涂 建

（江西財經(jīng)大學(xué) 信息管理學(xué)院，南昌 330032）

改革開放以來，我國經(jīng)濟高速發(fā)展，化石能源消耗巨大，帶來的嚴重后果是二氧化碳等溫室氣體大量排放，直接對環(huán)境造成污染。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展的轉(zhuǎn)型，深入研究低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，具有非常重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

國內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究主要集中于三個方面。

一是碳排放與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究。Roberts、Grimes等人認為二氧化碳排放強度與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系[1]。Metcalf通過實證模型發(fā)現(xiàn)了碳排放強度與經(jīng)濟發(fā)展之間的三次函數(shù)關(guān)系[2]。鄧慧慧等人運用空間面板模型探討中國地區(qū)經(jīng)濟增長對碳排放強度的影響，結(jié)果表明我國地區(qū)經(jīng)濟增長和碳排放強度呈現(xiàn)“∧”型特征，地區(qū)經(jīng)濟增長的不同階段對碳排放強度具有不同的影響[3]。涂雄苓認為我國二氧化碳排放強度與經(jīng)濟增長之間存在長期的單向因果關(guān)系，GDP增長是二氧化碳排放強度的Granger原因[4]。張林強等采用Laspeyres分解法和Tapio脫鉤指數(shù)分析廣東省經(jīng)濟增長與碳排放之間的關(guān)系，研究表明經(jīng)濟增長效應(yīng)是碳排放增長的首要驅(qū)動因素，經(jīng)濟增長與碳排放經(jīng)歷了從“弱脫鉤”轉(zhuǎn)變?yōu)椤皬娒撱^”，但總體上仍然呈“弱脫鉤”狀態(tài)[5]。

二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究。劉偉等人采用最小二乘法分析了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，認為第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長拉動作用較大[6]。王輝通過協(xié)整理論、格蘭杰關(guān)系檢驗和誤差修正模型分析湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長關(guān)系，實證表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進程對經(jīng)濟增長具有明顯的帶動作用，同樣經(jīng)濟增長可以有效促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和軟化[7]。干春輝等人采用動態(tài)面板模型進行分析，認為我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化對經(jīng)濟增長都有較明顯的促進作用，但是不同時期促進作用存在較大的差異[8]。付凌暉認為經(jīng)濟增長明顯帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對經(jīng)濟增長的促進作用并不顯著[9]。

三是碳排放與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系研究。李健等人運用灰色關(guān)聯(lián)度分析我國碳排放強度與三次產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)聯(lián)性，研究表明影響碳排放強度的主要因素是第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)增值對減少碳排放強度效應(yīng)不明顯[10]。林伯強等采用對數(shù)平均迪式分解法和STIRPA模型分析我國二氧化碳排放的影響因素，得出我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第二產(chǎn)業(yè)的重工業(yè)是導(dǎo)致中國碳排放增長的一個重要因素，降低第二產(chǎn)業(yè)的比重可以降低二氧化碳庫茲涅茨曲線的弧度[11]。馮之浚等人認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化升級對低碳經(jīng)濟發(fā)展具有很大作用，低碳經(jīng)濟的目的就是降低碳排放強度[12]。Minihan等人運用投入產(chǎn)出DEA模型研究了英格蘭地區(qū)減排的情況，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以間接影響碳排放[13]。郭朝先利用LMDI分解法，對碳排放進行分解，定量分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對碳排放變動的影響，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級有利于碳排放量的減少[14]。

此外，部分學(xué)者將低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟增長結(jié)合起來。陶長琪等構(gòu)建面板向量自回歸模型PVAR分析經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放關(guān)系，結(jié)果表明三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。經(jīng)濟增長不僅可以直接影響碳排放，還可以通過影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級影響碳排放[15]。呂明元認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟增長的影響具有階段性特征，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對降低能源消耗強度，以及碳排放強度均起到了積極作用[16]。

