郭藤　孫鳳蓮

作者簡(jiǎn)介：郭藤（1993-），長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué)，研究生。

孫鳳蓮（1982-），長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué)，研究生導(dǎo)師。

摘 要：基于VAR模型分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源效率對(duì)吉林省碳排放量的影響。發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源效率與碳排放量間呈反方向變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放量間呈正方向變化，它們是碳排放量增加的主要原因。據(jù)此提出發(fā)揮政府“綠色職能”，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提高能源轉(zhuǎn)化、能源效率等措施。

關(guān)鍵詞：碳排放量；VAR模型；影響效應(yīng)

一、問題的提出

生產(chǎn)的發(fā)展和科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步為保障我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)作出了巨大貢獻(xiàn)，但同時(shí)也增強(qiáng)了人類開采利用自然資源發(fā)展經(jīng)濟(jì)的能力。由人類生產(chǎn)活動(dòng)引發(fā)的全球氣候變暖已經(jīng)給人類生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)帶來了顯著的不利影響，實(shí)施碳減排、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)以應(yīng)對(duì)氣候變化的影響已成為世界各國(guó)的共識(shí)。從《聯(lián)合國(guó)氣候變化框架公約》簽署到《京都議定書》生效，再到《哥本哈根協(xié)議》的艱難談判，都表現(xiàn)出了全球范圍內(nèi)為致力于因全球生產(chǎn)和消費(fèi)模式的失衡及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不可持續(xù)性而做出的努力。我國(guó)政府已明確提出到2020年單位國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值溫室氣體排放比2005年下降40%-45%，并將作為約束性指標(biāo)納入國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展中長(zhǎng)期規(guī)劃之中，實(shí)施碳減排、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)、轉(zhuǎn)變發(fā)展方式已勢(shì)在必行，它是未來中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵。

在傳統(tǒng)工業(yè)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和“高能耗、高污染”的發(fā)展模式下，吉林省出現(xiàn)了能源的急速消耗和環(huán)境的高污染。尋求一種有效的低碳發(fā)展路徑，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的科學(xué)增長(zhǎng)和無環(huán)境負(fù)擔(dān)的增長(zhǎng)，變得十分必要。本文以主要溫室氣體排放物碳排放量為分析指標(biāo)，運(yùn)用VAR模型定量分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系及影響效應(yīng)，試圖回答幾種因素對(duì)碳排放量的影響及貢獻(xiàn)程度，擬為吉林省發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的路徑選擇提供決策依據(jù)。

二、研究方法、變量選取和數(shù)據(jù)來源

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來源

選取碳排放量（CO2排放量）作為被解釋變量y，選取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重）、能源效率作為解釋變量，分別用x1、x2、x3來表示，利用1990-2012年吉林省的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，一方面，將碳排放量作為環(huán)境污染的主要衡量指標(biāo)，考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)、能源效率變化對(duì)環(huán)境帶來的污染程度；另一方面，考察環(huán)境污染程度的加深給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、各產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的影響。文中碳排放量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源效率數(shù)據(jù)均根據(jù)歷年《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》整理計(jì)算所得。在計(jì)算碳排放量時(shí)，主要是在排放系數(shù)法基礎(chǔ)上基于14種碳源綜合計(jì)算整理所得，各種化石能源的碳排放系數(shù)見表1，具體過程如下：

A=∑ni=1Bi×Ci（1）

式中：A：能源消費(fèi)排放量（萬噸）

Bi：能源i以標(biāo)煤為計(jì)量單位的消費(fèi)量（萬噸標(biāo)煤）

Ci：能源i的碳排放系數(shù)，（萬噸/萬噸標(biāo)煤），可采用IPCC的推薦值

n：產(chǎn)生碳排放的能源消費(fèi)種類數(shù)

CO2的碳排放量=實(shí)際碳排放量×113（2）

（二）研究方法

VAR是基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的模型，它把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。與聯(lián)立方程組模型估計(jì)相比，VAR分析可以較少地受到既有理論的約束，避開了內(nèi)生、外生變量劃分問題復(fù)雜和嚴(yán)重偽回歸的問題。它采用一種用非結(jié)構(gòu)性方法建立各變量之間關(guān)系的模型，為預(yù)測(cè)和分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊、沖擊的大小、正負(fù)及持續(xù)的時(shí)間提供了很好的分析工具。VAR（p）的基本表達(dá)式如下：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt t=1，2，…T（3）

其中，yt是一個(gè)內(nèi)生變量列向量，xt是外生變量向量，A1，…，Ap和B是待估計(jì)的系數(shù)矩陣，T為樣本個(gè)數(shù)，p為模型最大滯后階數(shù)，εt則是誤差向量，他們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)及不與等式右邊的變量相關(guān)。為便于分析，文中將變量取自然對(duì)數(shù)，以便于運(yùn)用VAR模型更好的探討碳排放量與各變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和影響效應(yīng)。

