高质量发展背景下的区域能源碳排放规制研究——以浙江为例

陈宇光

(台州行政学院，浙江 台州 318000)

在全球经济增长乏力的新常态下，实现社会生产的高质量发展，已成为我国生产力可持续发展、稳步提高居民收入的必由之路。高质量发展目标的实现，有赖于建立一个科学的指标体系，从而形成可操作的实施路径。在众多规制指标中，碳排放量作为一项综合性的环境指标，其增减变化能深刻反映区域经济总量、产业结构和能源强度等变量的异质性变动，与地方经济社会转型升级强相关。同时，碳排放空间是一种绝大多数行业都必需的同质化要素，对其开展研究和规制，可以发挥“抓手”的作用，从而形成一种带有普遍性的倒逼机制。因此，碳排放量指标突破了狭隘的应对气候变化的范畴，“十一五”期间在全国范围内逐渐受到重视，并以碳强度的形式进入全国和各省市的“十二五”规划。本研究以浙江省为例，旨在探讨区域能源碳排放量的异质性，并从高质量发展的角度提出相应的规制建议。

一、文献综述和模型设定

(一)模型基础概述

现有的关于环境指标的定量分析，大多基于IPAT恒等式的分析基础。IPAT模型起源于20世纪70年代Ehrlich等(1970)(1)Ehrlich P, Holdren J, The People Problem, Saturday Review, 1970, No.4, pp.42-43.、Commoner(1971)(2)Commoner B,The Closing Circle, Alfred Knopf, 1971, pp.1-5.等关于影响环境“人口增长论”与“技术决定论”的讨论。该模型认为，环境影响是人口、富裕程度、技术水平三个变量的乘积：

I=P×A×T

(1)

其中，I、P、A、T分别代表环境变量、人口数量、富裕程度、技术水平。

1989年日本教授Yoichi Kaya在IPCC研讨会上提出将IPAT模型具体化，将A用人均收入指标代替，用T代表单位GDP的环境影响，从而将IPAT模型演化为KAYA恒等式(3)Kaya Y, Impact of Carbon Dioxide Emission Control on GNP Growth: Interpretation of Proposed Scenarios, IPCC Energy and Industry Subgroup, Response Strategies Working Group, 1989, pp.2-4.：

(2)

KAYA恒等式的提出，使IPAT模型在理论和实证层面有了可操作的基础，之后模型的改良演化不断涌现，相应的实证分析已运用到能源、生态足迹、大气污染和水污染等众多环境领域，已然成为环境经济学领域一个重要的研究方法体系。虽然IPAT恒等式识别出了影响环境的主要因素，但在理论上仍然存在一定的短板。

第一，有效变量遗漏较多。对于IPAT恒等式来说，只有满足乘积恒等关系的变量，才能进入模型，从而造成变量选取的范围过于狭窄。而文化、制度等只能以名义数字代表的因素，显然也是环境的影响因素，但由于无法满足乘积关系，只能笼统地隐含在变量T以内。如何继续向下分解以包涵更多变量，依然是IPAT研究体系悬而未决的难题。

第二，模型的拓展和应用余地较小。环境影响因素由假设先验地予以确定，不支持假设检验。而环境经济理论的发展总是提出各种假说，需要由模型加以实证分析，例如Grossman等(1991)关于环境库兹涅茨曲线的论断(4)Grossman G, Krueger A, Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement, NBER Working Papers 3914, National Bureau of Economic Research, 1991, pp.2-36.，其实证需要在模型中引入富裕程度的二次方甚至三次方，这即使在IPAT恒等式的对数形式中也很难实现。

第三，技术变量的代表性存在争议。为了保证恒等关系成立，作为表征技术水平的变量T是在I、P、A已知的情况下求出的，并非独立变量，其数值的上升或下降是否仅体现技术水平的变化，值得商榷。如果把变量T独立出来，使用统计数据中一个与P、A无关却能代表技术因素的指标，又难以保证恒等关系。

为了减少IPAT模型固有缺陷带来的影响，York等(2003)改良IPAT恒等式的对数形式，将其定义为随机形式，即STIRPAT模型(5)York R, Rosa E, Dietz T, Stirpat, Ipat and Impact: Analytic Tools for Unpacking the Driving Forces of Environmental Impacts, Ecological Economics, 2003, No.3, pp.351-365.：

I=C0×Pα×Aβ×Tγ×e

(3)

