姚韜

[摘 要] 通過運用協(xié)整檢驗和VAR模型，對能源消費、碳排放和經(jīng)濟增長的相關(guān)性進行了實證分析。計量結(jié)果表明我國的碳排放量、能源工業(yè)增加值、能源消費彈性系數(shù)以及國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。其中我國碳排放量大小的變動對經(jīng)濟增長的影響較為顯著。對我國目前而言，必須盡快加大第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重，特別是積極發(fā)展能耗低且附加值高的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)向能源集約型的轉(zhuǎn)變。

[關(guān)鍵詞] 能源消費；碳排放；經(jīng)濟增長；相關(guān)性

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2014 . 02. 022

[中圖分類號] F27 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2014）02- 0032- 04

近年來我國的人均二氧化碳排放量始終處于世界前列，其主要原因是中國經(jīng)濟的高速發(fā)展帶來的各產(chǎn)業(yè)對能源需求量的增加，直接導(dǎo)致了企業(yè)和個人二氧化碳排放量急劇上升。盡管我國采取了一系列節(jié)能減排的措施，但是我國工業(yè)企業(yè)中存在的無控制碳排放和能源浪費的情況并沒有得到根本的改變。鑒于我國能源工業(yè)發(fā)展所帶來的高能耗和高污染的問題， 在“十一五”規(guī)劃中我國明確提出了要在10年之內(nèi)實現(xiàn)人均GDP能源消耗量下降20%的目標(biāo)。2009年9月在聯(lián)合國氣候變化峰會上，我國政府提出了在15年內(nèi)中國GDP碳排放總量下降40%的目標(biāo)。要完成以上目標(biāo)，研究經(jīng)濟增長和碳排放、能源消費之間的關(guān)系就顯得非常必要。那么能源消費、碳排放與經(jīng)濟增長之間究竟是否存在關(guān)聯(lián)性，如果具有關(guān)聯(lián)性，那么其中對經(jīng)濟增長影響的核心要素有哪些，本文嘗試采用基于VAR（向量自回歸）的非結(jié)構(gòu)多變量計量模型來實證研究能源消費、碳排放和經(jīng)濟增長的相關(guān)性，希望能夠為我國低碳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的逐步實現(xiàn)提供參考性意見。

1 文獻(xiàn)回顧

Salvador[1]（1999）采用Lotka-Volterra模型及Michael Dalton[2] （2003）采用PET模型對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位能耗、能源消費與碳排放量之間的關(guān)系進行研究，提出了能源排放強度、能源生產(chǎn)消費和經(jīng)濟增長之間確實存在關(guān)聯(lián)性。Roberts Grimes[3]（2002）的研究表明，不僅人均GDP和二氧化碳排放強度之間存在著線性關(guān)系。并且從還存在著自動表現(xiàn)為N型和U型的非線性關(guān)系，也就是說假設(shè)政府在不采用任何制約碳排放量的舉措，從長期看碳排放量的強度也會自動呈N型和U型的浮動趨勢。Treffers[4]（2007）等學(xué)者對德國碳排放量和經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究后認(rèn)為政府在長期內(nèi)采用一定措施，可以實現(xiàn)碳排放量的逐漸減少的同時保持經(jīng)濟的穩(wěn)定增長。

張雷和黃園淅認(rèn)為，在短期內(nèi)能源消費量隨著工業(yè)化的發(fā)展會出現(xiàn)一個快速增加的過程[5]，并且在工業(yè)化的初級階段可能會產(chǎn)生能源消費疊加效應(yīng)，這部分效應(yīng)主要由制造業(yè)和加工業(yè)產(chǎn)生。但是進入工業(yè)發(fā)展的成熟階段后，隨著第三產(chǎn)業(yè)比重的不斷增加，能源消費增速效應(yīng)會日趨下降。實證研究表明，低碳城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的快速調(diào)整對經(jīng)濟增長存在一定的影響作用，兩者之間具有較為顯著的相關(guān)性[6]。

