董耀武

摘 要：低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與環(huán)境保護(hù)提出了更高的要求。本文采用貴州省1990～2014年度相關(guān)數(shù)據(jù)，利用VAR模型、因果關(guān)系分析等方法深入探討碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的互動(dòng)關(guān)系，通過實(shí)證分析三者之間動(dòng)態(tài)均衡效應(yīng)，解析其可能存在的相互關(guān)系及影響效應(yīng)，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：碳排放；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型

近年來，貴州省經(jīng)濟(jì)快速增長，經(jīng)濟(jì)增長速度一直排名全國前列。但經(jīng)濟(jì)社會(huì)全面發(fā)展的同時(shí)，伴隨而來的是對能源的大量消耗。當(dāng)前以煤炭、石油等高碳排放能源為主要消耗的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式也導(dǎo)致了二氧化碳等溫室氣體的大量排放，同時(shí)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(jié)構(gòu)調(diào)整逐漸深化，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整尤其是低碳經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展之路。因此，深入研究貴州省碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，探討三者之間的相互影響及動(dòng)態(tài)均衡特征，為相關(guān)政策的制定提供理論支撐，對于促進(jìn)貴州經(jīng)濟(jì)與社會(huì)健康增長，無疑具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

一、模型構(gòu)建及變量選取

（一）模型構(gòu)建

為能恰當(dāng)反應(yīng)變量之間的相互作用，描述因變量與自變量間的動(dòng)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(jié)構(gòu)及經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)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(dòng)向量，并且與以前的各期變量均不相關(guān)，即擾動(dòng)向量不存在自相關(guān)。實(shí)際應(yīng)用中，VAR模型也會(huì)加入與內(nèi)生變量有因果關(guān)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(guān)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(xiàn)中蔡靜霞等的方法，提出碳排放量的計(jì)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(fèi)產(chǎn)生的碳排放總量；表示第類能源消費(fèi)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(jī)構(gòu)對碳排放系設(shè)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(huì)能源研究所提供的碳排放系數(shù)進(jìn)行測算。同時(shí)，為了能進(jìn)一步反應(yīng)碳排放隨經(jīng)濟(jì)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(qiáng)度。

2、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(gè)國家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)多元化程度的指標(biāo)，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(jié)構(gòu)的演變進(jìn)程及規(guī)律。為此，一些學(xué)者們提出了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化系數(shù)這一概念，用來對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變進(jìn)行描述。本文采用黃華的研究成果，提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化系數(shù)表達(dá)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(jié)構(gòu)多元化系數(shù)，MESD數(shù)值越大，認(rèn)為該國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變越深化。

3、經(jīng)濟(jì)增長率

本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的增長率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長率的指標(biāo)，在實(shí)際應(yīng)用中，在不影響統(tǒng)計(jì)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(fù)面影響。

二、實(shí)證分析

（一）基礎(chǔ)數(shù)據(jù)處理

本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和《貴州統(tǒng)計(jì)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(fèi)量數(shù)據(jù)。把上述各項(xiàng)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)代入式（2）、（3），便可獲得碳排放量及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化系數(shù)MESD值。為減少時(shí)間序列變量的異方差性，同時(shí)又不影響變量之間的相互關(guān)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(shí)間序列數(shù)據(jù)走勢，如圖1所示。

（二）單位根檢驗(yàn)

為避免“偽回歸”給時(shí)間序列變量之間關(guān)系帶來的誤導(dǎo)，需要在建模之前對各變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。碳排放強(qiáng)度與碳排放量相比，突出了與經(jīng)濟(jì)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(biāo)時(shí)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(yàn)結(jié)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(yàn)，為平穩(wěn)序列，表明各變量間可能存在著長期穩(wěn)定關(guān)系，從而可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立VAR模型。

