趙昕東， 沈承放

(1. 華僑大學 統(tǒng)計學院，福建 廈門 361021；2. 華僑大學 經濟與金融學院，福建 泉州 362021)

一、引 言

改革開放以來，中國經濟高速發(fā)展，提高了人們生活水平，但也破壞了生態(tài)環(huán)境，制約了經濟的可持續(xù)發(fā)展。我國GDP從1952年的679.1億元增長到2019年的986515.2億元，年平均增長率高達11.81%，中國經濟的高速發(fā)展是舉目可見的。根據(jù)世界銀行標準，中國已進入中等偏高收入國家行列，目前正處于重要的轉型期，即將邁入高收入水平行列。但中國亦是二氧化碳排放量最大的國家，據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)，中國二氧化碳排放量從1960年的780726.302千噸增長到2016年的9893037.952千噸，年平均增長率為5.09%，2001年前二氧化碳排放量的增長率較低，2001-2014年是二氧化碳排放量急劇上升階段，2014年后開始呈現(xiàn)下降趨勢。而2016年美國二氧化碳排放量為5006302.077千噸，近似為中國的一半，與中國臨近的韓國和日本分別為620302.386千噸、1135886.253千噸，僅為中國的6.27%、11.48%。在第七十五屆聯(lián)合國大會上，中國再次強調環(huán)境問題的重要性，表明中國將加大自主貢獻力度，力爭于2030年前達到峰值，于2060年前實現(xiàn)碳中和。可見，環(huán)境和經濟的并行發(fā)展才是可持續(xù)的未來發(fā)展。

借著改革開放的東風，福建省亦實現(xiàn)了高速發(fā)展，地區(qū)生產總值從1952年的12.73億元增長到2019年的42395億元，年均增長率為19.44%，屬于高發(fā)展水平省份，但福建省低成本工業(yè)化的增長模式依托了資本驅動和勞動力資源稟賦，在推動經濟高速增長的同時，也造成了環(huán)境污染。本研究旨在分析福建省經濟增長模式、經濟增長源泉，研究福建省二氧化碳排放量與經濟增長的關系，以期為福建省制定不同階段相關產業(yè)政策以及合理的減排政策提供參考，并引導地方在減少環(huán)境污染的情況下，以更合理的方式實現(xiàn)經濟增長。

二、文獻綜述

關于碳排放對經濟增長影響的研究，國內外學者主要通過建立二氧化碳排放與GDP的計量模型，分析二者之間的協(xié)整關系和因果關系。[1-6]亦有部分學者將碳排放等相關因素引入到生產函數(shù)后得到更好的擬合結果[7-11]，其中關于生產函數(shù)模型的選擇，以C-D生產函數(shù)模型[8-9]為主，前沿生產函數(shù)模型亦越來越受學者們歡迎[8]。關于生產函數(shù)的應用形式，以對數(shù)形式為主，亦有部分學者使用含有交互項和二次項的超越對數(shù)形式[10-11]。研究結論不一，大多數(shù)學者認為碳排放的增長會降低綠色全要素生產率。

碳排放與經濟增長的長短期關系的研究中，長期關系以環(huán)境庫茲涅茨曲線存在性為代表，檢驗碳排放與經濟增長是否存在倒“U”型關系，因變量與自變量主要選擇人均二氧化碳排放量與人均GDP等，控制變量選擇產業(yè)結構、能源強度等。[12]主要方法是將碳排放作為被解釋變量，將經濟增長及其二次甚至三次項作為解釋變量，進行回歸擬合，根據(jù)各解釋變量系數(shù)的符號判斷環(huán)境庫茲涅茨曲線存在性，以得出碳排放與經濟增長的長期關系，包括線性[13]、倒“U”型[12,14,15]、“N”型[16]等。碳排放與經濟增長的短期關系的研究，以碳生產率[17]和脫鉤分析為代表，脫鉤分析中主要以脫鉤指數(shù)[17-18]、OECD脫鉤指標[19]和Tapio脫鉤指標[12,20]為主，研究結果因研究方法、研究區(qū)域而存在差異。

