劉 備 董直慶

一 引言及文獻(xiàn)綜述

溫室氣體排放引致的全球變暖問題，威脅著人類的可持續(xù)發(fā)展。控制和減弱溫室氣體排放，既有利于經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，又可以改善居民生活環(huán)境提高居民幸福感。CO2作為最主要和影響最大的溫室氣體，如何有效地降低其排放成為節(jié)能減排和解決全球變暖問題的關(guān)鍵。改革開放40多年來，中國經(jīng)濟(jì)保持高速增長，而忽略了經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。粗放增長模式下，能源高消耗加劇環(huán)境污染，霧霾天氣頻發(fā)。中國作為全球CO2排放的第一大國，節(jié)能減排壓力日益增長。為踐行“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念，加快節(jié)能減排的步伐，在2014年底發(fā)表的《中美氣候變化聯(lián)合聲明》中，中國首次承諾在2030年左右，力爭控制CO2排放規(guī)模，明確減排目標(biāo)，為中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型升級提供了前行動力。

如何有效識別碳排放成因，現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究思路主要有三：一是基于IPAT模型及其拓展模型STIRPAT模型的分析。IPAT模型自1971年提出，便被廣泛用于探究一國或者地區(qū)環(huán)境污染問題。傳統(tǒng)的IPAT模型受經(jīng)濟(jì)恒等式約束，其影響要素產(chǎn)出假定存在不變彈性，Dietz和Rosa(1994)[1]在傳統(tǒng)IPAT模型的基礎(chǔ)上，放棄固定單位彈性設(shè)定，將模型設(shè)置為隨機(jī)形態(tài)的IPAT模型(STIRPAT模型)。Li et al.(2011)[2]基于STIRPAT模型考察中國碳排放的成因，認(rèn)為人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、社會人口、城鎮(zhèn)化水平和技術(shù)水平是影響中國二氧化碳排放的主要因素，這些因素相互協(xié)同作用且各因素對CO2排放的直接影響差異明顯。Wen和Shao(2019)[3]基于STIRPAT模型，采用時間序列數(shù)據(jù)，結(jié)合嶺回歸方法對我國商業(yè)部門二氧化碳排放的影響因素進(jìn)行分析，強(qiáng)調(diào)人口總量對二氧化碳排放的影響最大，僅能源結(jié)構(gòu)是碳排放唯一的負(fù)向影響因素。

二是基于環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC, Environment Kuznets Curve)的分析。自Grossman和Kureger(1994)[4]提出經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系滿足先揚(yáng)后抑的倒“U”形特征以來，大量文獻(xiàn)開始檢驗EKC曲線在中國的存在性。林伯強(qiáng)和蔣竺均(2009)[5]從實證模擬預(yù)測的視角分析EKC曲線的拐點，采用不同方法得到的結(jié)論并不一致，認(rèn)為無法用EKC曲線預(yù)測我國未來碳排放。孫攀等(2019)[6]采用空間計量方法探究EKC曲線的存在性，發(fā)現(xiàn)EKC曲線在全國層面和地區(qū)層面均適用。當(dāng)前，EKC曲線是否成立依然存在爭議。

三是基于技術(shù)進(jìn)步的碳排放效應(yīng)分析。長期來看，技術(shù)進(jìn)步將成為節(jié)能減排的主要手段，這類研究主要集中在以下兩個方向。其一，在技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長的新古典模型框架內(nèi)探究其碳排放效應(yīng)。Manne和Richels(2004)[7]認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生且對環(huán)境的影響至關(guān)重要，一旦技術(shù)進(jìn)步被忽視，經(jīng)濟(jì)增長的環(huán)境效應(yīng)將會被放大。Jaffe et al. (2002)[8]認(rèn)為中性技術(shù)進(jìn)步是一把雙刃劍，對二氧化碳排放的影響存在不確定性。魏巍賢和楊芳(2010)[9]將環(huán)境污染模型融入到內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，探究技術(shù)進(jìn)步的減排效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步有利于提高減排效應(yīng)，但在中國，自主研發(fā)與技術(shù)引進(jìn)之間交叉融合優(yōu)勢尚未有效發(fā)揮。申萌等(2012)[10]將技術(shù)進(jìn)步的碳排放彈性引入內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，從直接與間接雙維度檢驗技術(shù)進(jìn)步的碳排放效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的直接效應(yīng)會抑制碳排放，但間接效應(yīng)卻加劇碳排放，且間接效應(yīng)強(qiáng)于直接效應(yīng)。其二，考察不同來源技術(shù)進(jìn)步的碳排放效應(yīng)。馬艷艷和逯雅雯(2017)[11]認(rèn)為自主創(chuàng)新、FDI和國際貿(mào)易作為技術(shù)進(jìn)步的重要來源途徑，對CO2排放的影響是有差異的，F(xiàn)DI會促進(jìn)CO2的排放，而自主創(chuàng)新與進(jìn)口反而抑制CO2的排放。盛斌和呂越(2012)[12]認(rèn)為FDI可以通過技術(shù)的引進(jìn)與擴(kuò)散有利于緩解環(huán)境污染，但是FDI同樣會通過規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)加劇環(huán)境污染，總體而言，F(xiàn)DI的環(huán)境正外部性大于負(fù)外部性，即FDI有利于緩解環(huán)境污染。