三、基于VAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整關(guān)系的定義，如果碳排放量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，那么它們作為一組時(shí)間序列則是平穩(wěn)的，而且是同階單整的。因此在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析之前，有必要對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)過程，通常情況下首先采用ADF檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)變量是否具有平穩(wěn)性，之后檢驗(yàn)是否存在穩(wěn)定的線性組合，即通過OLS進(jìn)行系數(shù)估計(jì)并檢驗(yàn)殘差是否具有平穩(wěn)性?？芍?，時(shí)間序列l(wèi)ny、lnx1、lnx2、lnx3為非平穩(wěn)序列，在經(jīng)過一階差分后，在5%的顯著性水平都表現(xiàn)為平穩(wěn)。因此，它們都是一階單整的。假設(shè)變量間的回歸方程為：

lnyt=α+α1x1t+α2x2t+α3x3t+ut（4）

運(yùn)用OLS對(duì)方程（4）進(jìn)行回歸，根據(jù)回歸結(jié)果對(duì)殘差ut序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)?？芍?，殘差序列經(jīng)過一階差分之后，在1%、5%、10%顯著水平下都表現(xiàn)為平穩(wěn)性，即為一階單整。因此，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

Jonhamson協(xié)整檢驗(yàn)是基于VAR模型的一種檢驗(yàn)方法，可直接用于多變量間的協(xié)整檢驗(yàn)，這里從零假設(shè)開始H0：r=0，有0個(gè)協(xié)整關(guān)系；備擇假設(shè)H1：r=m，有m個(gè)協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LRm=-n∑Ni=m-1log（1-λi）式中，m為協(xié)整向量的個(gè)數(shù)；λi是按大小排列的第i個(gè)特征值，n為樣本容量。在VAR（2）模型下的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，協(xié)整檢驗(yàn)跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)提供了相同的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，即在5%的顯著水平下存在3個(gè)協(xié)整方程式，應(yīng)該拒絕零假設(shè)，接受備擇假設(shè)。這表明吉林省碳排放量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，依據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果得協(xié)整方程為：

lny=-2.4933lnx1+8.0896lnx2-3.8072lnx3（5）

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

本部分對(duì)碳排放量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源效率之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，可知，GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源效率與碳排放量之間均存在因果關(guān)系。

四、基于VAR模型的影響效應(yīng)分析

對(duì)于VAR模型而言，單個(gè)參數(shù)估計(jì)值的解釋較為困難，若需要對(duì)VAR模型做出結(jié)論，可以觀察系統(tǒng)的方差分解。

方差分解分析：方差分析是進(jìn)一步評(píng)價(jià)各內(nèi)生變量對(duì)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度，當(dāng)系統(tǒng)的某個(gè)變量受到一個(gè)單位的沖擊以后，以變量的預(yù)測(cè)誤差方差百分比的形式反映向量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)按其成因分解為與各方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)（新息）相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性[2]。即脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對(duì)一個(gè)變量沖擊的效果，方差分解則是將系統(tǒng)的均方差誤差分解成各個(gè)變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，可知，碳排放量波動(dòng)在第10期時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源效率對(duì)碳排放量的方差貢獻(xiàn)率分別為5.0447%、18.2504%、13.0491%。

五、研究結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

1、由協(xié)整方程（3）知，碳排放量與GDP、能源效率間呈反方向關(guān)系，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間呈正方向關(guān)系。在對(duì)數(shù)形式下，每個(gè)變量前的系數(shù)變化意味著該變量對(duì)碳排放量的變化彈性。由此可知，第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)引起碳排放量增加8.0896個(gè)百分點(diǎn)，說明其對(duì)碳排放量的影響較大；經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)引起碳排放量減少2.4933個(gè)百分點(diǎn)，而能源效率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)引起碳排放量減少3.8072個(gè)百分點(diǎn)。

2、格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源效率與碳排放量之間均存在因果關(guān)系。首先，GDP在一定程度上對(duì)于碳排放量具備相應(yīng)的預(yù)測(cè)能力，隨著滯后期的延長(zhǎng)，雙方之間的相互影響變的愈發(fā)顯著。在5%的顯著水平、最優(yōu)滯后階為3的情況下，碳排放量與GDP之間存在著單向因果關(guān)系，即地區(qū)GDP的增長(zhǎng)是碳排放量增加的格蘭杰原因。但在10%的顯著水平下，碳排放量的增加又反過來制約著GDP的增長(zhǎng)；其次，在10%的顯著水平、最優(yōu)滯后階為2的情況下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是碳排放量增加的單向格蘭杰原因，即第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重的增加是促進(jìn)碳排放量增加的重要原因。隨著滯后期的延長(zhǎng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)碳排放量的影響更加顯著，在5%的顯著水平、滯后期為5的情況下，碳排放量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在著雙向因果關(guān)系。最后，能源效率的提升在較短時(shí)期內(nèi)就發(fā)揮了顯著作用。在10%的顯著水平、滯后期為1的情況下，能源效率的提升是碳排放量減少的格蘭杰原因，但碳排放量不是能源效率的格蘭杰原因，二者之間存在單向因果關(guān)系。