現(xiàn)有研究存在以下幾點不足：第一，國外學(xué)者對經(jīng)濟增長問題的研究主要是針對發(fā)達國家，而發(fā)達國家作為實證分析對象的結(jié)果不一定符合中國的情況；第二，現(xiàn)有文獻忽視了變量之間可能存在的內(nèi)生性，未能揭示三者之間相互影響的動態(tài)演變過程，研究結(jié)果解釋力較弱。本文試圖以全新的實證方法建立時間序列數(shù)據(jù)向量自回歸模型（VAR）分析我國低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間的雙向動態(tài)關(guān)系，精準把握各個變量之間的內(nèi)在影響機制，捕捉各個變量之間沖擊的長短期效應(yīng)。

二、變量與數(shù)據(jù)說明

本文分析的樣本數(shù)據(jù)是我國1978—2015年的年度數(shù)據(jù)，一共38個年度時間序列數(shù)據(jù)。相關(guān)指標說明如下：

（一）碳排放強度（CI）

碳排放強度即單位國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的二氧化碳排放量。該變量是用來衡量國家經(jīng)濟增長與碳排放量的影響。如果一國在經(jīng)濟增長的同時，每單位國民生產(chǎn)總值所帶來的二氧化碳排放量在下降，就說明該國發(fā)展已經(jīng)實現(xiàn)了低碳發(fā)展的模式。由于我國目前沒有二氧化碳的直接監(jiān)測數(shù)據(jù)，大部分的碳排放量研究都是基于能源消費量、能源碳排放系數(shù)進行估算。為了獲得準確數(shù)據(jù)，結(jié)合有關(guān)文獻，本文二氧化碳排放總量采用以下公式計算：

式（1）中，Ei為各類能源的消費量，F(xiàn)（CO2）i為各類能源的二氧化碳碳排放系數(shù)。式（1）計算出的二氧化碳總量除以當年GDP數(shù)值得到碳排放強度。為了保持數(shù)據(jù)的一致性，1978—2015年GDP的數(shù)值以1978年不變價格計算得到不變價GDP值。各類能源消費數(shù)據(jù)來自 《中國能源統(tǒng)計年鑒》，本文二氧化碳排放系數(shù)來自 《國家溫室氣體清單指南》（見表1）。

表1 各類能源二氧化碳排放系數(shù) （單位：kg-CO2/kg）

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（ISR）

在現(xiàn)有的研究中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標有：第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)占社會就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重，該比重越小，說明結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度越快，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度越高；用第二和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的指標，比值越高，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度越快，結(jié)構(gòu)越優(yōu)化；還有用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重，比重越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更高級化。這些產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的指標有一定的合理性，但也有一定的主觀性。為此，本文采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)法，通過賦予三次產(chǎn)業(yè)不同權(quán)重乘以各自在GDP中的比重加權(quán)后來表示，既能體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)升級中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，又能反映出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的整體效果。用公式表達如下：

式（2）中，ISR表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)，xi表示第i產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，顯然ISR的取值范圍在1～3之間，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平隨著ISR的變大而提高。

（三）經(jīng)濟增長（GDP）

現(xiàn)有的實證研究中一般采用GDP、GDP增長率或者人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（AGDP）作為衡量經(jīng)濟增長的指標。國內(nèi)生產(chǎn)總值能夠更好反映一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，因而本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP這個指標，為了消除物價變動對變量的影響，用歷年我國生產(chǎn)總值指數(shù)對GDP進行調(diào)整，得到按可比價計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

為了消除時間序列變量的異方差性，同時又不影響變量之間的協(xié)整關(guān)系，本文對碳排放強度CI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率ISR與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP進行對數(shù)處理，分別記為lnCI、lnISR、lnGDP。使用Eviews7.0獲得變量lnCI、lnISR、lnGDP的時間序列趨勢圖（見圖1）。