在技術(shù)進(jìn)步的碳排放效應(yīng)上，已有研究主要集中在無偏性技術(shù)進(jìn)步的影響(Manne和Richels，2004[7]；Jaffe et al.,2002[8];魏巍賢和楊芳,2010[9];申萌等,2012[10])，抑或關(guān)注不同來源技術(shù)進(jìn)步的碳排放效果(馬艷艷和逯雅雯,2017[11];盛斌和呂越,2012[12];李國平，2015[13]；Bosetti和Tavoni,2009[14])，并未意識到伴隨軟件機(jī)器設(shè)備投資的迅猛發(fā)展，現(xiàn)代技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出愈加與資本耦合的趨勢，這種融合將非對稱地改變要素生產(chǎn)率，影響要素配置和改變對能源要素的需求，轉(zhuǎn)變技術(shù)進(jìn)步對碳排放的影響。諸如Unruh(2000)[15]首次提出，源于化石能源結(jié)構(gòu)的非清潔技術(shù)研發(fā)更具優(yōu)勢，使用對于化石能源依賴性較高的技術(shù)更具持續(xù)性，這會進(jìn)一步阻礙新型低碳技術(shù)的發(fā)展，若僅依賴技術(shù)效率提升方式控制碳排放，將難以短期內(nèi)扭轉(zhuǎn)甚至?xí)纬杉夹g(shù)性碳鎖定而不利于節(jié)能減排。一個自然的問題是，作為發(fā)展中的國家，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染的矛盾加劇時，技術(shù)進(jìn)步是否仍舊保持“趨利性”，朝高能耗、高污染、高排放的能源使用方向發(fā)展。如果是，形成的能源偏向是否會對碳排放形成技術(shù)性鎖定？事實若果真如此，那么這種碳排放鎖定效應(yīng)是否源于地區(qū)資源豐裕度或依賴性？環(huán)境規(guī)制能否有效發(fā)揮綠色倒逼作用？一旦環(huán)境規(guī)制失效，又該以何種方式破解技術(shù)進(jìn)步能源偏向?qū)μ寂欧诺牟焕绊懀?/p>

基于此，本文利用省級面板數(shù)據(jù)，結(jié)合Acemoglu(2002)[16]技術(shù)進(jìn)步方向的思想，在構(gòu)建技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)基礎(chǔ)上，運用四方程標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)法測算技術(shù)進(jìn)步的能源偏向性，進(jìn)一步探究有偏性技術(shù)進(jìn)步的碳排放效應(yīng)。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：一是已有文獻(xiàn)對于碳鎖定效應(yīng)的分析，大多基于無偏性技術(shù)進(jìn)步視角，較少關(guān)注技術(shù)進(jìn)步方向轉(zhuǎn)變可能引發(fā)的碳排放后果(Unruh,2000[15], 2002[17];Unruh和Carrillohermosilla，2006[18]；Karlsson，2012[19])，更未形成系統(tǒng)性研究成果。本文構(gòu)建技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)，在考察技術(shù)進(jìn)步是否表現(xiàn)出能源偏向的基礎(chǔ)上，分析其方向和強(qiáng)度變化對碳排放的影響。二是現(xiàn)有文獻(xiàn)并未說明技術(shù)進(jìn)步的碳排放效應(yīng)是否存在碳鎖定特征，尤其是未探討技術(shù)進(jìn)步方向的碳鎖定問題。本文運用省級面板數(shù)據(jù)，檢驗技術(shù)進(jìn)步能源偏向是否對碳排放形成技術(shù)性鎖定，并考察資源產(chǎn)業(yè)依賴、環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異化影響。剩余內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為計量模型選擇、指標(biāo)設(shè)計與數(shù)據(jù)來源說明；第三部分為技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)檢驗；第四部分為碳鎖定效應(yīng)的成因檢驗；第五部分為進(jìn)一步討論；第六部分為主要結(jié)論及政策啟示。

