交通運輸、旅游發展、可再生能源與經濟增長
——基于碳達峰、碳中和背景的研究

郭健全，蔡信威

（上海理工大學 管理學院，上海 200093）

一、引 言

近年來，隨著全球氣候和環境問題逐漸得到更多關注，減少溫室氣體排放已經成為全球共識。聯合國政府間氣候變化專門委員會（IPCC）2021年7月份發布的第六次評估報告認為，由于人類的活動（化石燃料燃燒、破壞林地等），2019年大氣中二氧化碳濃度處于至少200萬年來的最高水平，造成了近年來極端異常氣候的不斷發生。

我國是世界經濟大國，同時也是碳排放大國。據2021年《BP世界能源統計年鑒》顯示，2020年，即使因疫情原因導致世界總碳排放量較2019年有所回落（-1.6%）的情況下，我國的碳排放仍然保持著2.4%的增幅。由此，近年來我國在注重經濟高質量發展的同時，也勇于擔當大國責任，不斷通過實際行動為節能減排和保護生態環境做出努力。第十三屆全國人大第四次會議首次將“碳達峰、碳中和”寫入政府工作報告，特別強調要減少二氧化碳排放、優化能源結構和大力發展新能源等。

事實上，在節能減排實現碳達峰、碳中和的過程中，交通運輸業與旅游業扮演著尤為重要的角色。交通運輸業作為我國客流及物流的載體和國民經濟、社會發展的基礎產業，被視為經濟增長的引擎，但同時也是碳排放和能源消耗的一大來源。旅游業作為經濟增長的戰略產業之一，近年來隨著其快速發展，對交通運輸業與能源的依賴程度也逐漸增強，對氣候的影響同樣不容小覷。因此，減少交通運輸業和旅游業的溫室氣體排放，推廣綠色交通、綠色旅游，勢必成為我國節能減排、實現“碳達峰、碳中和”的需要。探索如何在交通運輸業、旅游業發展過程中兼顧碳排放問題，具有重要的理論與現實意義。

二、文獻綜述

為盡早實現我國碳達峰和碳中和目標，近年來與碳排放相關的研究得到了更多的關注，尤其是在交通運輸業與旅游業領域。交通運輸業、旅游業作為我國經濟增長的戰略產業，在其不斷發展的同時也貢獻著大量的碳排放。焦麗杰（2021）［1］認為，發電、制造建筑與交通運輸是我國三大主要碳排放來源，合計達到總排放量的80%以上。劉育紅和武贏贏（2020）［2］基于絲綢之路經濟帶國內段的研究認為，隨著交通運輸業的發展，相關地區的低碳發展質量逐漸下降。Wang等（2020）［3］基于中國省際面板的時空分析，報告了交通運輸與經濟增長在時空上高度耦合的同時與碳排放也保持著高度耦合。王凱等（2019）［4］對我國各省份旅游業碳排放的空間關聯關系進行了測算，結果表明我國整體旅游業碳排放空間關聯性愈趨緊密。Lenzen等（2018）［5］對于全球旅游業的碳足跡進行了研究，發現近年來旅游業碳排放增長迅速，且交通運輸是其中的主要貢獻者。劉軍（2019）［6］等的研究結果表明，2000—2013年我國旅游業碳排放量不斷增加，且旅游交通部門占旅游業碳排放總量的約90%。

