孫開 孫琳

（東北財經大學，大連 116025）

財政支出規(guī)模對碳減排影響分析
——來自遼寧省的證據(jù)

孫開 孫琳

（東北財經大學，大連 116025）

財政支出與溫室氣體排放之間存在著密不可分的聯(lián)系。本文運用遼寧省1980年-2012年財政預算支出及二氧化碳排放量數(shù)據(jù)，利用單位根、協(xié)整及時間序列模型，構建二氧化碳排放方程與經濟增長方程，實證分析遼寧省公共財政支出規(guī)模對二氧化碳排放的內在影響機理。分析結果顯示，遼寧省財政支出目前無法為碳減排帶來負向直接作用；而負向間接作用微乎其微。對遼寧省整體而言，財政支出規(guī)模對二氧化碳排放影響的凈效應為正。由此，本文從財政稅收角度給出了解決遼寧省碳減排難題的政策性建議。

財政支出規(guī)模 碳減排 直接影響 間接影響

一、引言及文獻綜述

我國經濟持續(xù)的增長，為財政支出的增加提供了強大的動力；而財政支出的增加，亦為經濟社會發(fā)展提供了必要的財力保障。與此同時，生態(tài)環(huán)境和氣候變化問題也在一定程度上對目前的經濟轉型發(fā)出了的警示。據(jù)國家氣象中心統(tǒng)計，在過去十幾年間，氣溫上升是我國氣候變化的重要趨勢。其中，2013年冬季全國氣溫升至近5年來最高點，較常年同期偏高0.5℃①中國天氣網：2014年03月4日，http：//www.weather.com.cn/climate/2014/03/qhbhyw/2070545.shtml。。究其原因，在粗放式經濟發(fā)展及重復性產業(yè)布局結構下，過量的溫室氣體排放是造成高溫氣候的重要因素。目前，我國是溫室氣體排放量最大的國家，2013年我國二氧化碳（以下簡稱）排放總量為2044萬噸，位居世界第一②中國能源化工門戶網站：2014年04月3日，http：//www.ineng.org/news/57716.html。。為了應對氣候問題，我國“十二五”規(guī)劃中提出了綠色低碳經濟發(fā)展戰(zhàn)略，各省市應積極努力轉變經濟發(fā)展方式、優(yōu)化產業(yè)結構，落實各項減排措施③中國環(huán)境能源交易網：2014年05月4日，《中國低碳經濟發(fā)展報告2013》，http：//www.cneeex.com/detail.jsp?main_colid=216&top_id= 213&main_artid=6468。。遼寧省是“十二五”規(guī)劃綱要節(jié)能減排的重點省份之一，多年來的經濟增長及地方財力擴張也伴隨著高能源消耗、高碳排放的代價。2013年，全省GDP總量達2.7萬億元，實現(xiàn)財政預算收入3341.8億元④遼寧統(tǒng)計信息網：《2013年遼寧省國民經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，2014年03月3日，http：//www.ln.stats.gov.cn/infopub25/。，地方財政支出規(guī)模的擴大與溫室氣體排放之間的關系及相互影響，是一個值得關注和深入研究的重要課題。

能源消耗、氣溫上升與長期經濟穩(wěn)定發(fā)展之間儼然存在著不可避免的瓶頸。三者之間的突出矛盾，引起了國內外學者的廣泛關注。在理論上，國內外學者主要從經濟增長、能源消費的角度展開碳減排效應研究。Gerard Adams F（2007）分析了中國能源的未來需求及進口情況，指出能源消費與經濟增長之間存在一定的因果關系。王鑒雪和寧云才（2011）以煤炭消費為研究的切入點，發(fā)現(xiàn)我國能源消費與經濟增長存在著協(xié)整和雙向因果關系。蔡昉等（2008）通過擬合環(huán)境庫茲涅茨曲線考察我國經濟內在減排訴求，認為我國必須轉變經濟增長方式實現(xiàn)溫室氣體減排要求。付云鵬等（2013）以遼寧省為例探討碳排放量與地區(qū)生產總值、能源消費之間的關系，結果表明地區(qū)生產總值、能源消費總量及結構對碳排放量產生消極影響。

