经济理论与经济管理2013年第10期 中国经济发展指标和碳排放 指标的统一性分析 周立群 李伟华 南开大学经济学院，天津300071 [提要] 本文对我国经济发展指标和碳排放约束指标进行统一性分析检验，在扩展的新 古典经济增长模型中引入碳排放约束因素，研究1978--2010年经济发展和碳排放间的数量关系， 并得到了实现2020年经济发展指标的最大碳排放量。本文研究发现，经济发展指标和碳排放约 束指标具有统一性，即2020年完成人均GDP发展指标的情况下能够实现碳排放约束指标，同样 在完成碳排放约束指标情况下也能实现人均GDP发展指标。 [关键词] 经济增长；碳排放；碳剩余 [中图分类号]F124[文献标识码]A[文章编号]1000--596X20131o～O02810 2007年党的十七大提出，到2020年我国人均 GDP要比2000年翻两番。实现这一经济发展目标 我国面临着巨大的碳减排压力，作为一个负责任的 发展中国家，我国于2009年提出到2020年我国单 位国内生产总值GDP二氧化碳排放比2005年 下降40 ～45 ，作为约束性指标纳入国民经济 和社会发展中长期规划。 本文所要探讨的是我国2020年中长期经济发 展目标和碳减排指标之间的统一性问题，即人均 GDP指标和碳减排指标二者能否同步实现，同时 城市化率、三次产业结构和对外贸易比重等经济发 28 展细分指标和碳减排指标能否同时实现。在此基础 上，本文测度并计算出“碳剩余”，用以衡量我国 经济发展方式面临的“碳环境”。 一、文献综述 在碳排放约束条件下经济增长方面，罗默 Romer、卢卡斯Lucas、斯托克Stokey等 学者在内生经济增长模型中引入了资源性和环境性 的约束条件，这为资源性和环境性约束问题的探索 提供了新的视角。[ ]r。][。 刘耀彬和陈斐、林伯强和 [收稿时间] 2o13071O [基金项目] 国家社科基金重大项目“三次产业动态协同发展机制研究”阶段性成果10ZD027 [作者简介] 周立群1951一，男，山东青岛人，南开大学经济学院教授，博士生导师，经济学 博士； 李伟华1985一，男，河北保定人，南开大学经济学院博士研究生。 感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。 孙传旺结合研究对象在内生经济增长模型中进一步 引入能源资源和城市化、产业结构等因素。E43Es]把 碳排放约束与经济增长直接联系起来的研究主要集 中于对环境库兹涅茨曲线EKC的讨论上，尽 管讨论碳排放曲线的形状仍然没有定论。塞尔登和 宋Selden and Song、盖利奥蒂娅和兰扎Gale- ottia and Lanza认为存在EKC，[ ][ j而罗卡和罕 塔拉Roca and Hntara、阿扎玛豪等人Azoma- hou et a1认为不存在EKC。[8jr9]近年来国内学界也 对此做了大量研究，比如林伯强和蒋竺均、韩玉军 和陆 、许广月和宋德勇，虽然研究结论各有不同， 但提供的研究思路和方法，为探究经济增长和碳排 放之间的关系提供了研究视角。[10]El1]_1。] 目前，对于碳排放影响因素的研究正处于深入 和细化阶段。郭朝先、张友国、刘再起和陈春、虞 义华等人主要从三次产业构成比例人手，研究不同 的构成比例对碳排放的影响。Ela3EM]l15][ ]张丽峰、徐 盈之和邹芳、徐大丰则从工业结构内部人手，探析 不同的工业结构对碳排放的产生的影响。[][1。Ⅱ19]而 帕瑞克和舒克拉Parikh and Shukla则从城市化人 手，研究发展中国家城市化进程中如何减少温室气 体排放的问题。l2o]林伯强和刘希颖在Kaya恒等式基 础上引人城市化因素，分析了城市化对我国现阶段 的碳排放的影响。[ 】在研究国际贸易对碳排放影响 方面，主要形成了针锋相对的两种观点，一种观点 认为我国通过国际贸易成为欧美等发达国家的“污 染避难所”，比如尹显萍和程茗、张为付和杜运苏的 研究。l2 _L。3]另一种观点则不同意国际贸易使我国沦 为欧美国家的“污染产业天堂”，比如李小平和卢现 祥的研究，因为发达国家不仅向中国转移污染产业， 也同时转移“干净产业”，国际贸易反而减少了我国 工业行业的碳排放总量和单位产出碳排放量。E ]威 科夫和鲁普Wyckoff and Roop的研究也表明发展 中国家没有成为发达国家“污染避难所”。