（三）VAR模型的構(gòu)建

構(gòu)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(dǎo)致殘差項(xiàng)的自相關(guān)，滯后期過大，則會(huì)因待估參數(shù)過多而降低模型的自由度，進(jìn)而影響參數(shù)估計(jì)的有效性。通過檢驗(yàn)包括LogL、LR、FPE、AIC、SC 及HQ 等統(tǒng)計(jì)量值，最終確定最優(yōu)滯后期數(shù)確定為1期，進(jìn)而可以構(gòu)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(jì)增長滯后期對當(dāng)期的影響系數(shù)為0.98，表明經(jīng)濟(jì)增長率自身的變化規(guī)律為內(nèi)正相關(guān)影響，增長率的變動(dòng)為相互促進(jìn)的累積過程；經(jīng)濟(jì)增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jì)增長促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，同時(shí)也說明了貴州省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨著經(jīng)濟(jì)的增長進(jìn)行了內(nèi)在的持續(xù)性調(diào)整；經(jīng)濟(jì)增長對碳排放強(qiáng)度的影響系數(shù)為負(fù)值。表明隨著貴州省經(jīng)濟(jì)增長，碳排放強(qiáng)度表現(xiàn)逐漸降低，由圖1也可印證，1990～2014年以來，碳排放強(qiáng)度基本呈下降之勢。其二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化系數(shù)MESD對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)正的0.04，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間都表現(xiàn)為正相關(guān)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化系數(shù)MESD對碳排放強(qiáng)度的影響系數(shù)是負(fù)的，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進(jìn)了碳排放強(qiáng)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(jié)構(gòu)優(yōu)化的同時(shí)伴隨碳排放強(qiáng)度的降低，但從2012年開始到2014年，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并未優(yōu)化并有惡化的趨勢，與此同時(shí)碳排放強(qiáng)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(shí)，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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)調(diào)整有著內(nèi)在的動(dòng)力，呈現(xiàn)不斷優(yōu)化的過程。其三，可以看出，碳排放強(qiáng)度對各要素的影響全為正值，這點(diǎn)與圖1不符，具體原因還要看接下來的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（四）格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

為進(jìn)一步觀察碳排放強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，需要對以上變量做因果關(guān)系檢驗(yàn)。本文利用基于VAR模型下的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)考察變量間的因果關(guān)系。為此，根據(jù)前面得到的VAR模型，得到Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在10%的置信度下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化系數(shù)MESD是經(jīng)濟(jì)增長LNGDP與碳排放強(qiáng)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(jié)構(gòu)優(yōu)化升級推動(dòng)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(qiáng)度逐步降低。MESD與LNGDP的單方面因果關(guān)系，即MESD是LNGDP的Granger原因，而LNGDP不是MESD的Granger原因，進(jìn)一步印證了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長不完全同步，原因在于貴州省經(jīng)濟(jì)持續(xù)依然處于粗放型增長態(tài)勢，經(jīng)濟(jì)增長更多的是來自于投資拉動(dòng)，而不是技術(shù)進(jìn)步型，因此當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級時(shí)，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長，但經(jīng)濟(jì)增長反過來并未促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

三、結(jié)語

本文運(yùn)用VAR模型，構(gòu)建了碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系系統(tǒng)，并根據(jù)貴州省的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究。通過構(gòu)建反應(yīng)三者之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的VAR模型，并根據(jù)相應(yīng)的因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)：貴州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級對GDP的增長及碳排放強(qiáng)度的降低作用明顯；GDP的增長能夠顯著促進(jìn)碳排放強(qiáng)度的降低；同時(shí)發(fā)現(xiàn)，貴州省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整表現(xiàn)為被動(dòng)性調(diào)整，這種調(diào)整沒有適應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長，與經(jīng)濟(jì)增長存在不同步的現(xiàn)象，因而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長之間的單向因果關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長并未促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

隨著我國經(jīng)濟(jì)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(jì)轉(zhuǎn)型升級的有利時(shí)機(jī)。短期而言，強(qiáng)制性的節(jié)能減排可能會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的影響，但長期來看，減少碳排放會(huì)促進(jìn)企業(yè)技術(shù)更新、提高效率，能加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，并有利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長?，F(xiàn)階段，應(yīng)積極實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”行動(dòng)，促進(jìn)信息化和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的深度融合，以優(yōu)結(jié)構(gòu)、促轉(zhuǎn)型、增效益為主線，加強(qiáng)對深化產(chǎn)能和技術(shù)合作的利用，支持企業(yè)瞄準(zhǔn)國際同行業(yè)標(biāo)桿推進(jìn)技術(shù)改造，采用高新技術(shù)、先進(jìn)適用技術(shù)和大數(shù)據(jù)信息技術(shù)改造，推動(dòng)落后產(chǎn)能有序退出，實(shí)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(zhì)量效益型集約增長轉(zhuǎn)變，支持企業(yè)加快推進(jìn)原材料工業(yè)生態(tài)化發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級改造，推動(dòng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色化、品牌化，提升產(chǎn)業(yè)競爭力，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

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