郝園園 曹洪忠

(檀國大學經(jīng)濟學院，韓國 京畿道龍仁 16890)

0 引 言

持續(xù)穩(wěn)定、健康的發(fā)展是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)保障和條件。中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會指出，健全和推動中國綠色經(jīng)濟發(fā)展體制，努力實現(xiàn)健康的、可持續(xù)性與穩(wěn)定的發(fā)展經(jīng)濟與環(huán)境和諧共處的發(fā)展方略。因此必須要處理與協(xié)調(diào)好經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境(CO2排放量)的影響相關(guān)因素[1]。區(qū)域經(jīng)濟的快速發(fā)展必然帶動區(qū)域能源需求的增加，所以在一定程度上區(qū)域經(jīng)濟的增長會導致能源利用技術(shù)的變革與能源產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，但大量的能源消耗仍將使CO2等溫室氣體的排放量增加，對環(huán)境的治理將產(chǎn)生負面的壓力。進而影響經(jīng)濟的發(fā)展。因此，在綠色、低碳的環(huán)境系統(tǒng)中為了使經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調(diào)持久地發(fā)展，必須在能源消耗、經(jīng)濟增長和環(huán)境之間尋求平衡著力點，對于長三角地區(qū)經(jīng)濟與環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展，必須努力尋求合作與互補、降低環(huán)境風險[2]。

從宏觀經(jīng)濟角度分析長三角地區(qū)能源與經(jīng)濟增長的關(guān)系。一方面，國家或地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展主要依賴于能源。另一方面，能源的發(fā)展是以經(jīng)濟的可持續(xù)與穩(wěn)定性發(fā)展為前提的。隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，對能源的生產(chǎn)需求與依賴程度也越來越高，社會經(jīng)濟發(fā)展亦是如此。因此，本文以“十三五規(guī)劃”為方針，堅持社會經(jīng)濟的綠色發(fā)展與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展，推進能源資源產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展與利用，筑牢生態(tài)文明，努力實現(xiàn)生產(chǎn)生活系統(tǒng)與能源生產(chǎn)消耗系統(tǒng)的循環(huán)相連接，從而實現(xiàn)長三角地區(qū)的經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)與可持續(xù)發(fā)展[3]。

1 材料與研究方法

本文研究的目的是利用協(xié)整和因果關(guān)系模型分析能源與經(jīng)濟之間的關(guān)系，進一步探討長三角地區(qū)的CO2排放量、能源消耗與經(jīng)濟產(chǎn)出之間的關(guān)系。其中，Kraft J和Kraft A(1978)對這一方法進行創(chuàng)新，隨后這一研究方法被用于許多研究[4]。在模型中使用的變量主要包括區(qū)域能源消費(E)、區(qū)域GDP(GDP)和CO2排放量(CE)等長三角地區(qū)的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)取自1995—2018年上海、浙江、江蘇以及安徽等地區(qū)統(tǒng)計年鑒，利用計量經(jīng)濟學軟件程序EVIEW10進行建模，如下所示：

CEt=f(Et,GDPt)

(1)

1.1 單位根檢驗

根據(jù)Dickey D和Fuller W(1979)提出的運用自回歸序列估計量分布對序列數(shù)據(jù)進行單位根的研究[5]，非平穩(wěn)性的時間序列變量通過自由線性組合也可以是平穩(wěn)的。如果存在這樣一種時間序列變量通過線性的自由結(jié)合使序列達到這樣的平穩(wěn)，那么可以認為該時間序列模型中的變量之間存在這樣的協(xié)整關(guān)系[6]，如下所示：

(2)

其中，Xt表示時間序列模型中隨時間變化的任何變量。T表示時間趨勢。Δ是不同的運算符。單位根檢驗主要是研究系數(shù)δ，如果原假設Xt是非平穩(wěn)性的或δ=0，那么就意味著這一序列中可能存在一個δ<0的單位根問題。