[2 ] 二、碳排放约束下的经济增长 扩展的新古典经济增长模型 一扩展的新古典经济增长模型 为了研究可持续经济发展问题，罗默、卢卡 经济理论与经济管理2013年第1O期 斯、斯托克将资源环境性因素条件引入内生经济增 长模型，这为资源性和环境性约束问题的探索提供 了新的视角。[ ]r。][。 基于此框架，舒尔茨和泽姆斯 Scholz and Ziemes、巴比尔Barbier等学者又 将非再生资源引入内生经济增长模型，研究了非再 生能源和经济增长的关系。[ ll2 ]一些学者又将影响 经济增长的能源、资源和城市化、产业结构等因素 纳入内生经济增长模型，分析了这些因素与经济增 长之间的关系。能源、资源消耗是影响经济增长的 重要因素，而能源、资源消耗产生碳排放，也是度 量经济增长的重要指标。本文进一步将碳排放因素 纳入新古典经济增长模型，并在满足规模报酬不变 等所有扩展的新古典经济增长模型的约束条件下， 分析碳排放与经济增长之间的关系。基于以上分 析，本文下面采用卢卡斯和罗默提出的扩展的新古 典经济增长模型，并使用柯布一道格拉斯形式的生 产函数 一K H A山 卜一 1 式中， 代表总产出；Kf代表物质资本存量；bit 代表人力资本存量，Lf代表劳动投入量。假设技术 水平A为常数A，a， 分别表示物质资本和人力 资本的产出弹性。为了研究经济增长和单位GDP碳 排放的关系，本文借鉴罗默和卢卡斯等人的研究思 想以及刘耀彬和林伯强等人的研究方法，[ ][ ][ ][ 并 结合本文的研究对象碳排放约束，在满足规模 报酬不变等新古典经济增长模型的所有约束条件下， 在式1中加人单位GDP碳排放影响因素，将式 1扩展为 y 一K 。H E gAL 一 2 式中，E代表单位GDP碳排放量；7表示单位 GDP碳排放量的产出弹性。对式2两边同时取 对数，变为如下形式 lnY,一CalnK 4-blnHt 4-glnEt 4-1～a～b～ZlnL 4- 3 保持口 y1～ 一』9一y一1，即模型规模 报酬保持不变。则根据对数函数性质，式3可 以整理为 29 经济理论与经济管理2013年第10期 InY,／L,0．4121nK,／L,0．4031nH,／L 0．0371nE／L, 4 式4为经济增长和单位GDP碳排放量之间关系 的计量经济模型。选取1978--2010年总共33个样 本点进行计量分析，总产出 采用历年GDP数据， 并运用GDP平减指数调整为1978年基期不变价数 值。物质资本存量K 采用单豪杰的研究方法和相关 数据计算而得，基期为1978年。[28 人力资本存量H 采用焦斌龙和焦志明的方法和数据计算而得。[2 碳 排放量E采用世界银行网站给出的历年中国碳排放 量数据。劳动投入量L用就业人员数代表。此外， 对于个别缺失数据采用单方程回归模型预测的方法 得到凡没有特别注明来源的数据均来自中国统 计年鉴和中国劳动统计年鉴。 二计量经济模型分析 1．单位根检验。首先对变量进行单位根检验， 以确定各变量是否平稳。本文采用ADF检验法来 检验各变量的平稳性，检验结果如表1所示。 表1 ADF单位根检验结果 变量 检验形式C，T，N ADF值 1 临界值 5 临界值 1O％临界值 结论 ln ／L C，0，O 2．003 054 ～3．653 730 2．957 110 2．617 434 不平稳 Aln ／L O，o，O 一L 452 136 2．641 672 1．952 066 1．610 400 不平稳 △2lnyr／ C，0，O 一6．193 465 3．67O 170 2．963 972 2．621 007 平稳 lnK／L C，T，O 一O．695 085 4．284 580 3．562 882 3．215 267 不平稳 AlnK ／L C，o，0 2．587 436 3．661 661 2．960 411 2．619 16O 不平稳 △2lnK ／Lf C，0，O 6．740 263 3．670 17O 一2．963 972 2．621 007 平稳 1nH ／工吖 C，T，O 1．382 796 4．273 277 3．557 759 3．212 361 不平稳 AlnH ／g O，0，O ～O．751 460 2．644 302 1．952 473 1．610 211 不平稳 △zlnH ／L C，T，O 一8．711 936 4．