王姍姍徐吉輝邱長(zhǎng)溶

(1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西西安 710061;2.空軍工程大學(xué)工程學(xué)院,陜西西安 710038)

能源消費(fèi)與環(huán)境污染的邊限協(xié)整分析＊

王姍姍1徐吉輝2邱長(zhǎng)溶1

(1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西西安 710061;2.空軍工程大學(xué)工程學(xué)院,陜西西安 710038)

能源的使用是導(dǎo)致環(huán)境惡化的主要原因之一,所以研究能源消費(fèi)與不同污染物之間的關(guān)系就很有必要。本文以1985-2007年的年度數(shù)據(jù)為樣本,建立了自回歸分布滯后—誤差修正模型,并運(yùn)用邊限檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)的能源消費(fèi)與環(huán)境污染之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明:長(zhǎng)期來(lái)看能源消費(fèi)總量、煤炭占能源消費(fèi)總量的比重和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)SO2的排放有重要影響,但是對(duì)工業(yè)煙塵排放量來(lái)說(shuō)只有水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重的影響是顯著的;短期來(lái)看煤炭占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)SO2排放的影響是顯著的,能源消費(fèi)總量和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)工業(yè)煙塵的排放有顯著影響。由于能源消費(fèi)總量和結(jié)構(gòu)對(duì)不同污染物的長(zhǎng)期和短期影響存在較大差異,所以在治理時(shí)應(yīng)區(qū)別對(duì)待。

能源消費(fèi);環(huán)境污染;ARDL-ECM;邊限檢驗(yàn)

能源是經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ),然而能源的大量消費(fèi)雖然推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,但卻帶來(lái)了嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題。我國(guó)“豐煤少油”的資源稟賦,決定了當(dāng)前的一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)是以煤炭為主,這是導(dǎo)致我國(guó)環(huán)境質(zhì)量不斷惡化的重要原因之一,我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的資源環(huán)境代價(jià)已經(jīng)過(guò)大。如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)、能源與環(huán)境之間的可持續(xù)發(fā)展,目前已成為各界共同關(guān)注的問(wèn)題之一,同時(shí)也引起了國(guó)家的重視,2007年10月15日,中國(guó)共產(chǎn)黨第十七次全國(guó)代表大會(huì)明確提出建設(shè)生態(tài)文明;國(guó)家的“十一五規(guī)劃綱要”也提出了“十一五”期間單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值能耗降低20%左右,主要污染物排放總量減少10%的約束性指標(biāo)。

我國(guó)學(xué)者對(duì)能源消費(fèi)與環(huán)境間的關(guān)系研究也比較多,國(guó)涓分析了能源消費(fèi)對(duì)環(huán)境的影響以及能源活動(dòng)的環(huán)境成本[1];任彪、李少穎運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析中國(guó)能源消耗和環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系,結(jié)果表明水電的消耗和環(huán)境污染治理投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響較大,而水電的消耗又對(duì)環(huán)境污染治理投資的影響比較大[2];曾波,蘇曉燕將灰色關(guān)聯(lián)分析引入到我國(guó)的能源消費(fèi)和環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的研究中,探索了現(xiàn)有的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和環(huán)境影響的內(nèi)在灰色關(guān)聯(lián),確定各種能源消費(fèi)對(duì)我國(guó)環(huán)境質(zhì)量的不同影響程度[3];楊永華等從經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角分析了能源使用與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系,并試圖從理論上論證環(huán)境質(zhì)量改善的關(guān)鍵在于資源生產(chǎn)率的提高[4];王舜,張穎從哲學(xué)視角出發(fā),分析能源與環(huán)境關(guān)系的歷史,并探討了處理和解決能源與環(huán)境關(guān)系的出路與設(shè)想[5]。已有文獻(xiàn)中的多數(shù)為定性分析,少量的定量分析也局限于研究能源消費(fèi)與環(huán)境間的相關(guān)關(guān)系,并沒(méi)有探討二者的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,且還沒(méi)有學(xué)著對(duì)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與環(huán)境污染之間的定量關(guān)系進(jìn)行研究。本文運(yùn)用自回歸分布滯后—誤差修正模型和邊限檢驗(yàn)對(duì)能源消費(fèi)總量、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與不同環(huán)境污染物之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。

1 樣本選取和研究方法

1.1 樣本選取

我國(guó)當(dāng)前以煤為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu),造成了嚴(yán)重的大氣環(huán)境污染,主要污染物是SO2、煙塵和氮氧化物。圖1顯示了1985-2007年我國(guó)一次能源消費(fèi)構(gòu)成情況,圖2反映了我國(guó)1985-2007年SO2和工業(yè)煙塵的排放量的變化趨勢(shì)。

從圖1中可以看出,我國(guó)煤炭占能源消費(fèi)總量的比重一直維持在70%左右,2002年達(dá)到最低點(diǎn)66.32%后,又有所上升;水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重一直在上升。