2 檢驗與分析

2.1 研究方法

Christopher Sims提出VAR模型，利用矩陣行列式變量來聯(lián)立方程，通過某一個內(nèi)生變量對模型中全部內(nèi)生變量滯后項進行回歸，以此來衡量動態(tài)變量之間的關(guān)系 。我們還可以由單變量自回歸模型推導(dǎo)出多元矩陣變量組成的自回歸模型[7]。模型建立后，用脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果分析干擾項變化和模型對某些變量系統(tǒng)性動態(tài)效果。方差分析結(jié)果來分析各結(jié)構(gòu)對內(nèi)生變量影響變化的貢獻(xiàn)值。在本文中脈沖響應(yīng)函數(shù)可以檢驗碳排放量和能源消費量對各經(jīng)濟變量的影響強度和持續(xù)時間；通過方差分解，可以確定各變量在經(jīng)濟增長中的大小。VAR模型的一般形式為：

yt=v+A1yt-1+…+Apyt-p+B0xt+B1xt-1+…+Bqxt-q+μt t∈{-∞，+∞}

其中，yt=（y1t…ynt）表示n階隨機向量，

A1到Ap表示n×n階的參數(shù)矩陣，xt表示n階外生變量向量，

B1到Bq是n×m階待估系數(shù)矩陣，并且假定μt是干擾項。

理論上來說，滯后期p和q越長，對反映所構(gòu)造模型的全部信息描述越完整。但是隨著滯后期的延長，參數(shù)估計所需要所選取的變量的數(shù)值就越大，估計的自由度就會減少。因此在具體的操作過程，需要根據(jù)自身的需要，在自由度與滯后期之間找出一種均衡狀態(tài)。一般情況是選取SC和AIC準(zhǔn)則中較小的數(shù)值作為滯后期統(tǒng)計量[8]。

2.2 變量的選取

本文選取GDP的增長率，中國碳排放量、能源工業(yè)增加值，能源消費彈性指數(shù)作為內(nèi)生變量，影響經(jīng)濟增長的其他要素作為隨機項，來建立向量自回歸模型。

中國碳排放量：國內(nèi)外眾多文獻(xiàn)對經(jīng)濟增長與碳排放量之間的關(guān)系進行過研究，研究的結(jié)果各不相同，但都承認(rèn)碳排放量和經(jīng)濟增長之間確實存在重要的關(guān)系。碳排放總量是指能源消費所放出的二氧化碳量的總和。關(guān)于計算碳排放量的方法有很多種，本文采用基于Yoichi Kaya公式的碳排放量計算法，該算法認(rèn)為能源的二氧化碳總排放量取決于人口數(shù)、人均GDP、能源強度、碳強度4個因素，其公式為：

F=P ×（G/P）×（E/G）×（F/E）=P×g×e×f

其中，F(xiàn)為每年世界二氧化碳總排放量；P為世界人口總數(shù)；G為世界GDP；g=（G/P）為全球人均GDP；E 為每年全球一次性能源消費量；e=（E/G） 為全球GDP的能源強度； f=（F/E）為能源的碳強度。

能源工業(yè)增加值：能源工業(yè)增加值反映的是一個國家或地區(qū)，在一段時間內(nèi)由能源工業(yè)提供的全部產(chǎn)品和服務(wù)的市場價值總和，這是國民經(jīng)濟核算中的一項重要指標(biāo)，該指標(biāo)也反映了能源工業(yè)生產(chǎn)部門和單位對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)。

能源消費彈性系數(shù)：指的是在一段時期內(nèi)一個國家或地區(qū)能源消費量的增長率與經(jīng)濟增長率之間的比例。計算和分析能源消費彈性系數(shù)的目的是為了研究國民經(jīng)濟增長和能源消費之間的相關(guān)性。以便于國家能夠有效地預(yù)測今后的能源消費對國民經(jīng)濟增長的影響[9]。

GDP增長率：國內(nèi)外大多數(shù)文獻(xiàn)用GDP增長率來反映不同地區(qū)在不同時間的經(jīng)濟增長速度，本文照例采用國家統(tǒng)計局提供的不同時期國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來衡量經(jīng)濟增長的速度。