1.2 協(xié)整檢驗

我們通過構(gòu)建兩個或兩個以上變量的協(xié)整模型(E-G和Johansen)對組合模型中的序列變量進行協(xié)整關(guān)系的分析。

1.2.1 EG檢驗

首先對序列模型進行回歸處理，然后利用E-G檢驗的方法對序列模型中的殘差序列進行單一序列的單位根檢驗[7]。如果該回歸序列模型中的殘差序列是平穩(wěn)序列，則該序列模型中的各變量之間一定存在協(xié)整關(guān)系，反之不存在這一協(xié)整關(guān)系。

yt=c+βxt+ut

(3)

其中，β為k維系數(shù)向量。所以模型(3)的估計誤差如下：

(4)

1.2.2 Johansen檢驗

Johansen檢驗是通過構(gòu)建序列變量VAR模型，然后運用時間序列兩個或兩個以上變量之間的回歸系數(shù)進行協(xié)整驗證[7-8]。其目的是用于分析這一模型中各序列變量之間是否存在這樣的長期均衡的關(guān)系方程以及估計協(xié)整向量。

(5)

λmax(r,r+1)=-Tln(1-λr+1)

(6)

其中,λi是從估計矩陣中獲得的估計有序特征值，T是滯后調(diào)整后的觀測次數(shù)。

1.3 因果關(guān)系檢驗

我們可以把兩個或者兩個以上的時間序列模型中的一個變量與其他變量通過自由結(jié)合的方法進行因果關(guān)系檢驗。然后把這一變量的滯后系數(shù)引入其他變量的方程中，并判斷該變量的滯后系數(shù)對引入的變量方程是否會產(chǎn)生相應的影響[8-9]。所以因果關(guān)系檢驗是基于變量存在協(xié)整關(guān)系后，進一步驗證序列變量之間是否存在線性相關(guān)的關(guān)系，具有統(tǒng)計性的意義。

(7)

對原假設方程(7)中βi=0(i=1，2，…,k)時，如果“x變化不是引起y變化的Granger原因”或者在原假設方程中βj=0(j=1，2，…,k)時，“y變化不是引起x變化的Granger原因”進行判斷。

2 實證分析

2.1 單位根檢驗

在本節(jié)的實證分析中，選取1995—2018年的時間序列探究長三角地區(qū)的CO2排放量與能源消費對經(jīng)濟增長的影響。因此對序列變量數(shù)據(jù)取對數(shù)后進行單位根平穩(wěn)性檢驗(見表1)。

表1 序列單位根檢驗

根據(jù)表1可知，原時間序列數(shù)據(jù)lnCE、lnGDP和lnE在二階差分時序列變量數(shù)據(jù)lnCE、lnGDP和lnE的t-統(tǒng)計量在0.01的顯著性水平下拒絕原假設。故序列l(wèi)nCE、lnGDP和lnE是二階平穩(wěn)序列。

2.2 碳排放與經(jīng)濟增長關(guān)系

2.2.1EG檢驗

我們通過“E-G檢驗”的方法對lnCE和lnGDP序列變量構(gòu)建回歸方模型如下[6]：

lnCEt=-3.28+0.51lnGDPt+εt

(8)

根據(jù)回歸模型(8)可知，該模型的D-Watson統(tǒng)計量相對較小。因此可以判斷該回歸模型的殘差序列可能存在自相關(guān)。所以需要對序列回歸模型進行自相關(guān)LM檢驗，見表2。

表2 lnCE與lnGDP自相關(guān)檢驗結(jié)果

(9)

表3 滯后模型自相關(guān)結(jié)果

因此，結(jié)果表明序列變量CO2排放量與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，其協(xié)整方程為：

lnCEt=0.48lnGDPt+εt

(10)

根據(jù)協(xié)整定義可知，序列變量lnCE與lnGDP兩者之間存在長期影響關(guān)系以及模型的協(xié)整向量為(1，-0.48)。當GDP每增加一個單位時，CO2排放量將會增加0.48個單位。CO2排放量與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，所以隨著近年來長三角地區(qū)經(jīng)濟的不斷發(fā)展，CO2排放量也不斷增加。

2.2.2 因果關(guān)系

根據(jù)表4可知，原假設在0.05的顯著性水平下拒絕lnCE不是lnGDP的Granger原因的假設。因此CO2排放量對經(jīng)濟的增長具有積極性的影響，那么隨著CO2排放量的增加長三角地區(qū)經(jīng)濟得以快速的發(fā)展。

