導(dǎo)語：如何才能寫好一篇經(jīng)濟(jì)規(guī)模的定義，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

【關(guān)鍵詞】地下經(jīng)濟(jì)，四川省，規(guī)模衡量

一、引言

地下經(jīng)濟(jì)作為一個全球范圍內(nèi)的普遍現(xiàn)象，它的存在使得政府統(tǒng)計(jì)存在很大一部分空缺，降低了政府統(tǒng)計(jì)的科學(xué)性和完整性，數(shù)據(jù)的失真困擾著政府宏觀政策的制定，同時(shí)也妨礙了政府宏觀調(diào)控的執(zhí)行。另外，它也不利于一個國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)秩序、經(jīng)濟(jì)發(fā)展甚至是政治安全和社會公共安全，地下經(jīng)濟(jì)的治理已成為世界性的難題。本文通過對四川省1978年至2012年地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模的度量，力求展現(xiàn)四川省地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模的變化情況，進(jìn)而為今后探討地下經(jīng)濟(jì)形成的原因及對社會經(jīng)濟(jì)的影響提供數(shù)據(jù)佐證。

二、地下經(jīng)濟(jì)的定義及研究現(xiàn)狀

地下經(jīng)濟(jì)又可稱為非正式經(jīng)濟(jì)、影子經(jīng)濟(jì)等。關(guān)于地下經(jīng)濟(jì)的提出，最早是Feige（1979）在其主編的《地下經(jīng)濟(jì)學(xué)》中第一次較為全面地提出了地下經(jīng)濟(jì)的定義、影響和測算方法，并對地下經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和資源配置的關(guān)系等進(jìn)行了研究。本文將地下經(jīng)濟(jì)定義為經(jīng)濟(jì)主體有意或無意的為隱藏收入、逃避政府管制而未向政府申報(bào)收入、未被政府統(tǒng)計(jì)從而脫離于正式經(jīng)濟(jì)之外的各種經(jīng)濟(jì)活動。

由于地下經(jīng)濟(jì)的隱蔽性，各國的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)都極其困難，但仍有很多學(xué)者通過采用不同的測算方法，取得了很多有價(jià)值的成果。Cagan（1958）最早使用貨幣需求法，測算了美國1919—1955年的地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模。Schneider（2002）采用貨幣需求法測算了世界上110個發(fā)展中國家、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型型國家以及OECD國家的地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模。蘇飛、胡艷（2012）通過使用MIMIC模型方法，衡量了我國1978—2009年間地下經(jīng)濟(jì)的規(guī)模介于0.78%—20.88%之間，并認(rèn)為從長遠(yuǎn)來看，地下經(jīng)濟(jì)行為嚴(yán)重破壞了正常的市場經(jīng)濟(jì)秩序，導(dǎo)致了資源配置效率的低下。

三、模型建立及規(guī)模測算

（一）基本思想

本文對四川省地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模的度量采用間接法中的現(xiàn)金需求法?，F(xiàn)金需求法的基本思想為：地下經(jīng)濟(jì)活動的從事者為了逃避政府的監(jiān)管或避免留下交易記錄，通常會使用現(xiàn)金進(jìn)行交易，因而對現(xiàn)金需求的增加可以視為地下經(jīng)濟(jì)活動規(guī)模增加的表現(xiàn)。

蘇飛（2012）通過對Tanzi（1983）衡量美國1952—1970年地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模的測算方程中的貨幣需求量不同形式以及稅收負(fù)擔(dān)不同形式之間皮爾森相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)，認(rèn)為現(xiàn)金需求與零售價(jià)格指數(shù)比例（C/P）與稅收總額絕對值（TT）之間存在顯著正相關(guān)，因而根據(jù)我國的實(shí)際情況將上述回歸方程調(diào)整為如下形式（3.2）：

其中C/P為實(shí)際現(xiàn)金需求量，即現(xiàn)金流通量除以零售價(jià)格指數(shù)；TT為稅收總額；RS為人均消費(fèi)品零售額；R為央行一年期定期存款利率，INL為以CPI表示的通貨膨脹率。

本文將采用蘇飛（2012）調(diào)整后的模型對四川省的地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模進(jìn)行衡量。

（二）模型的回歸分析及規(guī)模測量

通過使用EVIEWS軟件對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，運(yùn)用OLS法可得回歸方程如下所示（3.1）：

由結(jié)果可知，方程的T值和F值都比較顯著，且各項(xiàng)的系數(shù)符號也與最初的模型設(shè)定思想相符，但由于DW > R2，此時(shí)方程存在自相關(guān)問題。為對自相關(guān)問題進(jìn)行修正，本文使用了廣義差分法。

通過對差分方程進(jìn)行回歸，新的回歸方程為（3.2）：

由回歸結(jié)果可知，此時(shí)方程中各項(xiàng)系數(shù)符號均與現(xiàn)實(shí)情況相符，T值和F值都比較顯著，且此時(shí)方程不存在自相關(guān)問題，自相關(guān)情況得到修正。故文章用此方程作為基本衡量方程，結(jié)合四川省數(shù)據(jù)，估測四川省地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模。

首先利用模型方程（3.2）求得被解釋變量In（C/P）的擬合值，并進(jìn)一步推導(dǎo)出實(shí)際現(xiàn)金需求量的估計(jì)值。在不存在稅收負(fù)擔(dān)的情況下，用歷年實(shí)際現(xiàn)金需求量乘以貨幣流通速度（V0）即可求得四川省歷年地下經(jīng)濟(jì)的規(guī)模。在貨幣流通速度數(shù)據(jù)的選取上，本文借鑒胡正，秦娟（2012）在2012年對1978至2009年現(xiàn)金流通量（M0）流通速度的衡量（V0），并采取與該文章相同的方法計(jì)算得2010至2012年的貨幣流通速度（V0）。經(jīng)計(jì)算，從1978至2012年，四川省地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模占當(dāng)年GDP的比例介于2%—23%之間，且在九十年代規(guī)模逐漸縮小后在近年又有增大的趨勢。

四、模型討論及結(jié)論

篇2

關(guān)鍵詞:因子分析;聚類分析;城市經(jīng)濟(jì);綜合評價(jià)

中圖分類號:F290文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號:1673-291X(2009)24-0152-03

一、樣本數(shù)據(jù)的引入與指標(biāo)體系的構(gòu)建

影響西部中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素繁多且復(fù)雜,根據(jù)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性、可比性、易獲取性、非重疊性、定量分析等原則,從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2007)》中選取8個具體指標(biāo)構(gòu)建西部中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展評價(jià)指標(biāo)體系,并運(yùn)用該指標(biāo)體系對11個中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行實(shí)證分析。這8個指標(biāo),分別是:人均地區(qū)生產(chǎn)總值(萬元)―X1、工業(yè)增加值(萬元)―X2、地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入(萬元)―X3、固定資產(chǎn)投資總額(萬元)―X4、城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額(萬元)―X5、在崗職工平均工資(元)―X6、社會商品零售總額(萬元)―X7、貨物進(jìn)出口總額(萬美元)―X8[2](數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2007)》,原始數(shù)據(jù)中沒有的相關(guān)數(shù)據(jù))。

西部中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展評價(jià)的基本步驟:

1.因子分析過程。本文使用SPSS(16.0)軟件作為統(tǒng)計(jì)分析工具,先對8個指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(消除量綱差異和數(shù)量級影響,ZX1表示的是原始指標(biāo)X1經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后對應(yīng)的變量,表1中其余各指標(biāo)的含義如此類推,變量值為負(fù)數(shù),表示低于該類指標(biāo)的平均值,正數(shù)則含義相反) ,并得到各指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)矩陣R(見表1)。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出, 指標(biāo)之間既存在正負(fù)相關(guān)也存在強(qiáng)弱相關(guān),部分指標(biāo)彼此之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性,說明指標(biāo)之間反映的經(jīng)濟(jì)信息有很大重疊,如果直接用于分析,可能會帶來嚴(yán)重的多重共線性。由表1可知,指標(biāo)間存在較強(qiáng)的相關(guān)性,可用因子分析進(jìn)行降維。其中統(tǒng)計(jì)為0.806 ,Bartlett球形檢驗(yàn)顯著性水平小于0.0001,表明樣本數(shù)量充足,相關(guān)系數(shù)矩陣非單位陣,故可以實(shí)施因子分析。矩陣特征值與累計(jì)貢獻(xiàn)率如表2所示,提取前3個因子即提取了樣本93.784%的數(shù)據(jù)信息(前3個特征值的累計(jì)貢獻(xiàn)率為93.784%)。提取的三個主成分的載荷矩陣見表3(其中F1、F2、F3分別表示第1、2、3個公共因子,星號(*)標(biāo)注在較高的荷載值)。

由表3可知,第一個公共因子F1在ZX2(工業(yè)增加值)、ZX3(地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入)、ZX5(城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額)、ZX7(社會商品零售總額)、ZX8(貨物進(jìn)出口總額)5個變量上的荷載值都很大。城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年末余額反映了居民的收入水平,工業(yè)增加值反映了工業(yè)企業(yè)在一定時(shí)期內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)活動創(chuàng)造的價(jià)值,是國內(nèi)生產(chǎn)總值的組成部分。這些指標(biāo)都是絕對指標(biāo),反映了西部中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模大小,屬于宏觀層面指標(biāo),可定義為經(jīng)濟(jì)規(guī)模因子;第二個公共因子F2在ZX1(人均地區(qū)生產(chǎn)總值)、ZX6(在崗職工平均工資)2個指標(biāo)上有較高的載荷,人均地區(qū)生產(chǎn)總值反映的就是人民的富裕程度和生活水平,是目前國際通行的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心指標(biāo),也是衡量全面小康社會最核心的一個指標(biāo), 在崗職工平均工資表明一定時(shí)期職工工資收入的高低程度,是反映職工工資水平的主要指標(biāo)。這兩個指標(biāo)都是相對指標(biāo),反映了西部中心城市居民的富裕程度,屬于微觀層面指標(biāo),可定義為城市富裕因子。第三個公共因子F3在ZX4(固定資產(chǎn)投資總額)上的荷載較高,該指標(biāo)反映的是固定資產(chǎn)投資能力。因此可以定義為資產(chǎn)投資因子。由表3可知,前三個主成分的因子得分表達(dá)式分別為:

F1=0.024ZX1+0.24ZX2+0.225ZX3-0.199ZX4+0.242ZX5+

0.107ZX6+0.2666ZX7+0.1485ZX8 (1)

F2=0.529ZX1+0.0189ZX2-0.020ZX3-0.032ZX4+0.005ZX5+0.559ZX6+0.033ZX7+0.106ZX8 (2)

F3=0.089ZX1-0.095ZX2-0.089ZX3+0.996ZX4-0.116ZX5

-0.142ZX6-0.179ZX7+0.218ZX8(3)

由因子協(xié)方差矩陣表4可知,F1、F2、F3三個因子兩兩之間的協(xié)方差均為0,表明任意兩個因子之間沒有線性相關(guān),實(shí)現(xiàn)了因子分析的設(shè)計(jì)目標(biāo)。通過因子分析,將8個指標(biāo)變量降維成三個公共因子F1、F2、F3,如表5所示。采用回歸方法估計(jì)出因子得分,以各因子的方差貢獻(xiàn)率占三個因子總方差貢獻(xiàn)率的比重作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總,得出各中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合得分F,即

F=63.373411F1+20.302606F2+10.107549F3)/93.783566(4)

將各個中心城市的數(shù)據(jù)代入上述等式(1)、(2)、(3)后得到三大公共因子得分F1、F2、F3,然后把F1、F2、F3代入等式(4)可得出各中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合得分F,以這個綜合得分F的大小進(jìn)行排序,就得到西部各中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合排名,排名結(jié)果見表6。

2.聚類分析過程。聚類分析是以各種距離來度量個體間的“親疏”程度的,傳統(tǒng)的聚類分析是在所選變量的基礎(chǔ)上對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分類,分類的結(jié)果是各個變量綜合計(jì)量的結(jié)果。系統(tǒng)聚類又稱層次聚類,是目前國內(nèi)外使用最多的一種聚類方法,其基本思想是先將所有樣品看成一個類,然后選擇性質(zhì)最接近(距離最小)的兩類合并為一個新類,接著計(jì)算新類與其他類的距離,再將距離最近的兩類合并,這樣直至所有的樣品合并為一類。聚類過程中如果所選變量之間存在較高的線性關(guān)系,能夠相互替代,則計(jì)算距離時(shí)同類變量將重復(fù)“貢獻(xiàn)”,將在距離中有較高的權(quán)重,因而使最終的聚類結(jié)果偏向該類變量,極大地影響了聚類分析的精度。集成后的因子聚類分析法,不僅消除了聚類分析的數(shù)據(jù)輸入中各變量之間的數(shù)量級和量綱影響,同時(shí)還能剔除變量之間較強(qiáng)的線性關(guān)系[3]。

二、內(nèi)涵分析

首先考慮分別按3、4、5類進(jìn)行劃分,發(fā)現(xiàn)聚為4類較為合理,最后得到各城市的具體類別(見表6)。結(jié)合各城市的三大因子得分和其具體類別,分析其特征及內(nèi)涵[4]:

1.第一類中心城市的特點(diǎn)是宏觀經(jīng)濟(jì)規(guī)模大,工業(yè)生產(chǎn)對城市經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率高。該類別包括成都和重慶2個城市,它們的綜合得分排名分別為1、2,比較接近且很靠前,它們在經(jīng)濟(jì)規(guī)模因子F1上的得分分別排在1、2,在城市富裕因子F2上的得分分別排在3、10,在資產(chǎn)投資因子F3上的得分分別排在2、3,由此看出,除重慶在城市富裕因子F2上的排名很靠后外,第一類中的兩個城市在三大綜合因子的得分上都非常高,而且很接近,這說明第一類城市在經(jīng)濟(jì)規(guī)模、城市富裕、固定資產(chǎn)投資三個方面發(fā)展都較為均衡,屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對全面的城市。

2.第二類中心城市的特點(diǎn)是宏觀經(jīng)濟(jì)規(guī)模小, 工業(yè)生產(chǎn)對城市經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率低,發(fā)展不平衡。該類別包括西安、銀川、南寧、蘭州、貴陽、西寧6個城市。雖然西安的綜合得分排在第3位,按理說應(yīng)該排在第一類中心城市,但分析西安的三大因子得分可知:經(jīng)濟(jì)規(guī)模因子F1為0.50969,與第一類中心城市成都F1得分1.65049、重慶F1得分2.09303相差太大,不在一個級別上,而且西安的富裕因子F2為-0.2258、資產(chǎn)投資因子F3為-0.16312,均低于相應(yīng)因子的平均水平,因此無法進(jìn)入第一類。其余5個城市三個公共因子F1、F2、F3的得分均為負(fù)數(shù),低于相應(yīng)因子的平均水平,其中,西寧的規(guī)模經(jīng)濟(jì)因子F1得分、貴陽的城市富裕因子F2得分、南寧的資產(chǎn)投資因子F3得分均排在11個城市的末位。這些分析表明,第二類中心城市從總體上看,經(jīng)濟(jì)規(guī)模因子、城市富裕因子、固定資產(chǎn)投資因子三個方面發(fā)展都相對滯后,經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡。

3.第三類中心城市的特點(diǎn)是城市富裕程度較高,人口總量小。該類包括了烏魯木齊、呼和浩特、銀川3個城市,其綜合得分排名分別為四、五、六位,其富裕因子得分F3分別為1.40642、1.64892、0.64187,排名分別為二、一、四位,表明這三個城市的富裕程度較高,而規(guī)模經(jīng)濟(jì)因子F1、資產(chǎn)投資因子F3得分相對較低。隨著國家西部大開發(fā)戰(zhàn)略的深入實(shí)施和政府出臺的相關(guān)政策優(yōu)勢,烏魯木齊2006年人均GDP已突破4 000美元大關(guān),位居中國西部12個省會城市前列。呼和浩特作為中國著名的“乳都”,在2007年的全球城市競爭力報(bào)告中,位列2001―2005年五年中GDP增長世界前二十名。這些都表明該類中心城市的富裕程度較高。同時(shí)應(yīng)該看到,該類城市的人口總量較小,也是導(dǎo)致城市富裕因子得分較高的原因之一。

4.第四類中心城市的特點(diǎn)是固定資產(chǎn)投資額度大。該類別只有昆明1個城市,其綜合得分排名為第六位,其固定資產(chǎn)投資因子F3得分為2.960556,排在第一位,遠(yuǎn)高于其他10個城市的F3得分,使得其他10個城市的固定資產(chǎn)投資因子F3的得分均為負(fù)數(shù),低于公共因子F3的平均值,昆明的其他兩個公共因子得分F1、F2得分都很低,其綜合得分排在第六位,是綜合因子得分F正負(fù)的分水嶺。這也是昆明在聚類圖中單列一類的原因。實(shí)際上,昆明的固定資產(chǎn)投資總規(guī)模自2003年、2004年、2005年、2006年分別突破300億元、400億元、500億元和600億元的投資規(guī)模,連年實(shí)現(xiàn)百億“四級跳”。這些都表明,固定資產(chǎn)投資的穩(wěn)步增長是昆明城市經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動力。

把三大公共因子得分作為聚類分析的輸入,剔除了傳統(tǒng)聚類分析中指標(biāo)之間的信息重疊,提高了聚類分析的精度,同時(shí)為聚類分析的結(jié)果提供了直觀、精確的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵分析范式,有助于各城市從宏觀規(guī)模因子、城市富裕因子、資產(chǎn)投資因子三個方面分析各自的優(yōu)勢和不足,進(jìn)而制定與自身適宜的經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略方針,為整體提升西部中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合實(shí)力提供決策參考[5]。

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[2]中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2007)[K].北京:中國統(tǒng)計(jì)出版社,2007:258-336.

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篇3

作者簡介：

趙放(1961― )，北京人，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閲H貿(mào)易；

李季(1978― )，吉林長春人，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)閲H貿(mào)易。摘要：文章利用產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)分析了1991～2008年間的中韓貿(mào)易數(shù)據(jù)，其結(jié)果顯示：中韓貿(mào)易特別是工業(yè)制成品貿(mào)易具有明顯的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征，而且與貿(mào)易初期相比，中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易雖仍以垂直型為主，但水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重得到了大幅提升。這表明中韓在部分工業(yè)制成品上的技術(shù)差距正逐漸縮小。對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素的回歸結(jié)果顯示：中韓整體經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大、中國吸引的FDI以及加工貿(mào)易在中國對外貿(mào)易中比重的提升等因素對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展具有正效應(yīng)，而中韓經(jīng)濟(jì)規(guī)模相對差異的擴(kuò)大則對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易具有負(fù)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：中韓貿(mào)易；產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易；產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)；外商直接投資

中圖分類號：F752.7

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A　文章編號：1002-0594(2010)03-0017-07　收稿日期：2009-10-30

上世紀(jì)80年代伊始，東亞逐漸成為世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為活躍的地區(qū)，作為東亞地區(qū)重要經(jīng)濟(jì)體的中韓兩國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上更取得了舉世矚目的成就。由于地緣相近，文化相似，加之在經(jīng)貿(mào)結(jié)構(gòu)上所具有的互補(bǔ)性，中韓經(jīng)貿(mào)往來自1992年建交后日益密切，并在兩國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮出越來越重要的作用。隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，中韓產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異逐步縮小，兩國雙邊貿(mào)易顯示出了與初期有所不同的特征，除整體規(guī)模不斷擴(kuò)大外，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易所占比重大幅提升，并已占據(jù)絕大份額。本文通過對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的實(shí)證分析，揭示了兩國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展與兩國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的整體演進(jìn)間的內(nèi)在聯(lián)系，此外還對影響兩國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的具體因素作出了分析，而這對進(jìn)一步促進(jìn)中韓兩國雙邊貿(mào)易乃至雙方整體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、對本文產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)應(yīng)用的說明

隨著產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的興起，一些學(xué)者對此進(jìn)行了廣泛而深入的研究。在測定產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的方法中，Grubel和Lloyd(1975)的G-L指數(shù)計(jì)量法是最為廣泛采用的方法，其經(jīng)濟(jì)含義是：在特定產(chǎn)業(yè)中，相對于該產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易總量，出口在多大程度上為進(jìn)口所抵消。其公式為：

GLi=[1-IXi-Mil／(Xi+Mi)]　(1)

式中xi和Mi分別代表i產(chǎn)業(yè)的出口額和進(jìn)口額，GLi代表i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)。通常，GLi值在0～1.00之間，其值越接近1.00表明該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征越明顯，反之，GLi值越接近0則表明該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易特征越明顯。一國全部貿(mào)易產(chǎn)業(yè)的整體產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)可通過對個別產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)按權(quán)數(shù)求和得到，其公式為：

GL=[1一∑lXi-MiI／∑(xi+Mi)]　(2)

但當(dāng)一國對外貿(mào)易處于不均衡狀態(tài)時(shí)，按式(2)計(jì)算的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)值會發(fā)生向下的偏倚。對此Grubel和Lloyd(1975)進(jìn)一步調(diào)整了整體產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)的計(jì)算公式，調(diào)整后的公式為：

GLadj=[∑(Xi+Mi)-∑lxi―Mil]／[∑(Xi+Mi-I∑xi-∑Mi1]　(3)

