沈永昌,余華銀

(安徽財經(jīng)大學統(tǒng)計與應用數(shù)學學院,安徽蚌埠 233030)

安徽省經(jīng)濟增長與碳排放的非線性關系
——基于產(chǎn)業(yè)結構的門檻模型

沈永昌,余華銀

(安徽財經(jīng)大學統(tǒng)計與應用數(shù)學學院,安徽蚌埠 233030)

利用安徽省1992—2012年度數(shù)據(jù)進行非線性檢驗和協(xié)整檢驗,建立平滑轉換模型,研究基于產(chǎn)業(yè)結構門檻效應的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染問題。結果表明:安徽省產(chǎn)業(yè)結構對二氧化碳排放量影響顯著,轉換能力較強;整體上安徽省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系呈現(xiàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線形式,目前正處于環(huán)境庫茲涅茨曲線的上升部分;從長期看,環(huán)境污染水平有下降趨勢,此時經(jīng)濟增長對環(huán)境將起到正面效應;估計門檻值為44.7%,此時二氧化碳排放到最優(yōu)。據(jù)此為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化提出新的關鍵點及相關政策建議。

二氧化碳碳排放;平滑轉換模型;產(chǎn)業(yè)結構

2015年是新《環(huán)境保護法》實施元年,如何把握經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境問題之間的關系已成為全社會關注的焦點。近年來,安徽省作為實現(xiàn)“中部崛起”國家戰(zhàn)略的重要參與者,作為長三角產(chǎn)業(yè)轉移重要區(qū)域,經(jīng)濟得到迅速發(fā)展。初步核算,2014年安徽省生產(chǎn)總值達到20 848.8億元,按可比價格計算,比上年增長了9.2%,其中工業(yè)增加值為9 590.4億元,占GDP比重為46%。產(chǎn)業(yè)轉移正逐漸改變安徽省的產(chǎn)業(yè)結構,面臨的環(huán)境壓力也將逐漸增加,如何看待產(chǎn)業(yè)轉移對環(huán)境的影響至關重要。

一、文獻綜述

20世紀80年代,國外就開始對產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長與碳排放之間的關系進行研究,并認為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是減緩二氧化碳排放快速增長的有效途徑。Grossman和Krueger認為,經(jīng)濟增長可以通過三大效益影響環(huán)境,即規(guī)模效應、結構效應和技術效應。隨后在對三大效益的進一步研究中發(fā)現(xiàn),產(chǎn)業(yè)結構是影響二氧化碳排放的重要因素[1]。Talukdar和Meisner利用發(fā)展中國家數(shù)據(jù)建立模型進行實證分析,研究結果表明不同的產(chǎn)業(yè)結構對二氧化碳排放影響不同,其中第二產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展會顯著增加二氧化碳排放,服務業(yè)和農(nóng)業(yè)卻減少二氧化碳排放[2]。Fisher Vanden等對中國能源消耗、Cole等對中國工業(yè)污染的研究均表明,第二產(chǎn)業(yè)是影響二氧化碳排放最重要的因素[3-4]。Chebbi運用脈沖響應函數(shù)研究表明,不同的產(chǎn)業(yè)結構中經(jīng)濟增長和環(huán)境污染二者的關系不一致[5]。