盡管交通運輸業、旅游業是我國碳排放的主要來源之一，但其對于促進我國經濟穩步增長也發揮著重要作用。目前，學術界關于交通運輸業、旅游業與經濟增長之間關系的研究已經相對比較豐富，眾多學者的研究都報告了交通運輸業與旅游業之間的相互依賴關系，以及兩者對于經濟增長的促進作用。Arvin等（2015）［7］、Benali等（2020）［8］分別以不同時段的G20國家和單個國家的面板數據為研究對象，通過格蘭杰因果分析也分別得出了交通運輸業對于經濟增長存在直接的正向影響的結論。He等（2021）［9］基于中國不同地區的分析也表明中國各地理區域中交通運輸對于經濟增長具有直接正向作用。宋瑞等（2019）［10］、Pulido等（2021）［11］分別以全球百余個國家為研究對象，分別應用廣義矩估計（GMM）和結構方程模型（SEM）在全球視角下報告了旅游業發展對于經濟增長的促進作用。此外，學者們對于交通運輸業與旅游業之間的依賴關系也進行了詳盡的闡述。Liu等（2015）［12］的研究認為，交通運輸有助于促進旅游業可持續發展，進而促進經濟增長。Khadaroo等（2016）［13］認為，旅客對交通基礎設施十分敏感，交通設施會影響一個地區的旅客數量進而影響區域經濟。Rizal等（2013）［14］基于印度的研究認為，應該更加關注城市內的交通情況以適應城市旅游業發展的需要。Li等（2017）［15］認為，交通運輸業不僅可以直接促進經濟增長，還可以通過帶動沿線區域共同發展而進一步帶動經濟增長。同時，孫魯運（2021）［16］、Chen等（2020）［17］基于中國的研究同樣表明交通運輸業與旅游發展之間存在顯著的正相關關系。

在我國盡早實現碳達峰和碳中和目標的背景下，鑒于交通運輸業、旅游業與碳排放的高度關聯以及兩者在我國經濟增長中所扮演的重要角色，近年來不少學者嘗試以可再生能源的應用為切入點，探索低碳發展的出路。Liu等（2019）［18］基于結構路徑分析法（SPA）對比分析可再生能源與煤炭在經濟增長中發揮的作用，認為可再生能源主要通過交通運輸、倉儲和服務業等中間產業來促進經濟增長，可以更好地促進產業結構的升級。Asiedu等（2021）［19］關于歐洲國家的最新研究證實了可再生能源和不可再生能源之間的相互依賴和替代性，同時得出了可再生能源的使用有利于直接促進經濟增長的結論。Tian等（2021）［20］關于G20國家的研究表明，旅游發展將會導致環境污染，而可再生能源使用有利于緩解環境污染，進而促進經濟增長。Bano等（2021）［21］關于巴基斯坦的研究則認為，可再生能源的使用有利于促進旅游業發展，從而進一步促進經濟增長。此外，關于可再生能源的應用，也存在部分學者持有不同的觀點，如Lin等（2013）［22］在對美國的樣本進行研究后認為，交通運輸部門中可再生能源的使用對于經濟增長的影響為中性；Yzadi等（2017）［23］研究認為，可再生能源的消費不論是在短期還是長期都表現出對經濟增長的負面影響；Balsalobre等（2020）［24］基于西班牙的研究認為，航空運輸旅游業中可再生能源的投入阻礙了該地區的經濟增長。

綜上所述，近年來雖然學者們就交通運輸業、旅游業與碳排放的緊密關聯以及對經濟增長的積極作用似乎已經達成了共識，但是關于可再生能源在其中的應用及其作用機制仍然缺乏一致性的結論。由此，為明確碳達峰背景下可再生能源在交通運輸業、旅游發展促進經濟增長過程中的作用機制，本文嘗試將可再生能源設置為調節變量，并進一步考慮可能存在的門檻效應，以試圖為上述問題提供結論性貢獻；同樣，將旅游發展設置為調節變量及門檻變量，以進一步分析交通運輸業在促進經濟增長過程中對旅游發展水平的影響。本文具體邏輯框架如圖1所示，其中虛線代表可能存在的調節或門檻變量及其調節或門檻效應。

