陳嘉雯，陳華超，徐 強(qiáng)

（1.華東師范大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，上海 200241；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025）

0 引言

能源消耗對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，但是粗放式、低效率的能源消費(fèi)所產(chǎn)生的碳排放壓力大于對應(yīng)的能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的推動(dòng)力。與此同時(shí)，全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）、能源消費(fèi)和碳排放之間的矛盾日益突出：一方面，較高的人均碳排放量使中國面臨巨大的國內(nèi)和國際壓力；另一方面，中國能源消費(fèi)主要以煤炭為主，較低的TFP和經(jīng)濟(jì)的下行壓力迫使中國以更大量的煤炭消耗為代價(jià)來保障經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長，碳排放量也就無法得到有效控制。在此背景下，深入研究TFP與能源消費(fèi)對碳排放的長期和短期動(dòng)態(tài)影響機(jī)制，對于中國提高生產(chǎn)效率、節(jié)能減排和穩(wěn)定增長有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于能源消費(fèi)和碳排放的研究主要集中在能源消費(fèi)、碳排放和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系上[1-5]。關(guān)于生產(chǎn)率和碳排放的研究主要分三類：第一類主要研究碳排放約束下的生產(chǎn)率[6]；第二類主要是研究碳排放與其他行業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系[7]；第三類主要是研究區(qū)域內(nèi)部碳排放與生產(chǎn)率的關(guān)系[8]。研究表明，TFP的提高在一定程度上對碳排放顯示出抑制作用，而能源消費(fèi)的增加對碳排放有顯著的促進(jìn)作用，但是對于中國而言，TFP和能源消費(fèi)的變化對碳排放的影響及其機(jī)制尚不明確，國內(nèi)研究這一問題的文獻(xiàn)還比較少。郭輝和董曄（2012）[9]估算了中國1978—2008年考慮能源消費(fèi)以及在碳排放約束下的TFP，發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力是高能耗和高投入，代價(jià)是大量的碳排放。但他們主要是將能源消費(fèi)和碳排放納入到TFP的測算之中，最終研究的是能源消費(fèi)和碳排放對經(jīng)濟(jì)增長的影響，并未涉及能源消費(fèi)和TFP對碳排放的影響。本文主要研究TFP與能源消費(fèi)對碳排放的影響及其機(jī)制，創(chuàng)新之處在于，研究碳排放時(shí)不僅考慮能源消費(fèi)還考慮了TFP，不僅考慮了能源消費(fèi)總量和TFP對碳排放的影響，還考慮了各類能源和TFP對碳排放的影響，突破了已有研究只關(guān)注總量的局限性。

1 數(shù)據(jù)來源與測算

1.1 變量與數(shù)據(jù)來源

本文研究中國1980—2016年TFP與能源消費(fèi)對碳排放的影響，從能源消費(fèi)和碳排放總量與分類別的角度構(gòu)建模型，因此選取的變量包括TFP以及人均能源消費(fèi)總量、各類能源的人均消費(fèi)總量、能源消費(fèi)對應(yīng)的人均CO2排放量、各類能源消費(fèi)對應(yīng)的人均CO2排放量，除TFP外，其余變量根據(jù)中國各年平均人口數(shù)計(jì)算人均量并取自然對數(shù)，各變量符號見表1。

表1 變量名稱及符號表示

1.2 TFP的測算

在測算TFP時(shí)利用索羅殘差法，使用勞動(dòng)和資本雙要素的生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Yt、Kt和Lt分別表示實(shí)際產(chǎn)出、資本存量和勞動(dòng)投入，α和β表示資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，λ表示技術(shù)進(jìn)步率。在規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)下（即α+β=1），對式（1）進(jìn)行變形得到：

通過對式（2）進(jìn)行回歸可得到資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。對式（2）進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，估計(jì)結(jié)果為α=0.751，β=0.249。TFP定義為：

在測算TFP時(shí)，實(shí)際產(chǎn)出以1980年價(jià)格計(jì)算的GDP表示，勞動(dòng)投入使用年平均就業(yè)人員數(shù)表示，二者均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2017》。

關(guān)于資本存量的測算，使用Goldsmith提出的永續(xù)盤存法（PIM）。生產(chǎn)性資本存量的基本估計(jì)公式為：

其中，Kt為第t年的資本存量，δt為第t年的經(jīng)濟(jì)折舊率，It為第t年的投資完成額，pt為第t年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。國家統(tǒng)計(jì)局從1990年才開始公布固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，因此1980—1989年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)參考單豪杰（2008）[10]的估算方法，1990—2016年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫；陳昌兵（2014）[11]以1990年價(jià)格測算的1980年資本存量為17148.77億元，用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)換算成以1980年價(jià)格計(jì)算的1980年資本存量，估計(jì)結(jié)果為K1980=9772.95億元；固定資產(chǎn)投資完成額數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；折舊率參考陳昌兵[11]測算的固定不變的資產(chǎn)折舊率，統(tǒng)一取值為5.6456%。根據(jù)式（4）可估算出以1980年價(jià)格計(jì)算的1980—2016年的固定資本存量，并以此測算出中國1980—2016年的TFP。