296 729 3．568 379 3．218 382 平稳 1nE／L C，T，1 一1_670 633 4．284 580 3．562 882 3．215 267 不平稳 AlnE／L C，T，O 3．525 883 4．284 580 3．562 882 3．215 267 不平稳 △。1nE／L C，丁，O 6．488 277 4．296 729 3．568 379 3．218 382 平稳 说明△为一阶差分，△2为二阶差分。检验形式C，T，N，C为常数项，丁为时间趋势项，N为滞后阶数，0表 示不含常数项或者时间趋势项。 如表1所示，各个变量及其一阶差分形式都为 不平稳序列。将变量进行二阶差分后，得到各变量 的二阶差分形式在1 的显著水平下是平稳序列。 可知上述各个变量都为二阶单整，即服从I2 过程，从而可以进行协整检验。 2．约翰森协整检验。由ADF检验可知各个变 量都是二阶单整，所以符合约翰森协整检验条件， 检验结果见表2。 表2 约翰森协整检验结果 原假设 特征值 迹统计量 5 0／／显著性水平 P值 无 0．626 904 68．201 07 47。856 13 0．000 2 最多1个 0．594 957 37．637 57 29．797 07 0．005 1 最多2个 0．206 710 9．620 959 15．494 71 0．311 O 最多3个 0．075 763 2．442 389 3．841 466 O．118 1 30 由表2知，存在2个回归方程。选择最大特征 值对应的协整方程，并对其进行正则化，得到如下 协整方程方程下面括号内为t值 lnY／L 一0．4121nK ／L 6．76 0．4031nH ／L 6．70 0．0371nE／L 4．66 经济理论与经济管理2013年第l0期 R 0．999 5 5 为了进一步考察协整方程的长期稳定性，继续 将方程残差进行ADF单位根检验。即由协整方程 式5，定义其残差项为式6。对RESID进行 ADF单位根检验，结果见表3。 RESIDlnY,／L 一0．4121nK ／L 一0．4031nH ／L 一o．0371nE／L 6 表3 残差的单位根检验结果 变量 检验形式C，T，N ADF值 1％临界值 5％临界值 lO 临界值 结论 RESID C，0，1 一4．410 O57 3．66l 661 2．960 411 2．6l9 16O 平稳 说明检验形式C，T，N，C为常数项，T为时间趋势项，Ⅳ为滞后阶数，0表示不含常数项或者时间趋势项。 由表3可知，残差序列RESID在1 显著水 平上是平稳序列，不存在单位根。进一步证明了各 变量之间存在长期稳定的均衡关系，即协整关系， 也即式5的长期适用性。 由协整方程式5可知，1978--2010年的33 年间，物质资本、人力资本、就业人员数和单位 GDP碳排放等因素对GDP增长均起正向作用。其 中，物质资本对GDP增长的贡献度最大，达到 0．412，即物质资本增加1 能推动GDP增长 0．412 。人力资本是推动GDP增长的第二主要因 素，人力资本增加1 9／6能推动GDP增长0．403 。 就业人员数也是GDP增长的重要因素，系数为 0．148。单位GDP碳排放量对GDP增长也起正相 关的作用，但是影响较小，即单位GDP碳排放量 增长1 能推动经济增长0．037 。该正相关作用 说明我国对低碳经济的投资仍然不足，导致低碳技 术的落后，经济增长仍是建立在较高的碳强度上。 三、经济发展指标和碳排放 指标的统一性 2007年党的十七大提出，实现人均国内生产 总值GDP到2020年比2000年翻两番。国务院 在2009年提出，到2020年单位国内生产总值 GDP二氧化碳排放比2005年下降40 ～45 ， 并作为约束性指标纳入国民经济和社会发展中长期 规划。笔者在此要探讨2020年的经济增长指标和 碳排放指标能否同时实现。讨论的方法是基于上文 所得计量模型进行测量，同时，为了增加数据预测 的合理性，笔者对2020年前的数据预测为基准数 据、低速数据和高速数据三组。 关于物质资本存量数据，笔者根据样本估计分 段平均增长率趋势，其中1993--1998年物质资本 存量年均增长13．O ，1999--2004年年均增长 11．6 ，2005--2010年年均增长14．5 ，三个 时段的平均值为13．0 。