二 計量模型選擇、指標(biāo)設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

(一)技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)設(shè)計

參考Acemoglu(2002)[16]技術(shù)進(jìn)步偏向性的思想，以及王林輝等(2014)[20]技術(shù)進(jìn)步技能偏向性指數(shù)的設(shè)計思路，本文將能源要素引入雙層嵌套CES生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，生產(chǎn)率增長率滿足Box-Cox形式：

能源與資本的邊際產(chǎn)出比為：

(2)

Acemoglu(2002)[16]認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步并非總是呈現(xiàn)中性的，而當(dāng)要素投入比固定的情況下，技術(shù)進(jìn)步能夠引起要素相對邊際生產(chǎn)率發(fā)生變化時，技術(shù)進(jìn)步則偏向于使相對邊際生產(chǎn)率提升的方向。已有研究局限在測算資本、勞動等要素的技術(shù)進(jìn)步偏向性，本文將能源要素引入生產(chǎn)函數(shù)，將技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指標(biāo)(Technical Energy-biased Index, Teb)定義為技術(shù)進(jìn)步使能源相對資本要素的邊際生產(chǎn)率提升強(qiáng)度，表達(dá)式如下：

(3)

Tebit的正負(fù)表示技術(shù)進(jìn)步方向，絕對值大小表示技術(shù)進(jìn)步的強(qiáng)弱。Tebit>0時，技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)能源偏向性，即技術(shù)進(jìn)步具有資本節(jié)約性；Tebit<0時，技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)資本偏向性，即技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出能源節(jié)約性；Tebit=0，表明技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)無偏中性。其中能源與資本的邊際產(chǎn)出分別為：

(4)

(5)

在完全競爭市場上，能源與資本的邊際產(chǎn)出之比：

(6)

將式(6)代入偏向性式(3)，可得技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)：

(7)

依據(jù)Klump et al.(2007)[21]的觀點，標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)函數(shù)可將原生產(chǎn)函數(shù)無關(guān)參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化成擁有初始信息的參數(shù)，使得參數(shù)關(guān)系變得更為緊密并能反映經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)信息，而且測算結(jié)果更具準(zhǔn)確性?；诖?，本文采用標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)法，運用廣義非線性最小二乘法(FGNLS)，對參數(shù)進(jìn)行估計，進(jìn)而測算技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)化雙層嵌套CES生產(chǎn)函數(shù)過程如下：

(8)

(9)

(10)

(11)

(二)數(shù)據(jù)來源說明

技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)測算，需要總產(chǎn)出、資本、勞動、能源和要素份額數(shù)據(jù)。具體指標(biāo)設(shè)計如下：總產(chǎn)出Yt，采用經(jīng)過價格指數(shù)平減的分省GDP數(shù)據(jù)表示。勞動力投入Lt，選擇各地區(qū)從業(yè)人員數(shù)來衡量。能源消費量Et，采用各地區(qū)能源消費總量衡量。資本存量Kt，根據(jù)永續(xù)盤存法Kt=Kt-1(1-δt)+It計算, 其中It為經(jīng)過價格平減的固定資產(chǎn)投資實際值, 折舊率δt=9.6%。勞動份額與資本份額，沿用戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010)[22]的做法，勞動份額=(勞動報酬+分配得到的生產(chǎn)稅凈額部分)/GDP，資本份額=(固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余+分配得到的生產(chǎn)稅凈額部分-能源份額)/GDP。能源份額，借鑒劉慧慧和雷欽禮(2016)[23]的做法，用將能源份額算術(shù)均值維持在5%的方法調(diào)整能源份額。數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省市統(tǒng)計年鑒，本文所選樣本為2001-2015年中國30個省份的平衡面板數(shù)據(jù)(受限于數(shù)據(jù)可得性，不包括中國港澳臺與西藏地區(qū))。圖1為經(jīng)測算的技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)的核密度曲線。

