全世文 袁靜婷

內(nèi)容提要：基于變協(xié)整檢驗(yàn)和雙閾值誤差修正模型，分析我國1953～2015年經(jīng)濟(jì)增長和碳排放的長期非線性協(xié)整關(guān)系和短期非對稱調(diào)整效果。結(jié)果顯示，我國經(jīng)濟(jì)增長和碳排放的協(xié)整關(guān)系在1980年前后發(fā)生了顯著的結(jié)構(gòu)變化，且結(jié)構(gòu)變化的類型符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的倒“U”型特征。從新中國成立初期到改革開放初期，經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的均衡關(guān)系并不穩(wěn)定。而改革開放至今兩者的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整存在顯著的非對稱特征：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的階段，經(jīng)濟(jì)增長的回調(diào)速度更快;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的階段，碳排放的回調(diào)速度更快。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長;碳排放;閾值效應(yīng)

中圖分類號：F201

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-7543（2019）02-0037-09

自從環(huán)境庫茲涅茨曲線提出以來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界討論的一個(gè)重點(diǎn)話題。相關(guān)研究主要從兩個(gè)維度展開：一是從理論層面上解釋兩者內(nèi)在的聯(lián)動(dòng)機(jī)制;二是從實(shí)證層面上分析兩者的長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)行為。近年來，部分學(xué)者基于不同數(shù)據(jù)和方法對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系開展了大量的實(shí)證研究，但研究結(jié)果存在較大的差異。本文以1953～2015年碳排放和GDP的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行分析。本文首先采用變協(xié)整檢驗(yàn)的方法來判斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間非線性長期均衡關(guān)系的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，進(jìn)而在考慮結(jié)構(gòu)變化的基礎(chǔ)上，采用雙閾值誤差修正模型討論經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量之間是否存在非線性的短期回調(diào)機(jī)制。

一、相關(guān)文獻(xiàn)評述

環(huán)境庫茲涅茨曲線作為經(jīng)驗(yàn)性證據(jù)，描述了經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量的長期非線性均衡關(guān)系。此后，發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)和環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)重要的研究方向就是探索經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量背后的理論聯(lián)系，從而揭示非線性均衡的形成機(jī)制。與此同時(shí)，更大量的研究則采用不同時(shí)期、不同國家和不同環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)的數(shù)據(jù)，基于不同方法嘗試驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的一般性規(guī)律。

（一）經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的理論聯(lián)系

目前，環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)家形成的一個(gè)基本共識是：經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間存在雙向的影響機(jī)制。從長期來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響效果主要通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三種路徑實(shí)現(xiàn)[1-2]。隨著發(fā)展初期經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對資源的粗放式消耗會(huì)造成環(huán)境污染加劇。但同時(shí)，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大有助于市場機(jī)制的完善，而市場機(jī)制優(yōu)化資源配置的功能可以在一定程度上約束資源的粗放式開發(fā)，從而對環(huán)境產(chǎn)生正面影響[3-4]。結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指環(huán)境質(zhì)量會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。一方面，隨著收入增加，人們對環(huán)境質(zhì)量的需求水平上升且需求彈性下降，從而拉動(dòng)環(huán)境友好型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并促進(jìn)環(huán)境質(zhì)量的改善[15-6]。另一方面，不斷擴(kuò)大的國際貿(mào)易通過外商直接投資等方式造成技術(shù)擴(kuò)散或污染轉(zhuǎn)嫁，從而對進(jìn)口國和出口國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境質(zhì)量造成影響[7]。技術(shù)效應(yīng)是指隨著經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，節(jié)能減排技術(shù)和污染治理技術(shù)的不斷進(jìn)步可以實(shí)現(xiàn)單位能耗的下降和環(huán)境質(zhì)量的改善。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過這三種效應(yīng)同時(shí)影響環(huán)境質(zhì)量，且這三種效應(yīng)并沒有清晰的界限。經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期主要表現(xiàn)為規(guī)模效應(yīng)的負(fù)面影響效果，隨后規(guī)模效應(yīng)的正面影響以及結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)會(huì)不斷抵消這種負(fù)面效果，從而使環(huán)境污染水平伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)為先上升而后下降的倒“U”型關(guān)系。