在定義了產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)的計(jì)算公式后，還需進(jìn)一步明確產(chǎn)業(yè)劃分的具體標(biāo)準(zhǔn)。一些學(xué)者如Grubel和Lloyd(1975)、Greenaway和Milher(1982)等，將SITC商品分類號前三位數(shù)相同的商品的雙向貿(mào)易定義為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。由于這種分類法最接近產(chǎn)業(yè)定義的要求，而且能夠準(zhǔn)確的將商品分為初級品和工業(yè)制成品并有利于簡化統(tǒng)計(jì)，因此本文沿用此種方法。按此種分類標(biāo)準(zhǔn)，貿(mào)易商品共分為10大類，其中0-4類為初級品，5-9類為工業(yè)制成品。在工業(yè)制成品中，第5類加第7類商品大多是資本或技術(shù)密集型工業(yè)制成品，第6類加第8類商品大多是勞動密集型工業(yè)制成品，第9類商品為非正常貿(mào)易品，本文未將其列入討論。

二、中韓貿(mào)易整體概況及走勢

1992年中韓建交后，兩國間貿(mào)易取得了穩(wěn)定而快速的發(fā)展。根據(jù)WTO統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，自1997年以來，除1998年因亞洲金融危機(jī)導(dǎo)致中韓雙邊貿(mào)易額減少外，其余年份兩國貿(mào)易額都有所增加。

根據(jù)2001～2008年WTO《International TradeStatistics》資料，這一時(shí)期中國自韓進(jìn)出口額都有大幅增加，其中進(jìn)口額由2001年的125.20億美元上升至cJ2008年的739.00億美元，增長了490.26％，出口額由2001年的233.80億美元上升到2008年的1121.60億美元，增長了379.73％。就比重而言，雖然對韓進(jìn)出口占中國進(jìn)出口總額的比重都有所上升，但整體幅度不大，數(shù)據(jù)顯示，對韓貿(mào)易在中國對外貿(mào)易中所占比重并沒有發(fā)生明顯變化，韓國保持了中國主要貿(mào)易伙伴國的地位。而就韓國來說，中國的貿(mào)易地位則有顯著提升，至2007年中國已成為韓國第一大貿(mào)易伙伴國。

隨著中韓貿(mào)易往來的日益密切，尤其是中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，中韓貿(mào)易除整體規(guī)模有所擴(kuò)大外，其進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)也發(fā)生了明顯改變。據(jù)uN comtrade數(shù)據(jù)，2008年中韓進(jìn)出口商品中，SITC 5-8類工業(yè)制成品所占比重分別達(dá)到89.45％和89.93％，比重表明工業(yè)制成品已成為中韓貿(mào)易的主要商品。由于工業(yè)制成品成為中韓貿(mào)易的主要商品，而工業(yè)制成品在貿(mào)易上又具有較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易傾向，因此有理由認(rèn)為：兩國貿(mào)易決定因素正逐漸從以資源稟賦條件為基礎(chǔ)轉(zhuǎn)變?yōu)橐援a(chǎn)品多樣化和產(chǎn)品品質(zhì)差異為基礎(chǔ)，因此兩國貿(mào)易方式也正由以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐援a(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主，并且可以預(yù)見，只要當(dāng)前中韓經(jīng)貿(mào)發(fā)展的趨勢得以延續(xù)，今后中韓貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征將更為明顯。

三、中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展趨勢

在分析了中韓整體貿(mào)易狀況后，進(jìn)一步利用產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)描述中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展趨勢。表1為利用SITC3位分類計(jì)算的中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)。與貿(mào)易初期相比，近年來中韓初級品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)無論是調(diào)整前還是調(diào)整后的指數(shù)值都較低，因而未表現(xiàn)出明顯的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征，但中韓整體產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)及工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)卻明顯升高，分別由1991年的0.18和0.27上升到2008年的0.42

和0.45，而2001至2008年間中韓調(diào)整后的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)值都接近或超過了0.50，表明中韓貿(mào)易整體上具有產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征。此外，經(jīng)調(diào)整后的中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)值高于調(diào)整后的中韓整體產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)值，說明在中韓貿(mào)易中工業(yè)制成品貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征更為明顯，這一事實(shí)與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論的推斷是一致的，即工業(yè)制成品貿(mào)易具有更為明顯的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征。

中韓兩國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展與兩國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的整體演進(jìn)具有內(nèi)在的聯(lián)系。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論認(rèn)為：一般來說，人均收入越高、貿(mào)易伙伴國之間的資源稟賦條件越相似、市場規(guī)模越大、貿(mào)易壁壘越低、運(yùn)輸成本越少、跨國企業(yè)的活動越多，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重就越高。中韓兩國間產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展正可以歸結(jié)為這幾個原因：

首先，中國加入WTO及中韓經(jīng)貿(mào)關(guān)系的加強(qiáng)，削弱了兩國間的貿(mào)易壁壘，促進(jìn)了兩國雙邊貿(mào)易的展開，自然也有利于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。此外，中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展提高了中國的人均收入，擴(kuò)大了中國的市場規(guī)模，增加了中國消費(fèi)者對“異質(zhì)性”產(chǎn)品的需求，從而促進(jìn)了中韓間產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的展開。

其次，經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展與FDI的大量流入加快了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，縮小了中韓兩國在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平上的差距。隨著兩國資源稟賦的接近，兩國貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)逐步趨同，從而促進(jìn)了兩國間產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。此外，F(xiàn)DI的流入還促進(jìn)了中國加工貿(mào)易的展開，工業(yè)制成品加工貿(mào)易促進(jìn)了中國自韓零部件的進(jìn)口和對韓工業(yè)制成品的出口，由于中國工業(yè)制成品加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈較短，多數(shù)加工產(chǎn)品的單位產(chǎn)品增值不高，因而進(jìn)口零部件與出口成品多屬于同類商品，因此促進(jìn)了中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。

再次，同樣地處東亞的中韓兩國具有相似的文化背景和歷史習(xí)俗，消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣、審美情趣相近，這些都有利于兩國間產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。而且，由于地理位置的接近使中韓貿(mào)易具有較低的運(yùn)輸成本，從而為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的展開提供了“先天”條件。

最后，中韓在工業(yè)制成品貿(mào)易上的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征之所以尤為明顯，除了是由工業(yè)制成品自身的貿(mào)易特征所決定之外，還與目前中韓經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與要素稟賦的差異有關(guān)。一方面，工業(yè)品由于在產(chǎn)品包裝、外形設(shè)計(jì)、材質(zhì)選取及生產(chǎn)工藝上的選擇多種多樣，因此能夠向消費(fèi)者提供千差萬別的“異質(zhì)性”產(chǎn)品，從而使其產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易更易于展開。另一方面，中韓經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與比較優(yōu)勢的差異是促進(jìn)中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的一個主要原因。具體而言，這種差異在整個工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)部表現(xiàn)為，相比于韓國，中國在資本或技術(shù)密集型工業(yè)制成品生產(chǎn)上處于競爭劣勢，而在勞動密集型及部分資本或技術(shù)密集型工業(yè)制成品生產(chǎn)上則占有競爭優(yōu)勢。就某一具體貿(mào)易產(chǎn)品而言，這種差異則表現(xiàn)為，韓國在產(chǎn)品包裝、設(shè)計(jì)、質(zhì)量及營銷上具有競爭優(yōu)勢，而中國則往往能夠提供更為低廉的產(chǎn)品。因此，正是由于在整個產(chǎn)業(yè)內(nèi)以及產(chǎn)品市場內(nèi)，中韓兩國存在著競爭優(yōu)勢的差異，使得兩國有可能通過垂直分工和產(chǎn)品細(xì)分發(fā)揮各自的競爭優(yōu)勢，分別占據(jù)高端和低端產(chǎn)品市場，從而使兩國間工業(yè)制成品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易得以發(fā)展。

在分析了中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的整體趨勢后，為對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易作出更為細(xì)致的考察，進(jìn)一步將中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易劃分為垂直型和水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，其劃分標(biāo)準(zhǔn)采用Fontagne，F(xiàn)reudenberg和Peridy(1997)的方法：1／(1+а)≤Pix，Pim≤1+а

其中Pix和Pim分別為第i產(chǎn)業(yè)的出口單位價(jià)格和進(jìn)口單位價(jià)格，按通常對水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的劃分標(biāo)準(zhǔn)取а=0.25，從而將水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的進(jìn)出口價(jià)格之比的區(qū)間定義為0.8至1.25。當(dāng)0.8≤Pix，Pim≤1.25時(shí)，將第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易劃分為水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，當(dāng)Pix／Pim1.25時(shí)，將第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易劃分為垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，其中當(dāng)pix／pim1.25時(shí)，表明本國出口單位商品價(jià)格高于進(jìn)口單位商品價(jià)格的1.25倍，本國處于貿(mào)易條件優(yōu)勢地位。

按此標(biāo)準(zhǔn)對中韓水平型和垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易占整體產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如表2所示。由表2可見，自中韓貿(mào)易開展以來，在初級品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易所占比重雖有所上升但波動幅度很大。就整體而言，中韓初級品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易以垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主的特征并未改變。除個別年份外，垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易占初級品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重都超過了70％。初級品的這種產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易格局符合其自身的貿(mào)易特點(diǎn)，由于初級品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易主要依靠以資源稟賦差異形成的價(jià)格差異為基礎(chǔ)，因此必然以垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主。與初級品相比，在中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，水平型和垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易所占比重則變化明顯，其中，在5+7類資本或技術(shù)密集型工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重雖仍高于水平型，但水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重已有所升高，由1996年的17.12％上升至2008年25.18％，而在6＋8類勞動密集型工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重上升更為明顯，由1996年的10.42％上升到2008年的31.37％，同期垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重則由85.49％下滑至68.43％。進(jìn)一步將5+7類工業(yè)制成品和6+8類工業(yè)制成品整合為5―8類工業(yè)制成品來綜合考察，其水平型和垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重如圖1所示。數(shù)據(jù)表明，相比于貿(mào)易初期，在中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重整體呈下降趨勢，而水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重則明顯上升，兩者比重有所接近，但中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易以垂直型為主的特征雖并未改變。

此外，在中韓工業(yè)制成品垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，對中國而言，VIIT1.25的垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重走勢如圖2所示。中國進(jìn)出口單位商品價(jià)格之比小于0.8的貿(mào)易商品，即中國處于貿(mào)易劣勢地位的工業(yè)制成品垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，與中國進(jìn)出口單位商品價(jià)格大于1.25，即中國處于貿(mào)易優(yōu)勢地位的工業(yè)制成品垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，兩者占中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重雖有所波動，但整體變動幅度并不明顯，中國處于貿(mào)易劣勢地位的垂直

型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重仍遠(yuǎn)大于中國處于貿(mào)易優(yōu)勢地位的垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重。由此可見，與貿(mào)易初期相比，中國在中韓垂直型工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中的貿(mào)易條件并未發(fā)生顯著改變，在整體上仍處于貿(mào)易劣勢地位，這是中國在對韓貿(mào)易中存在巨額貿(mào)易逆差的一個主要原因。

上述中韓水平型和垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重的變化可由中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)予以解釋。中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展加快了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和技術(shù)水平的提升，由此提高了中國工業(yè)制成品的外貿(mào)競爭力及商品品質(zhì)，改變了以往單純依靠價(jià)格低廉出口低品質(zhì)商品的貿(mào)易局面，轉(zhuǎn)而憑借商品在品質(zhì)、包裝和設(shè)計(jì)等方面的差異來獲得出口優(yōu)勢，從而提升了水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易在工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中的比重。此外，一方面，中國在勞動密集型工業(yè)制成品生產(chǎn)上的比較優(yōu)勢隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展得以充分發(fā)揮；另一方面，中國相對韓國在資本或技術(shù)密集型工業(yè)制成品生產(chǎn)上的技術(shù)差距卻仍然存在。因此，相比于5+7類資本或技術(shù)密集型工業(yè)制成品而言，中韓在6+8類勞動密集型工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中的水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重上升更為明顯。總而言之，隨著中韓貿(mào)易關(guān)系的密切與中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中國在對韓貿(mào)易中的貿(mào)易條件有所改善，水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易在中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中所占比重有所提升，但整體上中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易仍以垂直型為主，中國在對韓貿(mào)易中的劣勢地位并未改變。

四、對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析

在分析了中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平、結(jié)構(gòu)及整體演進(jìn)后，接下來進(jìn)一步對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的具體影響因素予以研究。對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素的已有研究主要關(guān)注需求結(jié)構(gòu)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、市場開放程度、產(chǎn)品差異化和FDI等因素，基于中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的現(xiàn)實(shí)并考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性本文將主要研究以下解釋變量：(1)市場規(guī)模；(2)市場規(guī)模差異；(3)中國吸引的FDI；(4)加工貿(mào)易在中國的開展。

結(jié)合上文的理論分析對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素的實(shí)際效應(yīng)可給出如下預(yù)測：(1)中韓整體市場規(guī)模、中國吸引的FDI和加工貿(mào)易在中國的開展對中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易應(yīng)具有正效應(yīng)。(2)兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的相對差異對兩國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的實(shí)際影響則難以判斷，F(xiàn)ontagnes，F(xiàn)reudenberg和P6ridy(1997)對歐盟內(nèi)部垂直型和水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易往來的研究結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)規(guī)模的相對差異對水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易具有負(fù)效應(yīng)，而對垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易具有正效應(yīng)。

基于上述討論，為明確影響中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的相關(guān)因素的實(shí)際效應(yīng)，構(gòu)造如下經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

GLk=f(GI)Pck，GDPDck，F(xiàn)DI，JXM)

(4)

其中，GLck為中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)，其數(shù)值按公式(2)計(jì)算得出，GDPck和GDPDck分別代表中韓整體經(jīng)濟(jì)規(guī)模和中韓經(jīng)濟(jì)規(guī)模的相對差異，GDPck為中韓GDP求和后取均值得出，GDPDck則采用Balassa和Bauwens(1987)的計(jì)算方法：

GDPDck=1+[WLnW+(1-w)Ln(1-W)yEn2

(5)

W=GDPJ(eDPc+GDPk)

(6)

式中GDPc和GDPk分別代表中國和韓國的國內(nèi)生產(chǎn)總值。按公式(5)計(jì)算的中韓經(jīng)濟(jì)規(guī)模的相對差異值在0到1之間，越接近0表明兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異越小，反之則表明兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異越大，相比于以兩國GDP的絕對差值來反映兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的差異，這種計(jì)算方法排除了兩國絕對經(jīng)濟(jì)規(guī)模對相對差異造成的影響，因而能更準(zhǔn)確的衡量兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的相對差異。此外，F(xiàn)DI代表歷年中國吸引的FDI流量，JXM代表加工貿(mào)易在中國對外貿(mào)易中所占比重并取百分?jǐn)?shù)。

由于估計(jì)值可能超出0～1的取值范圍，因此對模型做Logit概率函數(shù)的轉(zhuǎn)換是必要的，轉(zhuǎn)換后的一元常彈性回歸模型為：

tn[GLck/-GLck+β1LnGDPa+β2LnGDPDck+

+β3LnFDI+β4LrtJXM+μ

(7)

篇4

安全是危害或?yàn)?zāi)害的反義詞，它與危害（或?yàn)?zāi)害）的風(fēng)險(xiǎn)緊密聯(lián)系。危害（或?yàn)?zāi)害）的風(fēng)險(xiǎn)愈小，安全度就愈高，反之亦然。水安全問題通常指相對人類社會生存環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)生的水的危害問題。例如，水多了（發(fā)生洪水災(zāi)害，導(dǎo)致人的財(cái)產(chǎn)損失，人口死亡問題）、水少了（發(fā)生干旱、水資源短缺以及引起的生態(tài)環(huán)境退化、人類生存環(huán)境損失）和水臟了（水污染導(dǎo)致的病害健康問題、人口死亡問題）。

中國是降水時(shí)空分配非常不均勻、“水“的問題十分突出的發(fā)展中國家。水多了（洪澇災(zāi)害）、水少了（干旱、水資源短缺）和水臟了（水污染問題）業(yè)已成為制約中國可持續(xù)發(fā)展最為重要的限制因子，其緊急程度已經(jīng)危及人類基本環(huán)境和生存問題和國家發(fā)展利益的安全問題。

在水安全問題研究中，水資源安全問題是最為重要的一個方面[1]。水資源安全通常指水的供需矛盾產(chǎn)生對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人類生存環(huán)境的危害問題。20世紀(jì)末，不滿足可持續(xù)水資源利用的模式和環(huán)境問題導(dǎo)致嚴(yán)重的水資源安全問題，業(yè)已引起國際各國政府的高度重視。2000年3月，在荷蘭海牙(Hague)召開了“第二屆世界水論壇及部長級會議”。會議主題是：水的安全：從洞察到行動，全世界140多個國家首腦或部長，3000名科學(xué)家出席會議。21世紀(jì)水安全面臨7個主要挑戰(zhàn)[23]：

（1）滿足基本需求（meetingbasicneeds）

（2）保護(hù)生態(tài)（protectingecosystems）

（3）食品安全（securingthefoodsupply）

（4）水資源共享（sharingwaterresources）

（5）處理災(zāi)害（dealingwithhazards）

（6）水的價(jià)值(valuingwater)

（7）科學(xué)管水(governingwaterwisely)

因此，水資源安全已經(jīng)成為水資源研究的國家前沿?zé)狳c(diǎn)，受到世界范圍的注目。

水資源安全問題研究主要有：水資源安全的范疇，水資源安全的度量，水資源安全評價(jià)和水資源安全保障體系的建設(shè)等方面。從學(xué)術(shù)研究，水資源安全的度量最為關(guān)鍵。核心問題是：回答如何量度水資源安全程度和如何保證水資源安全？我們的觀點(diǎn)是：水資源承載力是水資源安全的基本度量。因此，研究水資源承載力對于認(rèn)識和建設(shè)水資源安全保障體系尤為重要。

“承載力”一詞，亦稱“承載能力”（CarryingCapacity），起源于生態(tài)學(xué)，用以衡量特定區(qū)域在某一環(huán)境條件下可維持某一物種個體的最大數(shù)量[1]。隨著人類社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，全球資源環(huán)境問題日趨嚴(yán)重，人們逐漸認(rèn)識到自然資源是支持地球上生命系統(tǒng)和人類生存發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，其量和質(zhì)是有限的，它們滿足人類現(xiàn)在與未來發(fā)展需要的能力也是有限的。關(guān)于生態(tài)承載力的一個較早的概念，是由世界自然保護(hù)同盟（IUCN）聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署（UNEP）及世界野生生物基金會WWF在其出版的《保護(hù)地球》一書中提出的。他們把承載能力定義為一個生態(tài)系統(tǒng)所能支持的健康有機(jī)體即在維持它的生產(chǎn)力、適應(yīng)能力和再生能力的容量。后了“承載力”概念得到延伸發(fā)展，比較多地用于說明生態(tài)系統(tǒng)、環(huán)境系統(tǒng)、資源系統(tǒng)承受發(fā)展和特定活動能力的限度。因此，生態(tài)承載力、環(huán)境承載力、資源承載力等諸多概念也相繼出現(xiàn)。

1974年，Bishop在《環(huán)境管理中的承載力》一書中指出“環(huán)境承載力表明在維持一個可以接受的生活水平的前提下，一個區(qū)域所能永久地承載的人類活動的強(qiáng)烈程度”[2]；高吉喜（2000）在其關(guān)于生態(tài)承載力的研究別指出：環(huán)境承載力是指在一定生活水平和環(huán)境質(zhì)量要求下，在不超出生態(tài)系統(tǒng)彈性限度條件下環(huán)境子系統(tǒng)所能承納的污染物數(shù)量以及可支撐的經(jīng)濟(jì)規(guī)模與相應(yīng)人口數(shù)量[3]。此外，一些學(xué)者還從經(jīng)濟(jì)、社會、環(huán)境、發(fā)展等方面對全球承載力進(jìn)行了探討（Cohen，J.E.,1995；Sagoff,M,1995；Daly，H.E.，1995，1996）[4][5][6]。然而無論是生態(tài)承載力、環(huán)境承載力抑或全球（區(qū)域）承載力都是一個比較泛化的概念，如何描述和量化，實(shí)施和操作性不強(qiáng)，目前的研究還不深入。事實(shí)上，在對作為生態(tài)環(huán)境組成要素的各項(xiàng)自然資源的承載力問題還沒有完全解決的時(shí)候，是無法對生態(tài)環(huán)境承載力做更深入的研究的。

相比之下，當(dāng)前對資源承載力的研究則獲得了更多學(xué)者的關(guān)注。對自然資源承載力的研究主要集中于土地、水和關(guān)鍵礦產(chǎn)資源方面。1949年美國的Allan將土地資源承載力定義為：“在維持一定水平并不引起土地退化的前提下，一個區(qū)域能永久地供養(yǎng)人口數(shù)量及人類活動水平”。50-70年代，國外許多學(xué)者探討了土地承載力的計(jì)算依據(jù)為：在確保不會對土地資源造成不可逆的負(fù)面影響的前提下，土地的生產(chǎn)潛力能容納的最大人口數(shù)量。同時(shí)，對承載力的研究從靜態(tài)轉(zhuǎn)向動態(tài)，Millington等應(yīng)用多目標(biāo)決策分析方法，以各種資源（土地、水、氣候、能源等）對人口數(shù)量的限制，計(jì)算了澳大利亞的土地資源承載力。1986年我國也開始了題為“中國土地資源生產(chǎn)力及人口承載量”的研究，研究者認(rèn)為土地資源承載力通常是指：一個區(qū)域在一定的農(nóng)業(yè)技術(shù)條件下，土地用于食物生產(chǎn)所能供養(yǎng)的人口數(shù)量；或在一定生產(chǎn)條件下，土地資源生產(chǎn)力所能承載一定生活水平下的人口限度。由此，關(guān)于土地和水資源承載力的研究在中國全面展開[7]。