圖1 交通運輸、旅游發展與可再生能源對經濟增長的影響機制

三、調節及門檻機制分析與假設

基于上述文獻，本文對可能存在的調節及門檻效應機制進行分析。

（1）可再生能源?？稍偕茉词侵赴L能、水能、太陽能、地熱能、生物質能等在內的非化石能源，其對于應對氣候全球變化、保護自然生態、實現可持續發展等具有重要意義。本文選取可再生能源發電量來進行衡量（Wang等［25］，2021），其大小在一定程度上體現了某一地區可再生能源的消耗量。由于可再生能源產業需要以一定的基礎設施建設、技術研發以及政策支持為基礎，使得初期可再生能源產業與傳統的化石燃料相比不具有成本有效性（鐘海等［26］，2021）。但是隨著可再生能源產業的進一步發展，其所帶來的規模效應、聚集效應、可持續發展效應以及環境保護效應等開始顯現，在改善可再生能源的成本有效性的同時（涂強等［27］，2020），相關產業的經濟效應也會有所增加。Vo等（2022）［28］、Qi等（2017）［29］的研究都認為，可再生能源對于一國經濟增長的影響存在一個明顯閾值，當一國可再生能源的消費量超過該閾值時，可再生能源消費對經濟增長的影響才是顯著且積極的。Ab?dulqadir（2021）［30］通過門檻效應回歸驗證了非洲石油國家經濟增長過程中可再生能源發揮的顯著門檻效應。Li等（2021）［31］基于中國的研究發現，只有當可再生能源本身達到更高的消費水平時，它才能在綠色經濟發展中表現出顯著的優勢。由此，本文提出假設1、假設2。

H1：可再生能源在交通運輸、旅游發展促進經濟增長過程中存在干擾性的調節作用。

H2：上述調節效應具有非線性的門檻特征，即隨著可再生能源由低門檻區域向高門檻區域移動，交通運輸、旅游發展對于經濟增長的促進作用逐漸擴大。

（2）旅游發展。本文選取旅游總收入在GDP中所占比重來衡量旅游發展水平。一般而言，旅游發展水平存在明顯的地區異質性，并且旅游資源難以移動，需要依賴交通運輸完成游客等其他要素的空間位移，進而促進在特定時空范圍旅游活動的發生（程鈺和王晶晶［32］，2019）。與可再生能源產業相似，旅游業在發展初期同樣面臨景區基礎設施建設、政府補貼、搶占資源等問題，進而在一定時間范圍內減弱交通運輸業對于區域經濟增長的影響。但隨著旅游發展水平提高，游客數量增長，對于交通運輸業的需求進一步擴大，旅游業集聚效應、外部效應以及對于區域競爭力的提高效應進一步發揮，將會進一步提高交通運輸業對于經濟增長的促進作用。趙磊等（2017）［33］認為，隨著旅游發展水平不斷越過門檻，其對于經濟增長的影響由負轉正且逐漸增強。Po等（2008）［34］、chiu等（2017）［35］、Sahni等（2020）［36］基于不同地區旅游發展與經濟增長的研究，都同樣報告了旅游發展存在相似的門檻效應。由此，本文提出假設3、假設4。

H3：旅游發展在交通運輸業促進經濟增長過程中存在干擾性的調節作用。

H4：上述調節效應具有非線性的門檻特征，即隨著旅游發展水平由低門檻區域向高門檻區域移動，交通運輸業對于經濟增長的促進作用逐漸增強。

四、模型設定、變量設置及數據來源

（一）模型設定

為了驗證可再生能源在交通運輸、旅游發展促進經濟增長過程中的調節作用（H1），本文構建如下基準模型：

其中：TPit為省份i在t時期交通運輸業的發展情況；REit為可再生能源使用水平；Tourit為旅游發展水平；Controlit表示一系列可能對結果產生影響的控制變量，包括物質資本（K）、人力資本（L）、城市化水平（U）和貿易開放程度（Trade）；εit為隨機誤差項。模型中交互項系數β3、δ3的正負表示可再生能源在交通運輸業、旅游發展促進經濟增長過程中所發揮的調節作用的方向。

為了進一步驗證其中門檻效應的存在（H2），本文構建基于Hansen（1999）［37］的門檻效應模型：

其中：TPit為受門檻變量影響的核心解釋變量；REit為門檻變量；γ為門檻值；I（·）為指示性函數，相應的括號內條件成立時取值為1，否則為0。

同樣，為了驗證旅游發展在交通運輸業促進經濟增長過程中的調節作用（H3）及門檻效應（H4），本文構建如下基準模型和門檻效應模型：

（二）變量設定

1.被解釋變量

本文選擇以人均實際GDP（PGDP）來衡量不同地區的經濟發展水平，根據國家統計局及各省份歷年統計年鑒公布的當年價格GDP、CPI指數以及總人口數計算得到，并調整為2000年的不變價格。

