳排放的影響，方程如式（1）：

其中CO2為工業(yè)碳排放量，G為人均收入，β為擬求的回歸系數(shù)，ε為誤差項，i為省份，t為年份。此外，考察西部大開發(fā)對工業(yè)碳排放的影響，最直接的方式是以1999年為分界點，對開發(fā)前后工業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行比較，以期發(fā)現(xiàn)兩階段的差異。

2.2 大開發(fā)前后工業(yè)碳排放變化的效應(yīng)解析

人類經(jīng)濟(jì)活動對環(huán)境質(zhì)量的影響可分解為三種效應(yīng)：規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)［11,13-14］。規(guī)模效應(yīng)是指伴隨經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，帶來能源消耗和污染排放的增加，這將對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)作用［15］；而經(jīng)濟(jì)負(fù)增長（經(jīng)濟(jì)危機(jī)或緊縮）則伴隨經(jīng)濟(jì)規(guī)模的收縮，造成能耗和排污的減少，這客觀上有利于環(huán)境指標(biāo)的改善，故“增長極限理論”認(rèn)為只有自覺控制增長、促進(jìn)增長結(jié)束才能實現(xiàn)全球均衡狀態(tài)，使資源消耗和污染保持最?。?6］。結(jié)構(gòu)效應(yīng)則因經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段而異，在低收入階段，經(jīng)濟(jì)增長帶來工業(yè)在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的比重加大，進(jìn)而造成資源利用和污染排放的增加，加劇了環(huán)境退化；而在高收入階段，經(jīng)濟(jì)增長推動經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)朝向信息密集型產(chǎn)業(yè)和服務(wù)業(yè)發(fā)展［17］，較為清潔的第三產(chǎn)業(yè)將取代污染較重的第二產(chǎn)業(yè)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重心，能源消耗和污染排放得到有效控制，因而有利于改善環(huán)境質(zhì)量。技術(shù)效應(yīng)是指在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的大趨勢下，企業(yè)為提高競爭力和盈利水平，不斷追求新技術(shù)、新材料的應(yīng)用以減少資源投入并降低生產(chǎn)成本，同時收入水平的提高也增加了人們對清潔生活環(huán)境的需求，這種需求通過政策途徑或市場機(jī)制也間接地推動了低碳清潔技術(shù)的發(fā)展，故技術(shù)進(jìn)步對環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生正向影響［18］。

大開發(fā)后西部地區(qū)工業(yè)碳排放的變化，可追溯為規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng)變化的綜合結(jié)果。剖析三種效應(yīng)對工業(yè)碳排放的作用效果，可分為三個步驟：第一，了解經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平在大開發(fā)前后自身發(fā)生的變化。具體來說，經(jīng)濟(jì)規(guī)?？捎萌司杖耄℅）來表示［19-20］；結(jié)構(gòu)效應(yīng)（IP）可用工業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的份額來衡量；技術(shù)水平（EI）可用單位工業(yè)增加值的能源消耗強(qiáng)度 （噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元）來衡量。大開發(fā)前后人均收入的年增長率的變化可反映規(guī)模效應(yīng)的變動，此外以人均收入為自變量，采用回歸分析分別考察大開發(fā)前后經(jīng)濟(jì)增長帶來的技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)變化，公式如式（2）和（3）：

第二，衡量規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對工業(yè)碳排放的影響力度變化，即通過計算大開發(fā)前后工業(yè)碳排放的規(guī)模、技術(shù)和結(jié)構(gòu)彈性，了解三種效應(yīng)對工業(yè)碳排放的影響力度和方向的變化。第三，通過綜合分析三種效應(yīng)自身變化和影響力度變化，來確定大開發(fā)影響工業(yè)碳排放的主要作用途徑。