承載力概念的演化與發(fā)展是對發(fā)展中出現(xiàn)問題的反應(yīng)與變化結(jié)果。在不同的發(fā)展階段，產(chǎn)生了不同的承載力概念和相應(yīng)的承載力理論。如針對環(huán)境問題，人們提出了環(huán)境承載力的概念與理論，針對土地資源短缺問題，人們提出了土地資源承載力的概念與理論。而“水資源承載力”一詞，則是隨著水問題的日益突出由我國學(xué)者在80年代末提出來的。水資源承載力是一個國家或地區(qū)持續(xù)發(fā)展過程中各種自然資源承載力的重要組成部分，且往往是水資源緊短和貧水地區(qū)支持人口與發(fā)展的“瓶頸”,它對一個國家或地區(qū)綜合發(fā)展和發(fā)展規(guī)模有至關(guān)重要的影響。進(jìn)入90年代以來，在地區(qū)和國家社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展中堅(jiān)持走可持續(xù)發(fā)展道路已是普遍的共識，而水資源短缺與“水資源安全”問題也已成為影響可持續(xù)發(fā)展的重要制約因素，作為可持續(xù)發(fā)展研究和水資源安全戰(zhàn)略研究中的一個基礎(chǔ)課題，水資源承載力研究已引起學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注并成為當(dāng)前水資源科學(xué)中的一個重點(diǎn)和熱點(diǎn)研究問題。

2．水資源承載力的定義

水資源承載力最早是源自生態(tài)學(xué)中的“承載能力”（CarryingCapacity）一詞，是自然資源承載力的一部分。近年來，我國不少學(xué)者在資源承載力、環(huán)境承載力等概念的基礎(chǔ)上對水資源承載力的定義進(jìn)行了更深入的探討，茲選取幾個有代表性的例子列舉如下：

（1）在某一歷史發(fā)展階段的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展水平條件下，水資源對該地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大支撐能力[8]。（劉燕華，1999）

（2）某一歷史發(fā)展階段，以可預(yù)見的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展水平為依據(jù)，以可持續(xù)發(fā)展為原則，以維護(hù)生態(tài)良性循環(huán)發(fā)展為條件，在水資源得到合理開發(fā)利用下，該地區(qū)人口增長與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大容量[9]。（李令躍，2000）

（3）一個流域、一個地區(qū)、一個國家，在不同階段的社會經(jīng)濟(jì)和技術(shù)條件下，在水資源合理開發(fā)利用的前提下，當(dāng)?shù)厮Y源能夠維系和支撐的人口、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境規(guī)?？偭縖10]（何希吾，2000）。

（4）一定的區(qū)域內(nèi)，在一定的生活水平和生態(tài)環(huán)境質(zhì)量下，天然水資源的可供水量能夠支持人口、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的能力或限度[2]。（馮尚友，2000）

（5）可理解為某一區(qū)域的水資源條件在“自然-人工”二元模式影響下，以可預(yù)見的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展水平及水資源的動態(tài)變化為依據(jù)，以可持續(xù)發(fā)展為原則，以維護(hù)生態(tài)良性循環(huán)發(fā)展為條件，經(jīng)過合理優(yōu)化配置，對該地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展所能提供的最大支撐能力。（惠泱河，2001）

總之，盡管已有的水資源承載力定義在表述上各有不同，但其思路并無本質(zhì)上的差異，都強(qiáng)調(diào)了支撐能力的概念。但是，對水資源“承載力”本身的內(nèi)涵，表達(dá)比較宏觀。

結(jié)合中國科學(xué)院知識創(chuàng)新工程有關(guān)項(xiàng)目初步研究，作者的觀點(diǎn)是：水資源承載力可定義為“在一定的水資源開發(fā)利用階段，滿足生態(tài)需水的可利用水量能夠維系有限發(fā)展目標(biāo)的最大的社會-經(jīng)濟(jì)規(guī)?！薄Ｒ虼?，水資源承載力是一個度量區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展受水資源制約的閾值，它通常用滿足生態(tài)需水的可利用水量與社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展有限目標(biāo)需求水量的供需平衡退化到臨界狀態(tài)所對應(yīng)的單位水資源量的人口規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模（如GDP）等指標(biāo)體系表達(dá)。

顯然，水資源承載力受水的供、需矛盾雙方影響，它需要從受自然變化和人類活動影響的水循環(huán)系統(tǒng)出發(fā)，通過“自然生態(tài)-社會經(jīng)濟(jì)”系統(tǒng)對水的需求和流域能夠提供的多少可利用水資源量的“支撐能力”方面加以量度。一種概化的水循環(huán)與水資源供需關(guān)系如圖1所示意。

圖1量化水資源承載力的系統(tǒng)關(guān)系示意

核心問題是：在一定的水資源開發(fā)利用階段和生態(tài)環(huán)境保護(hù)目標(biāo)下，一個流域/區(qū)域的可再生利用的水資源量究竟能夠支撐多大規(guī)模的社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)發(fā)展？如何合理管理有限的水資源（開源與節(jié)流），維持和改善陸地系統(tǒng)水資源承載能力？

考慮到水資源承載力研究的現(xiàn)實(shí)與長遠(yuǎn)意義，對它的理解和界定，要遵循下列的事實(shí)：

·變化環(huán)境下（即自然變化和人類活動影響）的水循環(huán)是水資源演變和水資源承載力研究的基礎(chǔ)。因?yàn)橐粋€流域和區(qū)域的水資源承載能力大小，直接與該流域和區(qū)域的可利用水資源量與質(zhì)有本質(zhì)的聯(lián)系。而區(qū)域可利用水資源量又決定于在不但變化的自然環(huán)境（包括全球氣候變化）和人類活動影響下水文循環(huán)規(guī)律及其控制的水資源形成規(guī)律。

·需要把把它置于水資源的可持續(xù)利用概念的框架，建立在生態(tài)系統(tǒng)完整、水資源持續(xù)供給和水環(huán)境長期有容納量的基礎(chǔ)上。生態(tài)系統(tǒng)需水是水資源承載力必須要考慮的重要、方面。

·需要從“水循環(huán)-自然生態(tài)-社會經(jīng)濟(jì)”系統(tǒng)耦合機(jī)理上綜合考慮水資源對地區(qū)人口、資源、環(huán)境和經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的支撐能力；

·水資源承載能力度量除了水循環(huán)和水資源變化的自然屬性影響外，還取決與社會經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的有限目標(biāo)。社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要求目標(biāo)不同，相應(yīng)的承載能力也不一樣。

因此，水資源承載能力的大小是隨水資源開發(fā)階段、目標(biāo)和條件不同而變化，是一個動態(tài)、變化的概念。它不僅是水文循環(huán)、水資源研究的重要方面，而且與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境系統(tǒng)的耦合研究密切相聯(lián)，是可持續(xù)發(fā)展重大的國家需求研究的問題。

3．水資源承載力的度量與計(jì)算方法

由圖1的系統(tǒng)關(guān)系和水資源承載力的定義，可以導(dǎo)出水資源承載力的度量與計(jì)算方法。主要過程概述如下：

（1）水資源總量（W）：它指流域水循環(huán)過程中可更新恢復(fù)的地表水與地下水資源總量（WL）。流域水循環(huán)受自然變化(包括氣候變化)和人類活動的影響，可更新恢復(fù)的地表水與地下水資源量也在不斷變化。另外，除了本地產(chǎn)生的水資源量外，人工跨流域調(diào)水（WT）可以增加本流域（或地區(qū)）的水資源總量。由于流域水循環(huán)降水和徑流形成的不確定性，對應(yīng)不同保證率的水資源量，有流域水資源總量關(guān)系

W=WL+WT

（2）生態(tài)需水量（We）：生態(tài)系統(tǒng)是流域水循環(huán)和流域環(huán)境系統(tǒng)的基本部分，滿足一定環(huán)境要求的最小生態(tài)需水量（We）首先應(yīng)該加以估算。它們通常由河道外的生態(tài)需水的估算（如天然生態(tài)需水、人工生態(tài)需水等），和河道內(nèi)的生態(tài)需水估算（如防止河道斷流所需的最小徑流量等）構(gòu)成。

（3）可利用水資源量（WS）：流域可利用水資源量是指在經(jīng)濟(jì)合理、技術(shù)可行和生態(tài)環(huán)境容許的前提下，通過技術(shù)措施可以利用的不重復(fù)的一次性水資源量。在概念上，維系生態(tài)環(huán)境最小的需水量需要扣除，以保證生態(tài)環(huán)境容許的前提條件。因此，原則上講，可利用水資源量可以通過流域可更新恢復(fù)的地表水與地下水資源總量加上境外調(diào)水扣除生態(tài)需水量加以估算，即：

WS=aWL+WT–We

式中：a為反映工程技術(shù)措施的開發(fā)利用系數(shù)。

（4）水資源需求總量（WD）:流域社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模水平可以表達(dá)為人口數(shù)量(P),國民生產(chǎn)總值(GDP)或凈福利(H)等指標(biāo)。因此，它們對水資源需求包括：人口需水(Wp)，工業(yè)需水(WI)，農(nóng)業(yè)需水(WA)，環(huán)境和其它需水(WM)等。因此，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對水資源需求總量（WD）可表達(dá)為：

WD=Wp+WI+WA+WM

（5）流域水資源承載力的平衡指數(shù)（IWSD）：為了描述水資源的承載力，首先需要定義流域水資源承載力的供需平衡指數(shù)（IWSD）即：

很顯然，當(dāng)流域可利用水量小于流域社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的需水量，即,有,這說明流域可供的水資源量不具備對這樣規(guī)模的社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的支撐能力。流域水資源對應(yīng)的人口及經(jīng)濟(jì)規(guī)模是不可承載。但是，通過調(diào)水增加WS和通過節(jié)水減少WD可提高IWSD。反過來，當(dāng)流域可供水量大于等于流域社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的需水量，即,這說明流域可供的水資源量具備對這樣規(guī)模的社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的支撐能力，流域水資源對應(yīng)的人口及經(jīng)濟(jì)規(guī)模是可承載，供需為良好狀態(tài)。

（6）水資源承載力的分量測度：如何量度流域水資源的承載力呢？由定義和上述水資源承載力的供需指數(shù)可知，首先需要建立研究對象的“水-社會經(jīng)濟(jì)-環(huán)境”系統(tǒng)關(guān)系。它們的作用是將水資源量支撐的環(huán)境、社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)規(guī)模（如人口數(shù)或人口密度、人均GDP工業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、水環(huán)境污染級別等）聯(lián)系起來。然后，通過一定的水資源開發(fā)利用階段與有限發(fā)展目標(biāo)，分析識別出由供大于需,即IWSD>0可行域退化到IWSD＝0，即系統(tǒng)供需平衡達(dá)臨界狀態(tài)的水資源WS=WD所對應(yīng)的流域人口數(shù)（P）和社會經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDP）等等指標(biāo)參數(shù)。記水資源供需平衡達(dá)到臨界狀態(tài)的可供水資源量為，進(jìn)一步，可以定義水資源承載力的各個分量，即：

意義是：λ1表明維系現(xiàn)狀/目標(biāo)水平的人口規(guī)模所需要最少水資源量WS；λ2維系現(xiàn)狀/目標(biāo)水平的經(jīng)濟(jì)規(guī)模所需要的最少水資源量WS。

流域的綜合水資源承載力（F）是其分量的集成，例如，

λ=人均GDP/WS=(GDP/p)/Ws

（7）單位水資源量承載力的度量：為了達(dá)到水資源承載力分量和總量可比性的目的，可以進(jìn)一步轉(zhuǎn)化水資源承載力分量為某單位水資源量的承載指標(biāo)參數(shù)。例如，當(dāng)統(tǒng)一轉(zhuǎn)化W0為億m3的可比單位水資源量，有對應(yīng)的水資源承載力的各個分量，即：

上述公式中的就是流域系統(tǒng)第i個水資源承載力分量。例如，F(xiàn)1的單位量綱是每億m3的人口數(shù)目，說明該流域每億m3可利用水資源量能夠承載的最大人口數(shù)。同理，F(xiàn)2的單位量綱是每億m3的GDP，它說明該流域每億m3可供水資源量能夠承載的經(jīng)濟(jì)發(fā)展最大規(guī)模的GDP。

同理，流域的綜合水資源承載力（F）是其分量的集成。例如：

F=人均GDP/億m3=(GDP/p)/W0

4．西北干旱區(qū)水資源承載力綜合研究的關(guān)鍵問題

廣義上的西北地區(qū)包括新疆、青海、甘肅、寧夏、陜西和內(nèi)蒙古的西北部，總土地面積為374萬km2，占全國的39%，總?cè)丝诩s1億，占全國的8%。涉及西北內(nèi)陸河流域（包括新疆的部分外流河流域）、黃河流域、長江流域和瀾滄江流域。本文討論的范圍，界定在西北內(nèi)陸河干旱地區(qū)。

西北干旱區(qū)水資源承載力綜合研究的關(guān)鍵問題有：變化環(huán)境的流域水循環(huán)模擬研究，生態(tài)需水研究，社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的水資源需求研究，流域水資源承載力的計(jì)量，西北干旱區(qū)水資源承載力綜合。下面重點(diǎn)討論水循環(huán)模擬，生態(tài)需水和指標(biāo)體系問題。

（1）變化環(huán)境的流域水循環(huán)模擬研究

水文循環(huán)是聯(lián)系地球系統(tǒng)地圈~生物圈~大氣圈的紐帶，是全球變化三大主題碳循環(huán)、水資源和食物纖維中的核心問題之一，它受自然變化和人類活動的影響，決定水資源形成與演變的規(guī)律。因此，人類活動經(jīng)濟(jì)開發(fā)和影響劇烈地區(qū)的水循環(huán)與水資源安全研究，是21世紀(jì)資源環(huán)境學(xué)科領(lǐng)域一個十分重要的方向性問題。

目前水科學(xué)發(fā)展的前沿問題突出反映在：水文循環(huán)的生物圈方面，自然變化和人類活動影響下的水資源演變規(guī)律，水與土地利用土地覆被等社會經(jīng)濟(jì)相互作用影響等。因此，水文循環(huán)需要考慮地球生物圈、全球變化以及人類活動等方面的影響。國際地圈生物圈計(jì)劃（IGBP）代表國際地球?qū)W科發(fā)展前沿，水文循環(huán)的生物圈方面(BiosphereAspectsofHydrologicalCycle，簡稱BAHC)是IGBP的核心之一。它注重陸面生態(tài)-水文過程與空間格局的變化規(guī)律和受人類活動影響的關(guān)鍵問題。進(jìn)入90年代末，變化環(huán)境（即全球變化與人類活動影響）下的水文循環(huán)研究成為熱點(diǎn)。

人類活動對水文過程的影響，集中表現(xiàn)在對下墊面的改變上，改變流域下墊面的地形、地貌、土壤、植被等條件，可概括為土地利用和土地覆被的變化。下墊面條件發(fā)生變化了，水文過程的各環(huán)節(jié)也相應(yīng)發(fā)生變化，如蒸發(fā)、入滲、產(chǎn)流的量會加大或減小，水循環(huán)的路徑和速率也會發(fā)生變化，也就是說，利用原來的降水-徑流關(guān)系不能反映土地利用/土地覆被變化后的流域降水徑流形成規(guī)律和水文循環(huán)過程，分析人類活動（土地利用/土地覆被變化）對流域徑流形成規(guī)律的影響成為當(dāng)水資源承載力研究的基礎(chǔ)問題。

以河西走廊的黑河流域?yàn)槔捎谥杏我热祟惢顒拥膭×矣绊?，已?jīng)完全改變了流域中下游水循環(huán)關(guān)系，造成下游流量減少和斷流，產(chǎn)生嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境問題。為了說明黑河干流的水資源變化，我們將黑河干流上游出流控制水文站（鶯落峽站）及下游輸水控制水文站（正義峽站）1959年以來的實(shí)測流量資料進(jìn)行了分析比較。根據(jù)1959-1998年實(shí)測資料統(tǒng)計(jì)，黑河鶯落峽多年平均流量49.83m3/s，相當(dāng)于年徑流量15.71×108m3，正義峽多年平均流量31.05m3/s，相當(dāng)于徑流量9.80×108m3，鶯落峽流量高于正義峽流量18.78m3/s，相當(dāng)于區(qū)間多年平均每年損耗水量5.92×108m3。

從兩站流量多年變化趨勢看，鶯落峽站水量歷年變化平穩(wěn)，年際變化不大，甚至還稍有上升。正義峽站水量不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于鶯落峽站，且水量在逐年減少（圖2），兩站水量年均差值越來越大（圖3）。

圖2黑河鶯落峽及正義峽歷年徑流量變化圖

圖3鶯落峽-正義峽年均流量差值圖

造成下游水資源量減少的原因：中游張掖地區(qū)人口持續(xù)增長，工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)迅速發(fā)展，用水量急劇增加，導(dǎo)致黑河干流水資源大量損耗，水資源的變化與人類活動的關(guān)系密不可分。

因此，深入研究自然變化和人類活動影響下的黑河流域水循環(huán)規(guī)律，是建立黑河流域水資源承載力模型的重要基礎(chǔ)。

（2）生態(tài)需水研究

中國西北地區(qū)氣候干旱、水資源短缺，水已經(jīng)成為中國西北地區(qū)環(huán)境與發(fā)展最大的限制因子。實(shí)際觀測與實(shí)驗(yàn)研究表明，水對生態(tài)環(huán)境質(zhì)量有明顯的限制作用，生態(tài)系統(tǒng)對水的需求也存在脅迫響應(yīng)的機(jī)制。生態(tài)環(huán)境需水量是維系生態(tài)系統(tǒng)平衡最基本的需用水量，是生態(tài)系統(tǒng)安全的一種基本閾值。因此，生態(tài)環(huán)境需水估算問題成為生態(tài)環(huán)境建設(shè)依據(jù)的重要基礎(chǔ)。確定不同生態(tài)類型的生態(tài)需水量，是生態(tài)環(huán)境建設(shè)區(qū)域配置的重要內(nèi)容，是建設(shè)生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)的關(guān)鍵。這也是中國工程院咨詢項(xiàng)目“西北地區(qū)水資源合理配置、生態(tài)環(huán)境建設(shè)和可持續(xù)發(fā)展問題”中第2課題中的關(guān)鍵問題之一。

20世紀(jì)90年代后，隨著國際地圈生物圈計(jì)劃（IGBP）等大的科學(xué)計(jì)劃推動，如水文循環(huán)的生物圈方面（BAHC）實(shí)施，國際國內(nèi)對生態(tài)環(huán)境需水問題十分重視并且已有了一些研究。國家“九五”科技攻關(guān)項(xiàng)目有關(guān)課題，如“西北地區(qū)生態(tài)環(huán)境保護(hù)對策研究”等，利用土地利用/覆被變化的遙感信息對區(qū)域生態(tài)需水進(jìn)行初步的估算。中國工程院一期咨詢項(xiàng)目《中國可持續(xù)發(fā)展水資源戰(zhàn)略研究》，取得了一批重要的研究成果，所完成9個專題報(bào)告中對生態(tài)環(huán)境用水也做出初步的測算，取得一些進(jìn)展。但是，目前有關(guān)生態(tài)需水的研究仍處在初級發(fā)展階段，人們對“生態(tài)需水”問題理解還不盡相同。目前，與生態(tài)需水有關(guān)的概念和定義有多個方面，如“生態(tài)需水”、“生態(tài)用水”、“生態(tài)環(huán)境耗水”等。不同人從不同角度看問題有不同的理解與解釋?？傊?，生態(tài)環(huán)境與水文水資源以及人類生存環(huán)境的交叉研究，面臨許多挑戰(zhàn)，也存在不同的學(xué)術(shù)觀點(diǎn)與看法。

由于目前對“生態(tài)需（用）水量”一詞，還沒有確切的或者得到公認(rèn)的定義，因此在對它的理解與計(jì)算上還存在這樣那樣的問題?？偟膩砜?，多數(shù)認(rèn)為：生態(tài)需水量是指在水資源短缺地區(qū)為了維系生態(tài)系統(tǒng)生物群落基本生存和一定生態(tài)環(huán)境質(zhì)量（或生態(tài)建設(shè)要求）的最小水資源需求量。它包括天然生態(tài)保護(hù)與人工生態(tài)建設(shè)所消耗的水量。其內(nèi)涵：以可持續(xù)發(fā)展為前提的天然生態(tài)保護(hù)與人工生態(tài)建設(shè)的需水，其外延包括地帶性植被所用降水和非地帶性植被所用的徑流。因此，生態(tài)需水量可以理解為維系一定生態(tài)系統(tǒng)功能所不能被占用的最小水資源需求量，包括天然生態(tài)和人工生態(tài)，其計(jì)算有河道內(nèi)和河道外之分。基礎(chǔ)是自然變化和人類活動影響下的流域水循環(huán)規(guī)律的認(rèn)識與模擬。