表4 lnCE和lnGDP因果檢驗結(jié)果

2.3 能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系

2.3.1 EG檢驗

我們通過“E-G檢驗”的方法對lnE和lnGDP序列變量構(gòu)建回歸模型如下：

lnEt=4.85+0.53lnGDPt+εt

(11)

根據(jù)回歸模型(11)可知，該模型的D-Watson統(tǒng)計量相對較小，進一步判斷該回歸模型的殘差序列可能存在自相關(guān)。因此需要對序列回歸模型進行自相關(guān)LM檢驗。

表5 lnE與lnGDP自相關(guān)性檢驗結(jié)果

lnEt=1.12+1.19lnGDPt+0.74lnEt-1-

(12)

表6 滯后模型自相關(guān)性結(jié)果

lnEt=0.57lnGDPt+εt

(13)

根據(jù)協(xié)整定義可知，序列變量lnE與lnGDP兩者之間存在長期的協(xié)整關(guān)系以及模型的協(xié)整向量為(1，-0.57)。當GDP每增加一個單位時，長三角地區(qū)的能源消費量將會增加0.57個單位。因此，隨著近年來長三角地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟和市場經(jīng)濟的快速發(fā)展以及國民生活質(zhì)量的提高，各行業(yè)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)對能源的需求量也不斷增加，進一步帶動區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。

2.3.2 因果關(guān)系

根據(jù)表7可知，原假設lnE不是lnGDP的Granger原因，在0.01的顯著性水平下拒絕原假設。因此，能源消費量的增加對長三角地區(qū)經(jīng)濟增長具有積極的帶動作用，所以隨著長三角地區(qū)經(jīng)濟的不斷發(fā)展必然會伴隨著各行業(yè)生產(chǎn)與消費對能源需求量的增加。

表7 lnE和lnGDP因果檢驗結(jié)果

2.4 碳排放與能源消費、經(jīng)濟增長的關(guān)系

2.4.1 VAR模型

通過構(gòu)建lnE、lnCE和lnGDP等序列變量三者同框架的VAR模型，并且運用協(xié)整模型、VEC誤差修正模型和因果關(guān)系對存在序變量之間的關(guān)系以及相互影響程度進行合理性的分析[10]。VAR模型估計結(jié)果如下：

(14)

2.4.2 Johansen檢驗

通過VAR模型驗證了差分后的時間序列是平穩(wěn)時間序列，結(jié)合實際分析可知，在時間序列VAR模型中l(wèi)nE、lnCE和lnGDP之間均滿足協(xié)整檢驗數(shù)據(jù)分析的必要條件。利用協(xié)整檢驗中的Jonhansen極大似然估計對時間序列l(wèi)nCE和lnE、lnGDP之間的關(guān)系做進一步檢驗(見表8)。

表8 序列變量協(xié)整檢驗結(jié)果

根據(jù)表8可知，該序列模型lnE、lnCE與lnGDP之間在其5%的顯著性水平下只存在1個協(xié)整關(guān)系方程。協(xié)整方程如下：

lnCEt=1.36lnEt+0.30lnGDPt+εt

(15)

從長三角地區(qū)長期發(fā)展來看，如果lnE增加一個單位量，那么lnCE將增加1.36個單位量。如果lnGDP增加一個單位量，那么lnCE將增加0.30個單位量。因此，在同一模型中能源消費所產(chǎn)生的CO2排放量遠大于經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的CO2排放量，所以在經(jīng)濟發(fā)展一定的情況下提高能源轉(zhuǎn)化率可有效地控制CO2的排放量。

2.4.3 VCE模型

協(xié)整檢驗驗證了長三角地區(qū)CO2排放量、能源消費和經(jīng)濟增長之間存在長期互為影響的關(guān)系。但是構(gòu)建序列模型中的各變量之間是否存在這樣的短期效果需要進一步驗證。因此，我們通過構(gòu)建誤差修正模型對lnCE、lnE和lnGDP之間存在的短期動態(tài)影響效果進行驗證，如下所示。