2.核心解釋變量

（1）交通運輸發展（TP）。本文參考昝欣等（2021）［38］的研究，使用加權的交通綜合里程數據衡量交通運輸發展水平。使用公式TPit=wRitRailit+Roadit+wWitWaterit+εit，依據貨運密度的不同對鐵路、公路和水路里程數據進行加權處理，將鐵路和水路里程折算為公路里程。其中：TPit代表省份i在t時期交通運輸業的發展情況；Railit、Roadit、Waterit分別表示省份i在t時期鐵路、公路和內河的里程；wRit、wWit分別為省份i在t時期鐵路、內河的權重，分別由鐵路、內河河道的貨運周轉量與公路貨運周轉量的比值表示。

（2）旅游發展水平（Tour）。參考已有研究，本文選取包括國內旅游收入和國外旅游收入在內的旅游總收入在GDP中所占的比值來表征不同省份的旅游發展水平。趙磊（2015）［39］認為，采用這種衡量方式相較于以旅游人次衡量，可以有效避免不同景區游客重復統計等帶來的誤差。

3.調節及門檻變量

（1）可再生能源使用水平（RE）。本文選取可再生能源的發電量加以衡量［25］。

（2）旅游發展水平（Tour）。與前文設置相同。

4.控制變量

（1）物質資本（K）?；诠潭ㄙY產形成總額數據，本文參考張軍等（2004）［40］的研究，使用永續盤存法計算資本存量，具體公式為Kit=Kit-1(1-δit)+其中：δit為折舊率；Iit為i省份在t時期新增的投資。

（2）人力資本（L）。本文借鑒范忠偉（2013）［41］的研究，采用各省份歷年統計年鑒公布的戶籍人口總數表征。人力資本被認為是影響地區收入差距的重要因素（楊仁發2013）［42］，本文將其納入控制變量以減少遺漏變量的誤差。

（3）城市化水平（U）。本文借鑒程開明等（2007）［43］的研究，采用城市人口在總人口中所占的比例進行衡量。城市規模可以反映人口向城市的集中程度，通常用來衡量區域經濟發展程度。

（4）貿易開放程度（Trade）。本文借鑒Balsalo?bre等（2020）［44］的研究，使用境內目的地和貨源地的進出口總額表示。

（三）數據來源及樣本選取

本文選取2000—2019年中國30個省份（不包括西藏及港澳臺地區）的省級面板數據作為研究樣本，數據主要來源于各省份歷年統計年鑒、《新中國六十年統計資料匯編》《中國能源統計年鑒》《中國電力統計年鑒》以及國家統計局等的公開數據。在正式開始實證回歸之前，還需要對變量進行單位根檢驗和共線性檢驗，以避免“偽回歸”及多重共線性問題對實證結論的影響。結果顯示，所有變量均在一階差分水平上平穩且VIF值均小于10，由此認為，所有變量均平穩且不必擔心多重共線性問題。具體變量定義及數據來源匯總見表1所列。

表1 變量定義及數據來源

五、實證分析

（一）固定效應回歸

為了驗證H1和H3，本文擬采用面板固定效應回歸來進行估計，具體結果見表2所列。

表2 固定效應回歸結果

由基礎模型（1）、（3）的結果可以發現，交通運輸、旅游發展、可再生能源均對經濟增長存在顯著的正向影響。進一步地，由考慮交互項后的模型（2）和模型（4）結果可知，在交通運輸與旅游發展分別促進經濟增長的過程中，可再生能源均存在顯著增強性的調節作用。此外，由模型（7）和模型（8）的結果可知，在交通運輸促進經濟增長的過程中，旅游發展同樣存在增強性的調節作用。

綜上，H1和H3得證。

（二）門檻效應識別

在證實可再生能源及旅游發展存在的調節作用后，為了驗證H2和H4，即驗證可再生能源和旅游發展在上述過程中可能存在的門檻特征，需要進一步對調節作用的非線性及門檻效應的存在性進行檢驗，本文分別采用箱型估計量及Wald檢驗來實現。圖2繪制了非線性調節效應箱型估計量，表3報告了經過500次重復抽樣得到的門檻值及置信區間。