與此同時(shí)，環(huán)境質(zhì)量從治污成本、環(huán)境質(zhì)量需求和國家環(huán)境規(guī)制三個(gè)角度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響。通過在增長理論的相關(guān)模型中引入環(huán)境質(zhì)量因素，現(xiàn)有研究證明了環(huán)境污染的治理成本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展均衡路徑造成的影響[8-9]。當(dāng)經(jīng)濟(jì)體用于保護(hù)環(huán)境同化能力的投資不能彌補(bǔ)經(jīng)濟(jì)增長帶來的環(huán)境破壞時(shí)，環(huán)境質(zhì)量會(huì)制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展[9]。另外，上述結(jié)構(gòu)效應(yīng)也反映了環(huán)境質(zhì)量需求變化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的反饋?zhàn)饔?。環(huán)境質(zhì)量需求上升和國家規(guī)制的加強(qiáng)會(huì)通過影響環(huán)境保護(hù)投入和生產(chǎn)技術(shù)變革等途徑對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生長期的導(dǎo)向性影響[10-11]。這種環(huán)境對于經(jīng)濟(jì)的反饋機(jī)制往往具有一定的滯后性，表現(xiàn)為長期影響。

事實(shí)上，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的直接聯(lián)系體現(xiàn)在生產(chǎn)過程中。無論是經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響，還是環(huán)境污染對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制約，各種影響路徑最終都表現(xiàn)為對生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)量或者生產(chǎn)技術(shù)的影響。例如，規(guī)模效應(yīng)的負(fù)向效果表現(xiàn)為粗放式地增加生產(chǎn)要素消耗量，其正向效應(yīng)則是促進(jìn)了生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置從而約束生產(chǎn)要素的消耗;結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響效果反映在生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化上;技術(shù)效應(yīng)的影響效果表現(xiàn)為提高生產(chǎn)要素利用率，或者減少單位產(chǎn)出的能耗。

因此，與其說經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染相互影響，不如說兩者是伴生于生產(chǎn)過程的內(nèi)生性系統(tǒng)。在該系統(tǒng)內(nèi)，只要影響生產(chǎn)過程的外生因素沒有發(fā)生顯著的變化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染就可以保持穩(wěn)定的均衡關(guān)系。相應(yīng)地，任何影響生產(chǎn)過程的活動(dòng)都會(huì)造成兩者均衡關(guān)系的變化。因此，從短時(shí)期來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量保持線性的均衡關(guān)系，而從長時(shí)期來看，隨著生產(chǎn)過程的變革，兩者則呈現(xiàn)非線性的均衡關(guān)系。

（二）經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的實(shí)證研究

相比之下，更多的研究致力于在數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上檢驗(yàn)和分析經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)聯(lián)。從研究內(nèi)容來看，相關(guān)的實(shí)證研究主要從長期均衡和短期調(diào)整兩個(gè)角度討論經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境質(zhì)量的動(dòng)態(tài)行為。

以長期均衡來看，現(xiàn)有研究主要關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量的長期非線性均衡關(guān)系?；诓煌貐^(qū)或不同環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)的歷史數(shù)據(jù)，包括經(jīng)典的倒“U”型、“N”型和倒“N”型等多種基于預(yù)設(shè)函數(shù)形式的非線性形態(tài)都得到了驗(yàn)證[12-15]。但是，由于預(yù)設(shè)函數(shù)、時(shí)期跨度存在差異等，即使是對同一個(gè)國家，不同研究所得出的結(jié)論也存在明顯的差異。例如，陳華文與劉康兵[16]的研究表明上海市倒“U”型的轉(zhuǎn)折點(diǎn)出現(xiàn)在人均GDP為2990元;包群與彭水軍[17]的研究認(rèn)為我國倒“U”型的轉(zhuǎn)折點(diǎn)高于30000元/人，而張成等[14]的研究結(jié)論則顯示我國倒“U”型轉(zhuǎn)折點(diǎn)在6639元/人。

