長江經(jīng)濟(jì)帶綠色廊道建設(shè)的低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究

蔣倩穎，王建民，王清清

安徽理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，淮南,232000

長江經(jīng)濟(jì)帶綠色廊道建設(shè)的低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究

蔣倩穎，王建民，王清清

安徽理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，淮南,232000

為促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶綠色廊道建設(shè)和低碳經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析了長江經(jīng)濟(jì)帶碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。計(jì)算長江經(jīng)濟(jì)帶2000-2015年的碳排放總量并和GDP總量生成時(shí)間序列，通過對序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)等研究碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的長短期關(guān)系。結(jié)果表明：長江經(jīng)濟(jì)帶2000—2015年碳排放總量與GDP總量存在長期均衡關(guān)系和短期調(diào)整機(jī)制，碳排放增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)增長增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差對碳排放增長有抑制作用。Granger因果檢驗(yàn)表明：碳排放是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，而經(jīng)濟(jì)增長不是碳排放的格蘭杰原因。

長江經(jīng)濟(jì)帶；綠色廊道建設(shè)；碳排放；經(jīng)濟(jì)發(fā)展

1 相關(guān)研究

2 方法與數(shù)據(jù)

2.1 研究方法

本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，對長江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市2000-2015年化石能源碳排放量C和經(jīng)濟(jì)增長Y(國民生產(chǎn)總值GDP)的關(guān)系進(jìn)行研究。利用Eviews 8.0分別對兩個(gè)變量的數(shù)據(jù)建立時(shí)間序列。這里首先使用ADF單位根檢驗(yàn)方法判斷C和Y的平穩(wěn)性。對序列C和Y的數(shù)據(jù)取對數(shù)，可以在不改變原來協(xié)整關(guān)系前提下使序列圖形線性化，取對數(shù)后分別用lnC和lnY來表示原序列C和Y。然后利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和建立VEC矢量誤差修正模型，判斷l(xiāng)nC和lnY線性組合的長短期關(guān)系。接著對實(shí)際碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析。之后對兩個(gè)序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，分析兩變量相互的Granger因果關(guān)系。最后繪制IRF脈沖響應(yīng)函數(shù)分析變量lnC和lnY之間的短期動態(tài)關(guān)系。

2.2 數(shù)據(jù)來源與處理

從2000-2015年各省的統(tǒng)計(jì)年鑒和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》獲取經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)。由于我國尚未公布碳排放量，所以對該變量數(shù)據(jù)的獲取需要進(jìn)行估算。碳排放主要是化石能源的使用導(dǎo)致的，根據(jù)化石能源消費(fèi)總量及比例，運(yùn)用因素分解法估算，公式如下：

上式是拓展的Kaya恒等式，其中C是研究的碳排放總量；E是化石能源總量；Ei和Ci分別表示第i種能源的消費(fèi)量和碳排放量；Fi表示第i種能源的碳排放系數(shù)，本文采用各機(jī)構(gòu)估測的平均值計(jì)算，各機(jī)構(gòu)所測評的各類化石能源的碳排放系數(shù)及平均數(shù)如表1所示。

表1 各種能源碳排放系數(shù)及其均值

按照上面公式、數(shù)據(jù)和碳排放系數(shù)計(jì)算出碳排放量，在Eviews軟件中對C和Y、lnC和lnY建立時(shí)間序列后，兩個(gè)變量的時(shí)序分別如圖1和圖2所示。

由時(shí)序圖可以看出變量C和Y、lnC和lnY隨時(shí)間變化比較平穩(wěn)，但是這樣的目測不夠準(zhǔn)確，一般需要使用正式的時(shí)間序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)方法。

圖1 碳排放和GDP變化趨勢

圖2 lnC和lnY變化趨勢

3 實(shí)證分析

3.1 序列的ADF單位根檢驗(yàn)

由于圖檢時(shí)間序列平穩(wěn)性有缺陷，這里以lnC和lnY分別為自變量和因變量，運(yùn)用Eviews 8.0軟件對兩變量時(shí)間序列作ADF單位根檢驗(yàn)，判斷其平穩(wěn)性[12]。假設(shè)原假設(shè)H0為：lnC和lnY都為非平穩(wěn)序列即存在一個(gè)單位根，檢驗(yàn)結(jié)果如下表2。