·河道外的流域上的生態(tài)需水的計(jì)算

根據(jù)補(bǔ)給來源，生態(tài)需水首先可以分為降水性生態(tài)需水和徑流性生態(tài)需水。降雨形成徑流以及徑流運(yùn)動過程中，地帶性植被所在的天然生態(tài)系統(tǒng)完全消耗降水量，非地帶性植被所在的天然生態(tài)系統(tǒng)消耗徑流量為主、降水為補(bǔ)充，處于地帶性與非地帶性的交錯過渡帶以消耗降水為主、徑流為補(bǔ)充。

從生態(tài)系統(tǒng)形成的原動力又進(jìn)一步分為天然生態(tài)需水和人工生態(tài)需水兩大類。從植物生理角度分析生態(tài)需水，可以得到天然植被或農(nóng)作物正常生長時(shí)的總騰發(fā)量ET。其水分來源有兩部分：直接利用的有效降水，以及通過水利工程直接或間接利用的供水。

區(qū)域生態(tài)需水計(jì)算應(yīng)該以流域?yàn)閱卧?，建立變化環(huán)境下的流域水循環(huán)模型，如圖1所示意。然后，充分利用高分辨率的土地利用遙感信息，結(jié)合陸面水文生態(tài)實(shí)驗(yàn)站的校核分析識別確定。對于每個流域，結(jié)合其生態(tài)特點(diǎn)和水循環(huán)特點(diǎn)，確定一級分區(qū)為山區(qū)、平原綠洲、過度區(qū)、荒漠無流區(qū)。為了突出人類活動影響，在山區(qū)和平原綠洲中進(jìn)一步區(qū)分天然生態(tài)系統(tǒng)和人工生態(tài)系統(tǒng)，作為二級計(jì)算分區(qū)。二級計(jì)算單元內(nèi)在以土地利用單元作為三級計(jì)算分區(qū),由遙感信息土地利用圖上讀取各類生態(tài)面積單元。對三級分區(qū)的每一項(xiàng)，單獨(dú)計(jì)算其生態(tài)需水或經(jīng)濟(jì)需水。在計(jì)算中考慮了天然植被或人工植被對徑流性水資源和降水性水資源的同時(shí)利用。國家“85”科技攻關(guān)項(xiàng)目中的一種基于水循環(huán)概念的流域生態(tài)需水計(jì)算框圖如圖6所示意（細(xì)節(jié)略）。

·河道內(nèi)的生態(tài)需水的計(jì)算

河道內(nèi)的生態(tài)需水的計(jì)算主要考慮的問題是維系河流湖泊水系的生態(tài)平衡的最小水量。主要考慮的方面有：

維持河湖水生生物生存的最小需水量；

維系城市人工生態(tài)環(huán)境景觀的最小需水量；

防止河流泥沙淤積所需最小徑流量；

防止河流水污染的最小水量；

防止海水入侵所需維持的河道最小流量；

防止河道斷流、湖泊萎縮所需維持的最小徑流量

通常需要通過流域水循環(huán)模擬、枯水分析后，在給出一定生態(tài)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)（或要求）下確定上述多個的最小流量組合的閾值（具體方法討論略）。

（3）水資源承載力評價(jià)指標(biāo)及計(jì)算方法

水資源承載力評價(jià)指標(biāo)的建立是水資源承載力研究中的另一個關(guān)鍵問題。核心是用什么指標(biāo)體系反映“社會-經(jīng)濟(jì)-環(huán)境”系統(tǒng)的發(fā)展規(guī)模與質(zhì)量？目前，借鑒土地資源承載力的概念，采用在水資源可供給量所能維持生產(chǎn)的糧食產(chǎn)量的基礎(chǔ)上計(jì)算水資源承載力的方法顯然將問題過于簡化了[10]。

從目前的認(rèn)識，水資源承載力評價(jià)指標(biāo)的選取有不同的做法。例如，有人從定義出發(fā)直接選取可支持人口數(shù)量、工農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模等人口和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)作為衡量水資源承載力大小的依據(jù)[14]。也有人從水資源可供水量、需水量，可承載人口、社會、經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展水平和規(guī)模，水環(huán)境容量等方面綜合考慮建立水資源承載力評價(jià)指標(biāo)體系，采用層次分析方法進(jìn)行評價(jià)[15]。

本文建議，從水資源承載力的基本概念出發(fā)，通過水循環(huán)系統(tǒng)模擬，水資源評價(jià)、生態(tài)需水估算和社會經(jīng)濟(jì)對水的需求分析，選取計(jì)算參數(shù)，主要有：對應(yīng)不同保證率的水資源量，最小生態(tài)需水量，可利用水資源量，水資源需求量（包括人口需水，工業(yè)需水，農(nóng)業(yè)需水，環(huán)境和其它需水等）；通過流域“社會-經(jīng)濟(jì)-環(huán)境”系統(tǒng)的實(shí)際分析，確定水資源承載力評價(jià)指標(biāo)體系，如水資源承載力的平衡指數(shù)（IWSD）等。運(yùn)用本文提出的量化方法，獲得比較具體和實(shí)在的水資源承載力的度量結(jié)果，如維系現(xiàn)狀/目標(biāo)水平的人口規(guī)模所需要最少水資源量，維系現(xiàn)狀/目標(biāo)水平的經(jīng)濟(jì)規(guī)模所需要的最少水資源量等。

總之，希望概念清楚，基礎(chǔ)扎實(shí)、評價(jià)方法簡單、可比性好。這方面研究工作需要在實(shí)際中發(fā)展和完善。

4．結(jié)語

水資源承載力的研究在我國雖然已有諸多研究課題和論述，但總的來說，已有的研究重點(diǎn)主要集中在對水資源承載力的評價(jià)與計(jì)算等方面，還沒有形成水資源承載力研究的成熟的理論和方法。筆者“拋磚引玉”。希望在其概念、新的理論與方法研究方面開展研討。幾點(diǎn)建議如下：

（1）加強(qiáng)學(xué)科交叉融合的研究

水資源承載力研究涵蓋了從理論到實(shí)證，從“水-生態(tài)-社會經(jīng)濟(jì)”多學(xué)科基礎(chǔ)問題和可持續(xù)發(fā)展問題。從變化環(huán)境下的水文循環(huán)水資源演變規(guī)律到流域水文生態(tài)、植被耗水機(jī)理等微觀領(lǐng)域，從水文水資源科學(xué)到社會經(jīng)濟(jì)科學(xué)、規(guī)劃科學(xué)等不同層次、不同學(xué)科的研究范圍，并以多目標(biāo)決策分析方法、系統(tǒng)動力學(xué)方法、遙感與地理信息系統(tǒng)方法等作為技術(shù)手段，因此，迫切需要加強(qiáng)學(xué)科交叉融合的研究。

（2）技術(shù)方法的創(chuàng)新

目前制約水資源承載力研究的一個重要因素就是數(shù)據(jù)的獲取與分析處理。GIS在支持與水文和水環(huán)境有關(guān)的地理空間數(shù)據(jù)的獲取、管理、分析、模擬和顯示，以解決復(fù)雜的水資源、水環(huán)境規(guī)劃和管理問題方面顯示了其強(qiáng)大的功能[17]。水資源承載力研究必須突破陳舊的數(shù)據(jù)獲取與分析手段，充分利用現(xiàn)代先進(jìn)技術(shù)，將地面水文觀測與空中遙感信息相結(jié)合，利用地理信息系統(tǒng)進(jìn)行數(shù)值計(jì)算和模擬，并將現(xiàn)有水資源承載力數(shù)學(xué)模型方法與GIS集成，這是水資源承載力研究取得突破性進(jìn)展的一個關(guān)鍵所在。

（3）研究領(lǐng)域的拓展

篇5

    關(guān)鍵詞:逃稅;地下經(jīng)濟(jì);現(xiàn)金比率法;相關(guān)系數(shù)

    一、引  言

    逃稅(tax evasion)是指納稅人通過非法途徑減少其應(yīng)納稅額的經(jīng)濟(jì)活動。大規(guī)模地逃稅不但會影響一國政府的財(cái)政收入,而且還會造成社會資源配置的扭曲以及收入分配的失控,給一國社會經(jīng)濟(jì)帶來嚴(yán)重影響。

    準(zhǔn)確地把握逃稅規(guī)模是對逃稅問題進(jìn)行研究和治理的基礎(chǔ),逃稅規(guī)模的測算是對逃稅問題進(jìn)行分析的必要前提。早在1980年Tanzi首先使用貨幣需求法對地下經(jīng)濟(jì)的規(guī)模進(jìn)行了測算,隨后各種貨幣需求法被廣泛運(yùn)用于美、日、西歐等國地下經(jīng)濟(jì)的研究當(dāng)中,1sachsen(1985)和Schneider(1986)使用貨幣需求法對OECD國家的地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模進(jìn)行了估計(jì),Lacko和Maria(1999)運(yùn)用實(shí)際投入法對OECD國家的地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模進(jìn)行了估計(jì)。

    近幾年來,在國內(nèi)也有不少學(xué)者和專家對我國地下經(jīng)濟(jì)和稅收流失規(guī)模進(jìn)行過測算。夏南星(2000,2002)先后兩次分別運(yùn)用現(xiàn)金比率法和通過全國貨運(yùn)量估測我國地下經(jīng)濟(jì)規(guī)?？偭?用現(xiàn)金比率法計(jì)算得出我國地下經(jīng)濟(jì)占GDP比重在1988年到1994年期間一直高于20%;在運(yùn)用貨運(yùn)量估測時(shí),1987年地下經(jīng)濟(jì)增加值占GDP的比重高達(dá)42.03%.梁朋(2000)運(yùn)用現(xiàn)金比率法和收支差異法對我國1985~1998年的地下經(jīng)濟(jì)和因地下經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致的逃稅稅收流失規(guī)模進(jìn)行了估測,地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模占GDP比重1992年高達(dá)21.48%,因地下經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致的稅收流失規(guī)模從1985年的178.“億元上升到1997年的675.25億元,1994年最高達(dá)到975.60億元;用收支差異法估測的1993~1997年的逃稅規(guī)模也一直高于600億元以上。朱小斌、楊緬昆(2000)將整個經(jīng)濟(jì)定義為三個部分:地上部門可觀察到的經(jīng)濟(jì)活動,地上部門不可觀察到的經(jīng)濟(jì)活動和地下部門的經(jīng)濟(jì)活動,并對后兩者進(jìn)行加總計(jì)算得出了我國1979—1997年地下經(jīng)濟(jì)的規(guī)模。賈紹華(2002)同樣用現(xiàn)金比率法估測了1990~2000年我國的地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模和稅收流失額以及稅收流失率,他所測算出的稅收流失率高達(dá)26.11%~42.56%.

    以上的測算大部分都是關(guān)于地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模的測算,即使有對逃稅規(guī)模進(jìn)行測算的,也大多只局限于地下經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致的逃稅規(guī)模的測算,而很少涉及到地上經(jīng)濟(jì)中的逃稅部分,但事實(shí)上地上經(jīng)濟(jì)中存在的逃稅規(guī)模巨大,不可忽略。本文在測算我國1985—2002年期間逃稅總規(guī)模(包括地下經(jīng)濟(jì)與地上經(jīng)濟(jì)中的逃稅規(guī)模)的基礎(chǔ)上,從逃稅對GDP的影響、逃稅的資源配置效應(yīng)和收入分配效應(yīng)三個方面著重分析了我國逃稅對社會經(jīng)濟(jì)的影響,并在此基礎(chǔ)上提出了我國治理逃稅的政策建議。

    二、逃稅規(guī)模的測量

    由于外國各學(xué)者乃至國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者所采用的方法與引用資料的口徑等尚不統(tǒng)一,從而導(dǎo)致對我國逃稅規(guī)模測算的結(jié)果差距較大。因此,采用國際公認(rèn)的測算方法和國家公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對我國的逃稅規(guī)模進(jìn)行測算是取得比較可信結(jié)果的重要前提。

    本文對我國逃稅規(guī)模進(jìn)行了重新測算,測算分成兩個部分,一是對地下經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致的逃稅規(guī)模進(jìn)行測算,主要采用現(xiàn)金比率法;二是對地上經(jīng)濟(jì)存在的逃稅規(guī)模進(jìn)行測算,主要是將其分成國內(nèi)非農(nóng)部門的逃稅、關(guān)稅逃稅以及個人所得稅逃稅三個方面,通過對這三方面進(jìn)行加總得出地上經(jīng)濟(jì)逃稅規(guī)模。地上經(jīng)濟(jì)逃稅規(guī)模和地下經(jīng)濟(jì)逃稅規(guī)模的總和即為我國逃稅的總體規(guī)模。

    1.地下經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致的逃稅規(guī)模的測算

    摘要:通過對溫州市公立醫(yī)院和民營醫(yī)院經(jīng)濟(jì)運(yùn)營現(xiàn)狀的抽樣調(diào)查,從現(xiàn)行政策范圍內(nèi),對當(dāng)前制約民營醫(yī)院發(fā)展的稅費(fèi)問題展開討論,并對完善稅費(fèi)政策,鼓勵民營醫(yī)院的進(jìn)一步發(fā)展提出了建議。

    國務(wù)院八部委出臺的《關(guān)于城鎮(zhèn)醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的指導(dǎo)意見》(簡稱《意見》)明確提出:衛(wèi)生改革的根本目標(biāo)是要打破公立醫(yī)院的一統(tǒng)天下,在各個環(huán)節(jié)建立起公平、有序、適度的市場競爭機(jī)制,發(fā)揮醫(yī)療機(jī)構(gòu)本身主動利用政策和市場合理配置資源,少花錢、多辦事,用比較低廉的費(fèi)用,使人民群眾得到比較優(yōu)質(zhì)的服務(wù)。但是,縱觀《意見》出臺4年來的現(xiàn)狀,衛(wèi)生改革不盡如人意,突出反映在:公立醫(yī)院改制舉步維艱;民營醫(yī)院發(fā)展困難重重,公立醫(yī)院一統(tǒng)天下的格局基本未被打破,有悖衛(wèi)生改革的初衷。

    造成目前狀況的因素雖然較多,但主要是政府對營利性醫(yī)院現(xiàn)行的稅費(fèi)政策成了阻礙深化衛(wèi)生改革的瓶頸。據(jù)此,溫州市衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)會開展了專題研究?，F(xiàn)將結(jié)果報(bào)告如下:

    一、資料和方法

    在截止2002年12月31日溫州市登記在冊的三級公立醫(yī)院和各類民營醫(yī)院中,隨機(jī)抽取5所公立醫(yī)院和7所民營醫(yī)院為樣本單位,分別占全市縣級以上公立醫(yī)院總數(shù)的10.9%和民營醫(yī)院總數(shù)的35%.其中公立綜合醫(yī)院3所,占樣本總數(shù)的25%;民營綜合醫(yī)院3所,占樣本總數(shù)的25%;公立?？漆t(yī)院2所,占樣本總數(shù)的16.7%;民營?？漆t(yī)院4所,占樣本總數(shù)的33%.以問卷調(diào)查和實(shí)地訪談相結(jié)合的方式,采集樣本單位2002年度業(yè)務(wù)運(yùn)行狀況和相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),根據(jù)現(xiàn)行稅收政策規(guī)定的稅種和稅率,預(yù)測樣本單位的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)及其實(shí)際承擔(dān)能力,分析現(xiàn)行稅收政策對營利性醫(yī)院生存和發(fā)展造成的影響。

    二、結(jié)果分析

    1.基本情況

    溫州市95%的民營醫(yī)院均創(chuàng)建于20世紀(jì)90年代,在實(shí)行醫(yī)院分類管理中,均被定為營利性醫(yī)院。由于多系個人或合伙投資,因此,普遍起點(diǎn)低,規(guī)模小,雖經(jīng)近10年的艱苦創(chuàng)業(yè),但目前在服務(wù)功能、技術(shù)力量、設(shè)備條件等綜合實(shí)力方面,與公立醫(yī)院相比均存在明顯差距。

    (1)職工人數(shù)。調(diào)查顯示,目前溫州市公立綜合醫(yī)院的職工人數(shù)平均為802人,相當(dāng)民營綜合醫(yī)院69人的11.6倍;公立?？漆t(yī)院的職工人數(shù)平均為388人,相當(dāng)民營專科醫(yī)院94人的4.1倍。特別是被調(diào)查的5所公立醫(yī)院均已建立由學(xué)科帶頭人、高級技術(shù)骨干、中級技術(shù)骨干和基本技術(shù)隊(duì)伍組成,結(jié)構(gòu)合理、比例恰當(dāng)?shù)娜瞬盘蓐?duì);而7所民營醫(yī)院中級以上技術(shù)骨干的總和,尚不足一所公立醫(yī)院擁有的技術(shù)人才。

    (2)病床規(guī)模。調(diào)查顯示,公立綜合醫(yī)院的病床規(guī)模平均為436張,相當(dāng)于民營綜合醫(yī)院平均49床的8.9倍,公立?？漆t(yī)院的病床規(guī)模平均為287張,相當(dāng)于民營專科醫(yī)院平均122張的2.4倍;特別是5所公立醫(yī)院普遍建立了由市級重點(diǎn)學(xué)科、市級重點(diǎn)專科、院級特色專科和基礎(chǔ)學(xué)科組成的分支學(xué)科體系,服務(wù)功能齊全,具有對各類社會群體提供全方位服務(wù)的能力。而7所民營醫(yī)院普遍未形成比較完整的學(xué)科體系,服務(wù)范圍局限性較大。

    (3)凈資產(chǎn)總額。調(diào)查顯示,公立綜合醫(yī)院的凈資產(chǎn)總額平均為16268.2萬元,相當(dāng)于民營綜合醫(yī)院平均445.7萬元的36.5倍;公立專科醫(yī)院的凈資產(chǎn)總額平均為5328.1萬元,相當(dāng)于民營?？漆t(yī)院平均1121.1萬元的4.8倍。

    2.業(yè)務(wù)工作

    2002年度,被調(diào)查的3所公立綜合醫(yī)院平均入院病人為12043人次,出院病人為11984人次,門急診量為323332人次,分別是被調(diào)查的3所民營綜合醫(yī)院的729人次、705人次和38905人次的16.5倍、17倍和8.3倍。2所公立?？漆t(yī)院平均入院病人為3609人次,出院病人為3571人次,門急診量為172007人次,分別是被調(diào)查的4所民營?？漆t(yī)院1540人次、1514人次和19987人次的2.3倍、2.4倍和8.6倍。由此可見,目前醫(yī)療市場上公立醫(yī)院一統(tǒng)天下的局面基本尚未改變。

    3.收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)比較

    “收費(fèi)價(jià)格放開”是醫(yī)院分類管理政策給予營利性醫(yī)院的唯一比較明確的優(yōu)惠措施。但是調(diào)查顯示,由于社會公眾已習(xí)慣于將醫(yī)院視作“社會福利性公益事業(yè)”,包括政府有關(guān)職能部門的觀念也仍未轉(zhuǎn)變,營利性醫(yī)院實(shí)行“價(jià)格放開”不僅難脫“亂收費(fèi)”的嫌疑,而且無疑是主動脫離市場的“自殺”行為。因此,目前被定為營利性的民營醫(yī)院,不僅尚無一家敢于實(shí)行“價(jià)格放開”,而且為了與公立醫(yī)院爭奪市場,絕大部分采用降低收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)來吸引患者。其中每門診人次費(fèi)、住院病人床日費(fèi)用、出院者人均住院費(fèi)及高血壓腦梗塞等單病種費(fèi)用,民營醫(yī)院都低于公立醫(yī)院。

    4.公立醫(yī)院不包括財(cái)政補(bǔ)貼)

    調(diào)查顯示,目前醫(yī)院的經(jīng)濟(jì)狀況公立醫(yī)院明顯好于民營醫(yī)院,綜合醫(yī)院又好于?？漆t(yī)院。

    目前,公立醫(yī)院憑借長期經(jīng)營中形成的優(yōu)勢和規(guī)模效應(yīng),在社會醫(yī)療消費(fèi)總量中,仍占有90%以上的份額,而民營醫(yī)院多數(shù)仍處于“小打小鬧”的狀況。2002年度3所公立綜合醫(yī)院的最高業(yè)務(wù)收入達(dá)到1.7億元以上,平均達(dá)到1.3億多元,3所民營綜合醫(yī)院最高業(yè)務(wù)收入僅600余萬元,平均不足500萬元,公立綜合醫(yī)院的年業(yè)務(wù)收入超過民營綜合醫(yī)院26.8倍。2所公立?？漆t(yī)院與4所民營?？漆t(yī)院相比,兩者也相差3.51倍。

    在醫(yī)院經(jīng)濟(jì)支出方面,盡管民營醫(yī)院普遍采取精簡機(jī)構(gòu)、精簡人員等積極措施,努力降低運(yùn)營成本,但年支出占年收入的比例仍高于公立醫(yī)院,最根本的原因是:(1)已經(jīng)實(shí)行的職工平均月工資超960元需繳納33%的企業(yè)所得稅,約占民營醫(yī)院總收入的2.51%~7.71%,平均為4.75%;(2)規(guī)避醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)的“醫(yī)療責(zé)任保險(xiǎn)”費(fèi)用和醫(yī)療廣告費(fèi),約占民營醫(yī)院年收入的6%~10%;(3)民營醫(yī)院擔(dān)負(fù)的各類社會公益義務(wù)的支出約占年收入的1%以上,其中康寧醫(yī)院的年支出達(dá)56.12萬元,占年收入的3.76%.公立醫(yī)院的公益支出已從財(cái)政補(bǔ)貼中得到補(bǔ)償,民營醫(yī)院卻至今得不到應(yīng)有的補(bǔ)償。

    在醫(yī)院稅前結(jié)余方面,公立綜合醫(yī)院超過民營醫(yī)院近44倍,公立?？漆t(yī)院超過民營?？漆t(yī)院36倍以上。

篇6

關(guān)鍵詞：長江經(jīng)濟(jì)帶；節(jié)能減排效率；DEAEBM模型；全局MalmquistLuenberger指數(shù)法

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.12.09

中圖分類號：F0622；F1245 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-8409（2016）12-0038-05

Study on Time and Sparities of Energysaving & Emission

Reduction Efficiency in Yangtze River Economic Zone

TIAN Ze1，2， YAN Ming1， GU Xin2

（1. Institute of Lowcarbon Economy and Technology， Hohai University， Changzhou 213022；

2.Jiangsu Provincial Collaborative Innovation Center of World Water Valley and Water Ecological Civilization， Nanjing 211100）

Abstract： This paper evaluates the energysaving & emission reduction efficiency in Yangtze River Economic Zone from 2006 to 2014 by adjusted Super DEAEBM model and Global MalmquistLuenberger index method， and analyzes the change rule and regional difference characteristics of them. Result show that， the whole Yangtze river economic belt efficiency was improved. From the spatial distribution of the Yangtze river economic belt， the provinces presents the efficiency with “east high， but west low” characteristics. From the time the whole Yangtze river economic belt efficiency has the “U” type trend. The provincial efficiency difference has the process of “increase after decreases first”， and have continued to decline trend. In a number of factors that influence efficiency， technological progress is the main power to ascend. In the end， it gave the conclusion and got some implications.