2.3 結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的變化原因分解

結(jié)構(gòu)效應(yīng)（IP）變化主要由市場需求變動引起，也就是說，在其他條件不變的情況下，市場若增加對工業(yè)品的需求，則拉動工業(yè)企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，導(dǎo)致工業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重增加，反之亦然。市場需求拉動又可分為內(nèi)需拉動和外需拉動，為考慮國內(nèi)需求和國外需求對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響孰輕孰重，可在三者之間建立回歸方程，見式（4）：

其中SR表示工業(yè)產(chǎn)品銷售量占本省生產(chǎn)總值的比例，用于衡量國內(nèi)市場需求情況；EP表示出口額占本省生產(chǎn)總值的比例，用于衡量國際市場需求情況。

技術(shù)效應(yīng)（EI）變化可由政府對研發(fā)的重視程度和投入力度變化引起，也可由外資企業(yè)向當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技術(shù)溢出引起［21］。可在技術(shù)水平、政府科技投入和外商直接投資三者間建立回歸方程，通過斜率系數(shù)比較來確定兩者在推動技術(shù)進(jìn)步過程中的角色地位，見式（5）：

其中RD表示科技支出占地方財政的比例，用于衡量政府在推動技術(shù)進(jìn)步方面的作用；FDI表示外資企業(yè)資產(chǎn)總值占規(guī)模以上企業(yè)資產(chǎn)總值的比例，用于衡量外資的技術(shù)溢出作用。

3 數(shù)據(jù)測算、處理及檢驗

3.1 工業(yè)碳排放指標(biāo)的計算

我國統(tǒng)計部門目前未對工業(yè)碳排放量進(jìn)行統(tǒng)計公布，由于碳排放主要由化石能源燃燒帶來，故實踐中可根據(jù)投入到工業(yè)生產(chǎn)的化石能源消費量與能源的CO2轉(zhuǎn)換因子來測算，如式（6）：

其中CO2it表示第i省第t年工業(yè)碳排放總量；ECkit表示第i省第t年第k種能源的工業(yè)終端消費量；TRk第k種能源的CO2轉(zhuǎn)化因子，該指標(biāo)取自政府間氣候變化專門委員會（IPCC）。

3.2 數(shù)據(jù)收集及處理

根據(jù) 《關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實施意見》（國辦發(fā)〔2001〕73號）規(guī)定，我國西部地區(qū)包括重慶市、四川省等12個省、直轄市和自治區(qū)。為滿足數(shù)據(jù)可得性要求，本文采用1995-2007年西部地區(qū)11個省、直轄市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)（西藏除外），共141個樣本。其中各省的地區(qū)生產(chǎn)總值 （即全省GDP）、人口、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售收入（2005年后改為“主營業(yè)務(wù)收入”）、出口總額、外資工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總值、物價指數(shù)和匯率數(shù)據(jù)來自1996—2008的《中國統(tǒng)計年鑒》；地方財政科技撥款數(shù)據(jù)來自1996—2008的《中國科技統(tǒng)計年鑒》；依據(jù) 《中國能源統(tǒng)計年鑒》（1996—2008）統(tǒng)計公布的能源消費種類，收集整理各省的煤炭、焦炭、原油、汽油、柴油、煤油、燃料油和天然氣8種能源的工業(yè)終端消費數(shù)據(jù)。此外，對所收集數(shù)據(jù)作如下處理：

（1）重慶市1997年設(shè)立直轄市，在此之前隸屬于四川省，為規(guī)避行政區(qū)劃變動對數(shù)據(jù)造成不必要的干擾，重慶市1997—2008年的數(shù)據(jù)仍加總到四川省或作加權(quán)平均處理。

（2）個別省份部分年份的工業(yè)能源消費數(shù)據(jù)缺失，如寧夏自治區(qū)2001年等，以插值法估算缺失年份的能源消費量。

（3）為消除通貨膨脹等價格因素的影響，用居民消費價格指數(shù)（CPI）對當(dāng)年價人均收入、地方生產(chǎn)總值、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、工業(yè)銷售收入作平減處理，得到以1995年不變價表示的各指標(biāo)數(shù)據(jù)。為消除匯率波動的影響，以1995年的人民幣對美元年平均匯價（中間價）為基數(shù)對各省出口總額作平減處理。

