摘要：基于甘肅省1980—2010年碳排放量與總產(chǎn)出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整模型與誤差修正模型動(dòng)態(tài)分析。結(jié)果表明，就長(zhǎng)期和格蘭杰因果關(guān)系而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致碳排放的增加，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不是碳排放的格蘭杰原因；相反，碳排放的增加也預(yù)示著GDP的增加，且是GDP增加的格蘭杰原因。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 碳排放 協(xié)整分析 甘肅

一、甘肅省碳排放的現(xiàn)狀

如圖1所示，甘肅省的碳排放量與GDP都呈現(xiàn)遞增的趨勢(shì)，因此兩者可能存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。就碳排放強(qiáng)度而言，1980—2010年雖有個(gè)別年份較前一年增加，但總體而言是逐漸減少的，且這種總體趨勢(shì)呈線性。這就從另一個(gè)角度說(shuō)明了甘肅省碳排放與GDP之間可能存在著線性關(guān)系。

二、模型的構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)的選取與碳排放量的計(jì)算

本文用到的所有數(shù)據(jù)均來(lái)自歷年的《甘肅年鑒》。為了研究碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，對(duì)歷年的生產(chǎn)總值（GDP）采用的是以1980年為基期，消除物價(jià)波動(dòng)的實(shí)際值。而碳排放量的計(jì)算公式為：C=∑Ci=ci×Ei其中C為碳排放總量，Ci為第i種能源的碳排放量， ci為第i種能源的碳排放系數(shù)1，Ei為第i種能源的消費(fèi)量。由于數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后不改變協(xié)整關(guān)系，并能將趨勢(shì)線性化和盡可能消除存在的異方差，所以本文將數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，處理后的數(shù)據(jù)為lngdp和lnce。

1、序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先對(duì)時(shí)間序列l(wèi)ngdp和lnce采用ADF統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)形式用（c，t，k）表示，其中c表示有漂移項(xiàng)，t表示有趨勢(shì)項(xiàng)，k表示滯后項(xiàng)的個(gè)數(shù)。對(duì)于滯后項(xiàng)個(gè)數(shù)的選擇，可以構(gòu)建VAR模型，根據(jù)VAR模型估計(jì)結(jié)果的AIC、SC最小準(zhǔn)則和LR準(zhǔn)則進(jìn)行滯后階數(shù)的選擇。如表1所示，給出了對(duì)于lngdp序列進(jìn)行VAR模型構(gòu)建的過(guò)程，分別可以找到對(duì)于不同形式lngdp原序列和一階序列的最大滯后階數(shù)。對(duì)于lngdp二階和lnce原序列、一階、二階最大滯后階數(shù)的選擇與表1中l(wèi)ngdp序列的VAR構(gòu)造相似，不再贅述。根據(jù)以上的分析，序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如下表2，可知lngdp和lnce序列均為一階單整即I（1）序列，滿(mǎn)足協(xié)整分析的首要條件。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

建立lnce和lngdp的回歸模型

lnce（t）=-1.815+0.628lngdp（t）

（0.000） （0.000）（0.000）表示 t統(tǒng)計(jì)量的概率值，下同。

R2=0.981， D.W=0.508

發(fā)現(xiàn)殘差項(xiàng)有較強(qiáng)的一階自相關(guān)?？紤]加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，得到lnce與lngdp的分布滯后模型：

lnce（t）= - 0.636 +0.179lngdp（t）

+0.7lnce（t-1） （1）

（0.029） （0.010） （0.000）

R2=0.99 D.W=1.7 LM（1）=0.67

LM（2）=1.66

自相關(guān)性消除，因此可初步認(rèn)為（1）式是lngdp與lnce的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。殘差項(xiàng)的穩(wěn)定性仍采用ADF單位根檢驗(yàn)法，結(jié)果ADF統(tǒng)計(jì)量的概率值為0，拒絕不平穩(wěn)的原假設(shè)即參差通過(guò)了平穩(wěn)性的檢測(cè)，也就是說(shuō)lnce和lngdp之間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程式為（1）式。

建立lngdp和lnce的回歸模型

lngdp （t）=3.119+1.562 lnce（t）

（0.000） （0.000）

R2=0.981， D.W=0.501

發(fā)現(xiàn)殘差項(xiàng)有也較強(qiáng)的一階自相關(guān)?？紤]加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)， 同理得到lngdp與lnce的分布滯后模型：

lngdp （t）=0.281+ 0.04 lnce （t）

+ 0.084lngdp（t-1）

（0.008） （0.064） （0.000）

+0.086lngdp （t-2） （2）

（0.032）

R2=0.99 D.W=1.61 LM（1）=3.83 LM（2）=4.11

對(duì)參差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可知ADF統(tǒng)計(jì)量的概率值為0.008，即參差平穩(wěn)。所以（2）式為序列l(wèi)ngdp和lnce的一個(gè)協(xié)整方程。