圖1 我國(guó)一次能源消費(fèi)構(gòu)成情況(1985-2007年)Fig.1 The composition of primary energy consumption in China

圖2 我國(guó)二氧化硫和工業(yè)煙塵排放量(1985-2007年)Fig.2 Discharging of SO2and industrial fumes in China(1985-2007)

圖2顯示了二氧化硫的排放量存在長(zhǎng)期上升的趨勢(shì),工業(yè)煙塵的排放量則存在下降趨勢(shì)。本文采用二氧化硫(SO2)、工業(yè)煙塵(GY)的排放量來(lái)衡量我國(guó)環(huán)境污染的狀況,采用能源消費(fèi)總量(EC)、煤炭占能源消費(fèi)總量的比重(CC)和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重(XC)三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量我國(guó)能源消費(fèi)的現(xiàn)狀,選取1985-2007年的年度數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間。在數(shù)據(jù)處理時(shí)為了消除異方差的影響,進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

1.2 研究方法

在多元模型中,由于序列的非平穩(wěn)性可能會(huì)給傳統(tǒng)的回歸模型帶來(lái)“偽回歸”問(wèn)題。20世紀(jì)80年代Engel和Granger的協(xié)整理論指出,兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的線形組合可能是平穩(wěn)的[6]。對(duì)于相同的非零階單整序列,則可用JJ(Johansen-Juselius)檢驗(yàn)來(lái)分析變量間長(zhǎng)期和短期的均衡關(guān)系[7]。然而該方法要求所有變量具有相同階數(shù),尤其當(dāng)在分析中涉及內(nèi)生變量、外生變量的選擇,滯后階數(shù)、趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)的確定時(shí),研究結(jié)論具有很大的不確定性,模型的穩(wěn)定性不高。因此Pesaran和Shin(1999)與Pesaran等(2001)提出自回歸分布滯后(Autoregressive Distributed Lag Approach,ARDL)協(xié)整方法和邊限檢驗(yàn)(bounds testing)[8][9]。這種分析方法不要求變量具有相同單整階數(shù),適用于無(wú)法確定模型變量是零階單整、一階單整還是混合形式,同時(shí)對(duì)樣本容量的變化不太敏感。由于本文只有23個(gè)數(shù)據(jù)樣本,于是采用基于ARDL模型和更加穩(wěn)健的邊限協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)識(shí)別能源消費(fèi)與環(huán)境污染間的長(zhǎng)期關(guān)系,同時(shí)采用誤差修正模型(ECM)來(lái)分析能源消費(fèi)和環(huán)境污染的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

邊限檢驗(yàn)所基于的無(wú)約束誤差修正模型的表達(dá)式如下:

式(1)中△表示一階差分,ln表示對(duì)序列取自然對(duì)數(shù),WR為污染物,在具體分析時(shí)采用SO2和工業(yè)煙塵這兩個(gè)指標(biāo)。邊限檢驗(yàn)是通過(guò)對(duì)滯后變量lnWRt-1、lnECt-1、lnCCt-1和lnXCt-1系數(shù)的聯(lián)合檢驗(yàn)來(lái)實(shí)現(xiàn)的,采用的是Wald檢驗(yàn),輸出結(jié)果為F統(tǒng)計(jì)量。檢驗(yàn)的原假設(shè)是變量間不存在協(xié)整關(guān)系,表達(dá)式如式(2)所示。

利用式(1)計(jì)算的F統(tǒng)計(jì)值檢驗(yàn)水平變量間可能存在的協(xié)整關(guān)系。Pesaran等(2001)構(gòu)造了檢驗(yàn)條件誤差修正模型的上下兩組邊限臨界值,臨界值上限假設(shè)所有變量都是一階單整的,臨界值下限假設(shè)所有變量都是零階單整的。若計(jì)算的F統(tǒng)計(jì)值大于臨界值上限,則拒絕原假設(shè),認(rèn)為存在協(xié)整關(guān)系;若F統(tǒng)計(jì)值小于臨界值下限,則不能拒絕原假設(shè),也就是說(shuō)變量間不存在協(xié)整關(guān)系;若F統(tǒng)計(jì)值落在臨界值上下限之間,則不能得出確定性的結(jié)論。

2 模型估計(jì)結(jié)果及經(jīng)濟(jì)含義

2.1 模型估計(jì)結(jié)果

在利用ARDL模型時(shí)我們先按照式(1)對(duì)各差分變量進(jìn)行滯后并利用AIC信息準(zhǔn)則選擇最佳滯后期,考慮到SO2的排放存在上升趨勢(shì),本文在進(jìn)行方程估計(jì)時(shí)加入了趨勢(shì)項(xiàng),然后根據(jù)系數(shù)的顯著性判斷是否需要保留;接著利用邊限臨界值進(jìn)行檢驗(yàn),判斷變量間是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,如果存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系就將變量放入條件誤差修正模型中,最后采用ARDL估計(jì)方法估計(jì)水平變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系和差分變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