2008年经济危机后我 国加大了固定资本投资，所以在此阶段物质资本 存量有所上升，但从长期看物质资本积累呈现逐 步下降趋势。笔者预测201l一2O15年物质资本存 量年均增长率的基准数据为l2 ，相应低速数据 和高速数据分别为11 和13 。而2016--2020 年，我国经济发展方式转变应初见成效，经济增速 会趋缓，物质资本积累速度也会缓慢下降。所以， 预测2016--2020年间物质资本存量年均增长率的 基准数据为11 9／6，相应的低速数据和高速数据分 别为10 和12 。 关于人力资本存量数据，笔者采用类似方法， 在1993--1998年年均增长11．3 ，1999--2004年 年均增长12．0 ，2005--2010年年均增长11．7 ， 这三个百分比平均值为11．7 。在2011--2015年 经济理论与经济管理2013年第1O期 间，伴随科教文卫事业投入的加大，人力资本的投 入会呈逐步加大趋势，同时人口老龄化问题也将日 益严重，综合来看人力资本存量将基本保持稳定。 因而笔者得到20112O15年人力资本存量的年均 增长率基准数据为11．5 ，相应低速数据和高速数 据为10．5 和12．5 。而2016--2020年基准数据 为11 ，相应低速数据和高速数据为1O 和12 。 根据国家人口发展规划，2020年人口总量控 制在14．5亿人左右。所以本文取人口数为14．5 亿人。根据样本分段平均比率得到就业人员数， 19931998年就业人员数占总人口平均比重为 56．4 ，19992OO4年为57．3 ，2O052O10 年为57．7 。上述三个时段的平均值为57．1 。 考虑到未来几年人口增长的逐渐放缓和老龄化社 会的到来，笔者预测2020年我国就业人员数占 总人口的比重约为56 ，相应就业人员数为 8．12亿人。 根据国务院关于2020年单位GDP二氧化碳排 放比2005年下降4O ～45 ，得到2020年单位 GDP碳排放的数据。在将以上四个变量2020年的 预测数据代人式5之前，先将式5变化形 式为 YK。 1-t。 。。Eo。。 L。 。 7 将数据代入式7计算可得，2020年在单位 GDP碳排放降低40 和45 情况下，以及在低 速、基准和高速三种发展情形下相应的GDP数值 以及人均GDP数值。计算结果见表4。 表4 不同情形下2020年经济发展状况 数据均以1978年为基期 2020年单位GDP 三种经济 2020盔GDP 2020年人均 碳排放情形 发展情形 亿元 GDP元 低速 176 554．75 12 176．19 单位GDP碳排 放下降4O 基准 188 767．41 13 018．44 高速 2O1 712．6O 13 911．21 低速 175 961．46 12 135．27 单位GDP碳排 基准 188 133．O8 12 974．7O 放下降45 高速 2O1 034．77 13 864．47 32 资料来源笔者通过计算而得。 2000年我国人均GDP为2 185．64元1978 年不变价，按党的十七大提出的到2020年人均 GDP比2000年翻两番目标，可得2020年人均 GDP为8 742．56元1978年不变价。由表4可 知，两种情况下单位GDP碳排放降低40 和 45 以及在各自三种发展情形下的人均GDP 数值均大于8 742．56元。所以在上述物质资本、 人力资本和就业人员数的假设条件下，在实现单 位GDP二氧化碳排放下降40 ～45 目标的同 时，可以有把握完成人均GDP到2020年翻两番 的目标。 利用在单位GDP碳排放降低40 情况下的 GDP数值，结合物质资本存量、人力资本存量和 就业人员数，可以计算出实现最低碳排放目标单 位GDP碳排放降低4O 9／6情况下的碳排放量，即 在碳排放约束下的最高碳排放量。 由式7可以推得 E一 y／K 412H。403L 148 8 将相关数据代入式8，可得2020年我国的 最高碳排放数据，在低速、基准和高速情形下分别 为134．71亿吨、144．03亿吨和153．91亿吨。 计算得知，只要最终碳排量小于以上最高碳排 放量约束，就足以实现2020年的碳减排指标。这 也是低碳型经济发展模式的碳排放最大约束指标。 如果在实现经济发展细分指标的情况下还有“碳剩 余”，这个“碳剩余”将为转变经济发展方式提供 宽松的“碳环境”。