董耀武

摘 要：低碳經(jīng)濟發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與環(huán)境保護提出了更高的要求。本文采用貴州省1990～2014年度相關數(shù)據(jù)，利用VAR模型、因果關系分析等方法深入探討碳排放、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長間的互動關系，通過實證分析三者之間動態(tài)均衡效應，解析其可能存在的相互關系及影響效應，并在此基礎上提出相應的政策建議。

關鍵詞：碳排放；產(chǎn)業(yè)結構；經(jīng)濟增長；VAR模型

近年來，貴州省經(jīng)濟快速增長，經(jīng)濟增長速度一直排名全國前列。但經(jīng)濟社會全面發(fā)展的同時，伴隨而來的是對能源的大量消耗。當前以煤炭、石油等高碳排放能源為主要消耗的經(jīng)濟發(fā)展模式也導致了二氧化碳等溫室氣體的大量排放，同時也造成了對環(huán)境的污染。隨之貴州提出低碳、綠色發(fā)展理念，產(chǎn)業(yè)結構調整逐漸深化，而產(chǎn)業(yè)結構的調整尤其是低碳經(jīng)濟發(fā)展模式不僅可以減少二氧化碳排放量，也利于節(jié)約能源資源、提高能源利用效率，大大減少環(huán)境污染，形成健康可持續(xù)經(jīng)濟發(fā)展之路。因此，深入研究貴州省碳排放、產(chǎn)業(yè)結構調整與經(jīng)濟增長之間的關系，探討三者之間的相互影響及動態(tài)均衡特征，為相關政策的制定提供理論支撐，對于促進貴州經(jīng)濟與社會健康增長，無疑具有較強的現(xiàn)實意義。

一、模型構建及變量選取

（一）模型構建

為能恰當反應變量之間的相互作用，描述因變量與自變量間的動態(tài)平衡，本文采用VAR（Vector Auto-regression）模型來綜合分析碳排放、產(chǎn)業(yè)結構及經(jīng)濟增長間的關系。VAR模型的一般形式為：

在（1）式中，k為變量的滯后階數(shù)；為維回歸常數(shù)向量（或截距向量）；為階的系數(shù)矩陣，為維擾動向量，并且與以前的各期變量均不相關，即擾動向量不存在自相關。實際應用中，VAR模型也會加入與內生變量有因果關系的外生變量，以增加對模型的解釋性及獲取變量間的相互關系。

（二）變量選取

1、碳排放

我國目前還沒有碳排放的直接監(jiān)測數(shù)據(jù)，本文采用文獻中蔡靜霞等的方法，提出碳排放量的計算公式如下：

在（2）式中，c表示由煤炭、石油、天然氣等能源消費產(chǎn)生的碳排放總量；表示第類能源消費量，本文中分別表示煤炭、石油、天然氣三種能源類型；表示第類能源的碳排放系數(shù)，不同的國家和研究機構對碳排放系設定的數(shù)值均有所差異，基于我國國情，此處采用國家發(fā)展和改革委員會能源研究所提供的碳排放系數(shù)進行測算。同時，為了能進一步反應碳排放隨經(jīng)濟增長的變化程度，令CQD=c/GDP，表示單位GDP的碳排放量，即碳排放強度。

2、產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)

通常把三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的比例（10：60：30）作為衡量一個國家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)多元化程度的指標，這種方法看起來比較直觀，但并不能很好地體現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結構的演變進程及規(guī)律。為此，一些學者們提出了產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)這一概念，用來對產(chǎn)業(yè)結構的演變進行描述。本文采用黃華的研究成果，提出產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)表達式為：

上式中，P、S、T分別表示第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出。MESD為產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)，MESD數(shù)值越大，認為該國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構的演變越深化。

3、經(jīng)濟增長率

本文采用國內生產(chǎn)總值（GDP）的增長率作為衡量經(jīng)濟增長率的指標，在實際應用中，在不影響統(tǒng)計分析的前提下，經(jīng)常采用GDP的自然對數(shù)值代替其原值，以減少序列異方差性的負面影響。

二、實證分析

（一）基礎數(shù)據(jù)處理

本文的基礎數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》和《貴州統(tǒng)計年鑒》，包括貴州省1990～2014年度GDP（含一、二、三產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)）及煤炭、石油、天然氣等主要能源消費量數(shù)據(jù)。把上述各項基礎數(shù)據(jù)代入式（2）、（3），便可獲得碳排放量及產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)MESD值。為減少時間序列變量的異方差性，同時又不影響變量之間的相互關系，對GDP與碳排放量C取自然對數(shù)，分別記為LNC、LNGDP。由此可獲得變量LNC、CQD、LNGDP、MESD的時間序列數(shù)據(jù)走勢，如圖1所示。

（二）單位根檢驗

為避免“偽回歸”給時間序列變量之間關系帶來的誤導，需要在建模之前對各變量做平穩(wěn)性檢驗。碳排放強度與碳排放量相比，突出了與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)系，能更深層次體現(xiàn)碳排放的變化，因而接下來的分析涉及碳排放指標時將以CQD作為選擇對象。本文采用ADF 單位根方法（Augmented Dickey-Fuller test）來考察各變量的平穩(wěn)性問題，由檢驗結果可知，變量LNGDP、LNC、MESD及CQD的一階差分序列在95%的條件下均通過了檢驗，為平穩(wěn)序列，表明各變量間可能存在著長期穩(wěn)定關系，從而可以在此基礎上進一步建立VAR模型。

（三）VAR模型的構建

構建VAR模型之前首先要確定模型的最優(yōu)滯后期，滯后期過小，可能導致殘差項的自相關，滯后期過大，則會因待估參數(shù)過多而降低模型的自由度，進而影響參數(shù)估計的有效性。通過檢驗包括LogL、LR、FPE、AIC、SC 及HQ 等統(tǒng)計量值，最終確定最優(yōu)滯后期數(shù)確定為1期，進而可以構建包括變量LNGDP、CQD、MESD之間的VAR模型，如下所示：

