郭 輝，董 曄

0 引言

伴隨著中國(guó)GDP的增長(zhǎng)，以煤為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和化石能源消耗速度的加快是導(dǎo)致CO2排放大幅增加的主要原因。能源消耗增大、環(huán)境質(zhì)量持續(xù)下降約束了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的持續(xù)性。2008年世界環(huán)境績(jī)效指數(shù)（EPI)報(bào)告指出，中國(guó)指數(shù)從2006年的94名，下降到105名。2010年中國(guó)得到了49分，在所有163個(gè)國(guó)家和地區(qū)中排第121位，環(huán)境情況不容樂(lè)觀。作為世界上第二大能源消費(fèi)國(guó)和CO2排放國(guó)，中國(guó)面臨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和CO2排放之間的兩難選擇，如何化解經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展對(duì)能源消耗的高度依賴和生態(tài)環(huán)境的惡化問(wèn)題已成為中國(guó)面臨的主要難題。本文遵循文獻(xiàn)理論框架，把能源消耗和CO2排放與傳統(tǒng)要素資本和勞動(dòng)力一起做為投入要素引入生產(chǎn)函數(shù)來(lái)估算全要素生產(chǎn)率。將CO2做為投入要素而非產(chǎn)出的主要原因有：一是本文測(cè)算的全要素生產(chǎn)率是從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所帶來(lái)的負(fù)向生態(tài)效應(yīng)（即CO2排放）入手。任何一個(gè)國(guó)家或企業(yè)都是通過(guò)要素?cái)U(kuò)張、技術(shù)進(jìn)步來(lái)實(shí)現(xiàn)其增長(zhǎng)目的。但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅要追求效率，同時(shí)要保護(hù)生態(tài)環(huán)境。因此，從考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的環(huán)境效應(yīng)來(lái)看，CO2排放作為投入要素可以體現(xiàn)出在污染排放約束下全要素生產(chǎn)率（TFP）中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度。二是中國(guó)節(jié)能減排的基礎(chǔ)是保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，本文將CO2排放看成節(jié)能減排行為引入生產(chǎn)函數(shù)，以期發(fā)現(xiàn)2003年中國(guó)將節(jié)能減排約束目標(biāo)寫入發(fā)展規(guī)劃綱要之前和之后TFP、CO2排放對(duì)GDP的貢獻(xiàn)程度表現(xiàn)出何種變化趨勢(shì)。三是CO2排放帶來(lái)的負(fù)外部性會(huì)擠占部分本來(lái)用于生產(chǎn)產(chǎn)出的要素投入，最終降低產(chǎn)出。因此將CO2排放看成被擠占的部分投入來(lái)測(cè)算TFP。

1 方法與模型

1.1 模型

本文設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)為:

其中，Y為GDP，K，L，E，C分別代表資本存量、勞動(dòng)力、能源消耗和CO2排放四個(gè)投入要素，t為時(shí)間趨勢(shì)變量(t=1，2，……，31)，為簡(jiǎn)化形式，下文將t省略。

對(duì)模型的基本假設(shè)：

f(·)符合稻田條件，同時(shí)滿足上述假設(shè)的模型有：柯布－道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)和超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。為了估算投入要素隨時(shí)期而變化的產(chǎn)出彈性系數(shù)，模型的形式采用C-D形式：

α，β，γ，τ代表四種要素的產(chǎn)出彈性，A代表?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步系數(shù)。根據(jù)Solow(1957)的經(jīng)典方法，對(duì)(4)式兩端同時(shí)微分并除以Y，可以得到全要素生產(chǎn)率(TFP)。

其中，變量標(biāo)注上端點(diǎn)表示其增長(zhǎng)率。在新古典假定下，α、β、γ、τ的產(chǎn)出彈性就等于各自的產(chǎn)出貢獻(xiàn)份額，全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率則近似于技術(shù)進(jìn)步率。該式即可用于中國(guó)的綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算。

1.2 數(shù)據(jù)與變量測(cè)量

由于各類統(tǒng)計(jì)年鑒公布數(shù)據(jù)的時(shí)間不同，因此將樣本區(qū)間設(shè)為1978～2008年。數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中GDP數(shù)據(jù)為1978年不變價(jià)格的實(shí)際GDP，其他數(shù)據(jù)間接利用年鑒估算。

本文主要以煤炭、石油和天然氣這三種消耗量較大的一次能源為基準(zhǔn)來(lái)核算中國(guó)的CO2排放量。公式為：

其中，CO2代表估算的二氧化碳排放量，i代表煤炭、石油和天然氣，E為消耗量。NCV為2007年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》附錄4提供的中國(guó)三種一次能源的平均低位發(fā)熱量。CEF為2006年IPCC提供的碳排放系數(shù)，COF是碳氧化因子(煤炭設(shè)定為0.99，原油和天然氣為1，參考陳詩(shī)一（2009）)。44和12分別為二氧化碳和碳的分子量。各種能源折算標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)由2007年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》提供。