圖1 技術(shù)進(jìn)步能源偏向性指數(shù)的核密度分布

從位置上看，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性水平的核密度曲線呈現(xiàn)緩慢右移特征，表明技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的特征逐漸顯現(xiàn)。從形態(tài)上看，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性核密度分布圖由“尖峰”向“寬峰”過渡，表明技術(shù)進(jìn)步能源偏向性呈現(xiàn)由收斂轉(zhuǎn)向發(fā)散趨勢。從峰高上看，峰高逐漸下降，表明各省技術(shù)進(jìn)步能源偏向性差距變大，2014年我國技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的核密度分布曲線左拖尾的面積增大，說明我國技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)能源節(jié)約的地區(qū)數(shù)量相對增多。

三 技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)檢驗

為了檢驗技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)，將基準(zhǔn)模型的回歸方程設(shè)定為如下形式：

lnoverloadit=α1tedit+α2pgdpit+α3pgdpit2+α4ubit+α5lnfdiit+α6insit+γi+δt+εit

(12)

其中，i代表省份，t代表時間，γi代表地區(qū)固定效應(yīng)，δt代表時間固定效應(yīng)，εit代表誤差項。變量選擇：核心解釋變量tedit為經(jīng)過全樣本計算的能源偏向性指數(shù)。

表1 各類能源的折算標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)和碳排放系數(shù)

控制變量：人均收入水平pgdp，由環(huán)境庫茲涅茲曲線EKC可知，環(huán)境污染與人均收入之間存在著先揚(yáng)后抑的“倒U型”關(guān)系(Grossman和Krueger,1994)[4]。為此，引入人均收入的平方，以檢驗EKC曲線在中國是否成立，預(yù)期人均收入的一次項系數(shù)符號為正、二次項系數(shù)符號為負(fù)。城市化程度ub，中國城市化進(jìn)程伴隨著工業(yè)化，能源消費是工業(yè)化進(jìn)程的必然結(jié)果。城市化進(jìn)程亦可能驅(qū)動能源消費的增加，進(jìn)而提高二氧化碳排放(Sadordky,2013)[26]，李少林(2017)[24]認(rèn)為城鎮(zhèn)化進(jìn)程伴隨著典型的碳鎖定現(xiàn)象，因此該變量系數(shù)預(yù)期符號為正。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ins，第二產(chǎn)業(yè)是我國的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，而第二產(chǎn)業(yè)亦是驅(qū)動能源消費的“龍頭”產(chǎn)業(yè)，為此，選擇二三產(chǎn)業(yè)的增加值之比，表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并預(yù)期符號為正。外商直接投資fdi，F(xiàn)DI可能引致“污染天堂效應(yīng)”，增加二氧化碳排放(Wagner和Timmins,2009)[27]，抑或通過引進(jìn)外商直接投資，為東道國帶來先進(jìn)技術(shù)，技術(shù)溢出有利于提升環(huán)保水平，帶來“污染光環(huán)效應(yīng)”(Frankel,2003)[28]，因此，外商直接投資的凈碳排放效應(yīng)在學(xué)界并未得到一致的結(jié)論，預(yù)期符號不確定。以上數(shù)據(jù)來源于各省市歷年統(tǒng)計年鑒與《中國能源統(tǒng)計年鑒》。

方程(12)的回歸結(jié)果見表2。表2模型1-模型5采用逐項引入變量進(jìn)行回歸的方法檢驗技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)。結(jié)果顯示，無論如何引入控制變量，技術(shù)進(jìn)步的能源偏向?qū)μ汲d量的影響均在1%的顯著性水平上為正，表明我國技術(shù)進(jìn)步能源偏向確實存在“碳鎖定效應(yīng)”。可能的原因是，技術(shù)進(jìn)步的能源偏向性會使得能源的邊際產(chǎn)出相對更快增長，引致能源與資本的邊際收益比上升，能源要素的使用加快促進(jìn)碳排放。控制變量方面，人均收入的一次項系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，而二次項系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)增長水平的碳排放效應(yīng)確實存在“倒U型”關(guān)系，環(huán)境庫茲涅茨曲線在我國成立。城市化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對碳超載量的影響在1%的顯著性水平上為正，城市化進(jìn)程的加快促進(jìn)二氧化碳排放，而較高的工業(yè)占比不利于節(jié)能減排，檢驗結(jié)果均與預(yù)期相符。外商直接投資對碳超載量的影響在1%的顯著性水平上為負(fù)，表明相比于“環(huán)境避難”假說，“污染光環(huán)”假說更適合于我國，F(xiàn)DI可以通過技術(shù)溢出，提升我國環(huán)境治理的技術(shù)水平，降低碳排放。