（二）吉林省走低碳之路的政策建議

未來低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重心在于開發(fā)新能源，堅(jiān)定不移地轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和消費(fèi)模式，走可持續(xù)發(fā)展之路，計(jì)劃加市場(chǎng)，是低碳吉林可行的好方案。在具體執(zhí)行過程中一定不要舍近求遠(yuǎn)，棄中求洋。

1、明確發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的重要途徑：優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)

一方面，在當(dāng)下不動(dòng)搖重工業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中決定性地位的前提下，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，既要在第一產(chǎn)業(yè)上尋求低碳減排空間，還要積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)將是未來承擔(dān)低碳減排任務(wù)的排頭兵，它對(duì)于節(jié)能減排的意義巨大。對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)，則需要在面對(duì)吉林省工業(yè)化、城鎮(zhèn)化加速現(xiàn)實(shí)的基礎(chǔ)上，用高新技術(shù)改造鋼鐵、水泥等傳統(tǒng)重化工業(yè)，高度重視發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)的清潔生產(chǎn)方式，讓煤炭的清潔化始于開采。高效清潔地利用煤炭資源，對(duì)于低碳經(jīng)濟(jì)的發(fā)展至關(guān)重要。在能源開采的根源上就做到清潔化，這將是未來針對(duì)高碳行業(yè)高碳特征所提出的實(shí)現(xiàn)一種科學(xué)的增長(zhǎng)、無環(huán)境負(fù)擔(dān)增長(zhǎng)的有效路徑。另一方面，發(fā)展有機(jī)、生態(tài)、高效農(nóng)業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)是建立在化石能源基礎(chǔ)之上的“石油農(nóng)業(yè)”，如若實(shí)現(xiàn)低碳農(nóng)業(yè)，一要大幅度地減少化肥和農(nóng)藥使用量，減輕農(nóng)業(yè)發(fā)展中的碳含量。用糞肥、堆肥或有機(jī)肥替代化肥，提高土壤有機(jī)質(zhì)含量；通過秸稈還田增加土壤養(yǎng)分，提高土壤保地條件，提高土壤生產(chǎn)力。利用生物之間的相生相克關(guān)系防治病蟲害，減少農(nóng)藥、特別是高殘留農(nóng)藥的使用量。二要充分利用農(nóng)副業(yè)剩余物。吉林省每年可能源化利用秸稈總量為1200萬噸，相當(dāng)于600萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，如能利用得當(dāng)，將會(huì)節(jié)約大量的煤炭資源，有效改善農(nóng)村環(huán)境。

2、需要明確低碳經(jīng)濟(jì)的發(fā)展方式：節(jié)能減排，提高能源效率

節(jié)能減排、提高能源效率是實(shí)現(xiàn)吉林省低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效路徑之一，而引進(jìn)和開發(fā)低碳先進(jìn)技術(shù)則是實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的核心路徑。一方面可以依托技術(shù)上現(xiàn)實(shí)可靠、經(jīng)濟(jì)上可行合理、環(huán)境和社會(huì)都可以接受的方法，有效地利用能源，提高能源利用效率。另一方面需要建立低碳的生活方式和消費(fèi)模式，鼓勵(lì)綠色出行。當(dāng)下居民在糧食生產(chǎn)、儲(chǔ)存、加工、運(yùn)輸、消費(fèi)等環(huán)節(jié)存在嚴(yán)重的浪費(fèi)現(xiàn)象，講排場(chǎng)、講面子、鋪張浪費(fèi)現(xiàn)象相當(dāng)普遍，開展全民節(jié)糧活動(dòng)十分必要。力求將低碳經(jīng)濟(jì)理念融入到政府管理、企業(yè)經(jīng)營(yíng)、居民生活中，——制定并切實(shí)執(zhí)行行業(yè)和產(chǎn)品的國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)行節(jié)能減排的管理考核責(zé)任制，真正做到全民低碳。

（作者單位：長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] 吉林省發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)研究課題組，吉林省發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的對(duì)策與戰(zhàn)略研究[J]，稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2010（3）：1-8.

[2] 楊萬平，袁曉玲.對(duì)外貿(mào)易、FDI對(duì)環(huán)境污染的影響分析-基于中國(guó)時(shí)間序列的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析：1982-2006[J]，世界經(jīng)濟(jì)研究，2008（12）：62-68.

[3] 袁富華.低碳經(jīng)濟(jì)約束下的中國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J]，經(jīng)濟(jì)研究，2010（8）：79-89.

[4] 李波.我國(guó)農(nóng)地資源利用的碳減排及減排政策研究[D]，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)，2011，6.

[5] 閔繼勝，胡浩.基于 VAR（向量自回歸）模型的我國(guó)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析[J]，經(jīng)濟(jì)問題探索，2011（5）：20-25.