在随机形式中，不仅变量可以通过指数α、β、γ和常数C0来不同程度地影响环境变量，而且可以适度添加原本不满足乘积恒等关系的变量。

(二)碳排放指标计量模型设定

根据IPAT模型的思想，针对碳排放量指标的实际特征，可以将其每一年的数据分解出人口、城镇化率、人均收入、产业结构、能源强度、能源结构和排放系数等因素。在式(4)中，P为地区常住人口数；通过分类变量i将P分为城乡两类人口Pi，其比值为城镇化率U，对应的人均收入为pGDPi；通过分类变量j将GDP分为三次产业增加值Iij，从而形成产业结构变量ISij、能源强度变量EIijk；通过分类变量k对应消费的20种主要能源Eijk，构建第k种能源的消费比重，即能源结构ESijk；Пk为第k种能源的碳排放系数，该系数可假定始终保持稳定。

(4)

通过引入分类变量，上述IPAT模型保证了恒等关系的成立。根据STIRPAT模型的改良思路以及节约自由度的考虑，通常只选取同一分类变量中最具代表性的一组数据进入模型。在针对浙江碳排放量的其他相似研究中，孙敬水等(2011)引入人口、人均收入、能源强度、煤炭比重和单位能耗排碳量五个指标(6)孙敬水、李志坚、陈稚蕊：《低碳经济发展的驱动因素研究——以浙江省为例》，《中南财经政法大学学报》2011年第2期，第48-55页。；魏丹青等(2017)引入人口、人均收入、能源强度、煤炭比重、城镇化率和三产比例六个指标(7)魏丹青、黄炜、曹植：《省域碳排放影响因素分析及减碳机制探讨——以浙江省为例》，《生态经济》2017年第12期，第14-18页。。笔者经过前期试算，先选取人口、人均收入、产业结构和能源强度进入模型，城镇化率、能源结构因素在后文另行阐述。对模型两边取对数，即可得到碳排放量的长期均衡函数：

(5)

现有的IPAT恒等式应用研究绝大多数是直接对上式进行回归，而实际上自变量对因变量的影响通常是逐年递减而非完全一一对应的，如此计量将忽略变量的滞后效应，混淆自变量的短期和长期弹性。根据格兰杰表述定理，协整变量间的短期非均衡关系，总可以由一个误差修正模型表述。故选择构建较为节省自由度的1阶自回归分布滞后DHSY函数，并将其变形为误差修正模型加以估计，其表达式如下(8)Davidson J, Hendry D, Srba F, Econometric Modelling of the Aggregate Time-series Relationship between Consumers’ Expenditure and Income in the United Kingdom, The Economic Journal, 1978, No.6, pp.661-692.：

(6)

其中，ecm代表t-1期的非均衡误差，根据误差修正机制的思想，上一期的非均衡误差将在均衡关系的作用下于本期进行修复，故ecm前的系数必须为负，且各变量前的系数将由式(5)中的长期弹性，改变为仅体现本期自变量变化的影响，即为短期弹性。此外，误差修正模型是差分模型，故预期不存在常数项。

二、浙江碳排放量误差修正模型的估计和检验

(一)数据来源和描述性统计

浙江能源碳排放数据由历年能源消费终端数据计算得到，根据《中国能源统计年鉴》地区能源平衡表、《浙江统计年鉴》《中国区域电网基准线排放因子》等资料估算得到1990—2018年排放量数据，估算的公式如下：

(7)

其中，C表示当年二氧化碳排放总量；Ck是第k种能源消费产生的排放量，其计算分两部分：本地能源的消费采用物料衡算法，Ek是该种能源的消费量，NCVk表示该种燃料的平均低位发热量，VCk表示单位热值含碳量，COFk表示碳氧化率；外省电力调入引起的间接排放采用净调入电力E电调乘以排放系数EFOM的计算办法。产业结构调整因素采用二产比例除以三产比例衡量；能源强度因素采用标准煤能源消费量除以GDP衡量。这些变量的历年数值均源自《浙江统计年鉴》，其中，涉及GDP的变量均以2000年不变价为基准折算。

(二)模型参数估计和检验

对于时序数据误差修正模型的估计，首先需要检验数据的平稳性和协整关系成立。对所有数据进行ADF检验，得知所有数据都是一阶单整；对OLS拟合残差进行AEG检验，在带漂移项、滞后三阶时取得最小系数-3.499，p值为0.0011，可认为通过了协整检验。

误差修正模型的建立需经两步，首先需要估计长期均衡模型式(5)，得到残差ecm值代入式(6)。对式(5)经过试算检验得知，OLS回归会产生自相关问题，故采用一阶广义差分法进行回归，经迭代后估得长期弹性和残差ecm值。将上一期残差放入本期观察值，与对数差分数据一并进行OLS回归，得到误差修正模型的短期弹性值。两步法的参数拟合结果如表1所示。