表3 不同模型的門檻變量的門檻值和置信區間

圖2 不同模型的非線性調節效應箱型估計量

由圖2可見，模型（5）、（6）、（9）中L、M、H型估計量存在偏離原模型的擬合線且分布在其兩側的現象，可以認為，在三個模型中均存在調節作用的非線性特征。

由表3對于不同模型的門檻檢驗結果可知，對于模型（5）和模型（9），雙重門檻檢驗顯著，驗證了雙重門檻效應的存在；對于模型（6），未能識別出門檻效應的存在。

綜上所述，在對可能存在的門檻效應進行檢驗后識別出可再生能源、旅游發展兩個變量在交通運輸促進經濟增長過程中存在門檻效應，但是并未識別可再生能源在旅游發展促進經濟增長過程中門檻效應的存在，這可能與我國各省份旅游資源稟賦、經濟發展水平差異大等原因有關。由此，本文后續將重點對于模型（5）和模型（9）中存在的門檻效應進行討論，并進一步拓展分析區域經濟發展水平差異是否會對模型（6）門檻效應的識別產生影響。

（三）面板門檻效應回歸

分別對模型（5）和模型（9）進行門檻效應回歸分析，結果見表4所列。

表4 不同模型的門檻效應回歸結果

續表4

1.可再生能源的門檻特征

由表4中模型（5）的結果可知，交通運輸均至少在5%的顯著性水平上對經濟增長存在顯著的雙重門檻效應。此外，圖3（a）給出了雙重估計值分別為4.921 4和5.953 2的似然比函數圖，觀察到當LR趨近于0時對應的真實門檻值明顯低于虛線臨界值7.352 3，由此認為該門檻有效。

綜上可以發現，隨著可再生能源由低門檻區域向高門檻區域移動，交通運輸業對于經濟增長的促進作用由負轉正且逐漸擴大，從而部分驗證了H2。

2.旅游發展的門檻特征

由表4中模型（9）的結果可知，交通運輸均至少在10%的顯著性水平上對經濟增長存在顯著的雙重門檻效應。此外，圖3b給出了雙重估計值分別為11.182 0和19.381 7的似然比函數圖，同樣認為該門檻有效。

圖3 不同模型的雙重門檻LR估計圖

綜上可以發現，隨著旅游發展水平由低門檻區域向高門檻區域移動，交通運輸業對于經濟增長的促進作用逐漸擴大，從而證實了H4。

六、穩健性檢驗

本文用兩種方法來檢驗結論的穩健性：一是進行分樣本回歸，為了避免單一樣本可能造成的有偏的結論，故考慮分樣本回歸，即考慮經濟發展水平差異及地理位置差異對回歸結果的影響；二是剔除極端值，以避免特殊樣本對于結論的影響。

1.基于經濟發展水平差異的檢驗

本文以不同省份經濟發展水平為依據，以所考察的30個省份在觀測期內人均實際GDP的平均值為依據，將全樣本劃分為高經濟發展水平樣本和低經濟發展水平樣本，對其再次進行門檻效應回歸，以驗證經濟發展水平差異對于最終結果的影響。具體劃分依據為：以2000年為基期，分別計算2000—2019年各省份人均實際GDP的平均值，將30個省份的統計數據由高到低排序，高于中位數的15個省份的統計數據組成高經濟發展水平面板，低于中位數的15個省份的統計數據組成低經濟發展水平面板。具體回歸結果見表5所列。

表5 不同經濟發展水平的門檻效應回歸結果

由表5結果所示，分組后子樣本的回歸結果與表4結果基本相似。值得注意的是，回歸結果在子樣本間存在明顯的差異，可以觀察到低經濟發展水平組的系數普遍高于高經濟發展水平組。由此認為，全樣本回歸結果穩健且存在明顯的經濟發展水平異質性，同一門檻區間內低經濟發展水平地區交通運輸對于經濟增長的促進作用要明顯高于其在高經濟發展水平地區的作用。

2.基于地理位置差異的檢驗

本文參照楊友才（2014）［45］的研究，將考察的30個省份按照地理位置劃分為東部、中部、西部三個子樣本再次進行回歸，以驗證結論的地區差異性。具體結果見表6所列。