3、誤差修正模型

經(jīng)過(guò)協(xié)整分析可知，碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著長(zhǎng)期的趨勢(shì)，可以建立誤差修正模型，以考察短期變量間的關(guān)系以及對(duì)偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)的動(dòng)態(tài)修正力度，對(duì)序列l(wèi)nce是lngdp建立的誤差修正模型為：

△lnce（t）=-0.237△lngdp（t）+1.023△lnce（t-1）

（0.378） （0.008）

+0.386△lnce（t-3）-1.09 ECM1.t-1 （3）

（0.042） （0.011）

R2=0.41 D.W=2.01 LM（1）=0.08 LM（2）=1.07

△lnce（t）=0.757△lnce（t-1）+0.296△lnce（t-3）

（0.000） （0.057）

-0.848ECM2.t-1 （4）

（0.006）

R2=0.31 D.W=1.97 LM（1）=0.00 LM（2）=1.19

△lngdp（t）=0.048△lnce（t）+1.287△lngdp（t-1）

（0.351） （0.000）

-0.335△lngdp（t-2）-0.815ECM1.t-1

（5）

（0.000） （0.000）

R2=0.38 D.W=2.06 LM（1）=0.48 LM（2）=1.49

△lngdp（t）=1.31△lngdp（t-1）-0.33△lngdp（t-2）

（0.000） （0.000）

-0.839ECM2.t-1 （6）

（0.000）

R2=0.36 D.W=2.13 LM（1）=0.81 LM（2）=2.11

其中

ECM1.t-1=lnce（t）+0.636-0.179lngdp（t）

-0.7lnce（t-1）。

ECM2.t-1= lngdp （t）-0.281-0.041 lnce （t）

- 0.084lngdp （t-1）-0.086 lngdp（t-2）

4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)SIC、AC最小準(zhǔn)則可知格蘭杰檢驗(yàn)式的滯后階數(shù)為2。在些基礎(chǔ)上得到格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果如表3。從表3可以得出：在10%的水平上，lngdp不是lnce的格蘭杰原因，而lnce是lngdp的格蘭杰原因。

三、模型分析及結(jié)論

（一）長(zhǎng)期分析

從協(xié)整方程（1）可得，當(dāng)GDP增加1%時(shí)，碳排放增加0.18%，且根據(jù)lngdp參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量（p=0.01）可知這種長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系是顯著的。這是因?yàn)?，一般而言，?jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)帶動(dòng)能源消耗的增加，而能源消耗的增加在能源結(jié)構(gòu)無(wú)顯著變化時(shí)必然導(dǎo)致碳排放量的增加。

從協(xié)整方程（2）可得，長(zhǎng)期而言，增加1%的碳排放，經(jīng)濟(jì)將會(huì)增長(zhǎng)0.041%。且根據(jù)lnce參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量（p=0.064）可知這種長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系是比較顯著的。這是因?yàn)樘寂欧胖饕性诘诙a(chǎn)業(yè)，在能源利用率提高的情況下，碳排放的增加，反應(yīng)的是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增加，而第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增加必然是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要原因。

（二） 短期分析

誤差修正模型反映的是短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)額與碳排放增長(zhǎng)額之間的關(guān)系，可以用經(jīng)濟(jì)的同比增長(zhǎng)額與碳排放的同比增長(zhǎng)額加以解釋。對(duì)于（3）式而言，經(jīng)濟(jì)的同比增長(zhǎng)額提高1%，所引起的碳排放的同比增長(zhǎng)額降低0.24%。因?yàn)槟茉吹南闹饕性诘诙a(chǎn)業(yè)上，與二氧化碳的排放量長(zhǎng)期存在著增長(zhǎng)負(fù)脫鉤或弱脫鉤。隨著第二產(chǎn)業(yè)中能源利用率的不斷提高和第三產(chǎn)業(yè)的增加所導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同比增長(zhǎng)額大于碳排放的同比增長(zhǎng)額，這就表現(xiàn)為短期間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)碳排放的負(fù)向驅(qū)動(dòng)力。但這個(gè)負(fù)向驅(qū)動(dòng)作用并不是說(shuō)在短期碳排放下降，而是說(shuō)在短期經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)額相對(duì)長(zhǎng)期而言，所引起的碳排放量比長(zhǎng)期的要少，或者可解釋為在短期排放同樣額度的碳量所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)額度大于長(zhǎng)期。雖然誤差修正模型（3）反映了在期短經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是碳排放的負(fù)向驅(qū)動(dòng)力，但這并不顯著（△lngdp系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量概率值為0.378） 。