笔者将城市化率、三次产业结 构、对外贸易比重等经济细分指标纳人分析，计算 出碳排放量和“碳剩余”。 四、经济发展细分指标和碳 排放指标的统一性 一碳排放影响因素的计量经济模型 国内外对碳排放影响因素的研究成果很多，研 究方法也多种多样，主要有I MD1分解方法和 Kaya恒等式，在数学方法上有IPAT方程和 STIRPAT模型等。卡亚Kaya提出的Kaya恒 等式是现今许多低碳经济研究都经常用到的方法之 一，他将温室气体排放通过人口数量、经济发展、 能源消费量的简单变换得到一个恒等式。_30] EPy／PS／YxE／S 式中，E代表温室气体排放量；P代表总人口；S 为能源消费总量；y为国内生产总值。等式右边四 项分别代表人口数量、人均GDP、能源强度、单 位能源碳排放量。 本文假定在单位能源碳排放不变的情况下 即短期能源技术进步变动不大，引入城市化、 产业结构和对外贸易等其他碳排放影响因素。这 些因素是影响我国经济发展的主要因素，也是当 前我国经济发展面I临的主要问题。借鉴林伯强和 刘希颖在研究城市化过程中碳排放的方法，[2l_根 据Kaya恒等式，将影响碳排放的主要因素修正 为人口数量、经济发展GDP、城市化和产业 结构第二产业占三次产业的比重和对外贸易 比重，然后将人口数量和经济发展GDP合为 人均GDP变量，得到研究碳排放影响因素的 方程 E 一．厂 ／P ， ，I ，丁f 9 经济理论与经济管理2013年第10期 式中，E代表碳排放量；P 代表人口数量； 代 表经济发展用GDP表示；U 表示城市化率； L表示三次产业的结构第二产业占三次产业的 比重； 表示对外贸易比重。进一步，得到如下 计量经济模型 lnE,一alnY,／P blnU, glnI hinT, 10 选取1978～2010年共33个样本点进行计量 分析，其中碳排放量E采用世界银行网站的历年 数据。人口数量 、总产出 采用中国统计 年鉴历年数据，其中 运用GDP平减指数调 整为1978年基期不变价的数值。城市化率 采 用各年城市化水平数据，产业结构L根据中国 统计年鉴数据计算而得第二产业占三次产业 比重，对外贸易水平Tf用各年对外贸易总量除 以当年经济总量。 二计量经济模型回归 1．单位根检验。首先对变量进行单位根检验， 以确定各变量是否平稳。下面用ADF检验法来检 验各变量的平稳性。检验结果如表5所示。 表5 ADF单位根检验结果 变量 检验形式C，T，M ADF值 1 临界值 5％临界值 1O％临界值 结论 lnE C，T，1 3．005 954 4．284 580 3．562 882 3．215 267 不平稳 △1nE C，0，O 2．723 603 3．661 661 2．960 411 2．619 16O 平稳 lnyl／P1 C，T，3 一2．550 101 3．653 730 一一4．309 824 3．574 244 不平稳 AlnYt／P C， r，4 4．248 230 4．339 330 3．587 527 3．229 230 平稳 lnU C，T，1 ～1．622 796 4．284 580 3．562 882 3．215 267 不平稳 △lnU C，0，0 3．822 407 3．661 661 2．960 411 2．619 16O 平稳 lnI, C，T，8 1．408 389 4．394 309 3．612 199 3．243 079 不平稳 AlnL C，O，O 5．507 856 3．661 661 2．960 411 2．619 16O 平稳 1nT, C，0，O 2．277 116 3．653 730 2．957 110 2．617 434 不平稳 △ln C，O，O ～4．720 O59 3．661 661 2．96O 4l1 2．619 16O 平稳 说明△为一阶差分。检验形式C，T，M，C为常数项，T为时间趋势项，～为滞后阶数。0表示不含常数项或者 时间趋势项， 表示达到10 显著性水平。 33 经济理论与经济管理2013年第10期 如表5所示，各个变量都为不平稳序列，将变 量进行一阶差分后，得到的各变量的一阶差分形式 在1 的显著水平下是平稳序列。即上述几个变量 都是一阶单整，即服从I1过程，从而可以进行 协整检验。 2．约翰森协整检验。由以上ADF检验可知各 个变量都是一阶单整，所以符合约翰森协整检验条 件。下面通过约翰森协整检验，确定协整方程的个 数并得出具体的方程形式。