表2 基準(zhǔn)回歸

為了驗證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用不同回歸方法和更換核心解釋變量的方式，對上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析，檢驗結(jié)果見表3。表3中模型1-模型2，分別采用面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型和極大似然估計的方法進(jìn)行回歸，而模型3-模型5利用能源強(qiáng)度的指標(biāo)代替技術(shù)進(jìn)步能源偏向性，分別運用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)以及極大似然估計的回歸方法進(jìn)行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各穩(wěn)健性檢驗中，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性對碳超載量的影響均在1%的顯著性水平上為正，進(jìn)一步驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果，而各控制變量的顯著性也沒有受到估計方法的影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，表明研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)上表)

四 碳鎖定效應(yīng)的成因檢驗

上文檢驗了技術(shù)進(jìn)步的能源偏向與碳排放的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步能源偏向性存在碳鎖定效應(yīng)，不利于節(jié)能減排。那么一個自然的問題是，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)是否受資源依賴的影響？依據(jù)“資源詛咒”抑或“資源福音”假說，一國資源型產(chǎn)業(yè)依賴程度往往會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展、能源消費產(chǎn)生重要的影響。基于此，在方程(12)的基礎(chǔ)上引入技術(shù)進(jìn)步能源偏向性與(非)資源產(chǎn)業(yè)依賴的交互項，得到方程(13)和方程(14)：

lnoverloadit=α1tedit+βtedit*rdit+α2pgdpit+α3pgdpit2+α4ubit+α5lnfdiit+α6insit+γi+δt+εit

(13)

lnoverloadit=α1tedit+βtedit*frdit+α2pgdpit+α3pgdpit2+α4ubit+α5lnfdiit+α6insit+γi+δt+εit

(14)

其中，rdit代表資源產(chǎn)業(yè)依賴，而frdit代表非資源產(chǎn)業(yè)依賴，參考邵帥等(2013)[29]的指標(biāo)設(shè)計思路，選擇采礦業(yè)從業(yè)人員占全部就業(yè)人員比重表征資源產(chǎn)業(yè)依賴，用非采礦業(yè)人員占全部就業(yè)人員比重表征非資源產(chǎn)業(yè)依賴，數(shù)據(jù)來源于各省市統(tǒng)計年鑒。表4中模型1-模型3為方程(13)的估計結(jié)果，而模型4-模型6為方程(14)的估計結(jié)果。

回歸結(jié)果顯示：(1)在模型1-模型3中，加入交互項之后，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性對碳超載量的影響仍然為正，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性與資源產(chǎn)業(yè)依賴的交互項系數(shù)亦顯著為正，表明給定技術(shù)進(jìn)步能源偏向性程度，地區(qū)的資源產(chǎn)業(yè)依賴程度越高，愈發(fā)使得技術(shù)進(jìn)步朝能源使用方向發(fā)展，進(jìn)而加劇技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)。(2)在模型4-模型6中，加入技術(shù)進(jìn)步能源偏向性與非資源產(chǎn)業(yè)依賴的交互項，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步能源偏向性對碳超載量的影響仍然為正，但交互項系數(shù)顯著為負(fù)，表明給定地區(qū)能源偏向性程度，地區(qū)非資源產(chǎn)業(yè)依賴程度越高，愈發(fā)削弱技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)。

以上結(jié)果表明，資源產(chǎn)業(yè)依賴加劇了技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)。相反，非資源產(chǎn)業(yè)依賴起到削弱作用。不難理解，資源產(chǎn)業(yè)依賴天然地會誘發(fā)技術(shù)進(jìn)步朝能源使用方向轉(zhuǎn)變，增加豐裕要素即能源的使用，增加碳排放進(jìn)而表現(xiàn)出碳鎖定特征。而且資源依賴地區(qū)會優(yōu)先開發(fā)資源型產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而形成路徑依賴，而這種“黑色”的路徑依賴，加劇了地區(qū)碳鎖定效應(yīng)。相反，非資源產(chǎn)業(yè)依賴地區(qū)以能耗低和排放少的非資源類產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)，對于減排效應(yīng)表現(xiàn)出“先天優(yōu)勢”，因而可以有效地削弱技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)。

表4 碳鎖定效應(yīng)檢驗一：資源依賴性

以上結(jié)果表明，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)受資源依賴的影響。如果說不同的資源依賴屬性是受地區(qū)不平衡和資源稟賦差異等“先天因素”的影響，而環(huán)境規(guī)制作為一種行政干預(yù)性手段，能否有效緩解技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)呢？