1.3 能源消費(fèi)與碳排放的測算

根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》可獲得1980年和1985—2016年能源消費(fèi)總量以及煤炭、石油、天然氣和一次電力及其他能源占能源消費(fèi)總量的比重，以此計(jì)算各種能源消費(fèi)總量?！吨袊y(tǒng)計(jì)年鑒》缺失1981—1984年的數(shù)據(jù)，通過觀察發(fā)現(xiàn)1980年和1985年的數(shù)據(jù)相差不多，因此使用等差序列進(jìn)行插值。1980—2012年的煤炭、石油和天然氣消費(fèi)產(chǎn)生的CO2使用美國能源信息署網(wǎng)站發(fā)布的數(shù)據(jù)；2013—2016年煤炭、石油和天然氣消費(fèi)產(chǎn)生的CO2以及1980—2016年電力消費(fèi)產(chǎn)生的CO2數(shù)據(jù)，根據(jù)《國家發(fā)展改革委辦公廳關(guān)于請組織開展推薦國家重點(diǎn)節(jié)能技術(shù)工作的通知》（發(fā)改辦環(huán)資〔2013〕1311號）發(fā)布的各種能源的排放系數(shù)進(jìn)行估算；最后將各種能源消費(fèi)產(chǎn)生的CO2匯總，得到總能源消費(fèi)產(chǎn)生的CO2。中國歷年年末人口數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，由此計(jì)算各年平均人口數(shù)，并根據(jù)平均人口數(shù)計(jì)算出人均能源消費(fèi)量和對應(yīng)的人均碳排放量。

2 研究方法

TFP與能源消費(fèi)對碳排放的影響比較復(fù)雜，TFP與能源消費(fèi)及二者的滯后項(xiàng)都可能會(huì)對本期變量產(chǎn)生一定的影響，因此三者之間并非簡單的線性關(guān)系，構(gòu)建模型時(shí)需要將當(dāng)前項(xiàng)及滯后項(xiàng)考慮在內(nèi)?；赥FP、能源消費(fèi)和碳排放三個(gè)因素之間相互影響的特點(diǎn)以及ARDL模型的諸多優(yōu)勢，本文對變量序列進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)后，使用ARDL模型對TFP、能源消費(fèi)及碳排放的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)分析。

2.1 結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)

結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的內(nèi)生檢驗(yàn)（簡稱Z-A檢驗(yàn)）有三個(gè)模型：

其中，TB表示結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的年份，DUt表示截距突變的虛擬變量，DTt表示斜率突變的虛擬變量：

本文選用Z-A檢驗(yàn)的模型C對變量進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)。

2.2 ARDL模型的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

使用ARDL法對TFP、能源消費(fèi)及碳排放的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)分析，所用模型為：

其中，β1、β2和β3表示短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，β4、β5和β6表示協(xié)整關(guān)系或長期動(dòng)態(tài)關(guān)系。式（9）為總量層次上TFP、能源消費(fèi)及碳排放的關(guān)系，將式（9）中能源消費(fèi)與CO2排放分別更換為煤炭、石油、天然氣和電力消費(fèi)與對應(yīng)的人均CO2排放量，即得到TFP、各類能源消費(fèi)與碳排放的關(guān)系。

ARDL邊界檢驗(yàn)使用F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，接受原假設(shè)則變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，拒絕原假設(shè)則表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

當(dāng)模型斷定變量間存在協(xié)整關(guān)系后，可以利用ARDL模型對TFP、能源消費(fèi)和碳排放的長期效應(yīng)和短期效應(yīng)進(jìn)行分析。長期效應(yīng)模型為：

基于式（10）對TFP、能源消費(fèi)和碳排放進(jìn)行誤差修正，對其短期效應(yīng)進(jìn)行分析。短期效應(yīng)模型為：

模型中滯后階數(shù)由AIC或BIC信息準(zhǔn)則判定，ECTt-1表示滯后的誤差修正項(xiàng)（Error Correction Term），φ為其系數(shù)項(xiàng)。根據(jù)解釋變量的F統(tǒng)計(jì)量顯著性判定短期因果關(guān)系，根據(jù)ECTt-1系數(shù)的T檢驗(yàn)顯著性判定長期因果關(guān)系。