近年來,國內(nèi)學者們開始關注產(chǎn)業(yè)結構與碳排放之間的關系。林伯強等的分析表明,產(chǎn)業(yè)結構重工化是導致中國碳排放增長的重要原因,降低工業(yè)增加值占GDP的比重將減小倒“U”型曲線的弧度[6]。王群偉等的研究表明,產(chǎn)業(yè)結構高端化有助于改善碳排放績效,體現(xiàn)出"結構減排”[7]。王峰等認為以工業(yè)規(guī)模不斷擴張為特征的產(chǎn)業(yè)結構變動推動了中國碳排放的增長,其平均貢獻為1.14%[8]。袁富華從穩(wěn)定中國潛在經(jīng)濟增長水平的角度認為,產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化可減少碳排放,并且對經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展影響深遠[9]。肖慧敏選取中國面板數(shù)據(jù),研究產(chǎn)業(yè)結構對二氧化碳排放的影響,證明現(xiàn)階段以工業(yè)為主導的產(chǎn)業(yè)結構加速了二氧化碳排放[10]。吳振信等利用中國內(nèi)地31個省(市)、自治區(qū)2000—2009年的面板數(shù)據(jù),建立固定效應面板模型,證明經(jīng)濟增長、碳排放及產(chǎn)業(yè)結構存在長期均衡關系,并認為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是綠色經(jīng)濟發(fā)展的重中之重[11]。呂明元等選擇碳排放強度、經(jīng)濟增長和能源消耗強度等相關指標,建立線性實證模型,證明產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對經(jīng)濟增長具有持續(xù)帶動作用,且在工業(yè)化后期,產(chǎn)業(yè)結構合理化可降低碳排放強度,同時也能極大地減少能源消耗[12]。李科選用中國相關年份產(chǎn)業(yè)結構和碳排放數(shù)據(jù),運用動態(tài)面板模型研究證明,經(jīng)濟增長與碳排放之間存在倒“U”型曲線關系,并且產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是實現(xiàn)二氧化碳減排的有效途徑[13]。

上述文獻可以看出,產(chǎn)業(yè)結構是碳排放量的主要影響因素,但現(xiàn)有研究多是采用線性模型,而經(jīng)濟增長、碳排放以及產(chǎn)業(yè)結構之間的關系并非線性。本文采用平滑轉換模型對安徽省碳排放進行重新估計,檢驗產(chǎn)業(yè)結構對碳排放是否存在門檻效應,并找到此效應的門檻值,從而為碳排放水平早日越過轉折點,取得環(huán)境規(guī)制績效提供借鑒。

二、實證模型與非線性檢驗方法

1.實證模型

設:

式中:yt是因變量,表示二氧化碳排放量;αo是截距項;xt是人均地區(qū)生產(chǎn)總值;zt為產(chǎn)業(yè)結構,用工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示;εt為誤差項,服從均值為0,方差為常數(shù)的正態(tài)分布; G(zt;γ,c)為轉換函數(shù)。

式(2)為邏輯函數(shù),參數(shù)c為門檻值(threshold); G(zt;γ,c)取值范圍(0,1),并在此區(qū)間上單調(diào)遞增,當zt=c時,G(zt;γ,c)=0.5,此時可以看做機制轉換的中間非穩(wěn)定狀態(tài);γ表示轉換系數(shù),γ較大,表明zt相對于門檻值c的很小變化會導致整個轉換函數(shù)發(fā)生劇烈變化,當γ→∞且xt＞c時,邏輯函數(shù)G(zt;γ,c)近似等于1,此時公式(1)變?yōu)殚T檻模型,當γ→0時,平滑轉換模型退化為簡單線性回歸模型。

2.模型非線性檢驗方法

模型基于非線性理論,需要首先判斷時間序列是否是非線性的。由于并不存在線性模型不包含非線性模型的參數(shù),因此不能直接對線性與非線性進行檢驗,此為戴維問題(Davies’ problem)。為了解決該問題,Luukkonen等提出可以先對轉換函數(shù)在γ=0處進行泰勒展開,再重新定義參數(shù)[14]。

式(1)在γ=0處一階泰勒展開表示為

對式(3),重新記作

式(5)中T為時期(本文取T=18),k為解釋變量的個數(shù)。則模型表達式如下:

三、數(shù)據(jù)來源及模型非線性檢驗方法

1.二氧化碳排放量的測算方法

從《安徽省統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》相關年份收集到安徽省1992—2012年煤炭、柴油、煤油、焦炭、汽油、燃料油和天然氣的消費數(shù)據(jù)。運用國家發(fā)展與改革委員會能源研究所等公布的二氧化碳排放系數(shù)估算出安徽省的二氧化碳排放量(如表1)。具體估算方法如式(6):