Key words： Yangtze River Economic Zone； the efficiency of energy conservation & emission reduction； DEAEBM model； DeaMalmquist index method

長江經(jīng)濟(jì)帶涵蓋我國滬蘇浙皖贛鄂湘渝川云黔11個省市，已發(fā)展成為中國綜合實(shí)力最強(qiáng)、戰(zhàn)略支撐作用最大的區(qū)域之一。2014年我國提出將生態(tài)文明建設(shè)的先行示范帶作為長江經(jīng)濟(jì)帶的重要戰(zhàn)略定位。然而近年來，長江流域沿岸地區(qū)水質(zhì)惡化，固體廢物嚴(yán)重污染。這一系列問題的出現(xiàn)，嚴(yán)重制約著長江經(jīng)濟(jì)帶的可持續(xù)發(fā)展。在當(dāng)前形勢下，國家“十三五”規(guī)劃綱要確立了實(shí)現(xiàn)單位GDP能耗、CO2排放量分別下降15%和18%的目標(biāo)，國家層面對節(jié)能減排指標(biāo)的硬性約束，對區(qū)域、地方的節(jié)能減排工作起到了規(guī)范和引領(lǐng)作用。本文針對2006～2014年對長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率進(jìn)行時(shí)空分布差異進(jìn)行實(shí)證研究，為評價(jià)“十一五”“十二五”期間我國節(jié)能減排實(shí)施效果提供依據(jù)，也對長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展綠色低碳經(jīng)濟(jì)和全國生態(tài)文明建設(shè)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1文獻(xiàn)回顧

關(guān)于我國節(jié)能減排效率的研究，主要是從能源效率的研究中拓展出來的。大多數(shù)學(xué)者在全要素的框架下，把勞動力、資本、能源消耗等作為投入，把GDP等作為產(chǎn)出，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）法進(jìn)行研究。研究污染物排放等非期望產(chǎn)出，又可分為兩類。第一類研究未考慮非期望產(chǎn)出，在評價(jià)模型上分別采用了一般DEA模型、改進(jìn)的DEA模型、超效率DEA模型以及DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型[1]等；第二類研究考慮了非期望產(chǎn)出，即在第一類研究的模型中加入了一個或多個污染物排放的非期望產(chǎn)出（即減排指標(biāo)），在處理非期望產(chǎn)出時(shí)，這些研究分別采用視為投入代法、Seiford和Zhu提出的線性變化法[2，3]以及Malmquist-Luenberger指數(shù)法[4]等。其中，Tone等基于前期DEA模型的不足，構(gòu)建了一個結(jié)合徑向與非徑向特點(diǎn)的EBM（EpsilonBased Measure）模型[5]；而Cheng等在前者研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對相關(guān)系數(shù)計(jì)算方法改進(jìn)和修正，提出了AdjustedEBM模型（即AEBM）[6]。同時(shí)，Pastor和Lovell在前人研究的基礎(chǔ)上，率先提出全局Malmquist指數(shù)計(jì)算方法（簡稱GML法），使得估算結(jié)果更加真實(shí)穩(wěn)健[7]。另外，有的研究采用了改進(jìn)的熵值法將多個污染排放指標(biāo)綜合為一個非期望產(chǎn)出以減少模型產(chǎn)出、提升模型有效性。

本文借鑒上述研究成果，鑒于非期望產(chǎn)出的選取、指標(biāo)選取等方面的不足，從以下方面進(jìn)行創(chuàng)新：研究框架與方法上，采用考慮CO2等非期望產(chǎn)出的全要素節(jié)能減排效率的研究框架，運(yùn)用改進(jìn)的超效率DEAEBM模型以及全局ML指數(shù)法相結(jié)合的綜合方法，對整個長江經(jīng)濟(jì)帶各省及上中下游三大區(qū)域的節(jié)能減排效率進(jìn)行全面評價(jià)；研究視角上，考慮碳排放和無碳排放約束兩種情景下的省級節(jié)能減排效率比較分析，以更全面、客觀地反映當(dāng)前節(jié)能減排的現(xiàn)實(shí)。

2評價(jià)方法與模型

21改進(jìn)的DEAEBM模型

基于CRS和SBM等數(shù)據(jù)包絡(luò)模型的不足，Cheng等在Tone構(gòu)建的EBM模型的基礎(chǔ)上，提出了改進(jìn)后的DEAEBM模型（AEBM）。本文將運(yùn)用該模型對節(jié)能減排效率進(jìn)行靜態(tài)估算，效率范圍在0和1之間，效率等于1代表DEA有效，處于前沿面上；不足1時(shí)則是DEA無效，出現(xiàn)投入不足或者冗余的情況，說明投入產(chǎn)出仍有改進(jìn)空間。特別是在超效率EBM模型中分值EBM*>1時(shí)，繼續(xù)增加投入還可以促進(jìn)全要素節(jié)能減排效率的提高。

22全局MalmquistLuenberger（GML）指數(shù)法

在此基礎(chǔ)上，本文結(jié)合有非期望產(chǎn)出的全局ML（GML）指數(shù)法可以測算效率增長率以及各個分解指數(shù)的特點(diǎn)，對節(jié)能減排效率做動態(tài)分析。其中，GML>1，表示節(jié)能減排效率提升；反之，則下降。進(jìn)一步可將GML生產(chǎn)率指數(shù)分解為效率變化（GEFC）和技術(shù)變動（GTEC），再根據(jù)Zofio[8]的生產(chǎn)率指數(shù)分解方法，將GEFC分為純效率變化（GPEC）和規(guī)模效率變化（GSEC），將GTEC又可以分為純技術(shù)變化（GPTC）和技術(shù)規(guī)模偏好（GSTC）。根據(jù)結(jié)果的不同，GPEC可體現(xiàn)地區(qū)環(huán)境治理水平，GSEC表示地區(qū)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的情況，GPTC是區(qū)分地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的標(biāo)準(zhǔn)，而GSTC體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步間的互動關(guān)系。這一分解方法能夠從4個不同維度來分析長江經(jīng)濟(jì)帶各區(qū)域的節(jié)能減排現(xiàn)狀，比以往的研究更全面、具體。

3長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率評價(jià)的實(shí)證分析

31節(jié)能減排效率評價(jià)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

“十一五”規(guī)劃中才提出節(jié)能減排的具體指標(biāo)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2006～2014年作為考察期，并將針對長江經(jīng)濟(jì)帶各省市及上中下游三大區(qū)域開展研究。

在全要素框架下，本文設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)為F（L，K，E）=Y（Q，P），其中L為考慮質(zhì)量的勞動力投入，K為考慮質(zhì)量的資本投入，E為能源投入，Q為期望產(chǎn)出（即地區(qū)GDP），P為非期望產(chǎn)出（地區(qū)污染物排放指數(shù)）。各指標(biāo)的定義及數(shù)據(jù)來源如下：①考慮質(zhì)量的勞動力L用勞動力人均教育年數(shù)衡量勞動力素質(zhì)（質(zhì)量）的差異；②考慮質(zhì)量的資本存量K用資本存量的使用年限衡量資本質(zhì)量的差異；③能源投入E為各地每年的能源消費(fèi)總量作為能源投入指標(biāo)；④期望產(chǎn)出Q為GDP，并折算為2005年不變價(jià)；⑤非期望產(chǎn)出P（地區(qū)污染物排放指數(shù)）：本文選取“十一五”“十二五”規(guī)劃中明確要求減排的污染物，即SO2、COD和氨氮的排放量。此外，CO[9]2加入到非期望產(chǎn)出，并采用改進(jìn)的熵值法[10]將三個污染物排放量綜合成一個地區(qū)污染物排放指數(shù)P代入到模型中。以上數(shù)據(jù)取自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《各省市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

32節(jié)能減排效率評價(jià)結(jié)果及分析

根據(jù)上述方法，運(yùn)用MAXDEA66 PRO軟件計(jì)算2006～2014年長江經(jīng)濟(jì)帶省市、區(qū)域的節(jié)能減排效率及各項(xiàng)指數(shù)，分析時(shí)間變化規(guī)律、空間分布特征及差異。

321長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排整體效率分析

由表1可知：2006～2014年間無碳約束的長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排AEBM效率和GML指數(shù)都會被高估，這說明加入碳約束會降低節(jié)能減排效率?？傮w來看，是否考慮碳排放約束的節(jié)能減排效率值是存在差異的。實(shí)際生產(chǎn)過程中，宜采用有碳約束的AEBM效率值及GML指數(shù)進(jìn)行如下分析。

進(jìn)一步觀察表1得到：期間整個長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排AEBM效率以及GML指數(shù)均呈先降后升的U型變化趨勢，可分為兩個階段。第一階段，“十一五”期間，效率變化波動的現(xiàn)實(shí)原因主要受金融危機(jī)影響，造成產(chǎn)出水平下降，與此同時(shí)，經(jīng)濟(jì)帶前期發(fā)展的高碳高污染行業(yè)造成的環(huán)境問題愈發(fā)嚴(yán)重，使得在環(huán)保投入不斷增長的情形下，節(jié)能減排效率值依舊有所下降；而第二階段，即2010年以后節(jié)能減排效率取得了較大幅度的提升。這也得益于進(jìn)入“十二五”規(guī)劃期之后，國家從政策上明確了節(jié)能減排的目標(biāo)和方向，使得節(jié)能減排工作取得快速發(fā)展。2014年，AEBM效率值和GML指數(shù)均到達(dá)峰值（0721和1053）。

從A-EBM分解式中可得到：規(guī)模效率SE在8年間較為平穩(wěn)保持在085左右，而純技術(shù)效率VRS的下降導(dǎo)致了整體效率值的下跌，直到2012年才有所好轉(zhuǎn)。這體現(xiàn)了節(jié)能減排管理水平方面有一定欠缺。

從GML指數(shù)分解來分析，9年間長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率進(jìn)步了43%。進(jìn)一步分析分解式可知：技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（GTEC）始終大于1（均值1040），這表明了技術(shù)進(jìn)步對長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率的提高起了決定性的作用。其中，GPTC均值為1024，GSTC為1016，說明：一方面純技術(shù)進(jìn)步速度較快；另一方面經(jīng)濟(jì)規(guī)模的技術(shù)偏好在加強(qiáng)。而造成期間效率波動主要是由效率變化指數(shù)（GEFC）的波動造成的，如表1所示。原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GSEC）相對穩(wěn)定，而環(huán)境治理水平（GPEC）有一定程度的降低，特別

是“十一五”期間GPEC持續(xù)地下降，到“十二五”才有所緩和，國家制定了更嚴(yán)苛的環(huán)境制度來協(xié)調(diào)地方經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的關(guān)系，使效率有所回升，GEFC均值超過1，為1003。這說明，期間長江經(jīng)濟(jì)帶在總體的節(jié)能減排管理水平和制度設(shè)計(jì)上仍有改進(jìn)空間，與A-EBM效率分解結(jié)果相符。

322長江經(jīng)濟(jì)帶省際節(jié)能減排AEBM效率評價(jià)

（1）空間分布

由圖1可得長江經(jīng)濟(jì)帶省際節(jié)能減排AEBM效率未達(dá)到理想狀態(tài)（DEA值為0670），且省際間差異明顯。均值由高到低排序依次為：上海、江蘇、浙江、湖南、湖北、江西、重慶、安徽、四川、云南和貴州。其中，上海的綜合效率是1002，處于效率前沿，其他10個省市距離效率前沿還有一定的差距?？臻g分布特征上，效率值由長江下游到上游逐步降低。只有下游的上海、江蘇和浙江3個省市的節(jié)能減排效率大于整個長江經(jīng)濟(jì)帶的平均值，而云南和貴州遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于平均值，差距明顯。

從AEBM效率值分解的測算結(jié)果可知：無論是VRS還是SE，效率值都是由長江下游到上游依次降低，其中①純技術(shù)效率均值前4名為：上海、江蘇、重慶和浙江，而且上中下游地區(qū)間的效率差異較大?？梢钥闯黾兗夹g(shù)效率的差異是造成AEBM效率地區(qū)差異的主要原因，即下游地區(qū)在節(jié)能減排的管理水平和制度設(shè)計(jì)上遙遙領(lǐng)先，中、上游地區(qū)分別屬于純技術(shù)中、低效水平本文根據(jù)DEA方法的結(jié)果，將A-EBM效率值分為高（08～1）、中（06～08）、低（04～06）、無（0～04）效4個類別。，改進(jìn)空間巨大。②規(guī)模效率的省際差異較小，絕對值前4為上海、江蘇、浙江和湖南，只有貴州的規(guī)模經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率屬于低效范疇。

（2）時(shí)間演進(jìn)

①三個區(qū)域都經(jīng)歷了效率值從高位到低位再回到高位的過程，長江下游的節(jié)能減排效率仍然遠(yuǎn)高于中、上游地區(qū)。而具體來說，長江中、上游地區(qū)期間跌幅較小，只有7%左右，漲幅則達(dá)到了將近20%；下游地區(qū)由于整體效率屬于較高水平，上漲空間不大，上升和下降幅度基本持平。②從省際的角度，2006年節(jié)能減排均屬于高效的省份占27%。其中，上海為完全有效；有55%屬于中等效率水平，包括了中、上游的6個省份；而貴州、云南的效率處于低水平。“十二五”初期，浙江連續(xù)兩年跌出高效的省份，高效省份變?yōu)?個；而中效地區(qū)最少的時(shí)候只有中游的4個省份；上游的重慶和四川跌至低效水平，云南、貴州始終保持在最低水準(zhǔn)上。2012年以來節(jié)能減排形勢有所好轉(zhuǎn)，截止2014年，高效水平為下游的3個省份；中效的省份又回到6個，湖北、湖南、重慶的效率進(jìn)步較快，其中重慶市的效率已經(jīng)迫近了高效地區(qū)；下游云南的效率也接近了中等水平，而貴州仍然在低水平下徘徊。

323長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率GML指數(shù)評價(jià)結(jié)果分析

（1）空間分布

從GML指數(shù)來看省際的效率變化，所有11個省市總體上是效率進(jìn)步的。進(jìn)步較快的省市集中在中上游地區(qū)，按進(jìn)步快慢排序依次有重慶（74%）、四川（67%）、湖南（6%）、江西（54%）。下游地區(qū)效率絕對水平高，相應(yīng)地，進(jìn)步放緩且進(jìn)步空間較小。其中，上海的效率一直處于整個經(jīng)濟(jì)帶的前沿，而云南、貴州效率值低，進(jìn)步速度也較慢。

各省市節(jié)能減排效率GML各項(xiàng)分解指數(shù)均值可知：①從技術(shù)變化指數(shù)GTEC來看：上海、江蘇、浙江、湖南、重慶、四川6個省市均超過1，反映技術(shù)前沿面獲得了不同程度的推進(jìn)；②從效率變化指數(shù)來看，下游地區(qū)3個省市處在規(guī)模報(bào)酬遞減階段，經(jīng)濟(jì)規(guī)模有所飽和，而中上游地區(qū)則處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大還有一定的空間。綜合以上，湖南、重慶、四川3個省市無論是GTEC還是GEFC都大于1，節(jié)能減排效率發(fā)展較快。

進(jìn)一步分解得到：從GPEC和GSEC來看，江蘇的節(jié)能減排管理水平得到提升，但經(jīng)濟(jì)規(guī)模發(fā)展已經(jīng)飽和，而其他省市的管理水平和監(jiān)管機(jī)制還有待加強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)規(guī)模卻獲得一定的發(fā)展空間；從GPTC和GSTC來看，下游的省市經(jīng)濟(jì)規(guī)模的技術(shù)偏好基礎(chǔ)較好、發(fā)展較快，中下游省市技術(shù)研發(fā)水平提高較快，但與經(jīng)濟(jì)規(guī)模發(fā)展的互補(bǔ)進(jìn)展較遲緩。

（2）時(shí)間演進(jìn)

從GML的指數(shù)分解變化趨勢看：長江經(jīng)濟(jì)帶三大區(qū)域的規(guī)模效率變化在2008～2013年間多次出現(xiàn)退步，但

總體上的變化是平穩(wěn)的；經(jīng)濟(jì)規(guī)模的技術(shù)偏好方面，下游地區(qū)指數(shù)有所下降，中、上游地區(qū)有一定的上漲趨勢；純效率變化指數(shù)在2006～2011年間多數(shù)省市出現(xiàn)下降趨勢，尤其是中、上游地區(qū)下降趨勢更為明顯。處于下游的江蘇是唯一趨勢上升的地區(qū)；純技術(shù)進(jìn)步指數(shù)9年間三大區(qū)域各省市基本都處于上升趨勢，尤其是2012年以來，上升幅度愈發(fā)明顯。

由測算結(jié)果及以上分析，結(jié)合各項(xiàng)指數(shù)的分解關(guān)系可知：下游區(qū)域的技術(shù)前沿推進(jìn)以及經(jīng)濟(jì)規(guī)模的技術(shù)偏好較高是促進(jìn)節(jié)能減排效率大幅提升的關(guān)鍵因素；長江中游的節(jié)能減排效率主要受技術(shù)進(jìn)步水平的影響；而影響上游區(qū)域節(jié)能減排效率發(fā)展的因素是技術(shù)和管理水平。

324長江經(jīng)濟(jì)帶省際節(jié)能減排效率差異分析

在了解省際節(jié)能減排效率空間變化情況的基礎(chǔ)上，根據(jù)2006～2014年經(jīng)濟(jì)帶省際A-EBM效率值以及GML指數(shù)對經(jīng)濟(jì)帶11個省份進(jìn)一步做聚類分析，以利于從空間上把握各地節(jié)能減排效率高低的分布情況。運(yùn)用SPSS190軟件的系統(tǒng)聚類WARD法，把經(jīng)濟(jì)帶11個省市的節(jié)能減排A-EBM效率值分為高（08～1）、中（06～08）、低（04～06）效三個類別，再根據(jù)節(jié)能減排效率GML指數(shù)歷年均值，將研究對象分為效率上升（大于1且排名前列）、平穩(wěn)（大于且接近1）和下降三個級別，最后綜合得到表2。

由表2可以看出：平穩(wěn)（或上升）―高效地區(qū)，包括江蘇、浙江及上海，該類省市在長江經(jīng)濟(jì)帶范圍內(nèi)的節(jié)能減排工作中發(fā)揮示范作用；重慶、四川、湖南和江西為上升―中效地區(qū)，有向節(jié)能減排高效地區(qū)發(fā)展的潛力；包括湖北和安徽，該部分區(qū)域節(jié)能減排事業(yè)發(fā)展平穩(wěn)推進(jìn)，但效果不明顯，屬于平穩(wěn)―中效地區(qū)；而處于平穩(wěn)―低效的貴州和云南，無論從政策、管理上，還是技術(shù)水平上與其他地區(qū)還有一定的差距。

325長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率收斂性分析

本文通過σ收斂分析方法[11]分析長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率差異隨時(shí)間變化的趨勢。由圖2結(jié)果可知：省際變異系數(shù)呈上下波動形態(tài)，在2010年達(dá)到峰值，總體趨勢向下收斂，而區(qū)域變異系數(shù)從2008年起逐漸向下收斂。相較而言，區(qū)域間的變異系數(shù)收斂性更明顯，而城際變異系數(shù)波動幅度更小。