（4）技術(shù)水平，即工業(yè)能源消耗強(qiáng)度，是將各省工業(yè)生產(chǎn)所消耗的各種能源折算為標(biāo)準(zhǔn)煤后，匯總并除以該省當(dāng)年的工業(yè)增加值求得。各種能源折標(biāo)準(zhǔn)煤參考系數(shù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

（5）為消除異方差現(xiàn)象，對工業(yè)碳排放量、人均GDP、單位工業(yè)增加值的能耗強(qiáng)度等絕對值指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)變換。工業(yè)總產(chǎn)值比重、科技投入占地方財政比例等指標(biāo)為百分比率，不需做對數(shù)處理。

3.3 變量的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

為避免回歸發(fā)生在隨機(jī)游走變量之間而導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象，須進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。首先，對變量平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果顯示所有變量（除工業(yè)銷售收入占GDP比重（SR）和地方財政科技撥款比重（RD））為非平穩(wěn)面板序列，但一階差分后都呈現(xiàn)平穩(wěn)性，說明原序列為一階單整序列（即 I（1））。然后，采用 Engle-Granger兩步法對變量間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗，即先對上文公式（1）-（5）進(jìn)行回歸，再對回歸方程的殘差項進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明五個公式回歸的殘差均通過了ADF檢驗，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明所考察的因變量與自變量之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，不存在“偽回歸”現(xiàn)象。

4 西部大開發(fā)對工業(yè)碳排放的影響

進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析時，需要進(jìn)行Hausman檢驗以判斷運用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型更有效。經(jīng)檢驗，在1%的顯著性水平下，各式均拒絕了運用隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，因此本文使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

4.1 大開發(fā)前后工業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析

根據(jù)式（1）分別對整個樣本期、大開發(fā)前和大開發(fā)后逐步進(jìn)行立方、平方和線性回歸，結(jié)果顯示立方設(shè)定的回歸系數(shù)在三個時段都不顯著。對于整個樣本期和大開發(fā)前來說，只有線性設(shè)定的回歸結(jié)果是顯著的。而在大開發(fā)后，平方和線性設(shè)定是顯著的。

首先，就整個樣本期來說，西部地區(qū)工業(yè)碳排放隨著經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)顯著的單調(diào)遞增趨勢，人均收入上升1%將引起0.66%的工業(yè)碳排放量增長 （見表1第二列）。其次，以實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略為分界點，可以看出這種關(guān)系在前后兩個階段存在較大差異：（1）大開發(fā)前工業(yè)碳排放與人均收入之間為單調(diào)增函數(shù) （見表1第三列），斜率系數(shù)為0.27，顯著低于整個樣本期水平，說明在大開發(fā)戰(zhàn)略實施之前，工業(yè)碳排放量雖隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而增長，但增長較為緩慢。（2）大開發(fā)后工業(yè)碳排放與人均收入之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系（見表1第四列），即起初工業(yè)碳排放隨人均收入增加而增長，而經(jīng)過一段時間的發(fā)展后，工業(yè)碳排放將隨收入的增加而減少。但經(jīng)過運算發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)生這種轉(zhuǎn)折的極值點為32660元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于當(dāng)前西部地區(qū)的人均收入水平（2007年約為11220元），故認(rèn)為在今后相當(dāng)長時間內(nèi)工業(yè)碳排放量仍將隨著人均收入的上升而線性增長。（3）為比對前后兩階段經(jīng)濟(jì)增長對工業(yè)碳排放的影響差異，將大開發(fā)前后的線性回歸結(jié)果進(jìn)行比較（見表1第三列和第五列），發(fā)現(xiàn)開發(fā)后的斜率系數(shù)為0.758，約為開發(fā)前的2.8倍，可見后一階段經(jīng)濟(jì)增長對工業(yè)碳排放的影響要明顯大于前一階段，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施引起了該地區(qū)工業(yè)碳排放的大幅增長（見圖1（a）），這客觀上不利于當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量的改善。