已有的文獻多為國際、全國或區(qū)域范圍的面板數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)分析，僅面對福建省的研究較少，而不同區(qū)域之間發(fā)展水平差異較大，因此，本文致力于研究福建省碳排放對經濟增長的影響以及二者之間的關系，以補充研究的缺乏，助力福建省低碳經濟發(fā)展。參考目前學術界主流的研究方法，首先將碳排放作為一種投入要素，建立C-D生產函數(shù)，分析碳排放對經濟增長的影響作用以及福建省經濟增長源泉；其次，檢驗福建省EKC曲線的存在性，計算碳生產率和脫鉤指數(shù)，探究福建省碳排放與經濟增長的長短期關系。

三、碳排放—產出彈性的路徑轉換分析

本文在考慮資本、勞動的同時，將環(huán)境因素作為一種生產要素，建立福建省低碳經濟柯布—道格拉斯生產函數(shù)：

Y=AKαLβCθ。

其中，Y為產出，A為生產效率系數(shù)，K、L和C分別為資本投入量、勞動投入量和二氧化碳排放量，α、β和θ分別為相應的產出彈性。

(一)變量數(shù)據(jù)說明與分析

1.總產出(Y)

總產出以消除價格影響的福建省生產總值GDP表示。為了消除價格因素的影響，真實反映經濟發(fā)展動態(tài)，本文從《福建統(tǒng)計年鑒2020》中獲取了1978年至2019年(上年=100)福建省GDP指數(shù)，將其與1978年價格水平GDP相乘得到1978年價格水平的GDP數(shù)據(jù)，以表示福建省各年份總產出。

2.勞動投入

勞動投入以福建省年底就業(yè)人員數(shù)表示，數(shù)據(jù)選取的時間范圍為1993-2017年，數(shù)據(jù)來源于《福建統(tǒng)計年鑒2020》。

3.二氧化碳排放量估算

由于統(tǒng)計年鑒中未提供二氧化碳排放量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文參考聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)發(fā)布的國家溫室氣體清單指南第2卷第6章中提出的二氧化碳排放量計算方法，根據(jù)福建省能源消費量估算二氧化碳排放量，即將二氧化碳排放量視為各種能源消費量與其碳排放系數(shù)乘積的總和：

其中，CO2i表示第i種能源的二氧化碳排放量，Ei表示第i種能源消費量，αi表示第i種能源二氧化碳排放系數(shù)。下面進行核心指標的選擇與計算。

(1)能源選擇

本文僅考慮三種一次能源，即原煤、原油和天然氣。本文于《福建省統(tǒng)計年鑒2020》中獲取了1978年至2019年福建省能源消費總量及三種一次能源構成比例數(shù)據(jù)，因總能源消費量的單位為標準煤(標準煤是我國能源度量的統(tǒng)一熱量單位)，無需標準單位化。根據(jù)三種能源占總量的比例，即可計算出三種能源以標準煤為單位的能源消費量。

(2)二氧化碳排放系數(shù)估算

本文采用如下公式估算二氧化碳排放系數(shù)：

αi=NCVi·CEFi·COFi·(44/12) 。

其中，NCVi表示第i種能源的平均低位發(fā)熱量，CEFi表示第i種能源的碳排放系數(shù)，COFi表示第i種能源的碳氧化因子，(44/12)表示二氧化碳與碳分子量的比率。因此，二氧化碳排放量的計算公式為

平均低位發(fā)熱量NCVi數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》。煤炭的排放系數(shù)是不可獲取的，借鑒陳詩一的計算方法[7]，由于我國煙煤與無煙煤的比率一直保持在1/4左右，因此，將兩者的加權平均值(80%和20%)作為煤炭的排放系數(shù)。碳氧化因子亦借鑒陳詩一(2009)的做法[7]，將煤炭設置為0.99，石油和天然氣設置為1。經計算得到煤炭、石油和天然氣的二氧化碳排放系數(shù)，具體見表1。