由于預(yù)設(shè)函數(shù)形式的方法存在由反向因果和模型誤設(shè)等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題，因而后續(xù)的研究通常采用更為先進(jìn)的計(jì)量方法驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量的長期均衡關(guān)系。例如，楊子暉利用非線性Granger因果檢驗(yàn)證實(shí)了從長期來看發(fā)展中國家存在環(huán)境質(zhì)量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的反饋影響機(jī)制[18]。包群、彭水軍通過聯(lián)立方程模型試圖解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量之間的內(nèi)生性問題[17]。吳雪萍等采用半?yún)?shù)空間計(jì)量模型來檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長與空氣污染的非線性關(guān)系，其擬合效果較普通參數(shù)模型更優(yōu)[19]。

此外，因?yàn)橹T多不可觀測的外生因素會(huì)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量造成瞬時(shí)沖擊，因此，分析兩者的短期動(dòng)態(tài)行為也成為實(shí)證研究的目標(biāo)之一。這類研究主要基于誤差修正模型討論當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量的短期變化脫離長期均衡時(shí)是否存在回調(diào)機(jī)制。這種回調(diào)機(jī)制既可能來自長期均衡關(guān)系自發(fā)的拉動(dòng)作用，又可能來自短期的規(guī)制性政策?？紤]到這種回調(diào)機(jī)制可能在不同區(qū)制內(nèi)表現(xiàn)為非線性，因而，非線性誤差修正模型也得到了廣泛的應(yīng)用[20-22]。然而，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量的長期均衡關(guān)系本身就可能表現(xiàn)為非線性，因而不能直接采用誤差修正模型在較長時(shí)期內(nèi)分析兩者的短期動(dòng)態(tài)行為。

本文基于1953～2015年的時(shí)間跨度分析我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的長期均衡和短期動(dòng)態(tài)行為。本文采用變協(xié)整分析方法檢驗(yàn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境質(zhì)量的長期非線性均衡關(guān)系，由此判斷兩者間的均衡關(guān)系是否發(fā)生顯著的結(jié)構(gòu)突變。進(jìn)而在考慮結(jié)構(gòu)變化的基礎(chǔ)上，采用閾值誤差修正模型討論兩者間的短期非線性調(diào)整問題。

二、數(shù)據(jù)來源與描述

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證研究中，人均實(shí)際GDP通常被作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。環(huán)境質(zhì)量的測度指標(biāo)則相對廣泛，主要包括碳排放量、硫排放量、氮排放量、空氣污染指數(shù)、工業(yè)污染物排放量，等等。本文采用多數(shù)研究中使用的碳排放量指標(biāo)作為衡量環(huán)境質(zhì)量或環(huán)境污染程度的指標(biāo)。

獲取碳排放量的歷史數(shù)據(jù)主要有兩種途徑：一是采用主要化石能源的消費(fèi)量數(shù)據(jù)，按照碳排放系數(shù)折算出碳排放量數(shù)據(jù);二是直接采用世界銀行、世界二氧化碳信息分析中心等機(jī)構(gòu)提供的碳排放量估算數(shù)據(jù)。由于統(tǒng)計(jì)口徑的差異，兩種途徑得到的碳排放量數(shù)據(jù)存在一定的差異，但變化趨勢高度吻合?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用世界二氧化碳信息分析中心公布的碳排放數(shù)據(jù)用于后文的分析，時(shí)間跨度為1953～2015年。

由圖1（下頁）可知，我國人均GDP與人均碳排放從20世紀(jì)50年代初開始呈現(xiàn)同步的指數(shù)上升趨勢。相比之下，人均GDP的上升曲線更加光滑，而人均碳排放的上升曲線在局部短期有明顯波動(dòng)。進(jìn)入21世紀(jì)后，我國人均碳排放量的上升速度較人均GDP更快，從2012年起，人均碳排放的增長速度明顯放緩。

從單位GDP的碳排放量（后文稱“單位碳排放”）來看，從新中國成立初期到20世紀(jì)70年代末，我國單位碳排放基本表現(xiàn)為上升趨勢，而從80年代初以后則表現(xiàn)為明顯的下降趨勢，基本符合環(huán)境庫茲涅茨曲線描述的倒“U”型特征。