4.2 工業(yè)碳排放變化的效應(yīng)分解

實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后，西部地區(qū)工業(yè)碳排放隨經(jīng)濟(jì)增長而顯著增加，這種現(xiàn)象可解釋為規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)共同作用的結(jié)果。首先，三種效應(yīng)自身在大開發(fā)前后發(fā)生了極大的變化，具體來說：（1）就規(guī)模效應(yīng)，從圖1（b）可以看出在大開發(fā)前西部各省的平均人均GDP一直處于緩慢的增長狀態(tài)，平均年增長率為7.42%；而在大開發(fā)后人均GDP呈現(xiàn)陡峭的上升趨勢，增長率達(dá)到12.94%，這表明大開發(fā)后經(jīng)濟(jì)規(guī)模出現(xiàn)明顯的擴(kuò)張之勢，意味著更多的化石能源消耗和二氧化碳排放。（2）就結(jié)構(gòu)效應(yīng)，從圖1（c）可以看出在大開發(fā)前西部省份工業(yè)總產(chǎn)值占地方生產(chǎn)總值的比重呈緩慢的下降趨勢，但大開發(fā)之后卻逆轉(zhuǎn)為顯著的上升趨勢；對公式（2）回歸可知，大開發(fā)前的斜率系數(shù)為-0.076（見表2第二列），表明這一時期人均收入上升1%將帶來工業(yè)比重的0.076%下降，而大開發(fā)后的斜率系數(shù)為0.112（見表2第三列），表明大開發(fā)之后1%人均收入的增長帶來經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中工業(yè)份額0.112%的上升。這說明西部大開發(fā)帶來的工業(yè)碳排放急劇增加不僅是由于經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，還是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)比重的快速增加。（3）就技術(shù)效應(yīng)來說，從圖1（d）可以看出在大開發(fā)前西部省份工業(yè)生產(chǎn)的能耗水平一直較為平穩(wěn)并出現(xiàn)緩慢的下降，但大開發(fā)后這種下降趨勢變得較為明顯；對公式（3）回歸可知，大開發(fā)后單位人均收入的增長所帶來工業(yè)能耗水平的下降要明顯大于大開發(fā)前（見表2第四列和第五列）。這表明大開發(fā)后西部地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)水平取得了明顯的進(jìn)步，減少了單位工業(yè)增加值的能耗水平，能源使用效率顯著提高。由上可知，西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施后，規(guī)模、結(jié)構(gòu)和技術(shù)三種效應(yīng)自身都得到了強(qiáng)化。

表1 西部地區(qū)工業(yè)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

圖1 西部地區(qū)各項指標(biāo)年度變化表

一般而言，經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)比重加強(qiáng)對工業(yè)碳排放增加有正向作用，而技術(shù)水平提高對工業(yè)碳排放有負(fù)向作用；但三種效應(yīng)的綜合作用效果不僅取決于效應(yīng)自身的變化，還取決于三種效應(yīng)對工業(yè)碳排放影響力度的變化，即開發(fā)前后工業(yè)碳排放的規(guī)模彈性、結(jié)構(gòu)彈性和技術(shù)彈性的變化。表3展示了三種效應(yīng)在開發(fā)前后對工業(yè)碳排放的影響彈性。具體說來，工業(yè)碳排放的規(guī)模彈性由開發(fā)前的0.205上升為開發(fā)后的1.972，說明西部大開發(fā)后經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大對工業(yè)碳排放的影響力度明顯增強(qiáng)；結(jié)構(gòu)彈性由開發(fā)前的-0.967上升為開發(fā)后的2.921，故從絕對值來看其對工業(yè)碳排放的作用力度大大加強(qiáng)，這表明大開發(fā)后增加的工業(yè)企業(yè)更趨向于高能耗、污染密集型，再配合大開發(fā)后經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中工業(yè)比重的由降轉(zhuǎn)升，勢必導(dǎo)致工業(yè)碳排放的顯著增加；技術(shù)彈性由開發(fā)前的-4.233轉(zhuǎn)變?yōu)殚_發(fā)后的-1.285，表明技術(shù)進(jìn)步對減少工業(yè)碳排放的影響力度大幅減弱。