表2 序列l(wèi)nC和lnY的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，lnC和lnY在三個(gè)顯著水平下臨界值的絕對值都大于t統(tǒng)計(jì)量的絕對值，且兩序列的概率P的值分別為0.999 6和0.988 9，所以應(yīng)當(dāng)接受原假設(shè)H0，即兩變量的序列都不平穩(wěn)。兩個(gè)序列都不平穩(wěn)，此時(shí)可以對其進(jìn)行一階行差分再作ADF單位根檢驗(yàn)，分別以dlnC和dlnY表示兩個(gè)變量差分后的變量，二者時(shí)序圖如圖3，ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

圖3 dlnC和dlnY的時(shí)序圖

表3 序列dlnC和dln Y的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

圖3顯示序列dlnC和dlnY的時(shí)序圖上下波動，可能會趨于平穩(wěn)。由表2單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出dlnC和dlnY在三個(gè)顯著水平下臨界值的絕對值都小于t統(tǒng)計(jì)量的絕對值，兩序列的概率P的值為0.004 3和0.000 6，所以應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)H0，因此可以認(rèn)為序列dlnC和序列dlnY是平穩(wěn)的。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明,序列l(wèi)nC和lnY一階平穩(wěn)，需要對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的方法判斷這兩個(gè)變量的線性組合是否平穩(wěn)。如果是，則表明這兩個(gè)變量存在長期均衡關(guān)系,結(jié)果如表4所示。

表4 序列l(wèi)nC和lnY的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)的第一個(gè)原假設(shè)認(rèn)為變量間沒有協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計(jì)算的t值為19.555，大于臨界值15.497 1且概率P值為0.011 5，可以有98.98%的把握拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列l(wèi)nC和lnY至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。另一個(gè)原假設(shè)是lnC和lnY最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計(jì)算的t統(tǒng)計(jì)量為6.03，大于臨界值3.841 5,且概率P值為0.014 1，可以有98.59%的把握拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列l(wèi)nC和lnY的協(xié)整關(guān)系至少存在2個(gè)。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系值為-0.726，因此最終的協(xié)整方程可寫為如下：

lnC=0.726lnYt=1,2,…,T

通過該協(xié)整關(guān)系可以得到lnC和lnY是正相關(guān)的長期均衡協(xié)整關(guān)系：GDP每增加1個(gè)單位，碳排放會上升0.726個(gè)單位，彈性相對較大。擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)增長的的規(guī)模會對碳排放影響較大，因此隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，化石能源的需求量增加，碳排放量也必然會增加。

3.3 誤差修正模型檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果僅能說明碳排放量與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系和趨勢。為了明確碳排放量與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系，基于變量之間的協(xié)整關(guān)系，進(jìn)一步建立將短期波動與長期均衡聯(lián)系在一起的ECM誤差修正模型，運(yùn)用Eviews 8.0軟件估算出誤差修正模型如下：

dlnC=0.4914dlnY+0.1527dlnCt-1

-0.4222ECMt-1+εt

誤差修正模型的差分項(xiàng)系數(shù)(-0.422 2)反映對偏離長期均衡的調(diào)整力度，其絕對值越大，說明調(diào)整力度越大。當(dāng)受到不確定因素影響時(shí)，碳排放和經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡狀態(tài)會發(fā)生偏離，系統(tǒng)就會在短期內(nèi)以0.422 2的調(diào)整力度將其拉回到均衡狀態(tài)。dlnY的系數(shù)0.491 4的含義是：若本期GDP增加1個(gè)單位，碳排放會上升0.491 4個(gè)單位。上期碳排放變化也會使本期碳排放發(fā)生同向變化，彈性為0.157 2，這說明碳排放的參與會使經(jīng)濟(jì)過程產(chǎn)生一定的延續(xù)性。圖4是dlnC的觀測值、擬合值與殘差的列圖，圖示說明模型擬合效果較好。

圖4 碳排放量一階差分后的觀測值、擬合值與殘差的列圖

3.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)所有滯后項(xiàng)的情形下，碳排放與經(jīng)濟(jì)增長兩變量是否對當(dāng)期值存在互相影響，若碳排放對經(jīng)濟(jì)增長當(dāng)期值影響顯著，則碳排放對經(jīng)濟(jì)增長存在Granger因果關(guān)系，若經(jīng)濟(jì)增長對碳排放當(dāng)期值影響顯著，則結(jié)果相反[13]。這里在滯后期分別為2和3的情形下對兩個(gè)原假設(shè)進(jìn)行分析，第一個(gè)原假設(shè)是碳排放不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因；第二個(gè)原假設(shè)是經(jīng)濟(jì)增長不是碳排放的Granger原因，運(yùn)用Eviews 8.0輸出的檢驗(yàn)結(jié)果如表5。

由Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果可知，在滯后期為2和3的情形下，均在10%的置信區(qū)間內(nèi)拒絕原假設(shè)“l(fā)nC不是lnY的Granger原因”，且均接受原假設(shè)“l(fā)nY不是lnC的Granger原因”，即碳排放是經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger原因。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

基于VAR模型，這里刻畫了長江經(jīng)濟(jì)帶碳排放量和經(jīng)濟(jì)增長之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)。進(jìn)一步分析變量lnC和lnY之間的短期動態(tài)關(guān)系。圖5是輸出的脈沖響應(yīng)值的軌跡。

圖5 脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

圖5lnC對lnC的響應(yīng)圖表明長江經(jīng)濟(jì)帶的碳排放量對自身的沖擊立即作出了響應(yīng)，第一期的增長約為0.021下降到第二期的0.019左右，隨后有略微的先上升后下降的趨勢，但都保持在0.015以上，說明碳排放對自身的沖擊有促進(jìn)作用。圖5lnC對lnY的響應(yīng)圖給出的信息是碳排放對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊并未立即作出反應(yīng)，在第一期后逐漸下降最后趨于-0.01，說明經(jīng)濟(jì)對碳排放具有抑制作用且越來越明顯，直至最后趨于平穩(wěn)。由圖5lnY對lnC的響應(yīng)可知，經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的沖擊立即作出來響應(yīng)， 從第一期的0.019下降到第二期的最小值0.01左右，隨后又開始上升到0.02左右趨于平穩(wěn)，總體上可以看出碳排放對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。圖5lnY對lnY顯示GDP提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊可使自身立即作出響應(yīng)，從第一期的0.022左右下降到第4.5期的0，直至下降到-0.01左右趨于平穩(wěn)，說明經(jīng)濟(jì)增長對自身的沖擊的作用是先促進(jìn)后抑制。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié) 論

通過計(jì)量分析，可以得到長江經(jīng)濟(jì)帶的碳排放量和經(jīng)濟(jì)增長存在長期均衡關(guān)系。短期的變化不會改變經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)長期均衡的趨勢，GDP對碳排放量增長的貢獻(xiàn)彈性是0.726。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)即使偏離均衡狀態(tài)，其自身也會以較大的調(diào)整力度回到均衡狀態(tài)，上期碳排放量的增加在較大程度上正向影響本期碳排放量。在2000-2015年期間，長江經(jīng)濟(jì)帶碳排放對經(jīng)濟(jì)增長的Granger因果關(guān)系是單向的，說明長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)的增長依賴于高碳排放，偏粗放型。脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果隨時(shí)間變化的波形圖表明：碳排放對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長對碳排放量具有抑制作用，這可能與我國實(shí)行低碳經(jīng)濟(jì)有關(guān)。

4.2 建 議

Granger因果檢驗(yàn)表明：長江經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)增長部分依賴于高碳排放，即能源的消費(fèi)可以推動經(jīng)濟(jì)增長，這符合實(shí)際。但中國當(dāng)今面臨著來自世界各方的碳減排壓力，而碳減排對經(jīng)濟(jì)增長必然產(chǎn)生影響。發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)是長江經(jīng)濟(jì)帶實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必經(jīng)之路。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為：低碳經(jīng)濟(jì)是指經(jīng)濟(jì)增長與碳排放逐漸趨于脫鉤。對于發(fā)展中國家來說，需要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和碳排放的相對脫鉤，即碳排放增長率低于經(jīng)濟(jì)增長率[14]。由于經(jīng)濟(jì)增長并不是碳排放的Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長不會必然導(dǎo)致碳排放增長。所以長江經(jīng)濟(jì)帶可以推進(jìn)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。