约翰森协整检验结果见 表6。 表6 约翰森协整检验结果 原假设 特征值 迹统计量 5 显著性水平 户值 无 0．978 667 222．979 3 69．818 89 0．000 0 最多1个 0．873 919 111．401 3 47．856 13 0．000 0 最多2个 0。636 519 5I．347 24 29．797 07 0．000 1 最多3个 0．465 228 21．998 40 15．494 71 0．004 5 最多4个 O．124 229 3．846 882 3．841 466 0．049 8 由表6知，存在5个回归方程。选择最大特征 值对应的协整方程，并对其进行正则化，得到如下 协整方程方程下面括号内为t值 lnE,一0．3581nY,／P 4．63 4-0．6591nU, 2．98 4-0．4741ni 2．01 0．0561nT, R 0．996 11 为了进一步考察协整方程的长期稳定性，继续 将方程残差进行ADF单位根检验。即由协整方程 式11，定义其残差项。对REsID2进行ADF 单位根检验，结果见表7。 RESⅡ2一lnEt一0．3581n ／P 一o．6591nU,一0．4741ni 一0．0561nT 12 表7 残差的单位根检验结果 变量 检验形式C，T，N ADF值 1 临界值 5 临界值 10％临界值 结论 RESJD2 C，0，1 一4．213 273 3．661 661 2．960 411 2．619 l6O 平稳 说明检验形式C，T，N，C为常数项，T为时间趋势项，N为滞后阶数，0表示不含常数项或者时间趋势项。 由表7知，残差序列RESID2在1 显著水平 上是平稳序列，不存在单位根。进一步证明了各变 量之间存在长期稳定的均衡关系，即协整关系，也 即式11的长期适用性。 为了求出碳排放量，可将式11变为 E 一y，／P￡ 。％Uf 。59 j￡ 47 _|o‘o％ 13 回归结果表明，1978～20l0年的33年问，人 均GDP、城市化率和产业结构三种影响因素对碳 排放量的增长都起到正向作用，只有对外贸易比重 起到略微的负面作用回归结果不太显著。其中， 34 城市化率对碳排放量增长的贡献度最大0．659， 即城市化率增加1 能带动碳排放量增长0．659 。 产业结构水平是推动GDP增长的第二主要因素， 第二产业占三次产业比重增加1 能拉动碳排放 量增长0．474 。人均GDP增长是碳排放量增长 的重要因素，其每增长1 能带动碳排放量增长 0．358 。但对外贸易水平的变化对碳排放量增长 的影响起负面作用效应很小，即每提高1 能 使碳排放减少0．056 ，这也说明我国并没有因为 国际贸易成为欧美国家的“污染避难所”，或者说 发达国家不仅向中国转移了污染产业，也转移了 “干净产业”，这个结论和李小平和卢现祥的研究结 论是相似的。_2 三各经济发展细分指标和碳排放指标的统 一性 将经济发展细分指标数据代人式13即可求 得2020年相应的碳排放数据。将其与最大碳排放 量相比较，可判断2020年各经济发展细分指标和 碳排放指标是否具有统一性。 笔者根据相关文献对2020年预测城市化率 为55％，①三次产业构成比例为45 ， 笔者预测 对外贸易比重为55 。③在2020年人均GDP比 2000年翻两番的经济增长指标约束下，将上述三 个变量的预测数据代入式13，2020年的碳排放 量83．98亿吨完全在上一部分计算出的最高限额内 基准情形下，最高限额为144．03亿吨，这说明 2020年完成人均GDP、城市化率、产业机构比例 和对外贸易水平等经济指标时，能够同步实现碳排 放指标。我国制定的碳排放指标和经济发展指标具 有统一性，是比较科学的。 由于83．98亿吨远小于144．03亿吨这个碳排 放量最大值，即还有6O．O5亿吨的“碳剩余”，这 意味着在完成2020年碳排放指标条件下转变经济 发展方式有较宽松的“碳环境”。这也意味着进一 步的经济结构调整有着很大空间。因为人均GDP、 城市化率、产业结构比例都和碳排放量呈正相关关 系，所以对其进行大力度的调整和更高水平的提升 不仅可能而且可行，如在碳排放约束内进行第二产 业内部的结构调整及对外贸易产品结构调整等。 五、结论与政策建议 本文研究验证了政府的两个战略性指标内涵 经济理论与经济管理2013年第10期 的科学性及实现这两个目标的统一性和可行性。 