2.3 數(shù)據(jù)的定義和來源

在實證分析中，上述變量的數(shù)值均取自然對數(shù)，用LGDP表示GDP增長率，LCCE表示中國碳排放量，LEIAV表示能源工業(yè)增加值，LECEC表示能源消費彈性系數(shù)。本文指標(biāo)的選取時間段為2000年到2010年，經(jīng)濟指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自2000-2010年《中國統(tǒng)計年鑒》、《BP能源統(tǒng)計報告》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》。本文的數(shù)據(jù)處理借助于Evieivs 6. 0計量經(jīng)濟分析軟件進行。

3 實證分析

實證分析的基本步驟是：先對變量序列做單位根檢驗，以確定變量序列是否平穩(wěn)；如不平穩(wěn)則需要對變量序列進行差分；當(dāng)進行到第k次差分時序列平穩(wěn)，則說明該變量序列服從k階單整，當(dāng)檢驗的結(jié)果均服從同階單整時，可進行多變量序列進行Johnsen協(xié)整檢驗，格蘭杰因果分析，并且構(gòu)造向量自回歸模型；隨后對所建立的向量自回歸模型進行計量分析。

3.1 平穩(wěn)性檢驗

我們運用ADF檢驗法對中國碳排放量LCCE，能源工業(yè)增加值LEIAV，能源消費彈性系數(shù)LECEC，GDP增長率等序列進行平穩(wěn)性檢驗，其檢驗結(jié)果見表1。

注：Δ代表一階差分，（C，T，D）表示所檢驗的序列中的截距，時間趨勢及滯后階數(shù)。

3.2 協(xié)整檢驗

單位根檢驗的結(jié)果表明，所有變量序列均服從同階單整，可以進行協(xié)整檢驗。格爾-格蘭杰的兩步法是國內(nèi)外文獻(xiàn)常采用的估計協(xié)整向量的主要方法，但是這種方法需要大量的樣本量來支持論證過程，如果沒有大量的數(shù)據(jù)作為支持，那么估計量會存在一定的誤差[10]。為了避免EG兩步法可能帶來的檢驗缺陷，本文采用多變量Johnsen協(xié)整檢驗方法對GDP增長率、中國碳排放量、能源工業(yè)增加值、能源消費彈性系數(shù)進行協(xié)整檢驗，檢驗的結(jié)果見表2和表3。

檢驗結(jié)果表明我國的中國碳排放量、能源工業(yè)增加值、能源消費彈性系數(shù)以及國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但是這種變量之間的相關(guān)性是否存在因果關(guān)系還需要進一步檢驗。

3.3 格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果證明，在樣本所選取的年份內(nèi)，我國的中國碳排放量、能源工業(yè)增加值、能源消費彈性系數(shù)以及國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系需要通過格蘭杰因果分析來驗證。通過格蘭杰因果檢驗，根據(jù)AIC和SC原則選取滯后階為2，檢驗結(jié)果見表4。

注：表示在10%的水平上顯著

①在顯著水平為10%的情況下，LCCE是LGDP的Granger原因.說明碳排放量的數(shù)值變化和國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)值變化存在因果關(guān)系。②在顯著水平為10%的情況下，LEIAV是LGDP的Granger原因，說明能源工業(yè)增加值波動對國內(nèi)生產(chǎn)總值的波動會帶來影響。③在顯著水平為10%的情況下，LECEC是LGDP的Granger原因，即能源消費彈性系數(shù)的變化會對GDP的數(shù)值帶來影響。

根據(jù)格蘭杰因果檢驗得出的結(jié)論，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率對能源消費，碳排放不存在顯著影響，但是能源消費，碳排放對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率存在明顯的反作用，也就是說在如果利用國內(nèi)生產(chǎn)總值對低碳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行調(diào)節(jié)，其成效將不會很顯著，相反如果利用低碳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對國內(nèi)生產(chǎn)總值進行調(diào)節(jié)，其成效將會非常顯著。這與通常的看法有較大反差。導(dǎo)致這種情況的原因是樣本區(qū)間太小的緣故，或者是有關(guān)GDP能源要素各年數(shù)據(jù)波動較大使得GDP變動對各要素影響不顯著。