為此，在方程(12)的基礎(chǔ)上引入技術(shù)進(jìn)步能源偏向性與環(huán)境規(guī)制的交互項，得到方程(15)：

lnoverloadit=α1tedit+βtedit*erit+α2pgdpit+α3pgdpit2+α4ubit+α5lnfdiit+α6insit+γi+δt+εit

(15)

其中，er代表環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，在此借鑒紀(jì)建悅等(2019)[30]的方法，采用地區(qū)排污費收入占GDP的比重來刻畫環(huán)境規(guī)制強(qiáng)弱，檢驗結(jié)果見表5。模型1-模型3分別采用固定效應(yīng)模型(FE)、隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)、極大似然估計模型(MLE)進(jìn)行估計，結(jié)果顯示技術(shù)進(jìn)步能源偏向性與環(huán)境規(guī)制的交互項系數(shù)均為負(fù)但不顯著，表明環(huán)境規(guī)制的綠色倒逼機(jī)制并未顯著地改善技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定，環(huán)境規(guī)制未有效發(fā)揮技術(shù)的節(jié)能減排作用。原因可能是：一方面，我國環(huán)境規(guī)制措施在一定程度上未對技術(shù)進(jìn)步能源偏向性轉(zhuǎn)變產(chǎn)生影響，即環(huán)境規(guī)制未能有效將技術(shù)進(jìn)步方向朝節(jié)能方向扭轉(zhuǎn)，因此環(huán)境規(guī)制沒有起到技術(shù)減排的效果。另一方面，環(huán)境規(guī)制可能存在“綠色悖論”，即環(huán)境規(guī)制雖然在短期內(nèi)會降低污染排放，但在粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式下，這勢必影響經(jīng)濟(jì)增長和收入增加。保增長和收入剛性激勵企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)以實現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)，進(jìn)而刺激生產(chǎn)對能源的需求，填補(bǔ)由于環(huán)境規(guī)制使污染程度下降的部分，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制無法真正實現(xiàn)減排效果。

表5 碳鎖定效應(yīng)檢驗二：環(huán)境規(guī)制

五 進(jìn)一步討論

(一)碳鎖定的破解路徑識別

技術(shù)進(jìn)步能源偏向性具有碳鎖定效應(yīng)，而資源產(chǎn)業(yè)依賴對于技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)起到加劇效果。環(huán)境規(guī)制作為一種行政干預(yù)手段，也并未有效發(fā)揮預(yù)期的綠色倒逼效用。那么，一個迫切的問題是，如何有效破解碳鎖定？黨的十八大以來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要舉措，深入推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級過程中，能否削弱技術(shù)進(jìn)步能源偏向?qū)τ谔寂欧诺逆i定效應(yīng)呢？為此，本文構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，以期探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在解鎖碳排放效應(yīng)中的作用？在方程(12)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入技術(shù)進(jìn)步能源偏向性與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的交互項，得到如下方程：

lnoverloadit=α1tedit+βtedit*oisit+α2pgdpit+α3pgdpit2+α4ubit+α5lnfdiit+α6insit+γi+δt+εit

(16)

lnoverloadit=α1tedit+βtedit*risit+α2pgdpit+α3pgdpit2+α4ubit+α5lnfdiit+α6insit+γi+δt+εit

(17)

表6模型1-模型3為方程(16)回歸結(jié)果，模型4-模型6為方程(17)回歸結(jié)果，均采用固定效應(yīng)(FE)、隨機(jī)效應(yīng)(RE)、極大似然估計(MLE)三種回歸方法。方程(16)中的交互項系數(shù)在5%的顯著性水平上為負(fù)，而方程(17)交互項系數(shù)在1%的顯著性水平上為正。表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度可以有效削弱技術(shù)進(jìn)步能源偏向性碳鎖定效應(yīng)的不利影響。相反，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理愈發(fā)加劇碳鎖定效應(yīng)?？赡艿脑蚴牵a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化主要是從石化等高能耗、高排放的重工業(yè)向低能耗、低排放的高端產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)輕型化、高端化，抑制傳統(tǒng)高能耗產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張，緩解碳排放效應(yīng)。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化會提高資源配置效率，促進(jìn)能源消費部門的相互協(xié)作和制約，通過提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部協(xié)調(diào)度方式達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)，實現(xiàn)節(jié)能減排效果。當(dāng)然，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化也可能有利于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出，提高節(jié)能技術(shù)水平，進(jìn)一步降低碳排放效應(yīng)。