表1 二氧化碳排放系數(shù)

計算標準單位化的各能源消費量與其相應的二氧化碳排放系數(shù)乘積的總和，即得到二氧化碳排放量的時間序列數(shù)據(jù)(表2)。

表2 二氧化碳排放量估算結果

總體上，福建省二氧化碳排放量呈現(xiàn)出逐年上漲的趨勢。2000年前小幅度上漲，2000-2010年間大幅度上漲，2016年出現(xiàn)較大幅度的回落，但2016年后又出現(xiàn)較大幅度的上漲。雖然二氧化碳排放量增長率波動較大，但一直圍繞在5%左右，2002年達到峰值23.64%，2016年出現(xiàn)最大負增長，為-9.22%，具體如圖1所示。

圖1 二氧化碳排放量增長率

4.資本投入估算

資本投入亦沒有統(tǒng)計數(shù)據(jù)可獲取，經查閱相關文獻，本文以固定資產存量表示資本投入，采用永續(xù)盤存法計算，其中核心指標的計算借鑒單豪杰的算法[21]。本文主要運用上一期折舊后的資本存量與當期的資本存量增加值的和表示當期的資本投入量，具體公式如下：

Kt=It+(1-δ)·Kt-1。

其中，Kt表示當期的資本投入，Kt-1表示上一期的資本存量，It表示當期的可比價新增固定資產投資，δ為折舊率。下面進行核心指標的計算。

(1)可比價新增固定資產投資(It)

關于投資指標的選擇，學者們主要采用積累額、全社會固定資產投資額、固定資產形成總額等，本文借鑒單豪杰的算法[21]，選擇當期固定資本形成總額作為當期新增資產投資。根據(jù)新增固定資產投資的定義(即報告期內已經完成建造和購置的過程，并已交付生產或使用單位的固定資產價值)，在幾個常用的指標中，雖然積累額不需要考慮折舊率的問題，但是國家統(tǒng)計局對該數(shù)據(jù)的統(tǒng)計已經間斷，無法繼續(xù)使用；全社會固定資產投資額是國家統(tǒng)計局一直統(tǒng)計的指標，但該指標中包含了不能增加可再生資本的土地和機器的購買等支出，也不能作為一種更好的投資指標；而固定資本形成總額是全社會固定資產投資額扣除了不能增加可再生資本的支出，并添加了一些未統(tǒng)計的投資項目后形成的指標。由此可見，固定資本形成總額是相對合適的投資指標。[21]

鑒于數(shù)據(jù)的可獲取性，本文從《福建統(tǒng)計年鑒2020》中獲取了1993年至2017年的固定資本形成總額數(shù)據(jù)，以及固定資產投資價格指數(shù)(上年=100)。為了消除價格因素的影響，計算以1993年為基期的固定資產投資價格指數(shù)，將其與固定資本形成總額相乘得到平減后的實際固定資本形成總額，作為可比價新增固定資產投資(It)，即

It=αt·FCFt。

其中，F(xiàn)CFt表示固定資本形成總額，αt表示t期以1993年=100的固定資產投資價格指數(shù)。

(2)折舊率(δ)

本文借鑒單豪杰的計算方法[21]，將折舊率統(tǒng)一設置為10.96%。單豪杰認為在使用永續(xù)盤存法估算資本存量的公式中，根據(jù)定義，應使用重置率代替折舊率。在資本品相對效率幾何下降的假設下(此時折舊率與重置率是相等的)，應采用代表性集合效率遞減的余額折舊法：

dt=(1-δ)T。

其中，dt表示資本品的相對效率，δ表示折舊率或重置率，此時二者相等，T代表時期。

假設國家法定殘值率(3%～5%)與資本品相對效率一致，根據(jù)建筑和設備的年限(38年，16年)，估算出建筑和設備的折舊率(8.12%，17.08%)，再根據(jù)二者結構比例，使用加權平均法估算出不區(qū)分時間段的折舊率為10.96%，將其作為統(tǒng)一的折舊率。