表1 两步法的模型参数拟合结果

两个模型的参数拟合结果都较好地符合了变量的经济意义，正负号正常且数值适中。在误差修正模型中，ecm前的系数为-0.29，常数项不显著，都符合预期。对两个模型的残差进行偏度—峰度、Shapiro-Wilk、Shapiro-Francia三种正态性检验，结果显示没有拒绝正态的原假设，从而说明t检验和F检验有效。White检验、BP检验结果没有拒绝同方差的原假设。在共线性检验中，误差修正模型的VIF平均仅为1.53倍，一阶广义差分模型的VIF偏高，这也是时序数据的普通现象，鉴于t检验显著，可认为模型自身较为富余的自由度较好地克服了共线性问题。在残差自相关检验中，两个模型的DW统计量分别为1.729、1.457，同时结合BG检验和Ljung-Box Q检验，可认为自相关问题已经得到缓解。对误差修正模型进行RESET检验，显示没有遗漏变量。

在参数稳健性检验中，分别采用其他同质指标替换产业结构、能源强度变量，重新计算发现，无论是第一步的一阶差分模型还是第二步的误差修正模型，其参数数值正负号都显示正确，大小合理，且人口、人均收入等未替换变量的参数数值没有重大差异。然后，删去较易产生共线性问题的产业结构解释变量，将其更换为能源结构、城镇化率再次回归，发现拟合效果虽有所下降，但系数估计值仍然大体一致。检验数据如表2所示，综合认为原误差修正模型的参数估计较为稳健。

三、浙江碳排放量指标异质性的模型解释

(一)模型的短期和长期弹性

对误差修正模型参数的解读，需要从短期和长期两方面来看。人口数量因素对排放增长有刺激作用，回归结果显示，在人口变化的当年，排放的人口弹性为1.3倍，即人口数量变化1%，将导致当年排放增长约1.3%；同时由于滞后作用的存在，长期来看，将总共导致排放增长约2.31%，说明人口因素无论是在短期还是在长期，都富有弹性，且作用时效较长。人均收入因素的短期弹性为0.49，但长期弹性可达0.73，说明人均收入的提高在短期内对排放增长的拉动作用并不明显，但从长期来看其功效会逐渐提高。

产业结构因素的长期弹性0.27低于短期弹性0.42，说明二产比重下降和三产比重上升1%时，短期来看具有约0.42%的减排功效，但长期来看其减排绩效会有所反弹。能源强度的长期弹性和短期弹性较为接近，其下降1%将导致排放降低约0.57%，且该减排功效在一年内基本发挥完毕。ecm前的系数为-0.29，说明在该协整关系中，上一年对均衡关系的偏离将在当年修复约29%，进一步证实了各因素对排放量作用的滞后性和长期性。

在稳健性检验中，城镇化率的测试结果显示，1990—2019年，浙江省的城镇化率由36%上升至70%，达到欧洲发达国家水平，但城镇化率的大幅提升对排放量的刺激作用并不显著。其原因在于浙江居民的富裕程度、城乡均衡发展水平长期走在全国前列，故农村居民的生活水平及相应的碳排放水准与城镇居民并不存在较大差别，所以人口由农村迁徙到城市，并不会导致排放量的迅猛增长。

能源结构的测试结果与产业结构类似，其长期弹性1.37，也小于其短期弹性2.03，反映出煤炭比例下降的减排效果存在后期反复。其原因在于风电、光电稳定性差、平价上网难等短板依旧存在，水电、核电等清洁能源的发电量较为固定，所以能源结构中用煤比例的下降只会导致油气比例的上升。虽然油气的单位热值含碳量VC值低于煤炭，但仍远高于清洁能源的近零排放，故能源结构调整虽然存在减排功效，但目前仍未能得到充分发挥。

综合模型系数结果可知，当前对浙江排放量起刺激作用的主要是人口、人均收入因素，起抑制作用的有产业结构调整、能源强度下降和能源结构优化因素。比较各变量的系数发现，刺激类因素的弹性加总要高于抑制类因素，而且在长时间跨度下，人口因素的滞后作用会逐步显现，而产业结构、能源结构调整的减排作用还会反弹，导致目前排放量依然保持逐渐上升的趋势。

(二)自变量驱动程度分析

将模型中解释变量1990—2018年的年均复合增长率乘以其长期弹性，得到各变量对排放量增长的驱动程度，再除以合计数即可得到碳排放量变动的计量分解结果(见表3)。该结果与采用LMDI方法分解的前期研究具有一致性(9)陈宇光：《浙江省能源碳排放增长的驱动因素探究——基于行业和能源的二维LMDI模型》，《嘉兴学院学报》2016年第2期，第36-42页。。