表6 破解碳鎖定效應(yīng)檢驗一：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

(續(xù)上表)

(二)碳鎖定效應(yīng)的異質(zhì)性特征

區(qū)域發(fā)展不平衡不充分是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的典型特征，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)是否也存在區(qū)域差異？為此，本文依據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分方法，將樣本細(xì)分為東部沿海、南部沿海、北部沿海、黃河中游、長江中游、西南地區(qū)、東北地區(qū)、大西北這八大區(qū)域，采用引入地區(qū)虛擬變量的方式，探究技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)，實證結(jié)果見表7。此外，由于各個階段環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的矛盾不同，政府政策層面對環(huán)境關(guān)注度是變化的，例如“十五”階段是“環(huán)境換取增長”，“十一五”階段是“環(huán)境優(yōu)化增長”，且中央在“十一五”將節(jié)能減排目標(biāo)納入發(fā)展規(guī)劃綱要，而到“十二五”階段，把綠色發(fā)展提高到更高的地位，將建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會作為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的重要著力點，因此，本文基于以上三個時間段，探究技術(shù)進(jìn)步能源偏向性碳鎖定效應(yīng)的時間異質(zhì)性，實證結(jié)果見表8。

表7 碳鎖定效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性檢驗

(續(xù)上表)

表7結(jié)果顯示：從區(qū)域上看，只有東部沿海技術(shù)進(jìn)步能源偏向性對碳超載量的影響顯著為負(fù)，而北部沿海、黃河中游、西南地區(qū)、東北地區(qū)具有不同程度的正向影響。可能的原因是，東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，節(jié)能技術(shù)較為領(lǐng)先，在一定程度上有利于削弱碳排放效應(yīng)。而黃河中游的碳鎖定效應(yīng)最強(qiáng)，影響系數(shù)達(dá)到2.802，不難發(fā)現(xiàn)黃河中游山西、陜西等地能源要素豐富，受要素稟賦的影響，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性強(qiáng)度較高，更易形成碳鎖定格局。而西南地區(qū)多承接?xùn)|部的污染企業(yè)轉(zhuǎn)移，東北地區(qū)作為傳統(tǒng)的老工業(yè)基地，也表現(xiàn)出明顯的碳鎖定效應(yīng)。同時，北部沿海的系數(shù)顯著為正，實際中，京津冀地區(qū)近年來，霧霾頻發(fā)、環(huán)境惡化嚴(yán)重，技術(shù)進(jìn)步能源偏向的碳鎖定效應(yīng)可能是重要原因。

表8 碳鎖定效應(yīng)的時間異質(zhì)性檢驗

(續(xù)上表)

表8結(jié)果顯示：從時間段來看，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性對碳超載量的影響在“十五”階段為正，但是不顯著；在“十一五”呈現(xiàn)顯著的正向作用，且影響系數(shù)較大；在“十二五”顯著性下降，影響系數(shù)變小。表明技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)在“十一五”階段反而趨強(qiáng)?？赡艿脑蚴?，雖然2006年我國以政策的形式確立節(jié)能減排目標(biāo)，但是受國際金融危機(jī)、全球經(jīng)濟(jì)形勢下行的波及，政府推出一系列刺激計劃，大量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等高能耗的項目上馬，誘使技術(shù)進(jìn)步能源偏向性呈現(xiàn)碳鎖定效應(yīng)，結(jié)果與劉習(xí)平等(2017)[33]、汪中華和成鵬飛(2016)[34]的研究結(jié)論基本一致；而在“十二五”階段，隨著環(huán)保產(chǎn)業(yè)的大力發(fā)展，企業(yè)加快前端防控與后端治理，積極發(fā)展清潔型技術(shù)，因此碳鎖定效應(yīng)有所減弱。