首先，通过对经济增长和碳排放之间数量关系的 分析发现，在实现2020年经济发展指标人均 GDP指标的条件下能够实现碳排放约束指标。 同样在实现碳排放约束指标的条件下也能够顺利 实现经济发展指标人均GDP指标，两个指标 之间具有统一性。其次，通过对经济发展细分指 标人均GDP、城市化率、三次产业结构、对外 贸易比重实现情况下碳排放量的计量分析，发 现在最大碳排放约束内仍有6O亿吨左右的“碳 剩余”。这表明2020年经济发展细分指标和碳排 放约束指标之间也具有统一性，能够同时实现， “碳剩余”为经济发展提供了宽松的“碳环境”。 再次，研究发现，城市化是一个“高碳排放”工 程，其对碳排放的影响最大，城市化每增长1 能够带动碳排放量增长0．659 9／6；产业结构对碳 排放的影响也很大，这主要取决于第二产业内的 结构及其占三次产业比重。最后，对外贸易比重 却对碳排放呈现不太明显的负相关作用，这也证 明我国并没有因为国际贸易的扩大而成为欧美等 发达国家的“污染避难所”。 本文引申出的政策含义有三第一，尽管我国 面临相对较宽松的碳环境，但从全球对气候、环境 问题的关注和低碳化趋势看，国际社会对中国碳排 放的约束条件会越来越多，越来越严。抓住当前的 历史发展机遇，充分利用“碳剩余”提供的战略发 展空间来换取经济结构调整的时间和空间，为经济 的可持续快速发展赢得更多的主动和机遇。 第二，在国家碳排放约束目标下加快推进城市 化进程，不失时机地破解城市化进程中出现的各种 难题。同时，在国际碳博弈和谈判中应充分阐述和 ①这个预测值比较合理，因为从1978年到现在3O多年间，我国的城市化率每年增长不到1％，1996--2003年城市 化率增长很快，平均每年1．43 ，2004--2010年则下降到平均每年0．86％。我国未来城市化进程将进一步放缓，按 2010--2020年每年0．65 ～0．75 计算，到2020年城市化进程将达到55％左右。 ②本文采用中国社科院经济研究所的预测，2020年第二产业比重为45 。国务院发展研究中心预测也为45 。这 个预测值比较合理。当前我国正在大力发展第三产业，第二产业比重已呈现出稳中有降趋势，2005--2010年第二产业比率 年均下降0．15 ，到2020年的比重约为45 。 ③我国正在扩大内需，逐步减少对外贸易依赖。但当前收入分配体制及社会保障体制还不健全，内需市场完全启动 还需要一个过程。贸易依存度在未来几年将呈现稳中有降，预计到2020年仍会在55 左右。 35 经济理论与经济管理2013年第l0期 说明我国正在城市化阶段性进程的特点，有理有据 地提升自身的谈判力，把握推进低碳指标约束的主 动权和谈判筹码。 第三，经济发展目标与碳排放约束目标在行动 上的统一实际上是经济发展方式转变的重要内涵。 在对经济增长动力、路径和机制研究的同时，也应 重视和加大对低碳动力、路径和机制的探索。加快 构建经济发展低碳社会评价、技术应用、定价交易 和管控等体系的建设既重要又迫切。国家应该完善 碳排放检测体系和核算体系建设，明确企业的碳排 放责任。完善碳排放的社会评价体系，设计低碳评 价指标，加强社会监督。促进低碳技术创新，加大 财税和制度支持力度，为低碳经济发展提供技术支 撑。推动碳金融创新，完善碳排放交易体系建设， 形成全国统一的碳交易市场。加强“政产学研”合 作平台建设，建立政府、企业、高校和科研机构广 泛参与的“低碳联盟”，综合各方力量共同建立低 碳社会。 参考文献 [1]P．M．Romer，H．Sasaki．Scarcity and Growth ReinterpretedEndogenous Technological Change and Falling Resource Price Ez]．Rochester Center for Economic Research Working Paper，1986，19． 1,2-1 R．Lucas．On the Mechanics of Economic Development FJ]．Journal of Monetary Economics，1988，1． 1-3]N．L．Stokey．Are There Limits to 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