(3)基期資本存量(K1993)

借鑒單豪杰的算法[21]，1993年基期的資本存量用1994年實際固定資本形成總額除以折舊率與1994-1998年全社會固定資產投資年平均增長率之和表示。根據(jù)上文的計算方法，實際固定資本形成總額為平減后的固定資本形成總額(基于1993年價格水平)，得到1994年實際固定資本形成總額為375.16億元。1994-1998年全社會固定資產投資年平均增長率的計算結果如表3所示。

表3 基期資本存量計算

因此，1993年基期的資本存量為

K1993=375.16/(0.2391+10.96%)=1075.8818(億元) 。

本文根據(jù)以上三個核心指標的估算結果，計算實際固定資本形成總額，并使用永續(xù)盤存法計算1994-2017年固定折舊率下的資本存量，計算結果如表4所示。

表4 資本存量估算結果

根據(jù)上文的計算結果繪制資本投入及其增長率折線圖，如圖2所示。福建省資本投入量呈現(xiàn)出不斷增加的趨勢，但其增長率是逐漸下降的，2000年前下降較快，2000年后平穩(wěn)中略有下降。

圖2 資本投入增長率

根據(jù)以上模型變量的統(tǒng)計與計算，綜合數(shù)據(jù)的可獲范圍，整理得到各變量1993-2017年的數(shù)據(jù)描述(見表5)。

表5 數(shù)據(jù)描述

(二)模型參數(shù)估計

為了方便研究，將生產函數(shù)兩端同時取對數(shù)，消除異方差的影響，且不改變變量間的協(xié)整關系，得到如下對數(shù)形式生產函數(shù)模型：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+θlnF。

其中，Y為產出，A為生產效率系數(shù)，K、L和C分別為資本投入量、勞動投入量和二氧化碳排放量，α、β和θ分別為相應的產出彈性。

首先進行單位根檢驗，結果如表6所示。

表6 單位根檢驗

由以上結果可知，四個變量均為一階單整，lnK在1%水平上一階單整，lnY、lnL和lnF均在5%水平上一階單整。因此，可以進行協(xié)整檢驗，具體結果如表7所示。

表7 協(xié)整檢驗

由表7可知，在5%顯著性水平上，lnK、lnY、lnL和lnF存在協(xié)整關系，因此，可以直接進行回歸分析。下面使用穩(wěn)健標準誤進行最小二乘法估計，得到如下參數(shù)估計結果(見表8)。

表8 回歸結果

可決系數(shù)R2=0.9980，接近于1，F(xiàn)統(tǒng)計量為3020.63，伴隨概率為0.000，可見回歸結果是顯著有效的。此外，在1%顯著性水平上，lnL、lnK和lnC的p值均小于0.01，可見回歸系數(shù)是顯著的。為了進一步分析回歸結果的有效性，進行序列自相關檢驗，得到D.W=1.149538，可以認為不存在序列自相關問題，因此，可接受該回歸結果，即可得到如下生產函數(shù)：

lnY=-16.49+0.78lnK+2.16lnL+0.15lnC，

Y=e-16.49K0.78L2.16F0.15。

由此可見，資本投入、勞動投入和碳排放對產出有著顯著性的影響作用，且均表現(xiàn)出正向的促進作用。其中，資本產出彈性為0.78，勞動產出彈性為2.16，二氧化碳排放產出彈性為0.15。勞動投入對產出的促進作用是很大的，資本投入對產出的影響相對較小，二氧化碳排放量對產出亦呈現(xiàn)出促進作用，說明福建省的經濟增長是以犧牲生態(tài)環(huán)境為前提的，一些高碳排放企業(yè)在帶來高增長的同時，也帶來了環(huán)境污染問題。