圖1 1978—2015年中國碳排放強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長趨勢

三、實證分析

在建立VAR模型之前，必須對變量進行平穩(wěn)性檢驗。如果變量是同階單整序列，利用Johansen和Juselius的似然比檢驗方法（簡稱“JJ檢驗”），檢驗各變量是否存在協(xié)整關(guān)系，建立協(xié)整方程。然后利用Granger因果分析判斷變量之間是否存在因果關(guān)系以及因果關(guān)系的具體方向，最后運用向量誤差修正模型（VEC）、脈沖效應(yīng)分析、方差分解進一步分析低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟增長的長期和短期的動態(tài)關(guān)系。

（一）ADF單位根檢驗

一般而言，大多數(shù)經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)具有趨勢性、非平穩(wěn)性。為了避免對原數(shù)據(jù)進行普通回歸產(chǎn)生偽回歸問題，本文需要對各變量進行ADF單位根檢驗判斷各變量是否平穩(wěn)，不平穩(wěn)就對變量進行差分處理。采用Eviews7.0，對lnCI、lnISR、lnGDP的ADF單位根檢驗，結(jié)果如表2所示。

從表2可知，在5%的顯著性水平下，lnCI、lnISR、lnGDP的ADF檢驗值均大于臨界值，拒絕了不存在單位根的原假設(shè)，認為原序列都存在單位根。即原序列數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)時間序列。于是對上三個序列進行一階差分，ΔlnCI、ΔlnISR、ΔlnGDP的ADF檢驗值小于臨界值，認為一階差分序列不存在單位根，即各變量的一階差分具有平穩(wěn)性，且各變量均為一階單整序列，因此，lnCI、lnISR、lnGDP三個變量符合協(xié)整檢驗條件。

表2 ADF單位根檢驗結(jié)果

表3 VAR模型滯后期的確定

（二）VAR模型的建立

建立VAR模型，不僅要各變量滿足平穩(wěn)性條件，還要確定模型的最佳滯后期，以保持合理的自由度，使參數(shù)具有較強的解釋力，同時消除誤差項的自相關(guān)。 對變量lnCI、lnISR、lnGDP構(gòu)建三維VAR模型，運用滯后結(jié)構(gòu)中的滯后長度來確定VAR模型的滯后階數(shù)，結(jié)果如表3所示。

從表3可知，在滯后期為2時，5個檢驗指標中LR、AIC、SC值同時最小，因此建立滯后2期的VAR模型，即VAR（2）。對于建立的VAR模型，必須驗證AR根的穩(wěn)定性以確保脈沖效應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果的有效性，檢驗結(jié)果如圖2和表4。

如圖2所示，單位圓中的點是AR特征根的倒數(shù)的模，而且每個特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi)，沒有位于單位圓外面的根，因此建立的VAR（2）模型是穩(wěn)定的。同理，表4中所示的單位根倒數(shù)的模都小于1，再次驗證建立VAR模型是穩(wěn)定的。

（三）Johanse協(xié)整檢驗

圖2 特征根

表4 特征根及模

為了進一步了解低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要進行Johansen協(xié)整分析，由上文平穩(wěn)性檢驗，三個變量都是一階單整，符合協(xié)整檢驗的前提條件。在已建立VAR（2）模型上，采用Johansen檢驗法對lnCI、lnISR、lnGDP三個變量進行檢驗，由于單位根檢驗結(jié)果顯示被檢驗變量存在隨機趨勢，因此在無約束VAR模型中施加一個向量協(xié)整分析，同時在協(xié)整檢驗設(shè)定的滯后期需要設(shè)定減1，即滯后階數(shù)為1。結(jié)果如表5所示。

表5 特征根跡檢驗結(jié)果

從表5可知，原假設(shè)None表示沒有協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計算的跡統(tǒng)計量值為40.363，大于臨界值29.797，且概率P值為0.0021，可以拒絕該原假設(shè)，認為至少存在一個協(xié)整關(guān)系；下一個原假設(shè)表示最多有一個協(xié)整關(guān)系，結(jié)果拒絕原假設(shè)，認為至少存在兩個協(xié)整關(guān)系；下一個原假設(shè)表示最多兩個協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果可以接受該原假設(shè)，認為存在兩個協(xié)整關(guān)系。因此通過跡統(tǒng)計量可以確定三個變量存在兩個協(xié)整關(guān)系，即低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。協(xié)整方程表述如下：