其中:EC表示估算的各類能源消費的CO2排放總量;i表示能源消費種類;Ei是第i種能源的消費總量;CFi是發(fā)熱值;CCi是碳含量;COF是氧化因子。CFi·CCi·COFi稱為碳排放系數(shù),而CFi·CCi·COFi×3.67則被稱為二氧化碳排放系數(shù)。

表1 碳及二氧化碳排放系數(shù)

2.數(shù)據(jù)來源

選取安徽省1992—2012年相關數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》和《安徽省統(tǒng)計年鑒》,部分數(shù)據(jù)參考了《中國統(tǒng)計年鑒》)。其中經(jīng)濟增長選用的代理指標是人均GDP;碳排放指標是估計得到的二氧化碳排放總量除以安徽省總人口;產(chǎn)業(yè)結構代理指標用工業(yè)生產(chǎn)總值占GDP的比重表示。

四、平滑轉換模型的實證分析

首先檢驗模型的非線性,構建輔助檢驗函數(shù)

PCO表示人均二氧化碳排放(噸/人);PGDP表示人均GDP(萬元/人);ZB表示工業(yè)生產(chǎn)總值占GDP比重(%);下標t表示統(tǒng)計的年份。繼續(xù)估計得到SSR1=3.596,本文平滑轉換模型估計得到的SSR2=1.753。則

故拒絕原假設,說明人均二氧化碳排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在非線性關系,可建立以工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例為轉換變量的平滑轉換模型。

為了避免可能出現(xiàn)的虛假回歸,需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。由表2可知,PP單位根檢驗結果,一階差分后平穩(wěn),說明存在一階單整過程。對于非線性協(xié)整問題,目前應用廣泛的檢驗方法是先利用非線性最小二乘法(NLS)對模型進行估計以得到關于參數(shù)集合的估計量,然后利用KPSS檢驗方法對模型的殘差進行檢驗。LM檢驗結果為0.117,遠小于5%顯著水平下對應的臨界值0.463,說明三者之間存在非線性協(xié)整關系。

表2 PP檢驗結果統(tǒng)計表

由于對模型參數(shù)估計時需要進行初值估計,采用沈永昌提到的方法[15],運用1st Opt(First Optimization)軟件,估計得到各初值。選定最大迭代次數(shù)1 000次,優(yōu)化算法為LM(Levenberg-Marquardt)法和通用全局最優(yōu)法。在通過非線性最小二乘回歸得到各估計值。結果如下:

平滑轉換模型各系數(shù)在5%的顯著水平下均通過檢驗,F統(tǒng)計量值較大,模型整體上是顯著的,也不存在自相關性。線性部分一次項前系數(shù)為-7.782,表明隨著經(jīng)濟增長,環(huán)境污染呈現(xiàn)遞減趨勢,但非線性部分系數(shù)為6.598,說明經(jīng)濟增長,環(huán)境污染具有加重的趨勢。

如何解釋這個悖論?早在20世紀90年代, Krueger和Grossman就提出了環(huán)境庫茲涅茨曲線假說,即隨著經(jīng)濟增長,環(huán)境污染水平呈現(xiàn)先增大后減小的倒“U”型關系。呈現(xiàn)這種關系的原因是經(jīng)濟發(fā)展到一定程度,環(huán)境問題備受關注,新技術、新工藝逐漸出現(xiàn)并應用,清潔生產(chǎn)和節(jié)能減排受到重視,環(huán)境污染有所改善。模型中轉換系數(shù)為21.447,表明可以選用產(chǎn)業(yè)結構指標作為轉換系數(shù),也進一步說明產(chǎn)業(yè)結構對環(huán)境污染影響顯著。