三、檢驗(yàn)結(jié)果及其分析原序列的對數(shù)值。表1分別報(bào)告了對原序列和對數(shù)序列進(jìn)行的ADF檢驗(yàn)和含結(jié)構(gòu)突變的ZA檢驗(yàn)[23]的結(jié)果。

根據(jù)表1中ZA檢驗(yàn)的結(jié)果可知.在樣本期以內(nèi)，我國人均GDP和人均碳排放序列都沒有識別出顯著的結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)。結(jié)合ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，兩個(gè)原序列差分以后仍然不平穩(wěn)，而對數(shù)序列則為一階平穩(wěn)過程。因此，后文的分析使用對數(shù)化的序列。

接著對我國人均GDP和人均碳排放序列進(jìn)行協(xié)整分析，表2報(bào)告了協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。EG檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，人均GDP與人均碳排放之間不存在顯著的線性協(xié)整關(guān)系。這與相關(guān)研究的檢驗(yàn)結(jié)果相一致，說明了隨著時(shí)間的推移，經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間并不存在長期穩(wěn)定的線性均衡關(guān)系。為了驗(yàn)證兩者之間是否存在非線性均衡關(guān)系，本文采用Gregory與Hansen提出的四種含結(jié)構(gòu)突變的變協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)一步分析[24-25]，結(jié)果如表2所示。

根據(jù)GH檢驗(yàn)的結(jié)果可知，在“截距與趨勢變化”和“截距與協(xié)整變化”兩種模型中，GH檢驗(yàn)識別出了顯著的結(jié)構(gòu)變化，突變點(diǎn)分別為1980年和1979年。這一結(jié)論與圖1中描繪的“人均碳排放/人均GDP”曲線相一致，顯示了20世紀(jì)70年代末出現(xiàn)的極點(diǎn)。為了明確驗(yàn)證這種倒“U”型關(guān)系，表3進(jìn)一步報(bào)告了這兩種模型的估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果可知，在“截距與趨勢變化”的模型中，趨勢項(xiàng)與變趨勢項(xiàng)的符號相反;在“截距與協(xié)整變化”的模型中，協(xié)整項(xiàng)與變協(xié)整項(xiàng)的符號也相反。兩個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果都反映我國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的均衡關(guān)系在1980年左右出現(xiàn)了轉(zhuǎn)折：1980年前表現(xiàn)為單位碳排放量的上升，而1980年后表現(xiàn)為單位碳排放量的下降，由此可以驗(yàn)證環(huán)境庫茲涅茨曲線的存在。

（二）經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的短期調(diào)整

根據(jù)前文的分析，由于1953～2015年我國人均GDP和人均碳排放序列的協(xié)整關(guān)系有顯著的結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)，因而不能對這一時(shí)期的全樣本數(shù)據(jù)使用誤差修正模型。根據(jù)GH檢驗(yàn)的結(jié)果，本文以1979年作為結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)，將原序列劃分為1953～1979年和1980～2015年兩個(gè)子樣本，分別進(jìn)行分析。

考慮到GDP與碳排放之間可能存在的非線性短期調(diào)整，本文首先對兩個(gè)序列進(jìn)行閾值協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)采用Hansen&Seo[26]提出的基于sub-LM統(tǒng)計(jì)量的方法：原假設(shè)為序列之間不存在閾值協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)為序列之間存在單閾值協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見表4（下頁）。

由表4可知，基于1953～2015年的全樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，不能拒絕原假設(shè)，而基于兩個(gè)子樣本區(qū)間進(jìn)行檢驗(yàn)，則可以認(rèn)為我國人均GDP和人均碳排放之間在5%的統(tǒng)計(jì)水平上存在至少一個(gè)閾值的非線性協(xié)整關(guān)系。進(jìn)而，基于雙維格點(diǎn)搜索法分別對兩個(gè)子區(qū)間樣本估計(jì)雙閾值向量誤差修正模型，結(jié)果如表5（下頁）和表6（下頁）所示。

