孫宜楠

【摘要】本文建立自回歸分布滯后模型研究中國電力消費(fèi)、電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長以及CO2排放之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，電力消費(fèi)在長短期關(guān)系中對經(jīng)濟(jì)增長與CO2排放均產(chǎn)生正向作用，電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的長短期影響系數(shù)均為負(fù)，而電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)在長期中對CO2排放影響系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，且符號(hào)為負(fù)。CO2排放在長期中會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長不是CO2排放的主要因素。

【關(guān)鍵詞】電力消費(fèi)；電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；CO2排放

引言

國內(nèi)外很多學(xué)者研究了經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)、碳排放關(guān)系，但因數(shù)據(jù)選取與模型方法的差異性，得出的結(jié)論也不盡相同。關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)關(guān)系的研究，國內(nèi)外學(xué)者針對不同地區(qū)進(jìn)行大量的分析。例如文獻(xiàn)[1-2]研究非洲部分國家的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間有顯著的雙向因果關(guān)系[1]，而節(jié)能政策對南非的經(jīng)濟(jì)增長會(huì)造成負(fù)面影響[2]。文獻(xiàn)[3]以東盟部分國家為樣本統(tǒng)計(jì)對象，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長、CO2排放以及能源消費(fèi)之間存在環(huán)境庫茲涅茨曲線EKC。文獻(xiàn)[4]研究了電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二變量之間整體上存在長期均衡關(guān)系。最近有文獻(xiàn)[5]基于ARDL邊界檢驗(yàn)法對葡萄牙、意大利、希臘、西班牙以及土耳其等南歐五個(gè)國家的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)長短期關(guān)系中，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間都具有雙向的因果關(guān)系，并且節(jié)能政策將會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的減速。國內(nèi)文獻(xiàn)[6]將關(guān)注點(diǎn)放在能源消費(fèi)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系上，研究發(fā)現(xiàn)不存在能源消費(fèi)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響，而推行適宜的節(jié)能減排政策不會(huì)阻滯我國的經(jīng)濟(jì)增長。文獻(xiàn)[7]應(yīng)用ARDL模型研究的結(jié)果顯示，當(dāng)碳排放量、能源消費(fèi)量、經(jīng)濟(jì)增長互為回歸變量時(shí)，均存在其他解釋變量與回歸變量間的長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

本文研究電力消費(fèi)、電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長、CO2排放四者之間的關(guān)系，以期豐富對該問題的深入研究，提出相關(guān)政策性建議。

1、ARDL模型

自回歸分布滯后（ARDL，Autoregressive-Distributed lag）模型，是一種較新的協(xié)整檢驗(yàn)方法，其主要思想為，基于邊限檢驗(yàn)法確定變量間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，并在協(xié)整關(guān)系存在的前提下估計(jì)變量間的相關(guān)系數(shù)。本文研究中國電力消費(fèi)（PC）、電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)（PS）、經(jīng)濟(jì)增長（Y）以及CO2排放（CE）之間的關(guān)系，以電力消費(fèi)作為因變量為例，構(gòu)建方程如下：

（1）

構(gòu)建方程（2）估計(jì)變量長期關(guān)系系數(shù)：

（2）

基于ARDL-ECM模型，構(gòu)建方程（3）估計(jì)變量短期關(guān)系系數(shù)：

（3）

上式中，μ1t為白噪聲；α0是漂移項(xiàng)；αi（i=5，6，7，8）表示長期系數(shù)；表示短期系數(shù)；oi，pi，qi，ri（ =1，2，3）為最大滯后階數(shù)。以方程（1）為例檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，原假設(shè)為α5=α6=α7=α8=0，備擇假設(shè)為α5≠α6≠α7≠α8=0。本文選用更適合小樣本的Narayan[8]所計(jì)算的F統(tǒng)計(jì)量臨界表。c表示常數(shù)項(xiàng)；ζt表示白噪音；q1，q2，q3，q4表示滯后階數(shù)，可依據(jù)AIC或SBC準(zhǔn)則判定；表示長期關(guān)系系數(shù)；ECMt-1為滯后的誤差修正因子，ECMt-1系數(shù)的t值檢驗(yàn)代表了長期因果效應(yīng)，而解釋變量聯(lián)合F值檢驗(yàn)則代表了短期因果效應(yīng)[8-9]。

2、數(shù)據(jù)來源及處理

數(shù)據(jù)主要選取1980～2012年中國電力消費(fèi)總量、第二產(chǎn)業(yè)電力消費(fèi)量占電力消費(fèi)總量的比值、經(jīng)濟(jì)總支出和CO2排放量。采用以1980年為基期的可比價(jià)格GDP值計(jì)算。數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》及國家統(tǒng)計(jì)局。在具體計(jì)算CO2排放量的過程中，本文采用胡初枝等[10]的做法和徐國泉[11]所給出的碳排放系數(shù)的平均值來測算能源消費(fèi)中CO2排放。為消除原始數(shù)據(jù)的異方差性，將對自變量和因變量均取對數(shù)處理。