六 結(jié)論及政策啟示

考慮到當(dāng)今新技術(shù)的快速應(yīng)用和防范技術(shù)進(jìn)步有偏性變化可能引發(fā)的后果，本文結(jié)合Acemoglu(2002)[16]技術(shù)進(jìn)步方向思想，在以四方程標(biāo)準(zhǔn)化系統(tǒng)法測算技術(shù)進(jìn)步能源偏向性基礎(chǔ)上，結(jié)合我國省級面板數(shù)據(jù)探究技術(shù)進(jìn)步方向的碳排放效應(yīng)、形成原因及其異質(zhì)性。研究表明：第一，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性存在碳鎖定效應(yīng)。伴隨我國改革開放和市場化進(jìn)程，技術(shù)進(jìn)步能源偏向趨勢明顯，技術(shù)進(jìn)步更有利于提高能源要素的邊際產(chǎn)出，且技術(shù)進(jìn)步朝能源使用方向發(fā)展，使得技術(shù)進(jìn)步方向轉(zhuǎn)變對碳排放尤其是碳超載量的影響顯著為正，表明技術(shù)進(jìn)步能源偏向?qū)μ寂欧诺挠绊懘嬖谝欢ǖ募夹g(shù)性鎖定特征。第二，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)受資源產(chǎn)業(yè)依賴的影響，且環(huán)境規(guī)制并未有效發(fā)揮綠色倒逼效應(yīng)。由于資源產(chǎn)業(yè)依賴天然地會鎖定碳排放，資源依賴地區(qū)會優(yōu)先開發(fā)資源型產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而形成路徑依賴，這種“黑色”的路徑依賴，加劇鎖定地區(qū)碳排放，而且環(huán)境規(guī)制在一定程度上并未有效改善技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)。第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化程度可有效削弱技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，通過促進(jìn)高能耗、高排放的重工業(yè)向低能耗、低排放的高端產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，促使生產(chǎn)方式改進(jìn)和優(yōu)化，進(jìn)而使能源使用朝節(jié)能減排方向發(fā)展。同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有利于提高資源配置效率，提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部協(xié)調(diào)度，有利于實現(xiàn)技術(shù)溢出，提高節(jié)能技術(shù)水平，降低碳鎖定效應(yīng)。第四，技術(shù)進(jìn)步能源偏向性的碳鎖定效應(yīng)具有時空差異性。區(qū)域?qū)用嫔?，除了東部沿海地區(qū)，其他地區(qū)均呈現(xiàn)不同程度的鎖定效應(yīng)，時間層面上，總體呈現(xiàn)先增強(qiáng)后減弱特征。

結(jié)合本文的結(jié)論得到以下政策啟示：

第一，通過政策激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新，推動技術(shù)進(jìn)步向節(jié)能方向轉(zhuǎn)變，切實發(fā)揮綠色技術(shù)在環(huán)境保護(hù)中的引領(lǐng)作用。技術(shù)進(jìn)步的能源偏向具有顯著的碳鎖定效應(yīng)，而轉(zhuǎn)變技術(shù)進(jìn)步方向，可以通過征收資源稅、環(huán)保稅以及稅收中特定比例用于節(jié)能技術(shù)研發(fā)補(bǔ)貼的方式，激勵節(jié)能技術(shù)的開發(fā)與應(yīng)用。同時，也可以通過健全環(huán)境準(zhǔn)入政策、節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)布局政策，抑制技術(shù)進(jìn)步能源偏向的碳鎖定效應(yīng)，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境質(zhì)量雙贏目標(biāo)。

第二，積極推進(jìn)資源產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，通過技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化水平，破解資源產(chǎn)業(yè)依賴對碳鎖定效應(yīng)的影響。資源產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級過程并非一蹴而就，而是循序漸進(jìn)，可以考慮通過技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動的方式實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)延伸、衍生與更替。產(chǎn)業(yè)延伸可以對產(chǎn)業(yè)的上下游資源進(jìn)行整合，便于循環(huán)與利用，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)；而產(chǎn)業(yè)衍生是在原有主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)上，利用新技術(shù)進(jìn)行精加工、深加工，大力開發(fā)新的產(chǎn)品，孕育新的非資源型產(chǎn)業(yè)。隨著產(chǎn)業(yè)嵌入程度的不斷加深，會接替原有產(chǎn)業(yè)，形成新的經(jīng)濟(jì)增長點，最終達(dá)到資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的目的。

第三，充分考量地區(qū)發(fā)展異質(zhì)性，依據(jù)政府在不同階段的政策方向，因地制宜地制定企業(yè)的節(jié)能技術(shù)路徑，實現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)。例如，東部沿海地區(qū)可以考慮從企業(yè)的前端防控與末端治理角度激勵節(jié)能技術(shù)選擇；北部沿海地區(qū)基于行政區(qū)位優(yōu)勢，增強(qiáng)綠色研發(fā)投入，向清潔與綠色技術(shù)進(jìn)步方向轉(zhuǎn)變；黃河中游地區(qū)可以增強(qiáng)對重點產(chǎn)業(yè)的甄別，有選擇地接受國內(nèi)或國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提升區(qū)域綠色發(fā)展核心競爭力。