為了探求省際變異系數(shù)波動較大的原因，本文進(jìn)一步測算了三個經(jīng)濟(jì)區(qū)域間的變異系數(shù)。結(jié)果顯示：主要是上游地區(qū)節(jié)能減排效率差異分化明顯造成的。從趨勢看：長江中、下游地區(qū)省際變異系數(shù)變化較為平穩(wěn)，而上游地區(qū)省際變異系數(shù)有發(fā)散的趨勢；橫向比較來看：中游地區(qū)城際效率差異最小，下游地區(qū)其次，而上游的城際差異相對較大，且持續(xù)發(fā)散。主要原因在于長江中下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對領(lǐng)先，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的技術(shù)偏好水平高，人才資源豐富，更有利于地區(qū)間協(xié)同實(shí)現(xiàn)互利共贏；而上游城市群發(fā)展相對落后且不平衡，制度建設(shè)進(jìn)展緩慢，個別城市的效率提高并沒有帶動周邊城市協(xié)同進(jìn)步，所以造成了區(qū)域內(nèi)城際發(fā)展差異越來越大。

4結(jié)論與啟示

本文測算了2006～2014年長江經(jīng)濟(jì)帶各省市、區(qū)域的節(jié)能減排效率，并對時(shí)間變化規(guī)律和區(qū)域差異特征進(jìn)行探究，得出以下結(jié)論：

（1）考慮碳約束對于節(jié)能減排效率的測度具有明顯影響且更符合現(xiàn)實(shí)情況。因而，碳約束下2006～2014年期間整個長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率GML指數(shù)為1043，即節(jié)能減排工作取得了一定的進(jìn)步；但A-EBM效率為0670，仍未達(dá)到理想狀態(tài)。

（2）空間分布上，節(jié)能減排效率由長江下游到上游逐步降低。時(shí)間演化上，整個長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率呈先降后升的U型變化趨勢。差異程度來看，省際變異系數(shù)呈上下波動的倒U形態(tài)，而區(qū)域變異系數(shù)逐漸向下收斂?？梢?，省際節(jié)能減排工作的協(xié)同方面仍然存在一定差距。

（3）技術(shù)進(jìn)步指數(shù)與節(jié)能減排效率同步提高，說明技術(shù)進(jìn)步是推動長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率提升的主要動力。而節(jié)能減排的管理水平和治理差異是導(dǎo)致效率向下波動的主要原因；而純技術(shù)進(jìn)步以及經(jīng)濟(jì)規(guī)模的技術(shù)偏好水平的不斷提升促進(jìn)了整個長江經(jīng)濟(jì)帶節(jié)能減排效率先下降后提升的轉(zhuǎn)折。

基于上述結(jié)論，提出以下啟示：

（1）充分發(fā)揮政府的主導(dǎo)作用以及市場的基礎(chǔ)調(diào)節(jié)作用。各省市節(jié)能減排在管理水平和制度設(shè)計(jì)上還有改進(jìn)空間，特別是上游地區(qū)，應(yīng)該充分發(fā)揮政府的監(jiān)督管理職能，用行政手段促進(jìn)企業(yè)減排；中游地區(qū)要大力探索發(fā)展碳權(quán)交易，建立正式的碳交易市場來促進(jìn)減排；下游地區(qū)要注重政府職能創(chuàng)新，通過財(cái)政撥款來補(bǔ)貼技術(shù)創(chuàng)新的形式來加大對節(jié)能減排工作的支持力度。

（2）重視和發(fā)揮技術(shù)進(jìn)步以及科技創(chuàng)新的關(guān)鍵作用，加大節(jié)能環(huán)保技術(shù)、工藝和裝備研發(fā)投入。特別是要加強(qiáng)節(jié)能減排、低碳環(huán)保等技術(shù)的產(chǎn)業(yè)化示范和推廣，以推動長江經(jīng)濟(jì)帶整體的技術(shù)進(jìn)步。

（3）統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，推進(jìn)區(qū)域協(xié)同。中下游地區(qū)嚴(yán)格控制并逐步淘汰高耗能、高排放產(chǎn)業(yè)。推動建立綠色低碳循環(huán)發(fā)展產(chǎn)業(yè)體系。上游地區(qū)資源稟賦優(yōu)勢明顯，要優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提倡使用清潔能源，同時(shí)應(yīng)該注意防范下游地區(qū)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移帶來污染排放的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移。

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篇7

【關(guān)鍵詞】城市；休閑產(chǎn)業(yè)；文獻(xiàn)綜述

中圖分類號：F59文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1006-0278（2013）06-045-01

一、引言和文獻(xiàn)檢索總體情況

文章以中國學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)數(shù)據(jù)庫為主要檢索庫，以“篇名”作為檢索項(xiàng)，“城市”“休閑產(chǎn)業(yè)”作為關(guān)鍵詞進(jìn)行檢索，到2012年為止，13年間，得到文獻(xiàn)135篇，篩選后剩余有效文獻(xiàn)119篇。文章主要對這119篇文獻(xiàn)進(jìn)行初步的分類和討論。

二、文獻(xiàn)內(nèi)容分析

（一）城市休閑發(fā)展研究

城市休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究主要集中在對戰(zhàn)略對策、區(qū)域發(fā)展、格局趨勢、發(fā)展模式以及發(fā)展綜述等方面的探討。除了針對城市旅游產(chǎn)業(yè)進(jìn)行整體綜述性研究之外，也有部分文獻(xiàn)探討具體區(qū)域的休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展，如王琪延以北京為例，探索了國際化大都市率先進(jìn)入休閑經(jīng)濟(jì)時(shí)代的條件和特征①。郝影利從國家戰(zhàn)略層面討論了上海休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展②，雖然略顯空大，但是顯著的說明了城市休閑產(chǎn)業(yè)在大都市發(fā)展過程中的重要作用。

（二）城市休閑產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)及開發(fā)研究

城市休閑產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)性研究主要集中在研究綜述、相關(guān)概念辨析、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)3個方面。例如，黃安民，韓光明詳細(xì)闡述了旅游城市、休閑城市這兩個概念，并從兩者的定義，兩者間的滲透、差異等方面進(jìn)行了系統(tǒng)的論述③。楊振之、周坤的“也談休閑城市與城市休閑”，作者對休閑城市的標(biāo)準(zhǔn)做了較為系統(tǒng)的整理，對城市休閑的基本問題從規(guī)劃實(shí)踐的角度做了較為全面的闡述，對城市休閑的產(chǎn)業(yè)體系、城市休閑的游憩方式與城市休閑的空間構(gòu)成等問題進(jìn)行了深入研究④。城市休閑產(chǎn)業(yè)開發(fā)涉及產(chǎn)品開發(fā)、產(chǎn)業(yè)集群、開發(fā)原因、開發(fā)經(jīng)驗(yàn)等內(nèi)容。何建明提出了基于休閑需求結(jié)構(gòu)與行為的分析對城市休閑產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)品的發(fā)展導(dǎo)向研究的思路⑤。王紅寶，張啟，苗澤華在城市休閑旅游領(lǐng)域提出了產(chǎn)品“深度開發(fā)”這個概念⑥。劉濱，周帥則從旅游休閑產(chǎn)業(yè)集群的角度，探索了其在理論基礎(chǔ)、形成條件和競爭優(yōu)勢上與普通產(chǎn)業(yè)集群的不同⑦。這對于研究城市休閑產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展同樣具有重要的意義。

（三）城市休閑產(chǎn)業(yè)的功能

郝影利從多個角度論述了城市化進(jìn)程中休閑產(chǎn)業(yè)的作用⑧，不僅為發(fā)展城市休閑產(chǎn)業(yè)找到了更多理論支撐，更為城市化進(jìn)程的加速提供了一條可供參考的措施。龐學(xué)銓和王景全均從文化的角度探索了休閑對于城市建設(shè)、發(fā)展的重要意義⑨⑩，文化作為軟實(shí)力的關(guān)鍵因素，正受到越來越多的重視，這種研究切入點(diǎn)有待挖掘。產(chǎn)業(yè)的后期發(fā)展階段，最終都應(yīng)該形成相對完善的評估體系。

（四）從休閑經(jīng)濟(jì)的角度看待城市休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展

苗建軍提出了“中心城市就是休閑經(jīng)濟(jì)的空間結(jié)點(diǎn)”的學(xué)術(shù)觀點(diǎn)，作者從空間安排角度來思考休閑的經(jīng)濟(jì)屬性，較為新穎。付達(dá)院看到了我國城市休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的一些問題，他指出“我國大部分城市的休閑經(jīng)濟(jì)規(guī)模遠(yuǎn)沒有達(dá)到最優(yōu)狀態(tài)。盡管我國城市休閑經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)化呈現(xiàn)不斷升級趨勢，但與國外其他城市相比仍存在較大差距?！?/p>

三、研究小結(jié)及對國內(nèi)相關(guān)研究的啟示

城市休閑產(chǎn)業(yè)的研究內(nèi)容不斷拓展，研究的視角日益寬泛，研究日益細(xì)化、深化。當(dāng)然，通過對文獻(xiàn)的整理和分析，有一些問題也是應(yīng)該引起我們注意和思考的，比如研究的角度多有雷同，研究的范式主義過于嚴(yán)重，研究過程的反思性缺乏等等。因此，對概念的字斟句酌，思路的創(chuàng)新與批判性反思應(yīng)該成為在日后的研究中應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注的問題。

參考文獻(xiàn)：①王琪延.北京將率先進(jìn)入休閑經(jīng)濟(jì)時(shí)代[J].北京社會科學(xué)，2004（2）.②郝影利.從國家戰(zhàn)略層面論上海休閑產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2011（18）.

③黃安民，韓光.從旅游城市到休閑城市的思考：滲透，差異和途徑[J].經(jīng)濟(jì)地理.2012，32（5）.

④楊振之，周坤.也談休閑城市與城市休閑[D].第十三屆全國區(qū)域旅游開發(fā)學(xué)術(shù)研討會論文，2008，23（12）.

⑤何建民.城市休閑產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)品的發(fā)展導(dǎo)向研究――基于休閑需求結(jié)構(gòu)與行為的分析[J].旅游學(xué)刊，2008，23（7）.

⑥王紅寶，張啟，苗澤華.城市休閑旅游產(chǎn)品深度開發(fā)研究.[J].改革與戰(zhàn)略，2010，26（12）.

⑦劉濱，周帥.大力發(fā)展旅游休閑產(chǎn)業(yè)集群[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2010（32）.

⑧郝影利.城市化進(jìn)程中休閑產(chǎn)業(yè)的作用[J].企業(yè)家天地，2006（2）.

⑨龐學(xué)銓.試論休閑對于城市發(fā)展的文化意義[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會科學(xué)版），2010，40（2）.

⑩王景全.休閑產(chǎn)業(yè)：城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的文化路徑[J].城市觀察，2012（4）.

篇8

市場匯率低估中國經(jīng)濟(jì)實(shí)際美元總量

2009年,中國的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)約為33.5萬億元人民幣,美國的名義GDP大約是14.3萬億美元。因?yàn)槎攘康呢泿挪煌?所以需要一個人民幣與美元之間的轉(zhuǎn)換指標(biāo)。最常使用的是市場匯率,如果按2009年的平均市場匯率約6.83來計(jì)算的話,中國的GDP大概是4.9萬億美元,約為美國GDP的34%。

然而,這樣的一次計(jì)算低估了中國的實(shí)際經(jīng)濟(jì)規(guī)模。市場匯率反映的僅僅是可貿(mào)易的商品和服務(wù)之間的價(jià)格轉(zhuǎn)換關(guān)系。比如說,中國出口了很多襯衫和皮鞋到美國,同樣的一件襯衫,在中國買如果要花70元人民幣的話,在美國大概只要花10美元就能買到。然而,市場匯率并不反映不可貿(mào)易的商品和服務(wù)之間的價(jià)格關(guān)系。譬如,你在中國一家中檔的理發(fā)店里理一次發(fā)需要20元人民幣,而你在美國差不多的理發(fā)店里可能需要花10美元,這之間的比例關(guān)系就不是6.83∶1了,通常遠(yuǎn)低于這個比例。

在一個經(jīng)濟(jì)中,有很多商品和服務(wù)都是不參與國際貿(mào)易的,包括一些日常消費(fèi)的食品和基本的醫(yī)療服務(wù)。若使用市場匯率的話,就把它們以人民幣標(biāo)明的價(jià)格都除以6.83,那么20元一次的理發(fā)服務(wù)就被折算成了2.9美元。

“購買力平價(jià)”: 2005年1美元約值3.45元人民幣

所以,我們?nèi)粢訙?zhǔn)確地比較中美經(jīng)濟(jì)的相對規(guī)模,就需要知道那些不可貿(mào)易的商品和服務(wù)的價(jià)格轉(zhuǎn)換比例。這就是“購買力平價(jià)”(Purchasing Power Parity,簡稱PPP)所要反映的。

構(gòu)建“購買力平價(jià)”是一個非常復(fù)雜的任務(wù)。首先,要挑選出“一籃子標(biāo)準(zhǔn)的商品和服務(wù)”――就是中國老百姓通常消費(fèi)些什么,美國老百姓通常消費(fèi)些什么,并且對應(yīng)起來。然后,要在中國和美國分別搜集這些商品和服務(wù)的價(jià)格。比如說,差不多的一個面包在兩國分別是什么價(jià)格,看一次牙分別是什么價(jià),打一次長途電話是什么價(jià),等等。最后,以這些商品在各自GDP中的比重作為權(quán)重,來計(jì)算一個綜合的價(jià)格指標(biāo)。

世界銀行國際比較項(xiàng)目是專門測算各國的“購買力平價(jià)”的。最新“購買力平價(jià)”的數(shù)據(jù)是基于2005年的價(jià)格編制而成的。這個項(xiàng)目首先詳細(xì)定義了超過1000項(xiàng)的商品和服務(wù),然后在全球各國搜集它們在2005年的價(jià)格,最后匯總編制出各個國家的“購買力平價(jià)”。2005年,中國的“購買力平價(jià)”是3.45,也就是說:當(dāng)年,1美元在美國可以購買到的標(biāo)準(zhǔn)商品和服務(wù),平均而言在中國大概需要3.45元人民幣來購買。

從世行的網(wǎng)站上,我們還可以得到2005年中國各個部門的“購買力平價(jià)”。在此項(xiàng)上,各個部門間有著很大的差異。比如,在“醫(yī)療”和“教育”部門,中國和美國的價(jià)格比幾乎是1或者低于1。這就是說:在美國花100美元所得到的醫(yī)療服務(wù)和教育服務(wù),在中國大概花100元人民幣就能夠買到。

而相反,一些出口行業(yè)的“購買力平價(jià)”就與匯率非常接近。2005年美元兌人民幣的平均市場匯率是8.17?！耙路c鞋類”部門的“購買力平價(jià)”是6.86。而“機(jī)械與設(shè)備”的“購買力平價(jià)”為8.79。這意味著,中國百姓在購買這些商品時(shí)支付了一個“國際價(jià)格”――你在中國買衣服和鞋與你把錢按市場匯率兌換成美元,然后到美國去買的價(jià)格是一樣的。而如果你換了錢去美國接受醫(yī)療服務(wù),你就會覺得價(jià)格非常高,因?yàn)樵趪鴥?nèi)會便宜很多。

各個部門的“購買力平價(jià)”反映了它們的價(jià)格在多大程度上是由國際市場決定的。類似于“醫(yī)療”和“教育”部門,其商品和服務(wù)的價(jià)格主要是在本地市場上決定的,所以按市場匯率計(jì)算所得到的美元價(jià)格會遠(yuǎn)低于按“購買力平價(jià)”轉(zhuǎn)換得到的價(jià)格。

2009年中國經(jīng)濟(jì)的實(shí)際規(guī)模:人均不到美國的16%

回到文章開頭提出的問題。有了“購買力平價(jià)”的數(shù)據(jù),我們就可以更加準(zhǔn)確地比較各個國家的實(shí)際經(jīng)濟(jì)規(guī)模了。

但“購買力平價(jià)”會有一些逐年的變化,尤其是對于發(fā)展中國家。在比較長的時(shí)期內(nèi),這是由于“一籃子標(biāo)準(zhǔn)的商品和服務(wù)”發(fā)生了變化――當(dāng)一國消費(fèi)者變得更加富有時(shí),他們通常會消費(fèi)更多的耐用品,諸如電器和汽車,以及其他在國際市場上貿(mào)易的商品和服務(wù)。

另外,在長期中,隨著本地勞動力收入(工資)的上升,一些基本的商品和服務(wù)的價(jià)格也會上升。而在較短的時(shí)期內(nèi),“購買力平價(jià)”的變化主要是由于各國商品和服務(wù)的相對價(jià)格發(fā)生了變化,或者說,通貨膨脹的程度不同所引致的。

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關(guān)鍵詞 能源碳足跡；IPCC排放因子；LMDI分解法；珠江三角洲

中圖分類號 X196 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A

文章編號 1002-2104(2012)02-0069-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.02.011

聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會（IPCC）第四次評估報(bào)告[1]證實(shí)，全球氣候系統(tǒng)變暖是毋庸置疑的。該報(bào)告認(rèn)為，自20世紀(jì)中葉以來，大部分已觀測到的全球平均溫度升高很可能是由于人為溫室氣體濃度增加所導(dǎo)致。如何控制碳足跡增長成為全球共同關(guān)注的焦點(diǎn)。分析碳足跡的影響因素，并從中找出相應(yīng)的控制對策，是當(dāng)前碳足跡研究熱點(diǎn)之一。日本學(xué)者Yoichi Kaya[2]在一次IPCC研討會上提出了著名的Kaya恒等式，把碳排放分解成能源碳排放強(qiáng)度、能源結(jié)構(gòu)、能源效率、人均GDP和人口規(guī)模五方面因素的乘積，很好地解釋了碳排放變化的影響因素，得到了廣泛認(rèn)同。此后，許多學(xué)者基于Kaya恒等式對碳足跡影響因素開展了大量研究[3-5]。不同學(xué)者對不同區(qū)域研究得到的影響碳排放的主導(dǎo)因素并不一樣。Sue J. Lin等[6]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中過于依賴以電力、石油為主的“富碳”能源，是臺灣過去20年CO2排放持續(xù)增長的主要因素。Juan和Emilio[4]研究發(fā)現(xiàn)，國際人均碳排放的不平等主要?dú)w因于人均收入水平的不平等，能源碳排放強(qiáng)度的影響很小，這一點(diǎn)在中國和印度表現(xiàn)較為顯著。郭朝先[7]則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)張是中國碳排放高速增長的最主要原因。本文結(jié)合IPCC的能源碳排放因子，計(jì)算珠江三角洲的能源碳足跡，然后基于Kaya恒等式的因素分解，運(yùn)用指數(shù)分解分析法對珠三角能源碳足跡各影響因素的作用方向和影響權(quán)重進(jìn)行分析，以期為實(shí)現(xiàn)珠三角碳減排提出對策和建議。

1 研究方法

1.1 碳足跡計(jì)算

本文基于IPCC的碳排放因子進(jìn)行能源碳足跡計(jì)算。《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》（以下簡稱《IPCC指南》）把表示人類活動發(fā)生程度的信息稱為活動數(shù)據(jù)（Activity Data），把用于量化單位人類活動所造成的排放物量或清除量的系數(shù)稱為排放因子（Emission Factors）[8]。由此得到一下基本模型：

排放量 = 活動數(shù)據(jù) × 排放因子（1）

1.1.1 活動數(shù)據(jù)

在能源碳足跡計(jì)算中，活動數(shù)據(jù)即為各種能源的消費(fèi)量。

基于不重不漏的原則，兼顧考慮珠三角能源消費(fèi)特點(diǎn)，本文選取的用于碳足跡計(jì)算的能源指標(biāo)包括原煤、焦炭、汽油、柴油、煤油、燃料油和液化石油氣的消費(fèi)量，共7項(xiàng)。

1.1.2 排放因子

排放因子是消費(fèi)單位能源所產(chǎn)生的CO2的排放量，這里實(shí)際上是指CO2排放因子。CO2排放因子和燃燒技術(shù)關(guān)系不大（《IPCC指南》，基于燃料中的碳100%氧化的假設(shè)制訂排放因子），主要取決于能源的種類，即能源的碳含量和能源的平均低位發(fā)熱量。各種能源的通用碳含量因子依據(jù)《IPCC指南》提供。

一般情況下，計(jì)算各種能源的消費(fèi)量時(shí)，將能源的折算為標(biāo)準(zhǔn)煤當(dāng)量。低位發(fā)熱量等于29 307 kJ的能源，稱為1 kg標(biāo)準(zhǔn)煤（1kgce）。

綜上所述，七種能源指標(biāo)的碳含量和折標(biāo)煤系數(shù)如表1所示。

1.2 對數(shù)平均迪氏指數(shù)分解法（LMDI）

指數(shù)分解分析運(yùn)用統(tǒng)計(jì)指數(shù)的基本原理，旨在考察某一影響因素的變化對目標(biāo)產(chǎn)生的單一影響。通過該方法可以考察各影響因素對目標(biāo)的作用方向和影響程度[9]。對于在能源與環(huán)境問題的應(yīng)用，指數(shù)分解分析分離了各種可能機(jī)制對污染變化的貢獻(xiàn)，并且通過對各可能機(jī)制進(jìn)行分解，達(dá)到追溯污染變化趨勢的原因，找出間接影響污染指標(biāo)的深層次因素[10]。