3、實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)

首先對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，樣本量為33個(gè)。檢驗(yàn)結(jié)果為四個(gè)變量的自然對數(shù)時(shí)間序列都符合I（1）平穩(wěn)，可以進(jìn)行ARDL模型的估計(jì)。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

首先第一步，要確定序列間是否具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)SBC準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長為因變量時(shí)，邊界檢驗(yàn)的F值為5.0478，明顯高于5%顯著水平的上限值，說明存在經(jīng)濟(jì)增長與電力消費(fèi)、電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)、CO2排放的長期協(xié)整關(guān)系；當(dāng)CO2排放為因變量時(shí)，其F檢驗(yàn)值為3.8253大于3.586，在10%水平上顯著，因此CO2排放與電力消費(fèi)、電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長也存在長期的協(xié)整關(guān)系。

3.3變量間影響系數(shù)的估計(jì)與解釋

第二步估計(jì)存在協(xié)整關(guān)系的變量間長期和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。本文優(yōu)先選用SBC（施瓦茨貝葉斯）準(zhǔn)則確定模型中各變量的最優(yōu)滯后階數(shù)，并根據(jù)樣本實(shí)際統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，限定各變量的最大滯后階數(shù)為3。結(jié)果見表1、表2。

表1 估計(jì)的自回歸分布滯后模型的長期系數(shù)和短期ECM模型

（因變量：lnY，ARDL（2，0，0，2）

表1中經(jīng)濟(jì)增長為因變量。結(jié)果表明，不論在長期還是短期，電力消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長均產(chǎn)生正向作用，統(tǒng)計(jì)顯著，并且電力消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響大于短期影響，長期看，電力消費(fèi)向上浮動(dòng)1%，經(jīng)濟(jì)增長將大約浮動(dòng)1.5%，短期看，1%的電力消費(fèi)增長會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長上漲0.63%。CO2排放對經(jīng)濟(jì)增長短期影響系數(shù)為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)不顯著，這說明CO2排放對經(jīng)濟(jì)增長的短期影響可以忽略。但是CO2排放對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的長期影響，且影響為負(fù)。電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的長短期影響系數(shù)均為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)顯著。

表2 估計(jì)的自回歸分布滯后模型的長期系數(shù)和短期ECM模型

（因變量：ln CE，ARDL（1，3，3，0）

表2結(jié)果顯示，電力消費(fèi)對CO2排放的長短期影響系數(shù)均為正，在長期中電力消費(fèi)增長1%，CO2排放增加0.69%，短期電力消費(fèi)增長1%，CO2排放增加0.9%，反映出我國的電力生產(chǎn)結(jié)構(gòu)中，主要是以以煤為燃料的火力發(fā)電為主，這種由我國現(xiàn)實(shí)的資源稟賦決定的電力生產(chǎn)結(jié)構(gòu)還將會(huì)持續(xù)很長一段時(shí)間，因此，電力消費(fèi)的增長仍舊會(huì)增加CO2排放。經(jīng)濟(jì)增長對CO2排放的長短期系數(shù)均為負(fù)，但都統(tǒng)計(jì)不顯著。而電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)對CO2排放的長期影響系數(shù)為正，統(tǒng)計(jì)顯著。

4、結(jié)論

本文建立自回歸分布滯后模型，實(shí)證研究電力消費(fèi)、電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長、CO2排放之間的關(guān)系，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：只有經(jīng)濟(jì)增長、CO2排放分別為因變量時(shí)，與其他變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系。電力消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，CO2排放抑制經(jīng)濟(jì)增長，電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的長短期影響系數(shù)均為負(fù)，說明電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)所反映的我國目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對經(jīng)濟(jì)增長有阻礙作用。電力消費(fèi)增加會(huì)增大CO2排放。經(jīng)濟(jì)增長不是CO2排放的主要影響因素。短期內(nèi)電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)不是CO2排放變動(dòng)的主要影響因素。但在長期關(guān)系估計(jì)中，電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)對CO2排放有正向影響。

基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為電力消費(fèi)可以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，但同時(shí)也增加了CO2排放，這與我國現(xiàn)階段的以火力發(fā)電為主的電力生產(chǎn)結(jié)構(gòu)有關(guān)，因此優(yōu)化電力生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，增加可再生能源以及清潔能源在電力生產(chǎn)消費(fèi)中的比例對實(shí)現(xiàn)碳減排目標(biāo)具有重要的意義。而電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長負(fù)向影響則反映出我國目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長具有阻礙作用，因此優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高工業(yè)用能的利用效率，促進(jìn)服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而優(yōu)化電力消費(fèi)結(jié)構(gòu)，這將對我國的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境改善產(chǎn)生積極的正向推動(dòng)作用。

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基金項(xiàng)目

上海高校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地——“一帶一路”能源電力管理與發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，項(xiàng)目編號(hào)：WKJD15004.