資本存量的測(cè)算公式為：Kt=(1-δt)Kt-1+It/Pt。其中Kt、Kt-1分別為t年、t-1年的實(shí)際資本存量，Pt為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，It為t年的名義投資，δt為t年固定資產(chǎn)折舊率。中國(guó)資本存量的測(cè)算有兩個(gè)難點(diǎn)：一是基年資本存量的確定，二是實(shí)際凈投資(包括固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和資本折舊)的確定。本文選擇王小魯和樊綱（2009）假定的固定資產(chǎn)折舊率5%。對(duì)于固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，根據(jù)張軍和章元（2003）所估算的全國(guó)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，折算出1978～1991年(1978年為基期)的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，并與1991年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局正式編制的1992～2008年價(jià)格指數(shù)合并。1978年年末的初始資本值直接采用Chow(1993)核算的14112億元。

傳統(tǒng)的勞動(dòng)力總量不包含勞動(dòng)者素質(zhì)的信息，不能反映勞動(dòng)力素質(zhì)的變化。因此本文采用勞動(dòng)力受教育年限來(lái)測(cè)量勞動(dòng)力變量。計(jì)算公式為：Ht=Lt*∑(Ei,t*Yi)。其中H為人力資本，E為各學(xué)歷占比，Y為各學(xué)歷所需教育年限，i為各學(xué)歷，t為年。Lt為t年就業(yè)人口總數(shù)。文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、專科、本科、研究生受教育年限分別取2年、6年、9年、12年、15年、16年和20年。1978～2000年受教育情況數(shù)據(jù)來(lái)自于張保法（2007），200l～2010年受教育情況數(shù)據(jù)來(lái)自2002～2011年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2 實(shí)證分析

本研究全部回歸與檢驗(yàn)的計(jì)算過(guò)程通過(guò)計(jì)量軟件Eviews 6.0完成。

2.1 單位根檢驗(yàn)

GDP、資本存量、人力資本、能源消費(fèi)和CO2排放為典型的時(shí)間序列，具有顯著的趨勢(shì)和非平穩(wěn)特征。表1給出各變量水平值的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

將上述變量取對(duì)數(shù)記為L(zhǎng)y、Lk、Lh、Le和Lc,為避免偽回歸，對(duì)各變量做ADF單位根檢驗(yàn)，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)選取最優(yōu)滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果表明：所有變量一階差分后都通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，均為I(1)平穩(wěn)過(guò)程，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 各變量一階差分的單位根檢驗(yàn)

2.2 協(xié)整分析

為了進(jìn)行協(xié)整分析，需建立由LY、LK、LH、LE和LC構(gòu)成的VAR模型。VAR滯后階數(shù)根據(jù)各種準(zhǔn)則選定，LR、FPE都選定滯后階數(shù)為4，而AIC、SC以及HQ選擇滯后階數(shù)為5。為避免估計(jì)模型的過(guò)度參數(shù)，選擇VAR的滯后階數(shù)為2。

協(xié)整估計(jì)中假定在VAR(2)模型中含有無(wú)約束截距和無(wú)約束趨勢(shì)項(xiàng)，表3報(bào)告了Johansen和Juselius協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。跡檢驗(yàn)和極大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果為：跡檢驗(yàn)說(shuō)明5%的顯著水平存在2個(gè)協(xié)整方程，顯著水平為1%時(shí)存在1個(gè)協(xié)整方程；極大特征根檢驗(yàn)說(shuō)明顯著水平為5%時(shí)存在1個(gè)協(xié)整方程。綜合來(lái)看，接受有一個(gè)協(xié)整向量的備擇假設(shè)。

表3 Johansen和Juselius跡和最大特征根檢驗(yàn)

據(jù)此，建立VECM(2)模型，并得到各變量長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系：

上式括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量，系數(shù)符號(hào)與預(yù)期相同，結(jié)果表明上述五個(gè)變量在樣本期間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整向量中各變量前的系數(shù)反映了變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系：資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)較低（0.332)；人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)較為顯著(0.769)；能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)非常顯著(1.889)；CO2作為“負(fù)投入”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性顯著為負(fù)(-1.869)。

為進(jìn)一步驗(yàn)證CO2排放彈性的符號(hào)問(wèn)題。應(yīng)用簡(jiǎn)單E-G兩步法對(duì)CO2和GDP的檢驗(yàn)結(jié)果為：Ly=-13.816+1.866Lc，似乎表明CO2排放對(duì)GDP的影響與能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用相同。但是應(yīng)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，AIC和SC都明確指明兩者存在唯一協(xié)整關(guān)系且方程包含截距和趨勢(shì)。再應(yīng)用VECM(2)得到：Ly＝8.986-0.079Lc+0.099t，表明兩者為負(fù)向關(guān)系。一般而言，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的準(zhǔn)確率高于E-G兩步法，而且多變量分析綜合考慮也優(yōu)于兩變量。這也充分證實(shí)了在綜合考慮資本、勞動(dòng)力、能源消費(fèi)、CO2排放以及技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的情形下，CO2排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)向影響。