表3 自变量对碳排放量年度增长率的驱动情况

从分解结果看，首先，城镇居民收入的提高，是浙江区域碳排放增长最主要的驱动因素，驱动排放量增长了101.01%。其次，人口数量增长可以解释排放量增长率的31.78%。居民持续增收、流动人口向东南沿海区域汇聚，仍然是浙江乃至全国未来经济社会发展的必然趋势，也是高质量发展的预期成果，实践中亦不可能为了降低环境影响而人为地压制人口和人均收入因素。

产业结构和能源强度作为抑制排放上升的因素，可以解释排放下降程度的8.31%和24.49%。与计量模型得到的结论类似，三产比率的提高未显现出较大的减排效应，甚至后期出现反弹。其原因在于三产相比二产，存在规模小、数量大的特点，从业人员素质良莠不齐，加之我国水、电等基础要素供应价格偏低，故其减排潜力虽大但在实践中节能降耗普遍不受重视。能源强度改善是目前抑制排放增长最有力的措施，原因在于能源强度是各省市五年规划的刚性约束指标，且上级部门每年会考核地方政府目标落实情况，故能源强度通常都会进入大中型项目落地前的环境类评价，从而切实发挥减排功效。

四、政策建议

针对计量估算显示，浙江省碳排放量的变动存在异质性因素。其中，城镇化的推进与排放增长脱钩，这可能是区别其他城乡差距较大省份的一个显著特征；同时，产业结构、能源结构调整所带来的减排功效出现某种反复拉锯现象，其减排潜力尚有待发掘。人口数量、居民收入则体现出与其他地区的同质特性。异质性和同质性并存，对此可考虑在产业结构、能源强度和能源结构等方面强化政策力度。

(一)提升第三产业发展质量，实现排放空间经济效用最大化

浙江“四换三名”“腾笼换鸟”“凤凰涅槃”等经济转型浪潮方兴未艾，第三产业中的新技术、新业态、新模式不断涌现，数字经济、康养服务和文化创意等现代服务业发展迅猛，对于降低全省排放强度起到积极作用，下一步应继续鼓励节能咨询、计量检测和系统设计等兼具经济效益及环境效益的第三产业发展。结合传统第三产业数量多、规模小等特征，适宜采用制度成本较低的行政化规制手段来发掘其减排潜力。例如，出台通用的节能标准，严格把牢市场准入门槛；深化水电气、排污权等生产要素的价格改革，明确数量阶梯价格、行业差别价格、超额惩罚价格的实施范围，使通用要素价格能真正反映资源从开采到废物处理的全周期成本。

(二)倒逼存量，严控增量，打破用能单位能源强度锁定效应

浙江能耗基数低，在经历初期的技术节能和管理节能阶段后，能源强度下降的潜力已得到很大程度的释放，需进一步寻找节能边际成本相对较低的领域。可运用税收优惠、行业补贴和行政命令等途径，类比“以亩均论英雄”的产业调整思路，推动重点耗能行业能效对标，继续深挖工业节能潜力。力争主要耗能领域能耗保持全国领先水平，部分耗能领域达到国际领先水平，形成一批节能建筑、节能物流、节能园区和节能政府试点经验。

(三)以扎实稳健的技术攻关开发新能源，实现能源结构优化

能源多样化是打破能源要素制约、保障能源安全的重要战略措施。应当抓住目前全球能源供应宽松的有利时机，加快天然气、石油储运基础设施建设，加强油气资源战略储备。浙江省的核电、水电、风电和太阳能等低碳能源品种齐全且资源丰富，应当加快突破一批能源装备关键组件和材料的生产工艺，降低光伏、风电产品发电成本，早日实现平价上网，同时加快燃煤电厂清洁排放整治提升，增强电网调峰能力，从而推动清洁能源技术在浙江的规模化发展。

(四)多措调节高耗能产品消费，培养绿色低碳的生活方式

居民人均收入提高后，必然增加对各种产品的消费，此时需要政府有关部门加强宣传引导，提倡节约环保的生活理念，减少不必要的奢侈消费、面子消费和非理性消费。同时，运用消费税、环保税、增值税和资源税等税收工具，加大对高碳产品的征税力度，或者考虑在现有碳排放权交易市场的基础上，对广大中小排放源实行碳税制度，实现以市场价格手段引导绿色消费，还能够为地区环境污染治理、生态补偿和环保监测等工作筹集资金。