3 實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

ADF和PP單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除石油、石油消費(fèi)產(chǎn)生的CO2為I（0）過程外，其余序列均為I（1）過程，滿足構(gòu)建ARDL模型的條件。

由于Z-A結(jié)構(gòu)突變單位根檢驗(yàn)只適用于I（1）序列，因此對經(jīng)ADF和PP單位根檢驗(yàn)確定為I（1）的序列進(jìn)行Z-A檢驗(yàn)。Z-A結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)表明，LnECCOAL、LnEC、LnECELE和LnCO2ELE序列為帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程，TFP、LnECGAS、LnCO2、LnCO2COAL和LnCO2GAS的一階差分序列為帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程。

3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)確定各變量的協(xié)整階數(shù)后，使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。協(xié)整檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量顯示，在10%的顯著性水平下，能源總量、煤炭、石油三組變量均存在一個(gè)協(xié)整向量，天然氣存在兩個(gè)協(xié)整向量，各組內(nèi)均存在協(xié)整關(guān)系①由于電力消費(fèi)和電力消費(fèi)產(chǎn)生的CO2之間存在極強(qiáng)的序列相關(guān)，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)產(chǎn)生奇異矩陣（Singular Matrix），因此協(xié)整檢驗(yàn)以及之后的ARDL檢驗(yàn)和ECM檢驗(yàn)均不包含電力消費(fèi)項(xiàng)目。。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 ARDL模型結(jié)果及分析

基于各組變量之間存在的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)式（10）構(gòu)建TFP、能源消費(fèi)和碳排放的ARDL模型，估計(jì)其長期彈性（見表3）。

表3 ARDL模型結(jié)果（長期彈性）

表3顯示，TFP對碳排放的影響具有不確定性，而能源消費(fèi)對當(dāng)期碳排放則有顯著影響。從能源總量層面上看，當(dāng)期的TFP提高對減少碳排放有顯著的影響，TFP每提高1個(gè)單位使得碳排放減少1.7%，而滯后3期的TFP每提高1個(gè)單位會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期碳排放總量增長2.8%，說明滯后3期TFP的提高可能是以大量的能源消費(fèi)為代價(jià)，而這些增加的能源消費(fèi)產(chǎn)生的大量碳排放在3期之后才顯現(xiàn)出來；滯后四期的TFP每提高1個(gè)單位會(huì)使碳排放總量降低1.9%，這表示TFP中技術(shù)進(jìn)步等減少碳排放的效用超過能源消費(fèi)等增加碳排放的效用至少需要四年的時(shí)間，但是一旦這些對減少碳排放有積極影響的技術(shù)因素發(fā)揮效用，將產(chǎn)生顯著且持續(xù)的效果；碳排放的滯后1期會(huì)對當(dāng)期產(chǎn)生正向影響，而當(dāng)期的能源消費(fèi)會(huì)對碳排放產(chǎn)生顯著影響，能源消費(fèi)總量每增長1%會(huì)使得碳排放總量增長0.8%，可見當(dāng)期能源消費(fèi)是決定碳排放量的主要原因。從分類能源層面看，影響煤炭碳排放的各變量對碳排放的影響情況與能源總量高度相似；當(dāng)期TFP的提高對減少石油消費(fèi)產(chǎn)生的碳排放有顯著的正面影響，而對于天然氣消費(fèi)產(chǎn)生的碳排放無顯著影響，原因可能是石油的成分比較復(fù)雜，而天然氣的成分比較單一，當(dāng)TFP提高時(shí)，對石油的處理更為科學(xué)，可以在很大程度上減少碳排放量；石油和天然氣的碳排放滯后項(xiàng)均對當(dāng)期碳排放有顯著影響，當(dāng)期的能源消費(fèi)對碳排放的影響最為顯著，每增加1%的石油和天然氣消費(fèi)會(huì)使得碳排放分別增加0.7%和0.6%。因此在短期內(nèi)，TFP的提高無法對降低碳排放產(chǎn)生顯著影響，但是從長期來看，TFP的提高對節(jié)能減排將產(chǎn)生顯著而持續(xù)的效果，且從長期來看能源消費(fèi)量的增加是CO2排放量不斷攀升的主要原因。