ΔlnCEt=-10.87-0.35lnGDPt+1.06lnEt-0.15lnCEt-1+0.13lnGDPt-1+0.43lnEt-1-1.33ecmt-1+εt

(16)

根據(jù)模型16可知，模型的誤差修正系數(shù)ecm(-1.33)為負。結(jié)果表明長三角地區(qū)的CO2排放量的實際值大于均衡值，其反映了對能源消費偏離長期均衡做出負(-)的修正。根據(jù)各個變量之間長期均衡條件關(guān)系，如果本年度經(jīng)濟增長lnGDP增加一個單位量，那么本年度的lnCE將減少0.35個單位量。如果上一年度能源消費lnE增加一個單位量，那么本年度lnCE將增加0.43個單位量。

2.5 因果關(guān)系

根據(jù)表9因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知，在一定程度上表明了lnCE、lnE和lnGDP三者之間存在互為影響的線性關(guān)系。但在短期效果方面lnGDP與lnCE、lnE之間存在單向的因果關(guān)系。這意味著CO2排放量或能源消費的增加會促使經(jīng)濟的增長(短期效果)，反之能源消費也會促進CO2排放量的增加(長期效果)。此外，研究結(jié)果還表明lnCE、lnE以及l(fā)nGDP三者之間均存在互為雙向的因果關(guān)系(長期效果)。

表9 因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié) 論

本文通過1995—2018年長三角地區(qū)的時間序列數(shù)據(jù)并結(jié)合經(jīng)濟理論和統(tǒng)計方法對能源消費、CO2排放量和經(jīng)濟增長三者之間的影響關(guān)系進行了實證性的研究。

首先，通過協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系研究了長三角地區(qū)的CO2排放量與經(jīng)濟增長、能源消費與經(jīng)濟增長等單變量之間的關(guān)系。協(xié)整檢驗的結(jié)果表明CO2排放量與經(jīng)濟增長、能源消費與經(jīng)濟增長等二者之間均存在長期互為正向影響的關(guān)系且具有積極性的影響。因果關(guān)系結(jié)果表明經(jīng)濟增長與CO2排放量以及經(jīng)濟增長與能源消費二者之間存在單方向的線性關(guān)系，這意味著經(jīng)濟增長能夠促進能源消費量以及CO2排放量的增加。

其次，通過建立VAR和VEC誤差修正模型，探討CO2排放量、能源消費和經(jīng)濟增長之間是否同樣存在長期相互影響關(guān)系和短期動態(tài)效果。結(jié)果表明長三角地區(qū)的能源消費、CO2排放量和經(jīng)濟增長三者之間均存在著長期的影響關(guān)系。相對于GDP增長而言，能源消費量的增加對CO2排放量的影響更大。因此，實施節(jié)能降耗的政策有助于在不影響經(jīng)濟增長的情況下減少CO2的排放量。

最后，因果關(guān)系進一步驗證了CO2排放量、能源消費和經(jīng)濟發(fā)展三者之間互為因果關(guān)系(長期效果)。一方面，能源消費和CO2排放量在短期內(nèi)能夠有效地促進長三角地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟快速發(fā)展。另一方面，如果區(qū)域的經(jīng)濟過快增長，必將導致長三角地區(qū)的能源消費量和CO2排放量的迅速增加，將打破市場經(jīng)濟與環(huán)境的平衡。所以長三角地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展趨勢的變動對區(qū)域能源消費和CO2排放量的影響與社會經(jīng)濟發(fā)展路徑基本保持一致。

3.2 建 議

加強政府引導作用，制定與完善新能源或可再生能源有關(guān)的政策體系，如通過減稅、風險補償、專項資金等優(yōu)惠政策對中小企業(yè)進行鼓勵。完善統(tǒng)一的碳排放交易市場的建設，健全碳排放標準體系，對相關(guān)企業(yè)實行嚴格的評價考核與責任追究制度，加大低碳技術(shù)的推廣力度。

建立健全處罰體系，對工業(yè)企業(yè)進行定期的監(jiān)督檢查，規(guī)范執(zhí)行節(jié)能減排標準，發(fā)展壯大節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)，促進長三角區(qū)域經(jīng)濟的綠色、協(xié)調(diào)發(fā)展。