李 燕

(浙江工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引言

自工業(yè)革命以來(lái)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口增加導(dǎo)致大氣中CO2等溫室氣體濃度不斷升高，被認(rèn)為是地球變暖的根本原因。2003年英國(guó)第一次提出了“低碳經(jīng)濟(jì)”(Low－carbon Economy)后，各國(guó)都將低碳經(jīng)濟(jì)視為21世紀(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力。我國(guó)政府在2009年8月全國(guó)人大常委會(huì)上明確提出:立足國(guó)情發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)、低碳經(jīng)濟(jì)，把積極應(yīng)對(duì)氣候變化作為實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的長(zhǎng)期任務(wù)，并納入國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展規(guī)劃。這一決議表明我國(guó)已經(jīng)把降低碳排放，發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)提升到國(guó)家戰(zhàn)略的高度。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)碳排放和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期趨勢(shì)研究

Schmalensee(1998)和 Galetti等(1999)驗(yàn)證了 CO2排放量與人均收入之間存在倒U型曲線關(guān)系。胡初枝等(2008)基于我國(guó)1990—2005年碳排放的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)，運(yùn)用庫(kù)茲涅茨曲線(EKC)模型，得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放呈“N”型關(guān)系。中國(guó)科學(xué)院可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略研究組(2009)研究發(fā)現(xiàn)，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和碳排放的關(guān)系演化依次遵循著3個(gè)倒U型曲線規(guī)律。

(二)碳排放驅(qū)動(dòng)因子研究

ZHANG(1998)最早采用對(duì)數(shù)差分方法分析中國(guó)1980—1997年碳排放增長(zhǎng)，結(jié)果證明中國(guó)在節(jié)能減排中若沒(méi)有通過(guò)政策與技術(shù)手段降低能源強(qiáng)度，該階段的碳排放總量會(huì)比實(shí)際高50%。柴建等(2009)基于1992、1997、2002及2004年30部門(mén)能源投入產(chǎn)出表分析得出我國(guó)過(guò)去幾十年能源強(qiáng)度下降的主要?jiǎng)恿?lái)自于宏觀因素。朱勤等(2009)基于擴(kuò)展的Kara恒等式建立因素分解模型，應(yīng)用LMDI分解方法對(duì)能源消費(fèi)碳排放進(jìn)行因素分解，得出經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出效應(yīng)對(duì)我國(guó)該階段能源消費(fèi)碳排放的貢獻(xiàn)最大。以上的研究為碳排放驅(qū)動(dòng)因子分析提供了良好的基礎(chǔ)。不難發(fā)現(xiàn)上述分析更多地從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及微觀結(jié)構(gòu)的角度去分析碳排放因素。本文通過(guò)對(duì)碳排放和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期趨勢(shì)分析，綜合考慮碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、人口數(shù)量及碳排放效率等宏觀因素對(duì)碳排放的影響，進(jìn)行協(xié)整、格蘭杰因果關(guān)系分析，建立誤差修正模型。力求較為全面地反映各因素的動(dòng)態(tài)作用并量化其貢獻(xiàn)率。

三、研究方法

Kara恒等式由日本教授Yoichi Kara于IPCC的一次研討會(huì)上提出，是為了辨別碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、經(jīng)濟(jì)水平、人口數(shù)量哪種因子對(duì)碳排放影響最大。

式中:CO2、PE、GDP和POP分別代表 CO2排放量、一次能源消費(fèi)總量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以及國(guó)內(nèi)人口總量。

為了研究碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、經(jīng)濟(jì)水平、人口數(shù)量對(duì)碳排放的影響，筆者對(duì)Kara恒等式進(jìn)行如下變換:

根據(jù)彈性的定義，碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、經(jīng)濟(jì)水平、人口數(shù)量每變化1%，分別引起碳排放總量變化α1%，α2%，α3%，α4%。

四、實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)選擇和統(tǒng)計(jì)性描述

數(shù)據(jù)樣本為中國(guó)1978—2007年的年度數(shù)據(jù)，來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)能源年鑒和2050中國(guó)能源和碳排放報(bào)告。沒(méi)選取1978年以前的數(shù)據(jù)是因?yàn)?978年以前我國(guó)處于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，經(jīng)濟(jì)水平不高，能源存在嚴(yán)重浪費(fèi)現(xiàn)象。1978年以后，我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)逐步開(kāi)放，工農(nóng)業(yè)迅速發(fā)展，能源消耗加快，碳排放量加速增長(zhǎng)。

圖1 二氧化碳排放量(CO2)、人口(POP)、碳強(qiáng)度(CI)、能源強(qiáng)度(EF)、人均GDP(PG)、碳排放效率(CE)的增長(zhǎng)率變化趨勢(shì)