國內外學者基于效應角度將碳減排研究重心由經濟、能源關系轉向財政稅收政策領域，著重探討財政收支及稅收體制影響碳排放的機理、方式等問題。Bosquet B.（2000）總結歐洲有關國家環(huán)境稅的定量研究成果，認為環(huán)境稅改革可以有效地減少歐洲國家的碳排放量。Halkos&Paizanos（2013）利用全球77個國家財政支出與環(huán)境污染數(shù)據(jù)，探討政府財政支出與二氧化碳排放量之間的內在聯(lián)系，指出政府支出在一定范圍內顯著增加二氧化碳排放量。王燦和陳吉寧（2005）應用CGE模型對我國環(huán)境稅的減排效果進行模擬，結果表明當減排率控制在一定范圍內時，環(huán)境稅有助于能源效率的提高，但高環(huán)境稅率將對我國經濟與就業(yè)帶來負面影響。何建武和李善同（2009）基于DRC-CGE模型分析能源和環(huán)境稅收政策對我國節(jié)能減排的影響，指出單一依靠能源及環(huán)境稅實現(xiàn)減排目標將抑制宏觀經濟增長。張克中和王娟（2011）透過財政分權與環(huán)境污染的關系，指出財政分權與碳排放存在正相關關系。盛麗穎（2011）選取財政收入和支出兩個變量，針對我國財政政策的碳減排效應進行實證分析，認為目前支出角度財政政策的碳減排效應更佳。

本文將財政支出對碳減排的影響效應劃分為直接影響和間接影響?；诃h(huán)境資源的公共產品性及其外部性特征，財政支出規(guī)模及結構調整將對碳排放企業(yè)產生直接影響；基于經濟增長與環(huán)境資源的內在矛盾性，財政支出規(guī)模及結構調整通過影響經濟增長而間接影響碳排放總量。本文從直接及間接影響的視角，對遼寧省財政支出規(guī)模和碳減排之間的內在聯(lián)系進行實證研究，以期為遼寧省的財政支出改革和產業(yè)升級提供有價值的參考。論文利用遼寧省1980年-2012年財政預算支出及二氧化碳排放數(shù)據(jù)，通過區(qū)分直接、間接影響分析二者間的作用機理。文章內容安排如下：第二部分介紹計量模型構建及使用數(shù)據(jù)，第三部分進行實證檢驗并描述定量分析結果，第四部分給出結論及相應對策建議。

二、模型構建與數(shù)據(jù)說明

（一）構建模型

本文的回歸模型在Halkos&Paizanos（2013）研究設計的基礎上設定，將財政支出規(guī)模對碳減排影響分為直接和間接效應。構建二氧化碳排放量方程和經濟增長方程分別反映直接效應及間接效應大小。主要變量取自然對數(shù)值，以消除數(shù)據(jù)異方差及自相關性。計量模型擬采取以下形式：

二氧化碳排放方程：

經濟增長方程：

二氧化碳排放方程（1）中選取CO2作為被解釋變量，即以遼寧省歷年能源消費的CO2排放量測度碳排放強度。核心解釋變量fisp，度量遼寧省政府相對財政支出規(guī)模，選用財政支出占地方生產總值比重來衡量。解釋變量gdp，測度經濟增長與排放量CO2之間的密切關系，選用人均地區(qū)生產總值指標加以衡量?？刂谱兞縓中包括遼寧省第二產業(yè)產值比重、全社會從業(yè)人口占總人口比重和人均全社會固定資產投資凈額指標，以分別反映工業(yè)化水平（sgdp）、勞動力水平（labor）及資本投入水平（invest），ε代表隨機誤差項。

經濟增長方程（2）的設定與大多數(shù)文獻中所廣泛使用的索洛經濟增長方程相一致。被解釋變量為gdp，核心解釋變量仍然是fisp，以度量遼寧省政府相對財政支出規(guī)模。其它解釋變量labor、sgdp所代表的含義與方程（1）相同，μ代表隨機誤差項。

基于研究需要，通過方程（1）和（2）可以計算遼寧省財政支出規(guī)模對CO2排放量影響的總效應，即總效應=直接效應+間接效應。公式如下：

總效應方程（3）左端表示財政支出規(guī)模對排放量CO2影響的總效應，方程右端第一部分表示由CO2排放量方程回歸而得的直接效應大小β1，第二部分表示由經濟增長方程回歸而得的間接效應，其大小由方程（1）和（2）的共同系數(shù)α2*β2確定。總效應公式則為二者這和，大小為β1+α2*β2。

（二）數(shù)據(jù)說明

為了與國際碳排放強度計算保持一致性，根據(jù)IPCC數(shù)據(jù)庫，CO2排放總量依據(jù)1980年-2012年遼寧省統(tǒng)計年鑒中能源消費量乘以相應碳排放系數(shù)①數(shù)據(jù)來源：政府間氣候變化專門委員會，《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》。http：//www.ipcc-nggip.iges.or.jp/public/2006gl/chinese/ index.html。。其中碳排放系數(shù)采用標準煤等能源換算方法②根據(jù)IPCC數(shù)據(jù)庫，標準煤CO2排放因子計公式為：29.3076 GJ/t *94.6 kgCO2/GJ/1000=2.7725 t CO2/tce，tce表示噸標準煤。。本文選用1980年-2012年遼寧省數(shù)據(jù)作為樣本進行實證分析。數(shù)據(jù)來源于歷年《遼寧統(tǒng)計年鑒》、國研網及中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