通過協(xié)整方程得到，在長期關(guān)系下，碳排放強度與經(jīng)濟增長呈反方向變化，即低碳發(fā)展促進經(jīng)濟增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長呈同方向變化。具體來說碳排放強度每增加1%，經(jīng)濟增長下降3.004214%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級每增加1%，經(jīng)濟增長5.973098%。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

Johanse協(xié)整檢驗只能得到低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長在長期過程中有一個均衡關(guān)系。為了進一步了解三者之間的因果關(guān)系，本文運用Granger因果關(guān)系檢驗VAR （2） 模型的lnCI、lnISR、lnGDP三個變量的因果關(guān)系，結(jié)果如表6所示。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

上述結(jié)果表示：（1）碳排放強度與經(jīng)濟增長之間互為格蘭杰因果關(guān)系，低碳發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，同時經(jīng)濟增長也是低碳發(fā)展的格蘭杰原因，即降低碳排放強度可以促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長也會帶來碳排放強度下降；（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；（3）碳排放強度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是碳排放強度的格蘭杰原因。

（五）脈沖效應(yīng)分析

基于VAR模型的穩(wěn)定性檢驗，Johansen協(xié)整檢驗與Granger因果關(guān)系檢驗，運用VAR（2）模型的脈沖效應(yīng)函數(shù)與方差分解，進一步分析一個隨機擾動項對其本身以及系統(tǒng)中其他變量的影響情況，圖3、圖4、圖5是各變量收到一個單位標準差沖擊后的脈沖效應(yīng)函數(shù)圖。其中，橫軸代表脈沖效應(yīng)函數(shù)的滯后期數(shù)（年），為了與時間序列吻合，滯后期數(shù)為38，縱軸代表因變量對解釋變量的效應(yīng)程度。實線代表脈沖效應(yīng)函數(shù)，虛線代表兩倍標準差的偏離線。

圖3 lnGDP對lnGDP、lnCI、lnISR的脈沖效應(yīng)

圖 4 lnCI對 lnGDP、lnCI、lnISR 的脈沖效應(yīng)

圖5 lnISR對lnGDP、lnCI、lnISR的脈沖效應(yīng)

從圖3可以看出，當給經(jīng)濟增長自身施加一個單位標準差的正向沖擊后，自身經(jīng)濟增長的正向效應(yīng)非常明顯，在第1年正向效應(yīng)影響數(shù)據(jù)就大于0，隨后正向效應(yīng)一直在加強，到第6年達到最大值，此后正向效應(yīng)一直在下降，但是下降速度非常緩慢，在第38年下降到最低點0.067。造成這種結(jié)果是因為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP反映一定時期內(nèi)國家經(jīng)濟狀況，由于國家政策宏觀調(diào)控、物價水平變化帶來短期內(nèi)經(jīng)濟增長不穩(wěn)定，隨后保持相對穩(wěn)定的發(fā)展態(tài)勢。當給碳排放強度施加一個單位標準差正向沖擊后，其對經(jīng)濟增長的效應(yīng)在第1年、第2年的影響為0，第3年開始就出現(xiàn)負向效應(yīng)，并且這種負向效應(yīng)一直在加強，到第9年達到最大值0.03，隨后這種負效應(yīng)開始下降，在第15年后趨于平穩(wěn)，呈穩(wěn)定的負向效應(yīng)趨勢。這表明碳排放強度對經(jīng)濟增長具有長期的負向促進作用，即低碳發(fā)展促進經(jīng)濟增長。當給本期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級一個正向的沖擊，在第1年的影響為0，隨后開始產(chǎn)生正向效應(yīng)，并在第7年達到最大值0.047，此后影響開始下降，最終會達到穩(wěn)態(tài)均衡。我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從一開始的“二一三”到90年代的“二三一”再到現(xiàn)在的“三二一”，體現(xiàn)著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不斷調(diào)整，帶來的經(jīng)濟增長存在波動性，而且經(jīng)濟增長速度在放緩。