安徽省作為我國中部欠發(fā)達地區(qū),經(jīng)濟發(fā)展初期環(huán)境問題不突出,但隨著東部沿海地區(qū)高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)向中部地區(qū)的轉移,安徽省的環(huán)境污染很可能加重。模型門檻值為0.447,表明當工業(yè)增加值占GDP比重達到44.7%時,出現(xiàn)轉換,即到達拐點。2014年,安徽省工業(yè)增加值占GDP比重為46%,已經(jīng)越過門檻值,說明安徽省工業(yè)發(fā)展應保持在門檻值水平,放緩發(fā)展第二產(chǎn)業(yè),加大第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。圖1是平滑轉換模型擬合圖,由圖1可見擬合效果較好。

圖1 平滑轉換模型擬合圖

五、結論及政策建議

利用安徽省七種能源消費數(shù)據(jù),估算安徽省二氧化碳排放量;通過建立平滑轉換模型,研究基于產(chǎn)業(yè)結構門檻效應的經(jīng)濟增長與環(huán)境污染問題。結果表明:①安徽省產(chǎn)業(yè)結構對二氧化碳排放量影響顯著,轉換能力較大,其中轉換系數(shù)為22.447,表明以工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比可以作為解釋變量分析研究安徽的環(huán)境問題。②整體上,安徽省經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關系呈現(xiàn)環(huán)境庫茲涅茨曲線形式,目前正處于環(huán)境庫茲涅茨曲線的上升部分,即經(jīng)濟增長的同時,環(huán)境污染水平顯著上升,但從長期看,環(huán)境污染水平有下降趨勢,經(jīng)濟增長對環(huán)境起到正面效應。③估計的門檻值為44.7%,也就是說,當工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重到44.7%附近時,二氧化碳排放達到最優(yōu),即產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化新的關鍵點。

針對模型得到結果提出三點政策建議。

(1)加大開放力度,以長三角產(chǎn)業(yè)轉移為契機,合理引進相關產(chǎn)業(yè),優(yōu)化本省產(chǎn)業(yè)結構。務必積極探尋與長三角地區(qū)的全面合作,共同打造以江蘇、浙江、安徽、上海三省一市為合作主體的“泛長三角”經(jīng)濟區(qū)。正如前言提到,承接長三角產(chǎn)業(yè)轉移,可能會同時帶來污染的轉移,故不能一味引進,需進行環(huán)境評估研究,并發(fā)展污染處理配套措施,現(xiàn)在引入的企業(yè)大多在開發(fā)區(qū)內(nèi),政府對開發(fā)區(qū)的規(guī)劃就應該看中對環(huán)境的影響,比如可以選擇河流的下游,建立廢水處理中心等。

(2)加大環(huán)保投入,加強新環(huán)保法實施力度,樹立綠色、低碳發(fā)展理念?，F(xiàn)階段安徽省環(huán)境污染正處于環(huán)境庫茲涅茨曲線的上升階段,經(jīng)濟增長不能慢,環(huán)境問題日益嚴峻,應把握好經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關系,堅決不走“先污染后治理”的老路。①需要加大環(huán)境保護投入,包括對工業(yè)廢水、廢氣和固體廢棄物的達標處理等;②加大新環(huán)保法實施力度,讓污染企業(yè)的排污投機成本加大,促使企業(yè)節(jié)能減排;③促進低碳發(fā)展理念的建立,減少能源消費,加大非化石能源使用,有效控制二氧化碳等溫室氣體排放。

(3)穩(wěn)步發(fā)展第二產(chǎn)業(yè),加速發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),積極推進新型農(nóng)業(yè)化建設。①穩(wěn)步發(fā)展第二產(chǎn)業(yè),安徽省與發(fā)達省份相比,第二產(chǎn)業(yè)在規(guī)模和質(zhì)量上有很大差距,需進一步引進高新技術改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),充分發(fā)揮安徽省的比較優(yōu)勢。②加速發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),皖北交通便利,應發(fā)展交通運輸業(yè);皖中是安徽的經(jīng)濟政治中心,應加大發(fā)展金融等服務業(yè);皖南具有豐富的旅游資源,應加大旅游資源開發(fā)。③安徽省作為農(nóng)業(yè)大省,加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展也至關重要。應加大惠農(nóng)政策,優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構,提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平。

[1]Grossman G M,Krueger A B.Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement[R].National Bureau of Economic Research Working Paper 3914.1991.