LNGDP=0.06+0.98LNGDP（-1）+0.01CQD（-1）+0.04MESD（-1）

CQD=5.30-0.20 LNGDP（-1）+0.59 CQD（-1）-0.44 MESD（-1）

MESD=-1.60+0.37 LNGDP（-1）+0.02 CQD（-1）+0.72 MESD（-1）

由以上各式可以看出：其一，經(jīng)濟增長滯后期對當期的影響系數(shù)為0.98，表明經(jīng)濟增長率自身的變化規(guī)律為內正相關影響，增長率的變動為相互促進的累積過程；經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)的影響表現(xiàn)為正值，具體為0.37，說明經(jīng)濟增長促進了產(chǎn)業(yè)結構的調整，同時也說明了貴州省產(chǎn)業(yè)結構隨著經(jīng)濟的增長進行了內在的持續(xù)性調整；經(jīng)濟增長對碳排放強度的影響系數(shù)為負值。表明隨著貴州省經(jīng)濟增長，碳排放強度表現(xiàn)逐漸降低，由圖1也可印證，1990～2014年以來，碳排放強度基本呈下降之勢。其二，產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)MESD對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)正的0.04，這表明產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間都表現(xiàn)為正相關，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整促進了經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)MESD對碳排放強度的影響系數(shù)是負的，說明產(chǎn)業(yè)結構升級促進了碳排放強度的降低。對比圖1可以發(fā)現(xiàn)，從1990～2011年，基本上是產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的同時伴隨碳排放強度的降低，但從2012年開始到2014年，產(chǎn)業(yè)結構并未優(yōu)化并有惡化的趨勢，與此同時碳排放強度卻一直呈下降之勢，原因在于近幾年貴州第三產(chǎn)業(yè)比重雖然有所下降，但第一產(chǎn)業(yè)比重卻有所上升，從2011年占比12.7上升到2014年的13.8，相比之下第一產(chǎn)業(yè)碳排放較小。同時，第二產(chǎn)業(yè)近幾年能源利用效率也有所提高，因此出現(xiàn)MESD與CQD同步的現(xiàn)象；產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)MESD對自身的影響系數(shù)正的0.72，表明貴州省產(chǎn)業(yè)結構調整有著內在的動力，呈現(xiàn)不斷優(yōu)化的過程。其三，可以看出，碳排放強度對各要素的影響全為正值，這點與圖1不符，具體原因還要看接下來的格蘭杰因果關系檢驗。

（四）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

為進一步觀察碳排放強度、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系，需要對以上變量做因果關系檢驗。本文利用基于VAR模型下的格蘭杰（Granger）因果關系檢驗考察變量間的因果關系。為此，根據(jù)前面得到的VAR模型，得到Granger因果關系檢驗結果，由檢驗結果可知，在10%的置信度下，產(chǎn)業(yè)結構多元化系數(shù)MESD是經(jīng)濟增長LNGDP與碳排放強度CQD的Granger原因；LNGDP是CQD的Granger原因、不是MESD的Granger原因；CQD不是LNGDP與MESE的Granger原因。表明產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級推動了GDP的增長，而GDP的增長也表現(xiàn)出低碳的趨勢，使得碳排放強度逐步降低。MESD與LNGDP的單方面因果關系，即MESD是LNGDP的Granger原因，而LNGDP不是MESD的Granger原因，進一步印證了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與經(jīng)濟增長不完全同步，原因在于貴州省經(jīng)濟持續(xù)依然處于粗放型增長態(tài)勢，經(jīng)濟增長更多的是來自于投資拉動，而不是技術進步型，因此當產(chǎn)業(yè)結構升級時，推動了經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟增長反過來并未促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

三、結語

本文運用VAR模型，構建了碳排放、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系系統(tǒng)，并根據(jù)貴州省的年度數(shù)據(jù)進行了實證研究。通過構建反應三者之間動態(tài)關系的VAR模型，并根據(jù)相應的因果關系檢驗，可以發(fā)現(xiàn)：貴州產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級對GDP的增長及碳排放強度的降低作用明顯；GDP的增長能夠顯著促進碳排放強度的降低；同時發(fā)現(xiàn)，貴州省產(chǎn)業(yè)結構調整表現(xiàn)為被動性調整，這種調整沒有適應經(jīng)濟增長，與經(jīng)濟增長存在不同步的現(xiàn)象，因而導致產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與經(jīng)濟增長之間的單向因果關系，即產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化推動了經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長并未促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)及綠色生態(tài)發(fā)展的要求，貴州省再次迎來經(jīng)濟轉型升級的有利時機。短期而言，強制性的節(jié)能減排可能會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定的影響，但長期來看，減少碳排放會促進企業(yè)技術更新、提高效率，能加快產(chǎn)業(yè)結構調整，并有利于經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長?，F(xiàn)階段，應積極實施“互聯(lián)網(wǎng)+”行動，促進信息化和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的深度融合，以優(yōu)結構、促轉型、增效益為主線，加強對深化產(chǎn)能和技術合作的利用，支持企業(yè)瞄準國際同行業(yè)標桿推進技術改造，采用高新技術、先進適用技術和大數(shù)據(jù)信息技術改造，推動落后產(chǎn)能有序退出，實現(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展從規(guī)模速度型粗放增長向質量效益型集約增長轉變，支持企業(yè)加快推進原材料工業(yè)生態(tài)化發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)升級改造，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)綠色化、品牌化，提升產(chǎn)業(yè)競爭力，加快產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。

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