(三)產出貢獻率

將各投入要素的增長率除以GDP增長率再乘以相應的產出彈性，可得到各投入要素對產出的貢獻度，分析產出的增長源泉，即資本、勞動、二氧化碳排放量的產出貢獻率為

CRi=μi·(dFi/Fi)/(dY/Y) 。

其中，F(xiàn)i表示第i種投入要素；CRi表示第i種投入要素的產出貢獻率，分別為資本、勞動、二氧化碳排放量；μi表示第i種投入要素相應的產出彈性。

由表9可知，資本對產出的貢獻率一直較高，且均表現(xiàn)出正向作用；勞動對產出的貢獻率于2001年前相對較小，2001年后的貢獻率均較高，2017年其貢獻率相對較小，且除2013年外均表現(xiàn)出正向作用；二氧化碳排放量對產出的貢獻率于2002-2005年之間相對較大，均為正向作用，其他年份相對較?。蝗厣a率對產出的貢獻率正負相間，大小不穩(wěn)定，1995-1997年間集中較高，之后除個別年份其貢獻率較高外均一直較小，但2016-2017年全要素生產率對產出的貢獻率較高，且為正向作用?？梢?，福建省資本投入對經濟的增長貢獻一直較大，近年來勞動投入和全要素生產率對經濟增長的貢獻作用也是不可小覷的，總體上看，二氧化碳排放量對經濟增長產生正向貢獻，僅于4個年份中表現(xiàn)出負向作用。

表9 投入要素的貢獻率

四、碳排放與經濟增長的長短期均衡關系

由上文研究可知，碳排放的增加將促進經濟增長，但這種促進作用是否一直存在，或者將持續(xù)多久，值得進一步探討。因此，本文首先檢驗環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)存在性，探究福建省二氧化碳排放與經濟增長的長期均衡關系；其次，利用碳生產率和脫鉤指數(shù)，分析福建省二氧化碳排放與經濟增長的短期均衡關系。

(一)環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)存在性

庫茲涅茨曲線表明人均收入與收入不均等之間存在倒“U”型關系，1993年Panayotou將環(huán)境與人均收入間的倒“U”型關系稱為環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)，它表明環(huán)境最初隨著收入增加而退化，當收入水平上升到一定程度后，環(huán)境隨收入增加而改善，即環(huán)境質量與收入為倒“U”型關系。

為檢驗福建省環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)存在性，構建人均二氧化碳排放量與人均GDP的二元一次方程：

lnPCCt=ω0+ω1lnPCYt+ω2(lnPCYt)2+μt。

其中，PCC表示人均碳排放量(千克/人)，PCY表示人均地區(qū)生產總值，μt是隨機誤差項。

根據(jù)以上方程，檢驗環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)存在性的方法如下：若ω1>0，ω2<0，則認為人均二氧化碳排放量與人均GDP之間存在倒“U”型關系，即環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)是存在的；反之，不存在。

為保證模型的有效性，本文參考陳向陽等的算法[12]，考慮將產業(yè)結構和能源消費強度作為控制變量，建立以下計量模型：

lnPCCt=ω0+ω1lnPCYt+ω2(lnPCYt)2+ω3IEt+ω4SIt+μt。

其中，IE和SI為控制變量，分別表示產業(yè)結構和能源消費強度。本研究從《福建統(tǒng)計年鑒2020》獲取1978-2019年的人均地區(qū)生產總值數(shù)據(jù)、第二產業(yè)產值、常住人口數(shù)，以及一次能源消費總量。根據(jù)常住人口數(shù)據(jù)將1978-2019年二氧化碳排放量計算為人均形式，并分別以第二產業(yè)總值占GDP的比例表示產業(yè)結構，以百萬GDP的一次能源消費量表示能源消費強度(萬噸標準煤/萬元)。具體回歸結果如表10所示。