從圖4可以看出，當給經(jīng)濟增長一個正向沖擊，在第1年對碳排放強度有一個負的影響，然后開始逐漸加強，在第10年負效應(yīng)達到最大值0.029，隨后這種負效應(yīng)在下降，但是一直都存在負效應(yīng)的影響。這表明經(jīng)濟增長受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)過環(huán)境變化傳遞給碳排放強度，給碳排放強度帶來反向的沖擊，而且這一沖擊具有顯著的抑制作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。隨著經(jīng)濟的增長，單位二氧化碳排放量下降，意味著經(jīng)濟增長促進低碳發(fā)展。當給碳排放強度自身施加一個標準差的正向沖擊后，對碳排放強度的正向效應(yīng)在第2年達到最大值0.024，隨后正效應(yīng)開始逐漸減弱，在第5年為0，持續(xù)了一段很短的負效應(yīng)之后，出現(xiàn)正向效應(yīng)，而且正效應(yīng)一直存在著，這表明碳排放強度受當時環(huán)境、政策影響波動很大。當給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級一個正向沖擊后，在第1年對碳排放強度效應(yīng)有最大的正面影響，然后開始逐漸減弱，在第8年趨于0，之后影響一直都是負的，基本維持在0.01左右，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在調(diào)整期會帶來碳排放強度的提高，隨著調(diào)整期的結(jié)束，碳排放強度會下降。

從圖5可以看出，當給經(jīng)濟增長一個正向的沖擊，在第1年對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有一個正向效應(yīng)，而且這種正向效應(yīng)在1～15年間存在上下浮動，最大值是0.051，最小值是0.028，表明浮動性不是很大；第15年之后，正向效應(yīng)逐漸減弱，到第38年正向效應(yīng)還有0.03。我國經(jīng)濟增長是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的原因，經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有較強的促進作用。當給碳排放強度一個正向的沖擊之后，在第1年就對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生負向效應(yīng)，隨后處于上下浮動狀態(tài)，在第7年開始大于0，產(chǎn)生正向效應(yīng)，但是這種正向效應(yīng)只有四年，在第11年就小于0，出現(xiàn)負向效應(yīng)，并且這種負向效應(yīng)在未來長時期內(nèi)呈平穩(wěn)趨勢，第20年之后碳排放強度沖擊導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)基本為0。當給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整自身施加一個標準差的正向沖擊后，在第1年對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的正向效應(yīng)達到最大值0.008，隨后正效應(yīng)開始逐漸減弱，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整自身效應(yīng)基本為0，表明外面環(huán)境的變化不會影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。

（六）方差分解

脈沖效應(yīng)函數(shù)描述了模型中每一個內(nèi)生變量的沖擊對自身與其他變量的影響，而方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量的變化 （通常用方差來度量）的貢獻度，方差分解是通過分析不同結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量的重要性。本文選定38期作為方差分解的滯后期，基于已經(jīng)建立的向量自回歸VAR（2）模型，分別對lnCI、lnISR、lnGDP進行方差分解，結(jié)果如圖6至圖8所示。方差分解前采用Cho-lesky正交化處理，以消除殘差項彼此之間的同期相關(guān)和序列相關(guān)。

從圖6可以看出，相對于碳排放強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整各因素來說，經(jīng)濟增長自身的影響是主要的，GDP的波動81%由自身解釋，4%由碳排放強度解釋，15%由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整解釋。碳排放強度貢獻度最小，主要原因是中國的二氧化碳的排放量在不斷增加，為了治理環(huán)境要投入更多的人力、物力。在滯后1期，碳排放強度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟增長的貢獻度都是0，表明經(jīng)濟增長時，二者存在一定的滯后性。碳排放強度對經(jīng)濟增長的初期沖擊在前三期較少，但是沖擊在不斷上升，15期就達到峰值，之后一直穩(wěn)定在4%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟增長的貢獻度在前10期快速增長，之后平穩(wěn)增長，基本維持在15%。這表明碳排放強度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整在長期內(nèi)能夠有效促進經(jīng)濟增長。