綜合兩方面來說，（1）規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)在大開發(fā)后自身得到了加強(qiáng)且它們對工業(yè)碳排放的影響彈性增大，故西部大開發(fā)后經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大、工業(yè)比重的增加和新增工業(yè)企業(yè)更趨向于高能耗型的現(xiàn)狀共同導(dǎo)致工業(yè)碳排放的急劇增加（見圖1（a））。（2）技術(shù)效應(yīng)雖在大開發(fā)后自身得到加強(qiáng)，但其對減少工業(yè)碳排放的影響彈性卻大幅減弱，導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步未能抑制工業(yè)碳排放的急劇增加。這是由于對于技術(shù)基礎(chǔ)比較薄弱、經(jīng)濟(jì)實力較差的西部地區(qū)來說，技術(shù)進(jìn)步必須服務(wù)于振興經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)，故相當(dāng)長時間內(nèi)革新主要針對提高能源使用效率和減少生產(chǎn)成本方面，對技術(shù)的環(huán)境屬性，尤其是低碳屬性重視不夠，所以單純的效率提高不足以實現(xiàn)碳減排［22］。因此，西部大開發(fā)后，規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)是影響工業(yè)碳排放的主要途徑，技術(shù)效應(yīng)抑制碳排放的作用尚未有效發(fā)揮。

表2 西部大開發(fā)前后結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的變化

表3 工業(yè)碳排放的三種效應(yīng)彈性

4.3 結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的變因分析

大開發(fā)后，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)比重明顯加大且結(jié)構(gòu)效應(yīng)對工業(yè)碳排放的影響力度也明顯增強(qiáng)。通過式（4）回歸發(fā)現(xiàn)（見表4），反映國內(nèi)需求的變量（SR）斜率系數(shù)為顯著的正值而國際需求（EP）不顯著，表明大開發(fā)后工業(yè)比重的增加主要是由國內(nèi)市場對西部地區(qū)工業(yè)產(chǎn)品需求擴(kuò)大引起的，而并非源自國際需求增長。這反映了兩個問題：第一，隨著東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的蓬勃發(fā)展，人們增加的清潔環(huán)境需求造成當(dāng)?shù)丨h(huán)境政策更為嚴(yán)苛，加之大開發(fā)戰(zhàn)略實施后國家對西部地區(qū)發(fā)展的政策傾斜支持，越來越多的污染密集型工業(yè)企業(yè)由東部轉(zhuǎn)移到西部地區(qū)來［4］，造成西部地區(qū)的工業(yè)比重顯著加大，自2002年起西部地區(qū)的工業(yè)產(chǎn)品銷售率一直穩(wěn)居三大區(qū)域之首［23］；第二，西部地區(qū)工業(yè)比重加大并非是由于發(fā)達(dá)國家將其污染工業(yè)品需求轉(zhuǎn)嫁到環(huán)境規(guī)制較為寬松的發(fā)展中國家造成的，即否認(rèn)了所謂的“污染天堂假設(shè)”［24-25］。