在1953～1979年的樣本中，單位碳排放平均為3.29千克/元。根據(jù)表5的估計(jì)結(jié)果，人均GDP與人均碳排放處于均衡狀態(tài)的中間區(qū)制樣本量占40.8%，單位碳排放平均為3.34千克/元。人均碳排放低于均衡狀態(tài)下閾值的下區(qū)制樣本量占25.9%，單位碳排放平均為2.08千克/元。人均碳排放高于均衡狀態(tài)上閾值的上區(qū)制樣本量占33.3%，單位碳排放平均為4.17千克/元。但是，不同區(qū)制內(nèi)部的樣本年份并沒有明顯的集中分布，不同區(qū)制也并不是按照GDP水平進(jìn)行劃分：下、中、上區(qū)制樣本中的人均GDP均值分別為187.04元、280.13元和250.13元。這說明，20世紀(jì)80年代之前，我國碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的短期非線性調(diào)整并不宜采用經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接作為不同區(qū)制的分組指標(biāo)。

從誤差修正項(xiàng)來看，人均碳排放和人均GDP在不同區(qū)制內(nèi)對于偏離長期均衡的短期調(diào)整效果存在顯著的差異。在中區(qū)制內(nèi)，調(diào)整系數(shù)并不顯著，說明在均衡狀態(tài)下，經(jīng)濟(jì)增長與碳排放都不會(huì)受到偏離長期均衡的誤差的影響，即當(dāng)碳排放偏離長期均衡的幅度較小時(shí)，不存在短期變化向長期均衡收斂的調(diào)整過程。在下區(qū)制內(nèi)也不能拒絕調(diào)整系數(shù)為零的原假設(shè)，說明當(dāng)碳排放過低地偏離均衡狀態(tài)時(shí)，對前期的均衡誤差仍然沒有反應(yīng)。在上區(qū)制內(nèi)，碳排放的調(diào)整系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)值，說明當(dāng)碳排放超過均衡狀態(tài)的上閾值時(shí)，短期調(diào)整存在顯著的反向修正機(jī)制。但是，在上區(qū)制內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)整系數(shù)也顯著為負(fù)值，且調(diào)整系數(shù)的絕對值大于1，說明經(jīng)濟(jì)增長也會(huì)隨著碳排放的異常上升而快速下降。這意味著該時(shí)期的經(jīng)濟(jì)增長與碳排放并不是收斂于長期路徑的穩(wěn)定發(fā)展模式。造成這一異常結(jié)果的原因很可能是20世紀(jì)60年代初我國碳排放的異常增高和經(jīng)濟(jì)增長速度下降，這一點(diǎn)由模型識別出各區(qū)制內(nèi)的樣本年份分布并不集中也可以得到驗(yàn)證。

在1980～2015年的樣本中，單位碳排放平均為1.83千克/元。由表6可知，人均GDP與人均碳排放處于均衡狀態(tài)的中間區(qū)制樣本量占36.1%，單位碳排放平均為1.95千克/元。碳排放低于均衡狀態(tài)下閾值的下區(qū)制樣本量占44.4%.單位碳排放平均為1.16千克/元。碳排放高于均衡狀態(tài)上閾值的上區(qū)制樣本量占19.4%，單位碳排放平均為3.07千克/元。與表5相比，不同區(qū)制內(nèi)的樣本年份分布明顯更加集中：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低的時(shí)期（1980～1986年）為碳排放超過均衡狀態(tài)上閾值的區(qū)間，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高的時(shí)期（2000～2015年）為碳排放低于均衡狀態(tài)下閾值的區(qū)間。這說明，改革開放以來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以作為我國碳排放與經(jīng)濟(jì)增長短期非線性調(diào)整不同區(qū)制的分組指標(biāo)。