很多學(xué)者針對指數(shù)分解分析法做了大量研究[11-12]。其中， Ang[13]提出了對數(shù)平均迪氏指數(shù)分解法（logarithmic mean Divisia index method，簡稱LMDI法），解決了指數(shù)分解分析法原有的殘值和零值問題。LMDI法基于這么一個函數(shù)：

L(x,y)=(x-y)/ln(x/y) x＞0，y＞0L(0,0)=0（3）

對于任何一個因式分解Wt=Xt×Yt，結(jié)合函數(shù)L(x,y)有

WX=L(Wt,W0)ln(Xt/X0)

WY=L(Wt,W0)ln(Yt/Y0)（4）

其中，W表示目標(biāo)函數(shù)，X、Y表示影響因素，Xt、Yt、Wt分別表示t時(shí)期X、Y、W的值（t=0時(shí)，表示基期的值），WX、WY分別表示單獨(dú)受X、Y作用時(shí)，W的變化值。通過比較WX和WY可以得到X和Y單獨(dú)作用時(shí)對W的影響權(quán)重。

2 珠江三角洲能源碳足跡狀況

2.1 研究對象及區(qū)域

碳足跡（Carbon Footprint）概念起源于生態(tài)足跡（Ecological Footprint），但其內(nèi)涵又與之不同。碳足跡一般是指人類各種活動所造成的CO2排放總量，本質(zhì)上是碳排放的量度。目前，對碳足跡定義還沒有統(tǒng)一認(rèn)識，不同學(xué)者和組織[14-15]對其有不同的理解，其主要分歧點(diǎn)在于碳足跡的范圍是否包含全部溫室氣體的排放。

針對這個分歧，本文區(qū)分了“廣義碳足跡”和“狹義碳足跡”的區(qū)別。本文認(rèn)為“廣義碳足跡”指自然界中所有排放途徑（包括人類活動和自然界活動，如化石燃料燃燒、動植物的生命活動排放、自然揮發(fā)等）所造成的所有溫室氣體（包括CO2、CH4、NOx等）的排放量。而“狹義碳足跡”，則特指能源活動所帶來的CO2排放量，也稱為“能源碳足跡”。狹義的“碳足跡”，實(shí)際上已經(jīng)占所有溫室氣體排放總量的大部分份額，是當(dāng)前碳減排工作的重點(diǎn)?？紤]到條件的限制，本文研究的是能源碳足跡（Energy Carbon Footprint, ECF），即特指能源活動造成的CO2排放總量。

本文的研究區(qū)域?yàn)閺V義的珠江三角洲，即包括廣州、深圳、珠海、佛山、江門、東莞、中山、惠州和肇慶九個城市的全部區(qū)域。研究時(shí)間為1998-2009年。

2.2 能源碳足跡計(jì)算

1998-2009年珠江三角洲九個城市原煤、焦炭、汽油、柴油、煤油、燃料油和液化石油氣的消費(fèi)量、地區(qū)GDP以及人口數(shù)量等數(shù)據(jù)來源包括：歷年珠三角九市的統(tǒng)計(jì)年鑒、《廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《數(shù)說廣東六十年1949-2009》。珠三角能源消費(fèi)狀況如圖1所示。

由上圖可以看出，珠三角能源結(jié)構(gòu)對能源碳足跡的年貢獻(xiàn)值有較大的浮動性，總體上呈現(xiàn)推動作用。其中2002、2004年能源結(jié)構(gòu)效應(yīng)出現(xiàn)負(fù)值，主要原因是這兩年煤炭消費(fèi)在珠三角能源消費(fèi)中所占比例有所下降，分別從2001年的54.81%下降到2002年的54.48%，以及從2003年的56.44%下降到2004年54.97%。由此可見，降低珠三角能源消費(fèi)對煤炭的依賴，有助于減少珠三角的CO2排放。

3.2 能源效率因素

把能源效率累計(jì)貢獻(xiàn)值分解為年貢獻(xiàn)值（見圖5）。

研究期間，能源效率效應(yīng)一直為負(fù)值（基準(zhǔn)年除外），說明了能源效率因素對減少CO2排放起到了積極作用。根據(jù)能源效率效應(yīng)的變化趨勢，研究期間可分為兩個階段。第一階段為1999-2004年，該時(shí)期能源效率效應(yīng)有一定波動，但年貢獻(xiàn)值絕對值不高，普遍低于1 000萬t。第二階段為2005-2009年，該期能源效率效應(yīng)的年貢獻(xiàn)值絕對值迅速增加，至2008年達(dá)到峰值，接近2 500萬t，2009年則有所回落。第二階段能源效率效應(yīng)

的減排作用在顯著增強(qiáng)，主要原因是“十一五”規(guī)劃剛要規(guī)定，“十一五”期間我國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能耗降低20%左右。珠三角各市響應(yīng)該規(guī)定，積極采取措施淘汰落后產(chǎn)能，特別是關(guān)停許多小火電廠、水泥廠、鋼鐵工業(yè)等高污染落后產(chǎn)能，提高能源效率的同時(shí)，大幅度削減了這些行業(yè)所造成的CO2排放。

由此可見，發(fā)展低碳產(chǎn)業(yè)，提高能源效率，是珠三角控制CO2排放的有效手段。

由圖6可見，研究期間，能源效率效應(yīng)一直為正值（基準(zhǔn)年除外），且年貢獻(xiàn)值巨大，說明了經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大是CO2排放量增長的主要推動力。

經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的變化趨勢可分為三個階段。該階段，1999-2004年，珠三角經(jīng)濟(jì)效應(yīng)年貢獻(xiàn)值保持迅速增長，這與該階段珠三角人均GDP增長率不斷上升有直接關(guān)系。第一階段實(shí)際上是經(jīng)濟(jì)因素的規(guī)模效應(yīng)最典型的體現(xiàn)。第二階段，2005-2007年，珠三角經(jīng)濟(jì)效應(yīng)年貢獻(xiàn)值依然保持持續(xù)增長，但增長速度明顯放緩，最大同比增長率不超過5%。本階段主要處于“十一五”規(guī)劃時(shí)期，“十一五”規(guī)劃綱要明確提出了“降低單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗20%”、“主要污染物排放總量減少10%”等約束性指標(biāo)，進(jìn)一步明確了經(jīng)濟(jì)、資源、環(huán)境協(xié)調(diào)的發(fā)展方向，不再盲目追求GDP的快速增長。人均GDP增速略有回落，扭轉(zhuǎn)了經(jīng)濟(jì)效應(yīng)迅速增長的勢頭，國家政策的調(diào)控作用顯著。第三階段，2008-2009年，珠三角經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的年貢獻(xiàn)值出現(xiàn)了明顯的回落。第三階段是一個較為特殊的時(shí)期，國際金融危機(jī)背景下，國際經(jīng)濟(jì)普遍低迷。珠三角對外貿(mào)易占經(jīng)濟(jì)總量中的比重較大，受國際金融危機(jī)影響，珠三角經(jīng)濟(jì)增長明顯放緩，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)效應(yīng)出現(xiàn)明顯的下降。

綜上所述，經(jīng)濟(jì)效應(yīng)受經(jīng)濟(jì)規(guī)模、國家政策、國際金融環(huán)境影響。因此，要抑制珠三角碳足跡快速增長，就必須適度控制珠三角的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，并制訂相應(yīng)環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策以削弱經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響。

3.4 人口因素

把人口因素的累計(jì)貢獻(xiàn)值分解為年貢獻(xiàn)值，見圖7。

從圖7可以看出，珠三角人口效應(yīng)年貢獻(xiàn)值的變化與人口數(shù)量的變化基本是一致的。人口規(guī)模的擴(kuò)大，對珠三角碳足跡增長起推動作用。Birdsall[16]認(rèn)為人口增長對CO2排放的影響主要有兩方面：一是人口增加，通過需求引導(dǎo)生產(chǎn)擴(kuò)大，能源消費(fèi)增長導(dǎo)致碳排放增長；二是人口增長導(dǎo)致森林破壞，改變土地利用方式。雖然進(jìn)入21世紀(jì)以來，珠三角人口增長緩慢，但由于人口基數(shù)巨大，由人口數(shù)量引起的能源碳足跡增加量也相當(dāng)可觀。人口效應(yīng)是僅次于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的能源碳足跡增長的主要推動力。

由此可見，合理控制人口規(guī)模，對控制珠三角CO2排放具有積極的意義。

4 結(jié) 論

通過計(jì)算珠三角能源碳足跡，并分析其影響因素，可以得到以下五點(diǎn)結(jié)論：①珠三角能源碳足跡總體呈現(xiàn)快速增長趨勢，且年排放量巨大，最高值超過25 000萬噸CO2。②珠三角人均碳足跡略低于全國平均水平，但處于上升趨勢；而珠三角的單位GDP碳足跡雖遠(yuǎn)低于全國平均水平，但距離發(fā)達(dá)國家的水平仍有較大差距。③經(jīng)濟(jì)因素的規(guī)模效應(yīng)是珠三角碳足跡快速增長主要推動力，人口規(guī)模擴(kuò)大對珠三角碳排放的增長也起到推動作用。④能源效率的提高，是抑制珠三角CO2排放增長的最重要因素。⑤研究期間珠三角能源結(jié)構(gòu)變化不大，能源結(jié)構(gòu)效應(yīng)的作用表現(xiàn)并不顯著。

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Decomposition of Pearl River Deltas Carbon Emissions Based on LMDI Method

PENG Junming1,2 WU Renhai2

(1.Zhonshan Environmental Monitoring Branch, Zhongshan Guangdong 528400, China; 2.School of Environmental Science and Engineering, Sun Yatsen University, Guangzhou Guangdong 510275, China)

篇10

在能源和環(huán)境容量約束嚴(yán)峻的背景下，既要保持經(jīng)濟(jì)增長，還要推進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和不斷提高社會生產(chǎn)的環(huán)境友好性程度，是各國特別是發(fā)展中國家實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和建設(shè)生態(tài)文明的重要課題。但是，在碳減排意義上如何理解和界定社會生產(chǎn)環(huán)境友好性的內(nèi)涵？如何考慮歷史累積碳排放責(zé)任與碳強(qiáng)度減排策略的關(guān)系？如何對一經(jīng)濟(jì)體的碳排放責(zé)任和碳減排努力作出更為合理的評價(jià)？這些都是需要深入探討的重要問題。

因此，研究中既需要考察一經(jīng)濟(jì)體當(dāng)前絕對碳減排量，也同時(shí)考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展要求、歷史累積碳排放和實(shí)際作出的累積碳減排努力程度，進(jìn)行綜合評價(jià)和分析判斷，在下一階段國際碳減排磋商談判和實(shí)際碳減排決策中，有助于理性把握各經(jīng)濟(jì)體實(shí)際碳減排努力程度和可能承諾，進(jìn)行有效決策。

一、碳減排和環(huán)境產(chǎn)出

社會生產(chǎn)的環(huán)境友好性，要求納入環(huán)境產(chǎn)出因素，建立社會“環(huán)境―經(jīng)濟(jì)”復(fù)合社會產(chǎn)出目標(biāo)。假設(shè)社會產(chǎn)出包括經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)和環(huán)境生產(chǎn)兩個方面，兩者之間存在替代關(guān)系，但又具有某種聯(lián)合生產(chǎn)和范圍經(jīng)濟(jì)特性[1]。其中，在本研究中，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出以一經(jīng)濟(jì)體GDP總量，環(huán)境產(chǎn)出以碳減排量（根據(jù)相對2005年基期2020年中國碳排放強(qiáng)度降低45%的相對減排目標(biāo)，以2005年中國碳排放強(qiáng)度為基準(zhǔn)參照強(qiáng)度，進(jìn)行絕對減排量的換算，參考表1中計(jì)算公式）進(jìn)行度量。借鑒生產(chǎn)可能性的概念，可知：在一定范圍內(nèi)，存在通過技術(shù)進(jìn)步或提高技術(shù)效率實(shí)現(xiàn)同時(shí)提高經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和改善環(huán)境的社會生產(chǎn)調(diào)整路徑。從碳減排意義上來說，也就是兼顧實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和碳減排的環(huán)境友好型調(diào)整路徑。

在主流環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，通常把污染排放（包括碳排放）視為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部性效應(yīng)或負(fù)的非期望產(chǎn)出（undesirable output），然后，將其導(dǎo)致的社會負(fù)收益或正成本通過內(nèi)部化而納入經(jīng)濟(jì)分析框架，用以研究環(huán)境資源和經(jīng)濟(jì)資源的優(yōu)化配置方式與調(diào)整過程。在采用DEA方法進(jìn)行環(huán)境績效和效率評價(jià)時(shí)，該理論假設(shè)隱含設(shè)定負(fù)的非期望環(huán)境產(chǎn)出具有弱處置性，降低非期望產(chǎn)出，就需要減少正期望產(chǎn)出，不能滿足DEA模型產(chǎn)出最大化的要求，因而一般將求解目標(biāo)調(diào)整為在兩者之間尋求平衡。為方便研究，對負(fù)期望產(chǎn)出的處理方法主要有負(fù)產(chǎn)出法、線性數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換法和非線性數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換法[2]。

根據(jù)IPCC定義，碳排放是7種主要大氣污染物按一定系數(shù)加總換算得到的等當(dāng)量碳排放值，主要與能源利用有關(guān)，依據(jù)環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)一般將其作為負(fù)期望產(chǎn)出。相對于一般污染排放的概念，碳排放與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程的關(guān)系更為緊密和廣泛。根據(jù)IPAT模型，碳排放主要取決于人口規(guī)模（P）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（A，人均GDP）和技術(shù)水平（T，一般采用碳排放強(qiáng)度表征）。STIRPAT模型將IPAT模型擴(kuò)展為C-D函數(shù)形式，將碳排放量的變化歸因于人口數(shù)量、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化等指數(shù)化驅(qū)動因素的影響[3]。

不同于傳統(tǒng)的環(huán)境管理，降低碳排放影響的努力，不僅包括“主動”降低生產(chǎn)生活過程中與能源消費(fèi)直接相關(guān)的碳排放（即碳減排），如能源利用清潔化、能源結(jié)構(gòu)低碳化、能源效率與節(jié)能、碳捕獲/碳儲存（CSS）等，還應(yīng)包括通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低碳化、增加碳匯（如植樹造林）、不破壞或不過度開發(fā)現(xiàn)有環(huán)境資源（或碳匯資源）、生活方式低碳化等“消極”或間接的碳減排和提高可排放容量的努力。該努力部份，特別是碳匯資源增量，具有長期的減排效應(yīng)。該部分的減排努力不易測算，現(xiàn)有基于負(fù)期望產(chǎn)出假設(shè)的理論，對此未給予明確和充分的解釋。

與一般負(fù)期望環(huán)境產(chǎn)出假設(shè)不同，非負(fù)環(huán)境產(chǎn)出假設(shè)[4]認(rèn)為，給定經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)和環(huán)境生產(chǎn)可替代，在社會生產(chǎn)可能性邊界內(nèi)，社會生產(chǎn)目標(biāo)是追求相對實(shí)現(xiàn)社會環(huán)境產(chǎn)出（Q）和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（P）的最優(yōu)配置（即林達(dá)爾均衡配置）的“合意”目標(biāo)，而不是一般意義上在徑向距離上逼近經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)前沿面。與碳減排概念相結(jié)合，把該“環(huán)境產(chǎn)出”概念界定為考察第t年及之前年份的累積碳減排量，滿足正期望產(chǎn)出假設(shè)，表示為：

進(jìn)一步，假設(shè)碳排放量本文中有關(guān)變量，在未特殊說明的情況下，一般是指年均量。直接取決于一經(jīng)濟(jì)體能源消費(fèi)量及其含碳程度，碳排放量應(yīng)當(dāng)是實(shí)際發(fā)生的碳排放量。因此，與能源消費(fèi)有關(guān)的碳排放量測算的基本方法，是采用各種一次能源消費(fèi)與相應(yīng)碳排放系數(shù)乘數(shù)再加總得到。碳減排量則是該變量的衍生概念，是指相鄰年份的相對凈碳減排量。作為累積碳減排量的環(huán)境產(chǎn)出概念，包括了對已實(shí)現(xiàn)碳減排成果（或環(huán)境存量）的保護(hù)。

采用環(huán)境方向產(chǎn)出距離函數(shù)的DEA生產(chǎn)效率測度理論，在有關(guān)研究[4-5]的基礎(chǔ)上，借鑒采用切克蘭德的“水平―結(jié)構(gòu)―動態(tài)效率”三維度軟系統(tǒng)評價(jià)方法，提出了評價(jià)一經(jīng)濟(jì)體社會生產(chǎn)環(huán)境友好性的指標(biāo)集，對有關(guān)概念和評價(jià)指標(biāo)及方法進(jìn)行了進(jìn)一步厘清界定、修正和拓展（表1），提取了有關(guān)評價(jià)指標(biāo)集，用于對1980-2013年期間美國（USA）、歐盟（EU）、日本（JAP）、德國（GER）、印度（IND）與中國（CHN）的環(huán)境友好性進(jìn)行評價(jià)、分析和比較。

同時(shí)，對其他國家水平指標(biāo)的測算均以2020年中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出目標(biāo)和環(huán)境產(chǎn)出目標(biāo)作為參照指標(biāo)，結(jié)構(gòu)指標(biāo)和動態(tài)效率指標(biāo)測算方式不受影響。在國際比較中，水平指標(biāo)和結(jié)構(gòu)指標(biāo)本身已經(jīng)是相對指標(biāo)，而對于動態(tài)效率指標(biāo)，統(tǒng)一以1980-2013年期間中國對應(yīng)指標(biāo)的t-1期值作為參照進(jìn)行測算，形成可用于比較的相對動態(tài)效率指標(biāo)。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力?？偟膩碚f，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力?？偟膩碚f，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力?？偟膩碚f，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力?？偟膩碚f，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力?？偟膩碚f，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力。總的來說，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力。總的來說，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

二、數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

為了解中國環(huán)境生產(chǎn)水平及其效率相對國際水平的差異，選擇了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體美國、歐盟、德國、日本和同屬金磚四國的巴西、印度作為參照，視為經(jīng)濟(jì)規(guī)模具有可比性的生產(chǎn)單元進(jìn)行評價(jià)和比較。

2018年及以前各經(jīng)濟(jì)體（包括中國）經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用國際貨幣基金組織世界經(jīng)濟(jì)展望2013（IMF WEO2013）的美元單位購買力平價(jià)GDP及增長率數(shù)據(jù)；為預(yù)測2019-2020年各經(jīng)濟(jì)體GDP總量，采用二次指數(shù)平滑法（阻尼系數(shù)α=0.05）和IMF所預(yù)測2018年各經(jīng)濟(jì)體貨幣對美元不變匯率預(yù)測各經(jīng)濟(jì)體這兩年的GDP增長率。其他數(shù)據(jù)采取與中國類似的測算方式。

碳減排方面，以2005年中國碳排放強(qiáng)度（約1.039tC/萬美元）為參照基準(zhǔn)。在碳減排量和環(huán)境產(chǎn)出測算方面，考察期（1980-2013年）內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體碳減排數(shù)據(jù)參考BP公司的《2014年世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，減排目標(biāo)參考值分別設(shè)定為：歐盟承諾2020年前碳排放總量相對1990年降低20%，美國承諾2015年碳排放總量相對2005年下降17%，印度承諾相對2005年碳排放強(qiáng)度降低25%。以此為依據(jù)分別計(jì)算各經(jīng)濟(jì)體2015年或2020年絕對碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出。

另外，需要指出的是，由于采用中國2005年碳排放強(qiáng)度作為環(huán)境產(chǎn)出測算的基準(zhǔn)強(qiáng)度，因部分環(huán)境產(chǎn)出指數(shù)測算不允許負(fù)值，因此采用各經(jīng)濟(jì)體各年份環(huán)境產(chǎn)出值減去1980年中國環(huán)境產(chǎn)出（負(fù)值），進(jìn)行坐標(biāo)變換。這種情況下，采用該算法和坐標(biāo)變換后得到的1980年環(huán)境產(chǎn)出值是零，但其他經(jīng)濟(jì)體1980年環(huán)境產(chǎn)出值非零。該坐標(biāo)變換會影響到中國相關(guān)指標(biāo)考察期間的選擇，但不影響國際比較。

三、環(huán)境生產(chǎn)和環(huán)境友好性評價(jià)

（一）環(huán)境產(chǎn)出、GDP和人均GDP

采用經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模指標(biāo)――購買力平價(jià)GDP（單位：10億美元）為橫坐標(biāo)，根據(jù)新環(huán)境產(chǎn)出公式（式（1）），以2005年中國碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度，可換算得到美國、歐盟、日本、德國、印度與中國的環(huán)境產(chǎn)出值

因測算方法原因，結(jié)合滯后期影響分析，環(huán)境產(chǎn)出值均采用1986年及以后的數(shù)據(jù)。與環(huán)境產(chǎn)出有關(guān)的指數(shù)測算結(jié)果，也作相同處理。。將該環(huán)境產(chǎn)出作為縱坐標(biāo)，可以看出新的“環(huán)境產(chǎn)出”（圖1a）、碳排放量（圖1b）與GDP的關(guān)系明顯不同。