3.4 VAR模型的建立和驗證

3.4.1 VAR模型的構(gòu)建

我們選擇：LGDP、LCCE、LEIAV和LECEC四個變量，建立四維的向量自回歸模型。建立VAR模型之前，首先要確定模型滯后階數(shù)。本文根據(jù)確定SC準(zhǔn)則和AIC準(zhǔn)則最小值的方法，認(rèn)為該VAR模型的的選取的滯后期為2，即建立VAR（2），模型方程如下：

LGDPtLCCEtLELAVtLECECt=0.0522.3041.5170.035+1.44 0.04 0.32 0.170.22 -0.30 0.60 0.750.18 0.52 -1.25 1.670.27 -0.30 0.65 0.94LGDPt-1LCCEt-1LELAVt-1LECECt-1+-0.67 0.11 0.07 -0.05-0.09 0.15 -0.82 -1.92 0.18 0.57 -0.62 -2.53 0.41 -0.36 8.86 -0.08LGDPt-2LCCEt-2LELAVt-2LECECt-2+ε1tε2tε3tε4t

整個模型的擬合度為0.981 462 5，擬合效果比較好，并且所有單位特征根全部位于單位圓內(nèi)，這表明所建立是穩(wěn)定的模型結(jié)構(gòu)。

3.4.2 脈沖響應(yīng)沖擊分析

由于VAR模型參數(shù)的最小二乘估計量可能存在一致性，單個參數(shù)估計值對經(jīng)濟現(xiàn)象解釋不夠穩(wěn)定。對VAR模型做出較為穩(wěn)定的分析，主流的方法是對向量自回歸模型進行的脈沖響應(yīng)沖擊。脈沖響應(yīng)函數(shù)是指在白噪聲序列上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，來測試各內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)，進而分析內(nèi)生變量現(xiàn)值和期值可能產(chǎn)生的變化[11]。本文選取部分脈沖響應(yīng)函數(shù)進行分析。

根據(jù)前面所推導(dǎo)的結(jié)論，說明本文使用的數(shù)據(jù)滿足建立模型的前提條件。再根據(jù)所建立的VAR模型，可以得到各種脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，這里只給出中國碳排放量LCCE和能源工業(yè)增加值LEIAV對經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)圖，橫軸表示脈沖響應(yīng)的滯后期數(shù)，縱軸表示GDP，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

首先，給碳排放量一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊會引起經(jīng)濟增長加速，然后減少，再加速，從第6期開始，經(jīng)濟增長會穩(wěn)定在零增長率這一均衡水平（圖1），也就是說，碳排放量對經(jīng)濟增長的沖擊影響在不斷減少，最后趨于消失。本文對此的解釋是在21世紀(jì)初我國經(jīng)濟增長呈粗放型的特征，高污染和高耗能的企業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所占比重較大，對經(jīng)濟增長的影響十分明顯。中間個別年份由于國家出臺強制性政策和法規(guī)，或是國際能源機構(gòu)的相關(guān)制約，使得這些年份的碳排放量顯著減少，對中國GDP總量影響并不大。但是我國粗放式的生產(chǎn)方式和高污染高能耗的企業(yè)在我國行業(yè)所占較大比重的情況并沒有發(fā)生根本性的改變。隨著我國生產(chǎn)方式的不斷進步和完善，大力推動低碳經(jīng)濟發(fā)展，建設(shè)綠色GDP社會，已成為我國可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的重要目標(biāo)。

其次，給能源工業(yè)增加值一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，在前4期中，基本上是引起經(jīng)濟的明顯增長，到了第6期后，經(jīng)濟增長基本趨于穩(wěn)定（圖2）。這是因為工業(yè)生產(chǎn)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中對經(jīng)濟增長影響較大的一部分，而能源工業(yè)增加值的上升會直接引起工業(yè)總產(chǎn)值的提高，影響GDP增長率。隨著能源工業(yè)增長幅度的不斷加大，到達(dá)增長的頂峰時，其對經(jīng)濟增長的影響力也會不斷衰退。

3.4.3 方差分解分析

時間序列中內(nèi)生變量的變化是自身波動和系統(tǒng)干擾項共同作用的結(jié)果。而方差分解的目的是用系統(tǒng)的均方差來解釋各個變量為沖擊所做的貢獻(xiàn)。本文通過該方法來分析各變量對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率。