由于本文的樣本滯后期越長(zhǎng)序列相關(guān)越嚴(yán)重,且受數(shù)據(jù)樣本容量的限制,我們選擇差分變量的最大滯后階數(shù)為2(即p=3)。根據(jù)一階差分變量的不同滯后期得到AIC值、1階和2階序列相關(guān)的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量、邊限檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量值,如表1所示。

表1 ARDL模型滯后階數(shù)選擇、AIC準(zhǔn)則、序列相關(guān)LM統(tǒng)計(jì)量和邊限檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量Tab.1 Lag order of the ARDL model,AIC criterion,serial correlation LM statistic and bounds testing

根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則并結(jié)合序列相關(guān)的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,計(jì)算式(1)中滯后水平變量系數(shù)約束的WALD檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量,與Pesaran等(2001)計(jì)算出的邊限臨界值上下限進(jìn)行比較,判斷水平變量間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。從表1中可以看出,SO2包含趨勢(shì)項(xiàng)在5%(p=2)的顯著性水平上拒絕式(1)不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的原假設(shè);工業(yè)煙塵無(wú)論包不包含趨勢(shì)項(xiàng)均在1%(p=2)的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。依據(jù)AIC和相關(guān)診斷對(duì)SO2和工業(yè)煙塵的估計(jì)方程進(jìn)行處理,剔除不顯著階數(shù),使模型簡(jiǎn)化。經(jīng)處理后最終確定的ARDL模型為:SO2(1010),工業(yè)煙塵(1101)。

根據(jù)最終設(shè)定的模型,我們對(duì)式(1)重新進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)果如表2、表3所示。

從表2中可以看出,長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)能源消費(fèi)總量、煤炭占能源消費(fèi)總量的比重和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)SO2的排放量的影響在1%的顯著性水平上都是顯著的,短期來(lái)說(shuō),只有煤炭占能源消費(fèi)總量的比重在10%的顯著性水平上可以很好的解釋我國(guó)SO2的排放量。能源消費(fèi)總量、煤炭占能源消費(fèi)總量的比重和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重的長(zhǎng)期彈性系數(shù)分別為:1.70、-6.47和-0.59。

表2 SO2和能源消費(fèi)之間ARDL-ECM模型的估計(jì)結(jié)果Tab.2 The ARDL-ECM model estimation results between SO2and energy consumption

表3 工業(yè)煙塵和能源消費(fèi)之間ARDL-ECM模型的估計(jì)結(jié)果Tab.3 The ARDL-ECM model estimation results between industrial fumes and energy consumption

表3是工業(yè)煙塵對(duì)應(yīng)的方程(1)表達(dá)式的估計(jì)結(jié)果。從長(zhǎng)期看,只有水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)工業(yè)煙塵的排放量在10%的顯著性水平上影響顯著,能源消費(fèi)總量和煤炭占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)工業(yè)煙塵排放量的影響都不顯著;從短期來(lái)看能源消費(fèi)總量和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)工業(yè)煙塵排放量的影響在5%的顯著性水平上顯著。能源消費(fèi)總量、煤炭占能源消費(fèi)總量的比重和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重的長(zhǎng)期彈性系數(shù)分別為:0.06、0.27和-1.40。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合效果,本文做了診斷檢驗(yàn),同時(shí)為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥罱K設(shè)定的可靠性,還利用了估計(jì)方程遞歸殘差累計(jì)和(cumulative sumof recursive residuals)與遞歸殘差平方累計(jì)和(cumulative sumof squares of recursive residuals)對(duì)模型參數(shù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 模型估計(jì)結(jié)果的診斷檢驗(yàn)Tab.4 The diagnostic tests for the model estimation results

從表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出自回歸分布滯后—誤差修正模型(ARDL-ECM)的擬合效果較好,模型比較穩(wěn)定,估計(jì)結(jié)果可靠。

2.2 估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義

通過(guò)上面的分析可以看出,不同污染物在長(zhǎng)期和短期受能源消費(fèi)總量和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響不同,因此在降低污染物排放方面,從長(zhǎng)期和短期來(lái)說(shuō)也分別要有不同的側(cè)重點(diǎn),采取不同的措施。