表6 不同地區的門檻效應回歸結果

由表6結果所列，分組后子樣本的回歸結果與表4結果仍然基本相似，同樣可以觀察到西部樣本的回歸系數明顯要高于同門檻區間的其他兩組。由此同樣可以認為，原結論基本穩健，且交通運輸對于經濟增長的促進作用在西部地區更為明顯。

3.剔除極端值的檢驗

為減少極端值對本文結論的影響，本文參考齊紹洲和李揚（2018）［47］的做法，依次剔除可再生能源或旅游發展最高和最低的1%、5%、10%的樣本，對其余的28、26、24個省份組成的樣本再次進行回歸。具體結果見表7所列。

表7 剔除極端值的門檻效應回歸結果

由表7結果可知，回歸結果依然與表4結果基本相似，由此認為本文的結論是穩健的。

七、拓展分析

前文表3中關于模型（6）的識別結果部分拒絕了H2，即拒絕了旅游發展促進經濟增長過程中可再生能源的門檻效應的假設。為了進一步明確區域經濟發展水平差異是否會對模型（6）門檻效應的識別產生影響，本文根據經濟發展水平對全樣本分組，從而對本文提出的解釋進行驗證，具體結果見表8、表9所列。

表8 不同經濟發展水平下模型（6）的門檻值和置信區間

表9 不同經濟發展水平下模型（6）的門檻效應回歸結果

由表8結果可知，在高經濟發展水平組中模型（6）雙重門檻特征識別顯著，且根據表9中雙重門檻回歸結果可以看出，隨著可再生能源水平由低門檻向高門檻移動，旅游發展對于經濟增長的促進作用逐漸擴大，符合H2中關于旅游發展的假設。然而，在低經濟發展水平組中門檻效應識別仍然不顯著，從而證實了區域經濟發展水平的差異對于回歸結果影響的假設，進而驗證了前文對于表3中模型（6）結果的解釋是合理的。

八、結論與啟示

本文采用固定效應模型和門檻效應模型，以2000—2019年中國30個省份的面板數據為樣本，討論了交通運輸、旅游發展、可再生能源與經濟增長之間內在的作用機制，主要得到如下結論：①在交通運輸促進經濟增長的過程中，可再生能源、旅游發展都具有干擾性的調節作用，這種調節作用具有非線性的門檻特征，且隨著門檻區間的提高，交通運輸對于經濟增長的促進作用逐漸增強。②在交通運輸促進經濟增長的過程中，可再生能源、旅游發展的門檻特征具有明顯的區域異質性：各個門檻區間內，低經濟發展水平子樣本、西部地區子樣本中的交通運輸對經濟增長的促進作用相較于其他子樣本而言明顯更強。③在旅游發展促進經濟增長的過程中，可再生能源具有正向增強性的調節作用。同時，僅在經濟水平發達的地區識別出可再生能源的門檻效應特征。

本文的研究結論對交通運輸、旅游發展、可再生能源與經濟增長之間的關系做出了有益補充，對我國進一步擴大可再生能源使用、減少二氧化碳排放，早日實現碳達峰、碳中和具有一定的政策啟示。

（1）未來我國交通運輸業、旅游業發展不應以犧牲環境為代價，以盲目擴張為手段，而應當注重優化能源結構，繼續提高可再生能源利用比重。立足我國實現“碳達峰、碳中和”的大背景，可再生能源自身零排放、零污染的性質顯得格外重要。截至2019年，本文觀察的30個省份中仍有16個省份可再生能源利用水平處于中低門檻區間，表明我國在擴大可再生能源使用方面仍有上升空間。因此，未來可再生能源的利用或許可以作為我國在減少碳排放的同時實現經濟穩步增長的出路之一。

（2）鑒于本文結論中的區域異質性明顯，可以通過適當調整可再生能源價格來促進能源利用結構優化。我國中西部地區可再生能源相對東部地區更加豐富（陳叢波和葉阿忠，2021）［46］。因此，可以適當提高中西部地區輸送到東部地區可再生能源的價格（如電力價格等），不但有利于鼓勵中西部地區可再生能源的進一步開發利用，而且有助于縮小地區差距，此外還有助于降低東部地區對傳統能源的依賴程度。