表10 回歸結果

可決系數(shù)R2=0.9981，F(xiàn)統(tǒng)計量為6326.04，伴隨概率為0.000，說明回歸結果是顯著有效的。系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明該參數(shù)估計結果亦是有效的。

LNPCCt=1.580+1.568lnPCYt-0.023(lnPCYt)2+0.319lnISt+1.329lnEIt，

因ω1=1.568096>0，ω2=-0.0234496<0，符合檢驗標準，則可認為福建省二氧化碳排放量與人均GDP之間存在倒“U”型關系，即環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)是存在的，但二次項系數(shù)較小，經計算拐點如下：

拐點δ=e-ω1/2ω2=214643579785916.0646 。

可見，雖然從變量的系數(shù)符號來看，碳排放與經濟增長之間符合倒“U”型關系，但拐點非常之大，因此，對二者關系進行線性和“N”型檢驗，建立以下兩個模型：

lnPCCt=ω0+ω1lnPCYt+ω2IEt+ω3SIt+μt，

lnPCCt=ω0+ω1lnPCYt+ω2(lnPCYt)2+ω3(lnPCYt)3+ω4IEt+ω5SIt+μt。

對以上兩個模型進行回歸，得到結果如表11所示。

表11 回歸結果

在線性回歸中，模型(1)的R2=0.9955，F(xiàn)統(tǒng)計量為2442.21，伴隨概率為0.000，說明回歸結果是顯著有效的，經濟增長系數(shù)是顯著的，但產業(yè)結構系數(shù)是不顯著的。因此，剔除該變量建立模型(2)，R2=0.9952，F(xiàn)統(tǒng)計量為3371.70，方程和各系數(shù)擬合結果均較好。而在三階模型(3)中，R2=0.9981，F(xiàn)統(tǒng)計量為5377.49，伴隨概率為0.000，回歸結果是有效的，但三次項系數(shù)不顯著。綜合以上分析，庫茲涅茨曲線是存在的，但拐點非常大，可以認為二氧化碳排放與經濟增長更偏向于線性關系。

(二)碳生產率

碳生產率反映的是單位二氧化碳的GDP產出水平，由一段時期內GDP與二氧化碳排放量的比值表示，與單位GDP的碳排放強度呈倒數(shù)關系。因此，可通過碳生產率分析二氧化碳排放量與經濟增長的短期關系。碳生產率公式如下：

碳生產率=一段時間內GDP/二氧化碳排放量 。

GDP數(shù)據(jù)來源于《福建統(tǒng)計年鑒2020》，二氧化碳排放量數(shù)據(jù)來自上文，經計算得到1978-2019年碳生產率，具體如表12所示。

表12 碳生產率

福建省單位二氧化碳的GDP產出水平是比較高的，已從1978年0.4736萬元/噸增長到2019年的16.4465萬元/噸，說明在短期內二氧化碳排放能夠實現(xiàn)較大程度的經濟增長，但對這一效應的過度依賴將導致很嚴重的生態(tài)環(huán)境問題，直接影響經濟的可持續(xù)發(fā)展，因此，必須摒棄以要素投入為主的粗放型經濟增長方式，建設資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會，既要保持高產出企業(yè)的產出能力，又要限制高排放高產出企業(yè)的碳排放規(guī)模。

(三)脫鉤指數(shù)

脫鉤指數(shù)在環(huán)境領域主要用于分析經濟增長與環(huán)境壓力之間的響應關系。當某一環(huán)境壓力指標變化的速度小于經濟增長速度時，認為這一環(huán)境壓力指標與經濟增長之間是相對脫鉤關系，即不存在響應關系。脫鉤指數(shù)的計算被描述為是某一環(huán)境指標的相對變化與經濟增長指標的相對變化的比率，在本文的研究中，將二氧化碳排放與經濟增長的脫鉤指數(shù)定義如下：