從長(zhǎng)期來(lái)看,能源消費(fèi)總量、煤炭占能源消費(fèi)總量的比重和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)SO2的排放量影響均顯著。我們可采取以下措施降低SO2排放量:降低能源消費(fèi)總量,提高水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重,但要想在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)降低能源消費(fèi)總量,只有通過(guò)提高能源使用效率,降低各產(chǎn)業(yè)部門(mén)的能源強(qiáng)度,調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從能源消耗比較大的第二產(chǎn)業(yè)向能源消耗較小的第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移來(lái)實(shí)現(xiàn)。對(duì)工業(yè)煙塵排放量來(lái)說(shuō)只有水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重的影響是顯著的。降低煙塵排放量,只能通過(guò)調(diào)整能源消費(fèi)結(jié)構(gòu),提高新能源和可再生能源在能源構(gòu)成中的比重,走可持續(xù)能源發(fā)展戰(zhàn)略來(lái)實(shí)現(xiàn)。

從短期來(lái)看,只有煤炭占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)SO2的排放量有顯著影響,這進(jìn)一步印證了我國(guó)SO2的排放是由煤炭消費(fèi)引起的。要想短期內(nèi)降低SO2的排放量,只能減少煤炭、焦碳等低質(zhì)能源的使用,提高污染物的凈化處理和煤炭清潔有效利用技術(shù)的使用率。能源消費(fèi)總量和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)工業(yè)煙塵的排放有顯著影響。作為發(fā)展中國(guó)家,社會(huì)與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展需要有相應(yīng)的能源提供支撐和保障,因此,只能通過(guò)改變能源消費(fèi)方式,提高節(jié)能意識(shí),加大科研投入,盡快開(kāi)發(fā)和推廣可循環(huán)利用和治理污染的先進(jìn)技術(shù),發(fā)展清潔能源和可再生能源等措施來(lái)降低工業(yè)煙塵的排放量。

3 結(jié) 論

本文以1985-2007年的年度數(shù)據(jù)為樣本,采用邊限檢驗(yàn)的方法研究了我國(guó)能源消費(fèi)和環(huán)境污染之間的長(zhǎng)期關(guān)系,運(yùn)用自回歸分布滯后—誤差修正模型分析了能源消費(fèi)總量、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)SO2、工業(yè)煙塵排放量的影響。綜合上述的研究結(jié)果,可以得出如下結(jié)論:①?gòu)拈L(zhǎng)期來(lái)看,能源消費(fèi)總量、煤炭占能源消費(fèi)總量的比重和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)SO2的排放量的影響都是顯著的,對(duì)工業(yè)煙塵的排放量來(lái)說(shuō)只有水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重的影響是顯著的;②從短期來(lái)看,只有煤炭占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)SO2的排放量有顯著影響,而能源消費(fèi)總量和水電、核電、風(fēng)電占能源消費(fèi)總量的比重對(duì)工業(yè)煙塵的排放量的影響顯著。

要想從根本上改變我國(guó)目前“高消耗、高排放、低產(chǎn)出”的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和“能源使用效率低,環(huán)境污染嚴(yán)重”的現(xiàn)狀,建議①優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu),加快發(fā)展清潔能源和可再生能源,盡快實(shí)現(xiàn)能源消費(fèi)的清潔化;②盡可能提高能源的使用效率;③加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級(jí);④提高全社會(huì)的節(jié)能環(huán)保意識(shí)。

(編輯:劉呈慶)

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AbstractEnergy use isone of the prime factors to lead to environmental deterioration.Thus it’s necessary to research the correlation between energy use and different infectants.The authors selected annual data from 1985 to 2007 as sample,and did empirical research by the methodologies of bounds testing and autoregressive distributed lag error correction model(ARDL-ECM)to investigate the relationship between energy use and environmental pollution.The research indicated that,in the long term,total energy consumption,the proportion of coal in total energy consumption,the proportionof hydroelectric power,nuclear power and wind power in total energy consumption are observably influential to the dischargingof SO2,but for the dischargingof industrial fumes,only the proportionof hydroelectric power,nuclear power and wind power in total energy consumption have distinct influence on the discharge of SO2;in the short term,the proportion of coal in total energy consumption has distinct influence on the discharging of SO2.T otal energy consumption and the proportion of hydroelectric power,nuclear power and wind power in total energy consumption have remarkable influence on the discharging of industrial fumes.In the view of large differences between the long term and short term influence from different total energy consumption and structure on different pollutants,we should make a difference when control pollution.

Key wordsenergy consumption;environmental pollution;ARDL-ECM;bounds testing

Bounds Testing for Energy Consumption and Environmental Pollution

WANG Shan-shan1XU Ji-hui2QIU Chang-rong1
(1.School of Economics and Finance,Xi’an Jiaotong University,Xi’an Shaanxi 710061,China;
2.Engineering College,Air Force Engineering University,Xi’an Shaanxi 710038,China)

F224.0

A

1002-2104(2010)04-0069-05

10.3969/j.issn.1002-2104.2010.04.012

2009-09-25

王姍姍,博士生,主要研究方向?yàn)閿?shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

＊西安交通大學(xué)科研基金(No.08140002)。