大開發(fā)后，西部地區(qū)的單位工業(yè)增加值的能源消耗強(qiáng)度明顯降低，也即能源使用效率明顯提高。通過式（5）回歸發(fā)現(xiàn)（見表4），地方財政的科技投入（RD）與工業(yè)能耗降低的關(guān)系不明顯，而外資企業(yè)的比重（FDI）與其關(guān)系卻是顯著的，這表明當(dāng)前西部地區(qū)的工業(yè)生產(chǎn)能耗降低可能主要是由外資企業(yè)的技術(shù)溢出引起的，而地方財政的科技投入在推動技術(shù)進(jìn)步，尤其是低碳清潔技術(shù)方面的主導(dǎo)作用尚未真正顯現(xiàn)。

5 結(jié)論

本文從規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三個角度解析西部大開發(fā)對工業(yè)碳排放的影響途徑，主要結(jié)論如下：

（1）西部大開發(fā)后，經(jīng)濟(jì)增長對工業(yè)碳排放的影響程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于開發(fā)前。經(jīng)濟(jì)增長帶來的工業(yè)碳排放大幅增加，主要是由規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)引起的，即工業(yè)碳排放的增長一方面是大開發(fā)后經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)比重增加的必然結(jié)果，另一方面與大開發(fā)后經(jīng)濟(jì)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對工業(yè)碳排放的影響力度加強(qiáng)密切相關(guān)。

表4 結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的變因回歸表

（2）西部大開發(fā)后，雖然工業(yè)能耗水平迅速降低，但技術(shù)對工業(yè)碳減排的影響力度卻降低了，導(dǎo)致技術(shù)效應(yīng)對減少工業(yè)碳排放的作用效果并不明顯。這反映當(dāng)前西部地區(qū)的技術(shù)研發(fā)應(yīng)用仍以經(jīng)濟(jì)效益為先導(dǎo)，對技術(shù)的環(huán)境屬性重視不夠。

（3）結(jié)構(gòu)效應(yīng)變化并不是由于發(fā)達(dá)國家將其污染工業(yè)品需求轉(zhuǎn)嫁到環(huán)境規(guī)制較為寬松的發(fā)展中國家造成的，否認(rèn)了所謂的“污染天堂假設(shè)”。相反，工業(yè)比重增加主要是由國內(nèi)市場對西部地區(qū)工業(yè)品需求增長引起，反映了當(dāng)前東部產(chǎn)業(yè)向西部地區(qū)的梯度轉(zhuǎn)移趨勢。

（4）FDI的技術(shù)溢出對西部地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)能耗下降的作用顯著，而當(dāng)?shù)卣谝龑?dǎo)推動技術(shù)革新，尤其是低碳清潔技術(shù)發(fā)展方面的主導(dǎo)作用尚未真正顯現(xiàn)。

［1］曾培炎.保護(hù)好西部環(huán)境經(jīng)濟(jì)才能持續(xù)發(fā)展［N/OL］.鳳凰網(wǎng)，2010-03-27，http://finance.ifeng.com/news/.

［2］ 王雅鵬，楊濤.西部大開發(fā)中關(guān)于農(nóng)業(yè)資源環(huán)境保護(hù)的思考［J］.中國人口.資源與環(huán)境，2003，（3）:114-116．

［3］ 杜受祜.生態(tài)環(huán)境建設(shè)：西部大開發(fā)的契機(jī)和挑戰(zhàn)［J］.社會科學(xué)研究，2000，（3）:43-46．

［4］ 何愛平.西部大開發(fā)中的環(huán)境災(zāi)害問題及其對策［J］.中國軟科學(xué)，2000，（6）:3-7.