特別是，在圖1a中，按新的概念測算，在同等約6.2萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國2007年環(huán)境產(chǎn)出水平略超過美國1994年的水平，而在圖1b中，在同等約4.6萬億美元及以上GDP產(chǎn)出水平上，中國碳排放量（2004年水平）開始顯著超過美國（1986水平）。顯然，兩者的涵義相反：實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，后者意味著中國碳排放更高，前者則意味著中國同時(shí)實(shí)現(xiàn)了較高環(huán)境產(chǎn)出（累積碳減排），以新的“環(huán)境產(chǎn)出”概念進(jìn)行指標(biāo)評價(jià)，中國作出了更多的環(huán)境努力?？偟膩碚f，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐三者環(huán)境產(chǎn)出水平基本相近。

進(jìn)一步，采用衡量社會經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平的人均GDP指標(biāo)（作為橫軸），分別以環(huán)境產(chǎn)出（以2005年碳排放強(qiáng)度為參考強(qiáng)度計(jì)算）和碳排放量作為縱軸（如圖2），可知：隨著人均GDP增長，歐美的環(huán)境產(chǎn)出水平高于德日巴3國，歐盟顯著高于美國；考察期內(nèi)，除中印外的其他經(jīng)濟(jì)體碳排放量增長明顯趨于平緩，歐盟和德國甚至開始下降，呈現(xiàn)明顯的“碳脫鉤”[6-7]。需要重點(diǎn)指出的是，在人均GDP低于1萬美元水平上，隨著人均GDP增長，中印兩國碳排放量和環(huán)境產(chǎn)出量都顯著“雙高”于其他經(jīng)濟(jì)體，中國的增長曲線更為陡峭。并且，同等人均GDP水平上，中國碳排放量遠(yuǎn)高于印度，環(huán)境產(chǎn)出則反之。

總體上，“環(huán)境產(chǎn)出―GDP（表征經(jīng)濟(jì)規(guī)模）”、“環(huán)境產(chǎn)出―人均GDP（表征社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）”兩組變量數(shù)據(jù)分別呈現(xiàn)出明顯不同的關(guān)系模式（如圖1a和圖2a）。

式（12）說明：環(huán)境產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（人均GDP）、當(dāng)期與基期的廣義技術(shù)差距（碳排放強(qiáng)度之差）和人口規(guī)模POPt有關(guān)。同時(shí)可以看出，環(huán)境產(chǎn)出與人口規(guī)模之間的關(guān)系，與碳排放IPAT公式的簡單關(guān)系刻畫有所不同。

基于以上關(guān)系描述，可以初步理解，中印“雙高”的原因主要在于：一方面，因經(jīng)濟(jì)增長迅速和高碳能源結(jié)構(gòu)等約束，兩國碳排放增長迅速；另一方面，依據(jù)本文環(huán)境產(chǎn)出測算方法，兩國環(huán)境產(chǎn)出增長迅速與人口規(guī)模增長、GDP/人均GDP雙增長和年均碳減排量高等原因有關(guān)，說明考察期內(nèi)隨著社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，兩國也同時(shí)付出了很大的碳減排和環(huán)境生產(chǎn)努力，GDP的能源消費(fèi)及相關(guān)碳排放強(qiáng)度下降明顯。

對應(yīng)來看，美歐德日巴5個經(jīng)濟(jì)體環(huán)境產(chǎn)出增長與碳排放趨勢在內(nèi)涵上基本一致，即環(huán)境生產(chǎn)的增長主要是由碳減排推動。其中，美歐德主要是通過加大碳減排力度和促進(jìn)碳排放脫鉤，來實(shí)現(xiàn)環(huán)境產(chǎn)出提高；而日巴也呈現(xiàn)出一定的環(huán)境產(chǎn)出與碳排放“雙略增”的趨勢，原因在于兩國因經(jīng)濟(jì)增長影響碳排放有所增加，具體而言是：仍未走出經(jīng)濟(jì)增長停滯“怪圈”的日本近年來的經(jīng)濟(jì)增長有所復(fù)蘇，同時(shí)因暫停核電開發(fā)，增加了碳基能源消費(fèi)；巴西則是處于經(jīng)濟(jì)追趕階段的發(fā)展中國家，經(jīng)濟(jì)增長及其規(guī)模效應(yīng)推動了碳排放的增長。

（二）基于“水平―結(jié)構(gòu)―動態(tài)效率”三維指標(biāo)的測算和比較

1.水平相對指標(biāo)的測算和比較

由測算得到各經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（EL）和環(huán)境產(chǎn)出水平指數(shù)（ENL）、“經(jīng)濟(jì)―環(huán)境”綜合發(fā)展水平指數(shù)（EENL）（圖3），可得以下發(fā)現(xiàn)。

經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平指數(shù)（EL）：結(jié)合IMF WEO（2014）預(yù)測，2020年前中國GDP（PPP修正）將一直處于快速增長過程，2020年美國和歐洲經(jīng)濟(jì)規(guī)模將相當(dāng)于中國的約90.89%和83.33%，其他國家都被遠(yuǎn)遠(yuǎn)超越。

環(huán)境產(chǎn)出水平指數(shù)（ENL）：考察期內(nèi)，中國環(huán)境產(chǎn)出在2008年和2009年分別超過德國和日本，僅次于歐美位居第3。但是，在考察期內(nèi)，德日兩國環(huán)境產(chǎn)出水平相近且始終保持平穩(wěn)，歐美分別在1983年和1993年才超過兩國，說明德日始終保持較高的低碳化水平。

進(jìn)一步，采用變異系數(shù)法測算不同經(jīng)濟(jì)體在發(fā)展過程中對環(huán)境產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的權(quán)重（表2）。變異系數(shù)用以描述期內(nèi)各經(jīng)濟(jì)體對于實(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出目標(biāo)的難易程度。結(jié)合本研究可知，變異系數(shù)越大，意味著對應(yīng)環(huán)境努力程度更高。所測算得到的權(quán)重系數(shù)，可用于評價(jià)考察期內(nèi)對該項(xiàng)指標(biāo)實(shí)現(xiàn)的側(cè)重程度。

由各指標(biāo)結(jié)果可以看到：考察期內(nèi)，中國環(huán)境產(chǎn)出水平相對最低，歐美水平較高，其他相近；歐美中的努力水平較高。由于基礎(chǔ)相對較差，中國環(huán)境產(chǎn)出改善的效果最為明顯。在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出方面，中美歐努力水平（變異系數(shù)）較高，但中國改善程度最大。整體看，中國對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境的政策偏好與歐美相近，說明考察期內(nèi)中國在致力于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面以歐美發(fā)展模式作為了主要參考，同時(shí)取得了經(jīng)濟(jì)環(huán)境“雙快速增長”的良好成績。日德巴印4國均相對側(cè)重于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，主要與這些國家環(huán)境基礎(chǔ)條件保持較好有關(guān)。中國要真正實(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)的低碳化發(fā)展，下一階段應(yīng)提高環(huán)境產(chǎn)出權(quán)重，加大環(huán)境努力。圖3 “經(jīng)濟(jì)―環(huán)境”綜合發(fā)展水平指數(shù)

“經(jīng)濟(jì)―環(huán)境”綜合發(fā)展水平指數(shù)（EENL）：該指數(shù)測算采用Fisher指數(shù)構(gòu)造方法。環(huán)境產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的測算均以中國2020年目標(biāo)水平為參照（標(biāo)準(zhǔn)化為1），因此，據(jù)此得到的中國2020年“經(jīng)濟(jì)―環(huán)境”綜合發(fā)展水平指數(shù)也是標(biāo)準(zhǔn)化值1。

由圖3可知，歐美發(fā)展水平明顯高于除中國外的其他經(jīng)濟(jì)體，但中國追趕速度很快。印度增速也較快。從“環(huán)境―經(jīng)濟(jì)”協(xié)調(diào)程度改善（綜合指數(shù)增速）的角度看，中國改善最快，歐美次之，印日德巴4國增長平緩。但是，需要說明的是，中國該指數(shù)的改善主要得益于快速經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

2.結(jié)構(gòu)指標(biāo)的測算和比較

考察期內(nèi)，依據(jù)碳排放強(qiáng)度指標(biāo)，各經(jīng)濟(jì)體廣義碳減排技術(shù)水平基本處于持續(xù)進(jìn)步狀態(tài)，即碳排放強(qiáng)度持續(xù)降低，與多數(shù)研究結(jié)論一致。但是，依據(jù)評價(jià)廣義環(huán)境技術(shù)進(jìn)步的環(huán)境生產(chǎn)強(qiáng)度（單位與碳排放強(qiáng)度相同）指標(biāo)，結(jié)論卻顯然不同（表3）。

總體上，各經(jīng)濟(jì)體環(huán)境強(qiáng)度有趨同趨勢，中國技術(shù)進(jìn)步水平最低，但改善最為明顯；歐美技術(shù)進(jìn)步水平相對穩(wěn)定；德日巴印的所謂“技術(shù)退步”狀態(tài)，主要原因在于GDP增速高于環(huán)境產(chǎn)出增速，其中，印巴兩國更多地強(qiáng)調(diào)了經(jīng)濟(jì)增長。

環(huán)境友好指數(shù)是社會產(chǎn)出和環(huán)境產(chǎn)出的無量綱化比值，說明的是一經(jīng)濟(jì)體在社會發(fā)展中趨于環(huán)境友好的程度。2020年中國該指數(shù)取值為1。雖然這并不完全標(biāo)志著該年份中國的“環(huán)境―經(jīng)濟(jì)”生產(chǎn)滿足目標(biāo)“合意”配置，但不影響國際間比較。

由圖4和表4看出，各國社會生產(chǎn)的環(huán)境友好程度呈現(xiàn)明顯的趨同趨勢。

考察期內(nèi)，中國社會生產(chǎn)的環(huán)境友好程度底子薄，雖在整個考察期內(nèi)呈提高趨勢，但橫向比仍最低。

德日歐美環(huán)境友好程度高，發(fā)展平穩(wěn)。結(jié)合實(shí)際看，4經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也較高，說明采取了較合理的社會發(fā)展方式。其中，美歐人口和經(jīng)濟(jì)規(guī)模與中國相近，在環(huán)境生產(chǎn)上采取“踩碎步”的改進(jìn)模式，具有更高的可比性和借鑒意義。日德的環(huán)境友好程度一直好于歐美，指數(shù)略趨降的原因是考察期內(nèi)總體上GDP增長超過環(huán)境產(chǎn)出增長。

圖4 環(huán)境友好指數(shù)國際比較

巴印兩國則是在較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上實(shí)現(xiàn)的“高”環(huán)境友好性。并且，在考察期內(nèi)，兩國環(huán)境友好程度明顯下降，應(yīng)與兩國側(cè)重經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展模式有關(guān)。

3.動態(tài)效率指數(shù)的測算和比較

動態(tài)效率基本指數(shù)集包括對環(huán)境產(chǎn)出的總體績效（DENP）、廣義技術(shù)進(jìn)步影響（DENT）和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出影響（DEEN）的3項(xiàng)評價(jià)指數(shù)，是基于相鄰年份環(huán)比關(guān)系對單一經(jīng)濟(jì)體環(huán)境生產(chǎn)的動態(tài)評價(jià)。該類指標(biāo)只能用于經(jīng)濟(jì)體自身動態(tài)效率的縱向比較。此外，為更便于辨析環(huán)境產(chǎn)出和碳排放概念及其應(yīng)用的不同，也分別給出考察期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長（DCEP）和技術(shù)進(jìn)步（DCTP）對碳排放影響的動態(tài)指數(shù)變化情況，測算方法相同。

由測算結(jié)果（如圖5）可得以下結(jié)論。

第一，對所有經(jīng)濟(jì)體，考察期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境產(chǎn)出的動態(tài)影響均基本為負(fù)向效應(yīng)（DEEN

第二，在廣義技術(shù)進(jìn)步對環(huán)境產(chǎn)出動態(tài)影響方面，在整個考察期內(nèi)對中國始終保持正向效應(yīng)（DETP>1）且最為顯著，但作用逐漸減弱；對歐美在多數(shù)年份保持平穩(wěn)正向效應(yīng)，變動很小，對歐盟作用強(qiáng)于美國；對其他4國均基本保持負(fù)向效應(yīng)（DETP

第三，依據(jù)DCEP指數(shù)，考察期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的影響，對發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體而言，對歐盟和德國在約1/2年份和對美日在約1/3年份呈現(xiàn)正向效應(yīng)。

大體以1996年和2001年為兩個標(biāo)志性年份，經(jīng)濟(jì)增長對4個發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體碳排放的影響方式分為三個階段：1980-1996年和2001年后4個經(jīng)濟(jì)體的影響模式相近，1996-2001年期間有所差異。對中巴印3國，經(jīng)濟(jì)增長的碳排放效應(yīng)均呈負(fù)向效應(yīng)（DCEP

第四，依據(jù)DCTP指數(shù)，在整個考察期內(nèi)對各經(jīng)濟(jì)體，廣義技術(shù)進(jìn)步對碳排放均基本呈正向效應(yīng)，對中國作用相對最為顯著。

進(jìn)一步，采用同年份中國環(huán)境產(chǎn)出及其強(qiáng)度、碳排放及碳排放強(qiáng)度、GDP數(shù)據(jù)作為參照，僅選取廣義環(huán)境技術(shù)進(jìn)步可比指數(shù)（正向指標(biāo)，簡寫為RENTP，測算公式如式（13））和廣義碳減排技術(shù)進(jìn)步可比指數(shù)（負(fù)向指標(biāo)，簡寫為RCTP，測算公式如式（14）），用于比較同期其他經(jīng)濟(jì)體與中國的廣義環(huán)境技術(shù)和廣義碳減排技術(shù)進(jìn)步差距。

由測算結(jié)果（如圖6）有以下發(fā)現(xiàn)。

其一，考察期內(nèi)，各經(jīng)濟(jì)體之間及其與中國的廣義環(huán)境技術(shù)進(jìn)步差距，均呈現(xiàn)迅速縮小和趨同的趨勢。依據(jù)RENTP指數(shù)，總體上，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體均保持較高技術(shù)進(jìn)步水平，德日兩國高于歐美。僅依據(jù)表面指數(shù)值，巴印兩國廣義環(huán)境技術(shù)進(jìn)步衰退明顯，原因在于初期兩國經(jīng)濟(jì)發(fā)展較低，碳排放水平低，近年來也采取了側(cè)重經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展模式。

其二，依據(jù)RCTP指數(shù)，考察期內(nèi)，各經(jīng)濟(jì)體的廣義碳減排技術(shù)進(jìn)步影響的變化趨勢趨同，且均明顯高于中國。但是，巴西的廣義碳排放技術(shù)退步明顯。

4.基于2020年碳減排承諾的預(yù)期環(huán)境友好特征評價(jià)和國際比較

以2020年預(yù)期GDP標(biāo)準(zhǔn)化為參照值1，以及根據(jù)中國承諾測算的2020年碳排放量（1 026 652萬噸），相應(yīng)環(huán)境產(chǎn)出量（2 962 654萬噸）也標(biāo)準(zhǔn)化為參照值1，可知2020年中國環(huán)境友好指數(shù)和復(fù)合產(chǎn)出水平指數(shù)也是1。

由表4可知，以2020年中國各環(huán)境生產(chǎn)相關(guān)指數(shù)為參照，日德兩國環(huán)境產(chǎn)出水平最高，環(huán)境技術(shù)進(jìn)步水平也最高。經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平的巴印兩國，環(huán)境產(chǎn)出水平和環(huán)境友好程度較高的原因在于既有的高環(huán)境存量，其環(huán)境技術(shù)水平較高內(nèi)涵意味著對環(huán)境存量的保護(hù)工作開展得好。歐美兩經(jīng)濟(jì)體與中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模相近，但環(huán)境友好程度、環(huán)境產(chǎn)出水平和碳減排技術(shù)進(jìn)步程度均高。比較可知，中國“經(jīng)濟(jì)―環(huán)境”復(fù)合生產(chǎn)水平高的原因，主要在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)，在以碳減排努力為代表的環(huán)境生產(chǎn)領(lǐng)域仍亟待努力。

具體而言，測算得到的中國2015和2020年環(huán)境友好指數(shù)反而相對之前明顯降低。以2020年環(huán)境友好為1，考察期內(nèi)1990年至今的環(huán)境友好都高于1。這說明中國現(xiàn)有碳強(qiáng)度減排承諾目標(biāo)偏低或經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出目標(biāo)過高，“環(huán)境―經(jīng)濟(jì)”生產(chǎn)目標(biāo)制定的環(huán)境友好性偏低。

四、經(jīng)濟(jì)增長對碳排放和環(huán)境產(chǎn)出的影響分析

根據(jù)前述定義，可以將環(huán)境產(chǎn)出看作受經(jīng)濟(jì)增長、直接碳排放和影響碳排放的其他間接因素等影響的趨勢性成份和周期性成分的疊加。HP濾波方法可以幫助剔出周期性成分影響，保留某一影響因素的趨勢性成份。

這里，采用HP濾波方法，對各經(jīng)濟(jì)體，在碳排放和環(huán)境產(chǎn)出序列中分別剔出經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（GDP）周期性因素的影響，識別經(jīng)濟(jì)影響的趨勢性成份（如圖7），用以說明一經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)增長對于自身碳排放影響（DCEP）和環(huán)境產(chǎn)出影響（DEEN）的不同趨勢特征。該趨勢成份值大于1，說明經(jīng)濟(jì)增長對該方面影響呈正向效應(yīng)；趨勢成分值小于1，則說明呈負(fù)向效應(yīng)。

依據(jù)結(jié)果可以看到，各經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境產(chǎn)出的凈影響總體呈負(fù)向效應(yīng)，也就是說，經(jīng)濟(jì)增長在一定程度上會抵消碳減排努力。而對碳排放則因經(jīng)濟(jì)體不同而不同。相應(yīng)的趨勢影響分析（表5）也能夠說明經(jīng)濟(jì)與環(huán)境產(chǎn)出、碳排放存在不同的趨勢效應(yīng)。

五、政策建議和結(jié)論

本文采用基于正期望產(chǎn)出假設(shè)的環(huán)境經(jīng)濟(jì)分析理論，對中國和美歐等7個主要經(jīng)濟(jì)體的社會“環(huán)境―經(jīng)濟(jì)”生產(chǎn)的狀況進(jìn)行了比較和分析，與采用碳排放或年度碳減排指標(biāo)的有關(guān)國際比較研究結(jié)論有所不同，本研究主要有以下結(jié)論。

碳減排與社會生產(chǎn)的環(huán)境友好性在內(nèi)涵上具有一致性。經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境生產(chǎn)（累積碳減排）總體呈負(fù)面影響，有效的碳減排政策應(yīng)與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的政策相獨(dú)立?？疾炱趦?nèi)，實(shí)現(xiàn)同等經(jīng)濟(jì)規(guī)模，中美歐3經(jīng)濟(jì)體環(huán)境產(chǎn)出水平相近，日德始終保持較高低碳化水平，巴印環(huán)境產(chǎn)出水平較高的原因在于較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上對環(huán)境存量的低消耗；中美歐對經(jīng)濟(jì)和環(huán)境產(chǎn)出的政策偏好相近，但中國未來需要更加重視環(huán)境生產(chǎn)；美歐德日巴5經(jīng)濟(jì)體環(huán)境生產(chǎn)與碳減排變化趨勢一致，而中印兩國環(huán)境生產(chǎn)與碳排放“雙增長”的原因在于伴隨經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)構(gòu)調(diào)整等政策導(dǎo)致的碳減排；各國社會生產(chǎn)的環(huán)境友好程度呈現(xiàn)明顯趨同趨勢，而中國相對仍最低，德日歐美的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式更為合理。但是，中國累積環(huán)境生產(chǎn)努力最大，改善也最明顯。此外，從環(huán)境友好性角度看，按照中國2020年承諾測算的社會生產(chǎn)環(huán)境友好性水平偏低，甚至低于現(xiàn)階段，需要進(jìn)行調(diào)整。

從動態(tài)效率角度看，考察期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境產(chǎn)出的負(fù)面效應(yīng)，對較大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)體影響也較大，但隨時(shí)間推移趨于減弱，其中對中國影響最明顯；廣義環(huán)境技術(shù)進(jìn)步影響對各經(jīng)濟(jì)體呈現(xiàn)趨同趨勢，對中美歐體現(xiàn)為正效應(yīng)，而對其他4經(jīng)濟(jì)體效應(yīng)為負(fù)，對中國正效應(yīng)最顯著。但是與碳減排相關(guān)的單純技術(shù)進(jìn)步也沒有遏止碳排放增長的勢頭。

由此，結(jié)合中國實(shí)際情況提出以下政策建議：在當(dāng)前放緩經(jīng)濟(jì)增長和建設(shè)生態(tài)文明的背景下，中國應(yīng)在未來適當(dāng)調(diào)高環(huán)境生產(chǎn)目標(biāo)或降低經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出目標(biāo)，提高環(huán)境友好性程度，進(jìn)一步加大環(huán)境和碳減排努力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)低碳化發(fā)展；調(diào)整經(jīng)濟(jì)增長速率和節(jié)奏，控制經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面環(huán)境影響；采取與經(jīng)濟(jì)增長相獨(dú)立的碳減排政策，加大該領(lǐng)域投入，推進(jìn)“碳脫鉤”進(jìn)程；促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和有關(guān)制度創(chuàng)新，更加重視碳減排技術(shù)的實(shí)用化和推廣；密切跟蹤各國碳減排和社會生產(chǎn)調(diào)整進(jìn)展，學(xué)習(xí)他國的先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)。