(二)碳排放總量變動(dòng)趨勢(shì):“庫(kù)茲涅茲曲線”檢驗(yàn)

前述文獻(xiàn)表明無(wú)論是國(guó)內(nèi)還是國(guó)外，碳排放和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的相關(guān)關(guān)系，但是對(duì)于中國(guó)的情況，不同的學(xué)者得出不同的結(jié)論。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)我國(guó)碳排放和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文借鑒Galli的做法，建立碳排放與人均GDP之間的非線性模型:

其中CO2:二氧化碳排放量，PERGDP:人均GDP。由Eviews6.0計(jì)算得到以下結(jié)果:

表1 碳排放效率與人均GDP回歸結(jié)果

從表1中得出，人均GDP一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn);二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明我國(guó)碳排放量隨著人均GDP的增加呈現(xiàn)先上升后下降的倒U型曲線關(guān)系，結(jié)論與Schmalensee(1998)和Galetti等(1999)一致。

結(jié)合圖1，2002—2004年碳排放效率增長(zhǎng)率為負(fù)，說(shuō)明隨著工業(yè)化進(jìn)程的加速，二氧化碳的排放量有惡化的趨勢(shì)。根據(jù)我國(guó)碳排放量特征分析，我國(guó)碳排放量的“拐點(diǎn)”在人均GDP非常高的位置，遠(yuǎn)高于國(guó)外水平。說(shuō)明我國(guó)在含碳能源利用上存在大量的粗放型消費(fèi)。

(三)二氧化碳排放量(CO2)，碳強(qiáng)度(CI)，能源強(qiáng)度(EE)，人均GDP(PG)，人口(POP)協(xié)整性分析

自從Engle和Granger提出協(xié)整理論以來(lái)，就一直被認(rèn)為是處理非平穩(wěn)時(shí)間序列長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)的有力工具。在進(jìn)行協(xié)整之前，先對(duì)數(shù)列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以確定變量的單階整數(shù)。時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)常用ADF檢驗(yàn):

表2 各變量序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，CO2、EE、PG、POP及 CI為2階同階單整，滿足協(xié)整分析的條件。

本文用恩格爾和格蘭杰兩步法對(duì)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)和估計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 各時(shí)間序列之間協(xié)整檢驗(yàn)

可知 lnCO2和 lnCI，lnEE，lnPG，lnPOP 存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明二氧化碳排放量與碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、人均GDP、人口之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，說(shuō)明在長(zhǎng)期這些因子對(duì)二氧化碳的排放存在一定的影響。

(四)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

因果關(guān)系是變量之間的依賴(lài)性，原因變量的變化引起結(jié)果變量的變化。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

注:滯后期按照p值的最小值進(jìn)行選擇。

表4顯示:惟獨(dú)lnPOP和lnCO2互為因果，說(shuō)明人口和碳排放量之間具有相關(guān)性;lnCI是lnCO2的原因，這說(shuō)明碳能源的消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)二氧化碳的排放存在影響;lnCO2是lnEE的原因，即二氧化碳的變化會(huì)改變能源強(qiáng)度;Ln-PG和lnCO2不存在格蘭杰因果關(guān)系，即二氧化碳和人均GDP相互獨(dú)立，但是格蘭杰因果檢驗(yàn)只是相互關(guān)系表示一個(gè)方面。綜上可知，我國(guó)二氧化碳排放量和人均GDP(經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng))存在倒U曲線關(guān)系。

格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示除了人均GDP外，別的驅(qū)動(dòng)因子對(duì)二氧化碳都有因果關(guān)系影響，由此可知我國(guó)碳排放驅(qū)動(dòng)因子之間存在因果關(guān)系，為提出節(jié)能減排政策建議提供依據(jù)。

(五)建立誤差修正模型

Engle和Granger已經(jīng)證明，如果變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，均衡誤差將顯著影響變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。先建立長(zhǎng)期均衡模型。

從模型來(lái)看，碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、人均GDP、人口都對(duì)碳排放量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，符合實(shí)際情況。在其他變量不變的情況下，碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、人均GDP、人口每變化1%，二氧化碳排放量分別變化0.80%、1.06%、0.97%、1.38%。對(duì)二氧化碳的影響:人口＞能源強(qiáng)度＞人均GDP＞碳強(qiáng)度。

再建立短期均衡模型 lnCIt－1，lnEEt－1，lnPGt－1，ln-POPt－1無(wú)法通過(guò)t顯著性檢驗(yàn)，舍去。通過(guò)顯著性檢驗(yàn)和擬合優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn)后得到以下模型:

從以上誤差修正模型來(lái)看，在短期內(nèi)，碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、人均GDP、人口都對(duì)碳排放量存在顯著的正影響。具體來(lái)說(shuō)，在短期其他條件不變的情況下，碳強(qiáng)度、能源強(qiáng)度、人均GDP、人口每變動(dòng)1%，CO2平均變動(dòng)1.02%，1.03%，0.99%和1.19%。對(duì)二氧化碳排放量的影響:人口＞能源強(qiáng)度＞碳強(qiáng)度＞人均GDP。相對(duì)于長(zhǎng)期而言，短期碳強(qiáng)度的影響比人均GDP影響更大。誤差修正項(xiàng)ECM的系數(shù)大小反映了短期對(duì)偏離產(chǎn)期均衡的調(diào)整程度。由模型可知，誤差修正系數(shù)為負(fù)，滿足反向調(diào)整的事實(shí)。上一期短期對(duì)于上期均衡的偏離，將在本期得到32.89%的調(diào)整，說(shuō)明在宏觀調(diào)控下，我國(guó)每年對(duì)二氧化碳的排放量調(diào)整力度適中。

五、研究結(jié)論及建議

上述研究表明二氧化碳排放總量與人均GDP存在“能源庫(kù)茲涅茲關(guān)系”，說(shuō)明隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，我國(guó)碳排放總量經(jīng)過(guò)“拐點(diǎn)”后會(huì)逐年下降。格蘭杰因果檢驗(yàn)表明碳排放量與人口數(shù)量存在互為因果關(guān)系，碳排放量的變化是能源強(qiáng)度變化的原因，是碳強(qiáng)度變化的結(jié)果。碳排放驅(qū)動(dòng)因子長(zhǎng)期均衡和短期誤差修正模型表明無(wú)論長(zhǎng)期還是短期，對(duì)于我國(guó)碳排放影響最大的兩個(gè)因素是人口數(shù)量和能源強(qiáng)度，碳排放和人口數(shù)量在長(zhǎng)期和短期內(nèi)影響大小不同，長(zhǎng)期人均GDP影響更強(qiáng)，短期則碳強(qiáng)度占優(yōu)。由誤差修正項(xiàng)可知碳排放量短期對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離有32.89%得到調(diào)整，說(shuō)明我國(guó)在二氧化碳排放宏觀調(diào)控產(chǎn)生的成效一般。從兩個(gè)模型的回歸結(jié)果看，人均GDP對(duì)碳排放的彈性系數(shù)較大，表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠高投入、高能源消耗的產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)。據(jù)此提出以下幾點(diǎn)建議:第一，從低碳生產(chǎn)來(lái)看，二氧化碳的排放量與能源強(qiáng)度彈性系數(shù)約為1，說(shuō)明提高能源效率，能同比例減少我國(guó)碳排放量。能源強(qiáng)度主要受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)化程度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。要做到降低生產(chǎn)的碳排放量，首先應(yīng)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，加大對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投入。其次應(yīng)積極推進(jìn)市場(chǎng)化改革，制定有效的碳權(quán)交易市場(chǎng)機(jī)制，利用價(jià)格機(jī)制提高碳排放效率。同時(shí)還應(yīng)大力發(fā)展清潔能源，提高清潔能源對(duì)碳能源的替代率，減少我國(guó)碳排放總量。第二，從低碳生活來(lái)看，碳強(qiáng)度因子在短期相對(duì)于長(zhǎng)期效果較為明顯，這說(shuō)明在短期內(nèi)碳能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級(jí)會(huì)有效降低碳排放量。隨著經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，城市化、機(jī)動(dòng)化的大力推進(jìn)，生活碳排放將進(jìn)入快速增長(zhǎng)期。政府應(yīng)倡導(dǎo)低碳消費(fèi)理念、引導(dǎo)低碳生活方式，建立起一種以低碳為導(dǎo)向的共生型消費(fèi)方式。構(gòu)建低碳消費(fèi)生活方式關(guān)鍵是消費(fèi)結(jié)構(gòu)低碳化，減少城鎮(zhèn)居民生活的碳密集行為，實(shí)現(xiàn)由高碳消費(fèi)向低碳消費(fèi)的轉(zhuǎn)變。通過(guò)低碳消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)引導(dǎo)低碳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，進(jìn)一步降低我國(guó)的碳排放量。第三，從控制人口增長(zhǎng)來(lái)看，在我國(guó)碳排放驅(qū)動(dòng)因子分析中，人口因素影響最為顯著。我國(guó)本來(lái)人口基數(shù)就大，人口數(shù)量微小的變動(dòng)，都會(huì)引起能源需求、碳排放量的巨大變動(dòng)，人口數(shù)量對(duì)碳排放量的影響具有長(zhǎng)期滯后效應(yīng)。所以從長(zhǎng)期來(lái)看，積極有效控制人口增長(zhǎng)，能減少我國(guó)碳排放量，減輕能源供求壓力，有利于低碳經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

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