表1 變量的描述性統(tǒng)計（1980-2012）

三、實證檢驗結果

（一）單位根檢驗

本文使用的計量經濟模型采用時間序列數(shù)據(jù)進行分析。為了避免時間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性而導致“虛假回歸”結果，首先將各變量數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以測度時間序列的平穩(wěn)性。本文主要選取ADF和DF檢驗方法檢測序列的平穩(wěn)性。其中，對于非平穩(wěn)變量主要采用差分法進行處理，結果見表2。Δln CO2、Δln fisp、Δln gdp、Δln labor、Δsgdp、Δinvest分別表示對變量取一階差分值。

表2 單位根檢驗

從表2中可以看出，使用ADF和DF檢驗方法對6個變量水平值進行檢驗時，t統(tǒng)計量的值均大于臨界值，因此6個變量均不能拒絕零假設條件③ADF和DF單位根檢驗零假設均為序列存在單位根。是低收入者，這也不應當是問題。。而對6個變量進行一階差分后再進行單位根檢驗，兩種檢驗結果中t統(tǒng)計量的值均小于臨界值，都可以拒絕零假設條件。因此，通過上述檢驗結果分析可知，所有變量均為一階單整的I（1）。由于存在時間序列數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性，應用最小二乘法進行直接回歸將可能導致偽回歸，所以必須進行各變量的協(xié)整分析，以進一步判斷各變量之間的長期依存關系。

（二）協(xié)整檢驗

采用懷特異方差一致標準誤方法修正時間序列異方差性，并刪除不顯著影響變量，得到最終的回歸方程為：

二氧化碳排放方程（1）：

經濟增長方程（2）：

設定方程（1）和方程（2）回歸模型的殘差分別為m和n，對殘差分別進行單位根檢驗，結果列于表3。

表3 協(xié)整方差殘差單位根檢驗結果

由表3協(xié)整檢驗結果顯示，方程（1）和方程（2）殘差序列m和n分別在1%和5%的顯著性水平下拒絕零假設，即殘差序列均不存在單位根，因此m和n均為平穩(wěn)序列。根據(jù)單位根及協(xié)整分析可以看出，1980年-2012年間遼寧省CO2排放量與財政支出、人均地區(qū)生產總值、工業(yè)化水平、勞動力水平及資本投入水平存在長期穩(wěn)定依存關系。

（三）模型結果分析

由于大部分主要變量均取自然對數(shù)值，因此各系數(shù)所代表的含義是彈性值概念?；貧w方程（1）結果顯示，遼寧省財政支出規(guī)模、人均地區(qū)生產總值、勞動力水平及工業(yè)化水平對CO2排放量的直接影響皆為正向，且在1%水平上高度顯著。其中，財政支出規(guī)模的估計系數(shù)為0.19，即財政支出規(guī)模每上升1%，CO2排放量增加0.19%。人均地區(qū)生產總值每增加1%，CO2排放量增加0.3%。較財政支出規(guī)模而言，人均地區(qū)生產總值對增加CO2排放量的直接影響更大?？刂谱兞康姆柎笮∨c理論及其他文獻結果相類似，勞動力水平的上升意味著資本使用量的相對減少，優(yōu)質技術未得以大面積推廣導致能源利用效率低下，CO2排放量隨之增加；工業(yè)化水平的提高代表著重工業(yè)的主導地位，重工業(yè)比例增加將加快能源耗費，資源枯竭，最終使排放量不斷上升。

回歸方程（2）結果顯示，遼寧省經濟增長與財政支出規(guī)模、勞動力水平及工業(yè)化水平有著密切的聯(lián)系，除財政支出規(guī)模外，其余兩變量對經濟增長均呈現(xiàn)正向影響，且在1%水平上高度顯著。其中，財政支出規(guī)模的估計系數(shù)是-0.19，即財政支出規(guī)模每增加1%，人均地區(qū)生產總值反而下降0.19%。這意味著就遼寧省目前的財政支出規(guī)模而言，其所帶來的經濟增長效應顯著為負。而勞動力水平及工業(yè)化水平提高均顯著提高遼寧省經濟增長幅度，勞動力水平影響程度為0.89%，工業(yè)化水平影響程度為0.49%。本文重點考察財政支出規(guī)模對CO2排放量影響，因此，對于控制變量不再過多的關注。