2.3 VECM分析

在檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步建立將短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡聯(lián)系起來(lái)的向量誤差修正模型。由于本文重點(diǎn)關(guān)注的是實(shí)際GDP的方程，所以只列出ΔLy：

在實(shí)際產(chǎn)出的短期動(dòng)態(tài)方程中，可決系數(shù)是0.793。這表明短期實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)可由本模型中的5個(gè)變量的短期變動(dòng)以及它們之間的長(zhǎng)期關(guān)系解釋79.3%，VECM說(shuō)明，如果短期內(nèi)對(duì)能源消費(fèi)和CO2排放作出調(diào)控，將會(huì)顯著引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)，除非對(duì)資本和人力資本作出相適應(yīng)的調(diào)整以抵消沖擊，從而保證經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)。

2.4 綠色增長(zhǎng)核算

表4報(bào)告了基于C-D對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)在改革開放至今的綠色全要素生產(chǎn)率和要素貢獻(xiàn)的結(jié)果。代表技術(shù)進(jìn)步的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率根據(jù)公式(4)計(jì)算得到。要素增長(zhǎng)率和協(xié)整分析所估計(jì)的該要素的產(chǎn)出彈性之積為要素投入的貢獻(xiàn)份額，它們與TFP加總等于GDP增長(zhǎng)率。因此該表格列出了各年份技術(shù)進(jìn)步和四種要素對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)份額，由此可以判斷在能源消耗和CO2排放的約束條件下驅(qū)動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的真實(shí)源泉。鑒于篇幅原因，只列出部分?jǐn)?shù)據(jù)。

表4 綠色全要素生產(chǎn)率及個(gè)要素貢獻(xiàn)率（%）

測(cè)算出的K、H、E、CO2四列數(shù)據(jù)分別為各年份資本、人力資本、能源消費(fèi)和CO2對(duì)GDP的貢獻(xiàn)份額。從上表可以看出，CO2對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響較顯著，而且隨著能源消費(fèi)的增大，CO2對(duì)GDP的抑制作用越明顯。能源消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)作用最大，其次是資本投入，最后是人力資本要素。驅(qū)動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的源泉是大量的能源消費(fèi)和資本投入。

3 結(jié)論

本文測(cè)度了1978～2008年中國(guó)包含CO2排放和能源消費(fèi)的綠色全要素生產(chǎn)率，通過(guò)計(jì)量分析得出主要結(jié)論：(1)技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低。中國(guó)1978～2008年間中國(guó)綠色全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率為3.664%，遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的9.785%，平均貢獻(xiàn)率較低。中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于資本投入和能源消耗，其代價(jià)是CO2高排放。未來(lái)中國(guó)的低碳經(jīng)濟(jì)更應(yīng)提高技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)力量，在CO2減排道路上需要依賴的核心因素是技術(shù)進(jìn)步。（2）CO2作為環(huán)境成本的代理變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響較為顯著，而且隨著能源消費(fèi)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越大，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抵消作用也不斷增大。（3）雖然人力資本對(duì)產(chǎn)出的彈性比資本要素較顯著，但是改革開放以來(lái)人力資本對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度明顯小于資本要素。因此，未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不應(yīng)忽視人力資本積累對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接貢獻(xiàn)，因?yàn)槿肆Y本不僅促進(jìn)新技術(shù)和新產(chǎn)品的產(chǎn)生，而且對(duì)生產(chǎn)率的提高起著至關(guān)重要的作用。（4）自2003年中國(guó)將節(jié)能降耗目標(biāo)寫進(jìn)五年發(fā)展規(guī)劃以來(lái)，節(jié)能減排技術(shù)和政策的實(shí)施改變了CO2排放快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)?？梢?jiàn)，未來(lái)中國(guó)應(yīng)在保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前提下，通過(guò)促進(jìn)能源技術(shù)進(jìn)步和增加清潔能源的比重是中國(guó)低碳經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略選擇。

[1] 陳詩(shī)一.能源消耗、二氧化碳排放與中國(guó)工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009,(4).

[2] 王小魯.樊綱.劉鵬.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)換和增長(zhǎng)可持續(xù)性[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009,(1).

[3] 張軍.章元.對(duì)中國(guó)資本存量K的再估計(jì)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003,(7).

[4] 張保法.經(jīng)濟(jì)模型導(dǎo)論[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2007.

[5] Chow.G.C.Capital Formation and Economic Growth in China[J].Quar?terly Journal of Economics,1993,(3)

[6] Solow R.M.Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics,1957,(39).