脫鉤指數(shù)DI=一段時間內二氧化碳排放量變化率/GDP變化率 。

當脫鉤指數(shù)DI<0時，表示二者之間存在強脫鉤關系；當01.2時，表示二者之間存在增長負脫鉤關系。經計算，得到1979-2019年脫鉤指數(shù)，如表13所示。

表13 脫鉤指數(shù)

1979-1986年期間，二氧化碳排放與經濟增長脫鉤狀態(tài)在擴張連接與脫鉤之間不斷轉換，即GDP和二氧化碳排放量不斷增長，但二者的增長率大小比較結果不斷轉換，其中GDP年平均增長率較大為16.50%，二氧化碳排放量年平均增長率為6.81%。該時期福建省開始拉開改革開放的序幕。

1887-1998年期間，二氧化碳排放與經濟增長之間一直保持著脫鉤關系，此時二者均有所增長，但GDP的增長大于二氧化碳排放量的增長，其中GDP年平均增長率上升為25.23%，二氧化碳排放量年平均增長率比較穩(wěn)定為6.60%。經濟增長較大幅度提高可歸因于閩東南發(fā)展戰(zhàn)略的實施，華僑和外商產業(yè)投資帶來了經濟增長效益。

1999-2005年期間，二氧化碳排放與經濟增長一直在脫鉤與否之間徘徊，2002-2005年期間二者處于增長負脫鉤狀態(tài)，2002年脫鉤指數(shù)高達2.4394，二氧化碳排放的增長率大于GDP增長率，GDP年平均增長率下降為12.04%，而二氧化碳排放量年平均增長率卻上升為19.99%，該結果可歸因于產業(yè)結構的不合理。

2006-2019年期間，除2011年處于擴張連接外，其余年份均處于脫鉤狀態(tài)，GDP年平均增長率提高為14.53%，二氧化碳排放量年平均增長率下降為5.62%。該時期福建省實施“海峽西岸經濟區(qū)”戰(zhàn)略，并受益于產業(yè)結構的調整。

此外，1980年、1982年、1992年、1997年、2012年、2015年和2016年脫鉤指數(shù)為負，二者處于強脫鉤狀態(tài)，即GDP增長率大于0，二氧化碳排放量增長率小于0。

五、結論與建議

(一)結 論

福建省二氧化碳排放量呈現(xiàn)出逐年上漲的趨勢，僅2016年有所下降，或是由于環(huán)境規(guī)制的影響，二氧化碳排放量增長率雖波動較大卻一直圍繞在5%左右。根據(jù)生產函數(shù)擬合結果，資本投入、勞動投入和碳排放對產出有著顯著性的影響作用，且均表現(xiàn)出正向的促進作用，其中，資本產出彈性為0.78，勞動產出彈性為2.16，二氧化碳排放產出彈性為0.15。資本對經濟增長的貢獻一直較大，勞動對經濟增長的貢獻越來越大，二氧化碳排放量對產出的貢獻率于2002-2005年之間相對較大，均為正向作用。福建省二氧化碳排放與經濟增長的長期關系更偏向于線性關系，單位二氧化碳的GDP產出水平是比較高的，說明在短期內二氧化碳排放能夠實現(xiàn)較大程度的經濟增長。1999-2005年期間，二氧化碳排放與經濟增長較為掛鉤，近些年弱脫鉤的關系越來越凸顯。