[2]Talukdar D,Meisner C M.Does the Private Sector Help or Hurt the Environment?Evidence from Carbon Dioxide Pollution in Developing Countries[J].World Development,2001,29(5):827- 840.

[3]Fisher-Vanden K,Jefferson G H,Ma J,et al. Technology Development and Energy Productivity in China[J].Energy Economics,2006,28(5/6):690- 705.

[4]Cole M A,Elliott R J R,Wu S S.Industrial Activity and the Environment in China:An Industry-Level Analysis [J].China Economic Review,2008,19(3):393- 408.

[5]Chebbi H E.Long and Short-Run Linkages between Economic Growth,Energy Consumption and CO2Emissionsin Tunisia[R].2010.

[6]林伯強,蔣竺均.中國二氧化碳的環(huán)境庫茲涅茨曲線預測及影響因素分析[J].管理世界,2009(4):27- 36.

[7]王群偉,周鵬,周德群.我國二氧化碳排放績效的動態(tài)變化、區(qū)域差異及影響因素[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2010(1):45 -54.

[8]王鋒,吳麗華,楊超.中國經(jīng)濟發(fā)展中碳排放增長的驅(qū)動因素研究[J].經(jīng)濟研究,2010(2):123- 136.

[9]袁富華.低碳經(jīng)濟約束下的中國潛在經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究,2010(8):79- 89.

[10]肖慧敏.中國產(chǎn)業(yè)結構變動的碳排放效應研究:基于省級面板數(shù)據(jù)[J].地域研究與開發(fā),2011(5):84- 87+92.

[11]吳振信,謝曉晶,王書平.經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構對碳排放的影響分析:基于中國的省際面板數(shù)據(jù)[J].中國管理科學, 2012(3):161- 166.

[12]呂明元,尤萌萌.韓國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長方式轉型的影響:基于能耗碳排放的實證分析[J].世界經(jīng)濟研究, 2013(7):73- 80+89.

[13]李科.中國產(chǎn)業(yè)結構與碳排放量關系的實證檢驗:基于動態(tài)面板平滑轉換模型的分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理,2014 (3):381-393.

[14]Luukkonen R,Saikkonen P,Ter?svirta T.Testing Linearity Against Smooth Transition autoregressive Models[J].Biometrika.1988,75(3):491- 499.

[15]沈永昌.“環(huán)境庫茲涅茨”曲線存在么?:來自欠發(fā)達地區(qū)的證據(jù)[J].科學決策,2014(10):66- 84.

【責任編輯 孫 立】

Nonlinear Relationship between Economic Growth and Carbon Emission in Anhui Province:Threshold Model Based on Industrial Structure

Shen Yongchang,Yu Huayin
(Institute of Statistics and Applied Mathematics,Anhui University of Finance and Economics,Bengbu 233030,China)

By using the 1992—2012 data of Anhui Province,testing of stationary and nonlinear cointegration are conducted,and the smooth transition model is constructed to research problem about economic growth and environmental pollution based on the threshold effect of the industrial structure. The results show that:firstly,the industrial structure of Anhui Province has significant influence on carbon dioxide emissions,and the conversion ability is very strong;Secondly,the relationship between economic growth and environmental pollution in Anhui province is subordinated to the environmental Kuznets curve,currently it is in the rising part in the environmental Kuznets curve, but it has the downtrend in the long term,then the economic growth will have positive effect on the environment;Finally,the threshold value estimating is 44.7%,the carbon dioxide emissions is optimal.New key points are put forward for the optimization of the industrial structure and relavant policy recommendations as well.

carbon dioxide emissions;smooth transition regression model;industrial structure

F 222.3

A

2095-5464(2015)05-0597-05

2015- 05- 10

國家自然科學基金資助項目(71171001)。

沈永昌(1990-),男,安徽池州人,安徽財經(jīng)大學碩士研究生;余華銀(1962-),男,安徽全椒人,安徽財經(jīng)大學教授。