3.4 ECM模型結(jié)果及分析

基于各組變量之間存在的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)式（11）構(gòu)建TFP、能源消費(fèi)和碳排放的ECM模型，估計(jì)其短期彈性（見表4）。表4是對模型進(jìn)行誤差修正后的結(jié)果，它與長期動(dòng)態(tài)關(guān)系表現(xiàn)出一致性且模型具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。無論是能源消費(fèi)總量還是煤炭、石油、天然氣消費(fèi)，差分序列均對相應(yīng)的碳排放量有顯著影響，且誤差修正項(xiàng)均在1%的顯著性水平下顯著，但是TFP對碳排放的短期變化則無顯著影響，這和長期的動(dòng)態(tài)均衡變化具有一致性。誤差修正項(xiàng)表示系統(tǒng)受到?jīng)_擊后恢復(fù)到均衡狀態(tài)的速度，其系數(shù)的絕對值越大表示系統(tǒng)恢復(fù)的速度越快，可以看出，能源消費(fèi)總量受到?jīng)_擊后以1%的速度向長期均衡調(diào)整，說明其短期均衡受到?jīng)_擊后向長期均衡調(diào)整的速度很慢，對能源消費(fèi)的依賴性較強(qiáng)。從模型的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，除石油消費(fèi)模型的擬合優(yōu)度為0.4外，其余模型均在0.5以上；對于模型的殘差序列檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，均獲得較好的統(tǒng)計(jì)特性，證明模型具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

3.5 因果檢驗(yàn)

表5為能源消費(fèi)總量與分類別能源的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。表5顯示，無論是總量還是分類別的能源消費(fèi)，碳排放能源消費(fèi)均對TFP有顯著影響，而變量之間的其他影響關(guān)系則存在不確定性。從能源消費(fèi)總量看，能源消費(fèi)和碳排放存在雙向因果關(guān)系，碳排放和能源消費(fèi)均存在到TFP的單向因果關(guān)系。從分類別能源消費(fèi)看，煤炭存在能源消費(fèi)和碳排放的雙向因果關(guān)系，天然氣存在從能源消費(fèi)到碳排放的單向因果關(guān)系，而電力由于能源消費(fèi)和碳排放存在高度的序列相關(guān)，因此二者之間沒有表現(xiàn)出因果關(guān)系；石油和天然氣均存在能源消費(fèi)和TFP的雙向因果關(guān)系，煤炭和電力存在從能源消費(fèi)到TFP的單向因果關(guān)系。這說明，目前中國的經(jīng)濟(jì)增長很大一部分是依賴能源消費(fèi)拉動(dòng)的，能源消費(fèi)對TFP有顯著的影響，而中國的TFP水平卻遠(yuǎn)不及發(fā)達(dá)國家，造成了能源消費(fèi)拉動(dòng)TFP、增加碳排放，而在短期內(nèi)TFP對節(jié)能減排卻沒有起到顯著作用的局面。

表4 ECM模型結(jié)果（短期彈性）

表5 總量與分類別的Granger因果檢驗(yàn)

4 結(jié)論

（1）從長期來看，碳排放的增加主要來源于能源消費(fèi)，TFP的提高對減少碳排放有正向且持續(xù)的影響。長期檢驗(yàn)結(jié)果顯示，每增加1%的能源消費(fèi)會(huì)使得碳排放增加0.8%，是碳排放的主要來源，但是滯后4期的TFP每增加1個(gè)單位會(huì)使得碳排放量減少1.9%，技術(shù)導(dǎo)向型的TFP增加雖然存在滯后期，但是當(dāng)技術(shù)改進(jìn)的滯后期過去之后，TFP的提高對于降低碳排放有顯著且持續(xù)的效果，對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)體的持續(xù)健康發(fā)展將產(chǎn)生重大的意義。

（2）從短期來看，TFP的變化對碳排放的影響并不顯著，能源消費(fèi)的不斷增加是導(dǎo)致碳排放長期居于高位的主要原因。目前中國以煤炭、石油、天然氣等不可再生能源作為主要的能源來源，這就決定了在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中隨著能源消費(fèi)量的增加，碳排放量必然會(huì)持續(xù)上升，而TFP的提高對碳排放起到作用需要至少三、四年的滯后期，短期內(nèi)無法對碳排放產(chǎn)生顯著影響；能源消費(fèi)直接產(chǎn)生的CO2是碳排放的主要來源，且能源消費(fèi)和其滯后項(xiàng)均對碳排放有顯著的正面影響。

（3）從整體來看，由TFP提高到減少碳排放的轉(zhuǎn)換周期過長。TFP的提高在很大程度上有助于減少能源消費(fèi)產(chǎn)生的碳排放量，但是這一過程存在滯后期。本文的結(jié)果顯示，TFP的提高到減少碳排放的轉(zhuǎn)換周期長達(dá)三、四年，較長的轉(zhuǎn)換周期使得TFP的提高對減少碳排放的作用大打折扣，降低了技術(shù)進(jìn)步所帶來的效率。