長江經(jīng)濟(jì)帶能源使用效率低下，就經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的因果關(guān)系看，粗放的經(jīng)濟(jì)增長方式使得經(jīng)濟(jì)增長依賴于大量的化石能源投入，結(jié)果造成溫室氣體大量排放，這有悖于綠色廊道建設(shè)堅(jiān)持的“生態(tài)綠色、集約協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展”三大原則。長江經(jīng)濟(jì)帶需要進(jìn)行有效的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，這也是供給側(cè)改革的重中之重[15]，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級一方面意味著要素的重新流動和配置，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效率提升; 另一方面意味著淘汰落后產(chǎn)能，減少無效供給，提升有效供給和產(chǎn)業(yè)層次，從而提高全要素生產(chǎn)率[16]。長江經(jīng)濟(jì)帶想要促進(jìn)自身低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展，關(guān)鍵是技術(shù)的升級。技術(shù)的升級有利于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中提高能源使用效率，以節(jié)約能源和發(fā)展新能源，從而使長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)發(fā)展從低賦加值、高能耗污染和粗放型轉(zhuǎn)向高附加值、低能耗污染和集約型升級。

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F124.5

A

1673-2006(2017)12-0030-05

長江是中國的第一大河，物質(zhì)資源豐富，航運(yùn)潛力巨大。長江經(jīng)濟(jì)帶覆蓋長江附近11個(gè)省市，改革開放以來逐漸成為國內(nèi)第一經(jīng)濟(jì)帶，也是我國將東、中、西部連接起來的紐帶。長江經(jīng)濟(jì)帶占地面積是全國的18.8%；人口密集，占全國的43%；經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，GDP占全國的45%[1]。經(jīng)濟(jì)帶在我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中表現(xiàn)出日益突出的戰(zhàn)略地位,然而，快速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展破壞了經(jīng)濟(jì)帶的生態(tài)環(huán)境，使得資源與環(huán)境不能協(xié)調(diào)發(fā)展，限制了流域建設(shè)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn),其中碳排放就是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。受到世界各方碳減排的壓力，中國必須走低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展之路[2]。低碳經(jīng)濟(jì)符合長江經(jīng)濟(jì)帶綠色廊道建設(shè)戰(zhàn)略。中國的碳強(qiáng)度目標(biāo)與GDP直接相關(guān)[3]。碳排放和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究受到越來越多學(xué)者的重視。

對于碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)有了較為豐富的研究成果，多是基于環(huán)境庫茲涅茲曲線(EKC曲線)分析碳排放總量和GDP總量的關(guān)系，但結(jié)論卻不盡相同,主要有三種。多數(shù)學(xué)者持有第一種結(jié)論,認(rèn)為EKC曲線呈“倒 U”型，如Pao和Tsai對金磚四國的碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究[4]。Usama Al-Mulali和Ilhan Oz-turk基于27個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體1990-2012年面板數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了EKC曲線呈“倒U”型[5]。也有學(xué)者持有第二種結(jié)論,認(rèn)為倒“U”型只是理想狀態(tài)，可能會出現(xiàn)“N”型或波動型，如趙愛文、王士軒等對中國碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究[6-7]。第三種結(jié)論認(rèn)為二者關(guān)系不明確。如Yorka 等研究結(jié)果表明,人口、碳排放和能源消耗呈線性關(guān)系[8],李國志等研究發(fā)現(xiàn)我國西部地區(qū)人均二氧化碳排放和經(jīng)濟(jì)增長間存在線性關(guān)系[9],而Lantz等基于加拿大1970-2000年的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)人均GDP與碳排放無關(guān)[10]。

綜上所述，關(guān)于碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究，學(xué)術(shù)界沒有統(tǒng)一的結(jié)論，就研究方法來說多數(shù)研究并沒有建立時(shí)間序列作平穩(wěn)性分析，這容易造成偽回歸現(xiàn)象[11]。在此背景下，本文通過引入單位根檢驗(yàn)、協(xié)整、誤差修正模型及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，來研究長江經(jīng)濟(jì)帶2000-2015年碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系、短期波動及因果關(guān)系。

2017-08-21

國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“區(qū)域承接產(chǎn)業(yè)低碳發(fā)展績效評價(jià)與驅(qū)動模式創(chuàng)新”(71473001)。

蔣倩穎(1993-)，女，安徽滁州人，在讀碩士研究生，研究方向：低碳經(jīng)濟(jì)。

*通訊作者：王建民(1978-)，河南泌陽人，博士，教授，研究方向：資源環(huán)境政策與管理、評價(jià)理論與方法以及復(fù)雜系統(tǒng)建模。

劉小陽)