［5］ 岳太青.西部大開發(fā)中生態(tài)環(huán)境建設(shè)應(yīng)重視的問題及對策［J］.中國人口.資源與環(huán)境，2000，（4）:39-41．

［6］周秋紅，王威明，高勇標(biāo).西部大開發(fā)績效評價實證研究—基于西部開發(fā)前后對比分析的角度［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)，2008，（12）:47-48．

［7］岳利萍，白永秀.從東西部地區(qū)差距評價西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施績效—基于主成分分析法的視角［J］.科研管理，2008，（5）:84-88．

［8］ 林建華，任保平.西部大開發(fā)戰(zhàn)略 10 年績效評價：1999-2008［J］.開發(fā)研究，2009，（1）:48-52．

［9］ 彭暉，張麗淑.西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施效果綜合評價［J］.科技進(jìn)步與對策，2009，（10）:46-50．

［10］ Shafik N.,Bandyopadhyay S.Economic Growth and Environmental Quality:Time Series and Cross-Country Evidence［R］.Washington DC:Background Paper for the World Development Report（the World Bank）,1992.

［11］ Grossman G.M.,Krueger A.Economic Growth and the Environment［J］.Quartly Journal of Economics,1995,（112）:353-377.

［12］ Friedl B,Getzner M.Determinants of CO2 Emissions in a Small Open Economy［J］.Ecological Economics,2003,（45）:133-148.

［13］ Copeland B.R.,Taylor M.S.North-south Trade and the Environment［J］.Quartly Journal of Economics,1994,（109）:755-787.

［14］ Cole M.A.,Elliott R.R.Determining the Trade–environment Composition Effect:The Role of Capital,Labor and Environmental Regulations［J］.Journal of Environmental Economics and Management,2003,（46）:363-383.

［15］于峰，齊建國，田曉林．經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的實證分析—基于1999-2004年間各省市的面板數(shù)據(jù)［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（8）:36-44．

［16］丹尼斯．米都斯．增長的極限：羅馬俱樂部關(guān)于人類困境的報告［M］．長春：吉林人民出版社，1997．

［17］ Panayotou T.Empirical Tests and Policy Analysis of Environmental Degradation at Different Stages of Economic Development［R］.Working paper WP238,Technology and Employment Programme,International Labour Office,Geneva,1993.

［18］ 杜傳忠，鄭麗.我國資源環(huán)境約束下的區(qū)域工業(yè)效率比較研究［J］．中國科技論壇，2009，（10）：66-71

［19］ Panayotou T.Demystifying the Environmental Kuznets Curve:Turning a Black Box into a Policy Tool ［J］.Environment and Development Economics,1997,2（4）:464-484.

［20］ Bruyn S.M.de,Bergh van den,Opschoor J.B.Economic Growth and Emissions:Reconsidering the Empirical Basis of Environmental Kuznets Curves［J］.Ecological Economics,Special Issue on EKC,1997.

［21］ Teece D.J.Technology Transfer by Multinational Firms:The Resource Cost of Transferring Technological Know-how ［J］.Economic Journal,1977,87（346）:185-196.

［22］ Guan D.,Hubacek K.,Weber C.,Glen P.,Reiner D.M.The Drivers of Chinese CO2 Emissions from 1980 to 2030 ［J］.Global Environmental Change,2008,（18）:626-634.

［23］彭真懷．中國西部大開發(fā)年度報告2002-2003［M］．北京：中央黨校出版社，2004．

［24］ Mani M.,Wheeler D.In Search of Pollution Havens?Dirty Industry in the World Economy,1960–1995 ［J］.Environment and Development,1998,7（3）:215-247.

［25］ Cole M.A.Trade,the Pollution Heaven Hypothesis and the Environmental Kuznets Curve:Examining the Linkage［J］.Ecological Economics,2004,（48）:71-81.

（責(zé)任編輯 劉傳忠）

Impact of Chinese Western Development on Industrial Carbon Emissions

Lu Zudan,Zhao Dingtao
（School of Management,University of Science and Technology of China,Hefei 230026,China）

F062.2

A

國家社科基金重大項目“中西部地區(qū)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會建設(shè)戰(zhàn)略研究”的資助（08&ZD043）。

2010-06-11

盧祖丹（1980-），女，安徽廣德人，中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院博士研究生；研究方向：低碳經(jīng)濟(jì)、環(huán)境管理。