由方程（3）可知，遼寧省財政支出規(guī)模對CO2排放量的總效應為直接效應與間接效應之和。由上述兩方程回歸結果計算直接效應數(shù)值為0.19。間接效應為0.3*（-0.19），即間接效應數(shù)值為-0.057。總效應大小為0.133，即遼寧省財政支出相對規(guī)模每增加1%，排放量將隨之增加約0.13%。

四、結論及政策建議

本文基于財政支出規(guī)模的視角，利用遼寧省1980年-2012年財政預算支出及CO2排放量數(shù)據(jù)，通過時間序列模型，構建二氧化碳排放方程與經濟增長方程，實證分析遼寧省公共財政支出規(guī)模對CO2排放的內在影響機理。從財政支出規(guī)模對排放量的直接和間接影響效應出發(fā)，聯(lián)立方程計算遼寧省財政支出規(guī)模對CO2排放量影響總效應，所得數(shù)據(jù)均通過單位根及協(xié)整檢驗。

實證分析結果表明，遼寧省財政支出規(guī)模對CO2排放量的直接效應為正，即財政支出規(guī)模每上升1%，CO2排放量將增長0.19%；財政支出規(guī)模對CO2排放量的間接效應為負，即財政支出規(guī)模每上升1%，人均地區(qū)生產總值水平下降0.19%，進而導致CO2排放量下降0.057%。直接效應數(shù)值遠大于間接效應，最終導致財政支出規(guī)模對CO2排放量的總效應為正向，即財政支出規(guī)模每上升1%將導致CO2排放量增加約0.13%。

為了應對氣溫變化，解決遼寧省長期存在的碳減排難題，本文從財政稅收的角度給出如下對策建議：首先，調整財政支出管理的思維及結構偏向。轉變傳統(tǒng)的“以經濟建設投資促增長”的思維方式，“以綠色GDP促增長”的思維指導未來經濟的可持續(xù)發(fā)展，同時將財政支出結構向教育、環(huán)境保護及科技新興產業(yè)等相關領域傾斜。其次，促進經濟戰(zhàn)略轉型。改變遼寧經濟的粗放式發(fā)展模式，合理規(guī)劃布局產業(yè)結構，減少對以消耗能源為主的重工業(yè)的依賴程度。再次，探索開征環(huán)境稅及碳稅等環(huán)保相關稅種。運用稅收手段對CO2排放過多的企業(yè)進行限制，減少碳排放的負外部性作用。最后，利用財政稅收等優(yōu)惠政策帶動其他投資主體。調動企業(yè)和其他社會團體的積極性，鼓勵私人資本投資進入碳減排相關行業(yè)領域。

〔1〕Gerard Adams F.，2007，Modeling and forecasting energy consumption in China：implications for Chinese energy demand and imports in 2020，Energy Economics，NO. 25，PP 1125-1131.

〔2〕王鑒雪，寧云才.能源消費、煤炭消費與經濟增長關系研究.技術經濟與管理研究，2011年第12期.

〔3〕蔡昉，都陽，王美艷.經濟發(fā)展方式轉變與節(jié)能減排內在動力.經濟研究，2008年第6期.

〔4〕付云鵬，祝國君，馬樹才.能源消費、經濟增長與碳排放總量之間的關系研究.遼寧大學學報，2013年第11期.

〔5〕Bosquet B.，2000.“Environment Tax Reform：Does it Work? A Survey of the Empirical Evidence”，Ecological Economics，Vol.34，19-32.

〔6〕George Halkos and Epameinondas Paizanos，2013.“The Effect of Government Expenditure on the Environment：An Empirical Investigation”，Ecological Economics，Vol. 91，48-56.

〔7〕王燦，陳吉寧.基于CGE模型的中國CO2減排對中國經濟的影響.清華大學學報，2005年第12期.

〔8〕何建武，李善同.節(jié)能減排的環(huán)境稅收政策影響分析.數(shù)量經濟技術經濟研究，2009年第1期.

〔9〕張克中，王娟，崔小勇.財政分權與環(huán)境污染：碳排放的視角.中國工業(yè)經濟，2011年第10期.

〔10〕盛麗穎.中國財政政策碳減排效應實證分析.經濟與管理研究，2011年第7期.

【責任編輯 成丹】

F810.4

A

1672-9544（2014）11-0026-05

2014-06-23

孫開，財政稅務學院院長，教授，博士生導師，研究方向為財政理論；孫琳，博士研究生，研究方向為財政理論。

“國家社會科學基金“應急財政資金的長效保障機制及制度化管理研究”（12BJY145）、遼寧省高等學校創(chuàng)新團隊支持計劃項目“地方公共財政制度創(chuàng)新”（WT2012005）的階段性成果”。