(二)建 議

福建省低成本工業(yè)化的增長模式依托了資本驅動和勞動力資源稟賦，推動了經濟高速增長，但也付出了環(huán)境污染的代價，環(huán)境污染又反過來影響經濟發(fā)展的可持續(xù)性。數(shù)據(jù)顯示，福建省無論是空氣污染或是水污染都需要進一步的治理，雖然空氣污染程度低于全國水平，但高于經濟發(fā)展穩(wěn)定的廣東省，而水污染情況明顯高于全國水平，環(huán)境污染治理也是相對不穩(wěn)定的。目前階段，福建省碳排放對經濟增長呈現(xiàn)出促進作用，即碳排放的增長會帶動經濟的增長，但我們不能依托于這種促進關系，而應在保持產出能力的條件下盡量減少碳排放。近年來，福建省二氧化碳排放量增長率整體上是先逐漸下降后又小幅度上升的，可見環(huán)境規(guī)制的力度是不夠的。我們應更加依靠勞動、資本和全要素生產率發(fā)展經濟，以創(chuàng)新克服粗放型增長模式。長期內，碳排放與經濟增長更傾向于線性關系，經濟的增長以線性方式增加碳排放；短期內，碳排放的GDP產出水平亦是較高的，因此，福建省應在保持經濟增長的基礎上加大節(jié)能減排力度，節(jié)能減排無疑將在某種程度上降低經濟的增長，可將碳排放的產出能力轉移到其他生產要素中，但最終一定是通過創(chuàng)新實現(xiàn)環(huán)境和經濟的共贏。

具體建議如下：第一，提高公民的環(huán)保意識，加大宣傳力度，讓個人養(yǎng)成愛護環(huán)境、保護環(huán)境的良好習慣。在日常生活中，倡導以環(huán)保產品代替以往的易污染物品，如倡導個人使用布制袋子代替塑料袋，同時宣傳生活垃圾的處理辦法，如有害垃圾的處理、易污染廢棄物的處理以及廢水的排放渠道等。據(jù)了解，公民對垃圾處理的知識是相對欠缺的，因此，我們既要培養(yǎng)公民的環(huán)保意識，也要向公民宣傳好的環(huán)保方法。第二，提高企業(yè)的環(huán)保意識，鼓勵高污染、高排放企業(yè)積極轉型，加強企業(yè)的循環(huán)生產，減少能源消耗量，建設綠色創(chuàng)新驅動型企業(yè)。淘汰高污染、低產出企業(yè)，減少該類企業(yè)的資源占用，整改高污染、高產出企業(yè)，應對其進行一對一幫扶，具體分析每個企業(yè)的污染原因和污染環(huán)節(jié)，聯(lián)合科研學術界，將科研成果更好地應用到企業(yè)的生產和發(fā)展中，用綠色創(chuàng)新取締或改進高污染生產環(huán)節(jié)，使企業(yè)不再受到環(huán)境規(guī)制的影響。第三，應注意觀察碳排放對經濟的貢獻，在不同階段制定相關產業(yè)政策約束企業(yè)生產環(huán)節(jié)的環(huán)境代價，同時保證維持經濟可持續(xù)增長，實現(xiàn)較高的產出水平。第四，健全環(huán)境污染的法規(guī)體系和環(huán)境信息公布制度，保持嚴抓嚴打的態(tài)度，對惡意破壞環(huán)境的個人和企業(yè)施以嚴厲的懲罰，實時監(jiān)測個人和企業(yè)有關“三廢”的排放指標，即時叫停高污染的生產環(huán)節(jié)，排查企業(yè)不合理的污染物排放行為、技術含量過低的產品生產行為和過于重工業(yè)化的行為。第五，加大創(chuàng)新力度、發(fā)展和推廣新能源的使用，加快重點行業(yè)的脫硫工程，降低單位產值的污染排放量。致力于轉變要素投入為主的粗放型經濟增長方式，建設資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會。此外，人力資本和開放程度也是影響經濟增長的重要因素。首先，應加大應用型人才培養(yǎng)力度和規(guī)模，將學術界科研成果更好地應用到實際生產中，做到產學研的高度結合；其次，在留住本省人才的同時，更要引進外省高層次人才，加大企業(yè)的創(chuàng)新力度，無論是管理創(chuàng)新還是技術創(chuàng)新；最后，加強開放程度，在建設國內大循環(huán)的基礎上，做好國內國外雙循環(huán)。