注：因小數(shù)的四舍五入，表中的數(shù)據(jù)之和可能不等于100。

從表5的檢驗結(jié)果可知，GDP增長率變化的方差分解顯示LCCE的沖擊從長期來看能解釋GDP增長率變化的67%左右，而LEIAV和LECEC的沖擊對GDP增長率變化的解釋加起來不超過33%，但是LCCE的沖擊對GDP增長率變化的影響在逐年減少，這和我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐年向低碳化，環(huán)?；哪繕?biāo)是一致的，其中第8期的碳排放量因素對GDP影響最小，這和2008年北京奧運會舉行當(dāng)年的低碳化政策的嚴(yán)格執(zhí)行不無關(guān)系。值得注意的是在給LEIAV一個沖擊后，GDP從第3期到第4期呈快速增長趨勢，此后，逐漸趨于穩(wěn)定，說明在第3期能源工業(yè)增加值對GDP的影響有了大幅的提高，從2003年開始我國的第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效能水平提高較快。

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

本文通過使用向量自回歸模型，利用協(xié)整分析，格蘭杰因果分析，脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等計量經(jīng)濟學(xué)方法，對影響我國經(jīng)濟增長的能源消費和排放要素，進行了較為詳細(xì)的實證分析，可以得出以下幾個結(jié)論：

（1）中國的碳排放量、能源工業(yè)增加值、能源消費彈性指數(shù)和GDP增長率之間存在相關(guān)關(guān)系和因果關(guān)系。并且這種變化是長期的、穩(wěn)定的、線性的。

（2）碳排放量是上述變量中影響我國經(jīng)濟增長的最主要的因素，但是其對GDP增長影響力正在逐年減少。主要的原因是我國正逐年加大第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占比例，特別是積極發(fā)展高附加值和低能耗的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。并且從2000年，我國開始對污染程度較高的制造業(yè)和加工業(yè)進行內(nèi)部行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加大了對高新技術(shù)企業(yè)和環(huán)保型企業(yè)的支持力度。一定程度上降低了碳排放量對GDP的影響力。

（3）能源工業(yè)增加值變化對我國經(jīng)濟增長也具有非常重要的作用。這個結(jié)論和中國的能源工業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀基本一致。目前我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長和我國能源工業(yè)的發(fā)展存在正相關(guān)的關(guān)系，能源工業(yè)的發(fā)展已成為影響我國GDP增長的重要因素之一。

（4）能源消費彈性指數(shù)的波動對經(jīng)濟增長的影響并不顯著。主要原因是我國的能源市場并不開放，主要消費來源于國有大中型企業(yè)的需求，這造成了能源消費彈性指數(shù)的變化對我國經(jīng)濟增長的影響并不大的原因。另外，我國能源數(shù)據(jù)統(tǒng)計和核算體系還存在一些不足， 尤其是能源服務(wù)業(yè)統(tǒng)計方法較為落后，數(shù)據(jù)收集層次比較單薄，能源價格指數(shù)并不健全，也從客觀上造成了這一結(jié)果。

4.2 建議和對策

（1）加大對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整力度，減少高污染高能耗的傳統(tǒng)工業(yè)企業(yè)的數(shù)量，大力開發(fā)低耗能和高附加值的環(huán)保和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上實現(xiàn)能源集約化的轉(zhuǎn)變。

（2）擴大能源出口和國內(nèi)能源的消費能力，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展由投資驅(qū)動型向消費驅(qū)動型和出口驅(qū)動類型轉(zhuǎn)換。

（3）在我國經(jīng)濟穩(wěn)定和持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)上，嚴(yán)格執(zhí)行國家節(jié)能政策和環(huán)境保護的基本法律制度，提高承接節(jié)能產(chǎn)業(yè)的準(zhǔn)入門檻。

（4）盡量減少因碳排放量過大而產(chǎn)生的多余社會成本。鼓勵節(jié)儉化、低碳化的生活消費模式，以便于實現(xiàn)綠色環(huán)保的社會形態(tài)。

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