從圖2也可以看出來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同比增加額與碳排放的同比增加額波動(dòng)并非相似，碳排放同比增加額的波動(dòng)呈現(xiàn)一定的周期性。因此需要消除經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素來(lái)分析碳排放增長(zhǎng)的原因，具體到模型（3），就是去掉△lngdp變量，從而得到誤差修正模型（4）。由（4）式可知，在短期中碳排放量的增加有一種內(nèi)在的驅(qū)動(dòng)作用。這一內(nèi)在的驅(qū)動(dòng)作用可以解釋為第二產(chǎn)業(yè)，因?yàn)樵冢?）式中之所以△lngdp變量不顯著，是因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)的增加和能源利用率的提高。又因?yàn)槟茉聪闹饕性诘诙a(chǎn)業(yè)，且第二產(chǎn)業(yè)中能源的結(jié)構(gòu)長(zhǎng)期處于穩(wěn)定狀態(tài)，所以碳排放增量的滯后期其實(shí)所反映的是第二產(chǎn)業(yè)以往的產(chǎn)出的增量。因此短期間第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增加必將導(dǎo)致碳排放的增加，且當(dāng)所導(dǎo)致的碳排放增加額偏離了長(zhǎng)期趨勢(shì)時(shí)，存在著以0.848的比例影響著后一期碳排放的增加。

誤差修正模型（5）反映的是在短期，當(dāng)碳排放量同比增長(zhǎng)額增加1%時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同比增長(zhǎng)額增加0.048%。對(duì)此的解釋與模型（3）相似，所以模型5中表現(xiàn)出在短期碳排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的驅(qū)動(dòng)作用。與模型（3）同樣，這種短期的正向驅(qū)動(dòng)作用并不顯著（△lnce系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量概率值為0.36），因此可以去掉△lnce變量，從而得到模型（6）。在模型（6）中，短期經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與以前的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平有關(guān)，表現(xiàn)出一種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的慣性。當(dāng)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的額度偏離了長(zhǎng)期趨勢(shì)時(shí)，存在著以0.839的比例影響后一期的GDP的增加。

（三）格蘭杰因果關(guān)系分析

由表3可知，在10%的水平上，lngdp不是lnce的格蘭杰原因。表明lngdp的滯后期對(duì)lnce解釋能力不強(qiáng)，這是因?yàn)槟茉聪闹饕性诘诙a(chǎn)業(yè)中，且由于先進(jìn)生產(chǎn)設(shè)備的引進(jìn)使得能源利用率不斷提高，再加上第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的逐年增加，使得碳排放的增加與GDP的增加不存在一致性。而lnce是lngdp的格蘭杰原因，這是顯而易見(jiàn)的，因?yàn)榈诙a(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)出很大的比重，且碳排放的增加反映的是第二產(chǎn)業(yè)的增加，而第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增加當(dāng)然是GDP增加的原因。

（四）結(jié)論

在甘肅省，就長(zhǎng)期而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要消耗更多的能源，從而碳排放也相應(yīng)的增加，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不構(gòu)成碳排放的格蘭杰原因。相反，由于碳排放主要集中在第二產(chǎn)業(yè)，碳排放量的增加也就反映了第二產(chǎn)業(yè)的增加，因此GDP也相應(yīng)的增加。就短期而言，經(jīng)濟(jì)的同比增長(zhǎng)額要大于碳排放的同比增長(zhǎng)額，但不存在一個(gè)穩(wěn)定的比例關(guān)系。主要是因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)的發(fā)展、能源利用率的不斷提高和能源結(jié)構(gòu)的變化使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與碳排放變動(dòng)不一致。

四、政策建議

第一，加大力度發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。相比第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)能源強(qiáng)度低，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)就是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與節(jié)能減排雙贏的主要手段。

第二，改善能源消耗結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展清潔能源，降低煤類(lèi)能源的使用量。對(duì)于甘肅省，發(fā)展清潔能源是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重要途徑。

第三，提高第二產(chǎn)業(yè)的能源利用率。對(duì)高排放的工業(yè)制定嚴(yán)格的減排目標(biāo)，同時(shí)從財(cái)政上和金融上支持企業(yè)引進(jìn)先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備和技術(shù)人員。

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（李佳輝， 1989年生，甘肅慶陽(yáng)人，西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。馬慧莉，1980年生 ，甘肅蘭州人，西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)）