圖6 lnGDP方差分解

圖7 lnCI方差分解

圖8 lnISR方差分解

從圖7可以看出，在碳排放強度的波動中，73.5%由經(jīng)濟增長GDP波動解釋，11%由排放強度自身解釋，15.5%由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整解釋。在第1期，碳排放強度的波動主要受自身影響，之后這種影響強度一直在下降，在第7期，經(jīng)濟增長對碳排放強度的影響大于碳排放強度自身影響，第15期之后經(jīng)濟增長的貢獻度占主導(dǎo)位置。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對碳排放強度的沖擊在第1期為0，沖擊速度在第2期上升到1%，第6期達到最大值23.1%。這表明經(jīng)濟增長對碳排放強度的影響既是短期有效的，又是長期有效的，經(jīng)濟快速增長為低碳發(fā)展奠定了經(jīng)濟基礎(chǔ)，提供了資金支持。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對碳排放強度的貢獻具有一定的滯后性，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整能夠減少高能耗行業(yè)發(fā)展，降低二氧化碳排放量。

從圖8可以看出，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的波動中，61%由經(jīng)濟增長GDP波動解釋，9%由排放強度解釋，30%由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整自身解釋。經(jīng)濟增長與碳排放強度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整在第1期就產(chǎn)生沖擊。經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻度在第1期只有11%，之后一直高速增長，在第15期增長速度平穩(wěn)。經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有長期正向的影響，這也與脈沖效應(yīng)函數(shù)結(jié)論一致。碳排放強度的貢獻度在第5期達到最大值19.4%，隨后略有下降，在第10期下降幅度就平穩(wěn)了。碳排放強度下降促使供給側(cè)改革，低碳發(fā)展為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整創(chuàng)造了產(chǎn)業(yè)化機會。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整自身影響隨著滯后期期數(shù)往后，自身貢獻度越來越小，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整主要靠外來政策刺激。

四、結(jié)論與政策建議

本文采用改革開放之后（1978—2015年）38年數(shù)據(jù)，建立VAR模型，通過JJ協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖效應(yīng)函數(shù)與方差分解，研究低碳發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系，得出結(jié)論如下：

（1）碳排放強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，碳排放強度與經(jīng)濟增長呈反方向變化，即低碳發(fā)展促進經(jīng)濟增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長呈同方向變化。具體來說碳排放強度每下降1%，經(jīng)濟增長3.004214%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級每增加1%，經(jīng)濟增長5.973098%。

（2）碳排放強度與經(jīng)濟增長之間互為格蘭杰因果關(guān)系；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；碳排放強度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是碳排放強度的格蘭杰原因。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可以降低碳排放強度，不過具有滯后性；碳排放強度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在長期內(nèi)能夠有效促進經(jīng)濟增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是經(jīng)濟增長的源動力；經(jīng)濟增長對碳排放強度具有顯著影響，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有長期穩(wěn)定的正向促進作用。

根據(jù)研究結(jié)論可知碳排放強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均是影響經(jīng)濟增長的重要因素，結(jié)合我國實際情況，給出相關(guān)政策建議：第一，從經(jīng)濟增長對碳排放強度影響的角度來看，我國應(yīng)該考慮通過技術(shù)創(chuàng)新調(diào)整能源結(jié)構(gòu)，提高能源利用率，降低每單位GDP的能耗；第二，從長期看節(jié)能減排政策不會阻礙我國經(jīng)濟增長，應(yīng)該積極提倡節(jié)能減排政策，降低碳排放量；第三，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度來看，我國應(yīng)該進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，逐漸改變對第二產(chǎn)業(yè)過分依賴的現(xiàn)狀，大力扶持和發(fā)展環(huán)境友好、綠色驅(qū)動的低碳產(chǎn)業(yè)。

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