從誤差修正項(xiàng)來看，人均碳排放與人均GDP在中區(qū)制內(nèi)的調(diào)整系數(shù)不能拒絕零假設(shè)，說明在上下閾值以內(nèi)，由于調(diào)整成本的存在，人均碳排放與人均GDP都不會(huì)對偏離長期均衡的小幅偏差進(jìn)行調(diào)整。而上下閾值以外的上區(qū)制內(nèi)和下區(qū)制內(nèi)，人均碳排放的調(diào)整系數(shù)都顯著為負(fù)值，人均GDP的調(diào)整系數(shù)顯著為正值。這一估計(jì)結(jié)果可以說明：第一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量是一個(gè)內(nèi)生性系統(tǒng)，兩者的短期動(dòng)態(tài)行為都會(huì)受到偏離長期均衡誤差的影響;第二，無論碳排放過低還是過高，短期的經(jīng)濟(jì)增長與碳排放都會(huì)產(chǎn)生顯著的回調(diào)機(jī)制。對比上下區(qū)制的調(diào)整系數(shù)，可知碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的短期調(diào)整存在非對稱性：在下區(qū)制內(nèi)，碳排放的調(diào)整速度更快，而在上區(qū)制內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)整速度更快。這說明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的階段，干預(yù)性政策的目標(biāo)主要通過調(diào)控經(jīng)濟(jì)發(fā)展來實(shí)現(xiàn)，也就是說，要以經(jīng)濟(jì)發(fā)展為核心，提高能源的利用效率;而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的階段，政策目標(biāo)則主要通過直接調(diào)控環(huán)境質(zhì)量來實(shí)現(xiàn)，也就是說，要更加重視環(huán)境質(zhì)量，對能源利用和碳排放進(jìn)行直接的管控。

四、結(jié)論與啟示

本文分別采用變協(xié)整檢驗(yàn)方法和雙閾值誤差修正模型分析了我國1953～2015年經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的長期非線性均衡關(guān)系和短期非對稱調(diào)整效果，可得到如下主要結(jié)論：

第一，從長期來看，我國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的協(xié)整關(guān)系在1980年左右發(fā)生了顯著的結(jié)構(gòu)變化。結(jié)構(gòu)變化的類型符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的倒“U”型特征。以突變時(shí)點(diǎn)作為臨界點(diǎn)，從新中國成立初期到改革開放初期、從改革開放初期至2015年，我國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間也可以視為分階段的線性協(xié)整過程。

第二，我國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的短期動(dòng)態(tài)行為會(huì)受到兩者偏離長期均衡關(guān)系的誤差的影響。但這一影響作用存在閾值效應(yīng)，只有當(dāng)偏離程度在上下閾值以外時(shí)，才會(huì)存在顯著的短期調(diào)整，而當(dāng)偏離程度在上下閾值以內(nèi)時(shí)則不會(huì)發(fā)生短期調(diào)整。

第三，從新中國成立到改革開放初期，我國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放的均衡關(guān)系并不穩(wěn)定：碳排放的短期波動(dòng)較為明顯，且經(jīng)濟(jì)增長在上閾值以外的短期調(diào)整不收斂于長期均衡狀態(tài)。而且，在這一時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不能作為閾值效應(yīng)下不同區(qū)制的分組指標(biāo)。

第四，從改革開放初期至2015年，我國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的閾值效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的階段，人均碳排放相對較高;而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的階段，人均碳排放相對較低。而且，這一時(shí)期兩者的短期調(diào)整具有顯著的非對稱特征：在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的階段，經(jīng)濟(jì)增長的回調(diào)速度較碳排放更快;而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的階段，碳排放的回調(diào)速度較經(jīng)濟(jì)增長更快。

本文的分析結(jié)論首先意味著后續(xù)的研究在討論環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系時(shí)，要重視對結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的識別，在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段下，兩者之間的影響機(jī)制可能存在結(jié)構(gòu)性差異，從而使全樣本域的估計(jì)結(jié)果可能出現(xiàn)偏差。就現(xiàn)實(shí)意義來看，我國經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的關(guān)系符合環(huán)境庫茲涅茨曲線所描繪的一般形態(tài)。改革開放以來，我國人均GDP和人均碳排放已經(jīng)步人負(fù)相關(guān)均衡的通道，但是，隨著經(jīng)濟(jì)不斷增長和國際環(huán)境帶來的壓力，維系這種負(fù)相關(guān)均衡的主要手段逐漸由調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長方式過渡到直接調(diào)節(jié)碳排放?？梢灶A(yù)見，通過更嚴(yán)格的環(huán)境約束機(jī)制直接干預(yù)碳排放將會(huì)對我國經(jīng)濟(jì)增長帶來更大的壓力，因此，宏觀層面上有必要通過主動(dòng)地加快技術(shù)創(chuàng)新和結(jié)構(gòu)優(yōu)化來應(yīng)對更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制。

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