摘 要:本文采用協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn),對(duì)1961-2009年間中國(guó)二氧化碳排放量與實(shí)際GDP之間的長(zhǎng)短期關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)碳排放量的變化率短期沒有影響,但是兩者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
關(guān)鍵詞:二氧化碳排放量;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);誤差修正模型
我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)階段,不可避免的大量使用能源,造成二氧化碳的排放。因此,我們現(xiàn)今面臨的問題是,碳排放目標(biāo)的制定是否對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。為了解決這個(gè)問題,就必須確定二氧化碳排放量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。對(duì)于碳排放量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系這一問題,國(guó)內(nèi)進(jìn)行了大量的研究。程健(2010)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是碳排放的格蘭杰原因。
在借鑒他人的文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,本文將采用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)二氧化碳排放量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究
一、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和碳排放關(guān)系的時(shí)間序列分析
本文以1961—2012年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與二氧化碳排放量為研究對(duì)象,并對(duì)變量GDP和CO2取對(duì)數(shù),記1n(CO2)和1n(GDP)。
1.實(shí)證結(jié)果分析
對(duì)1n(CO2)和1n(GDP)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn),由SIC準(zhǔn)則確定1n(CO2)和1n(GDP)的最優(yōu)滯后階數(shù)為1階,檢驗(yàn)結(jié)果如表1和表2所示:
表1 ln(CO2)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果
差分階數(shù)臨界值(1%)ADF統(tǒng)計(jì)值P值結(jié)果
0-4.165756-2.7282590.2305不平穩(wěn)
1-4.165756-5.5766280.0002平穩(wěn)
由表1的第一行可知,在1%的顯著性水平下,ADF統(tǒng)計(jì)值大于其臨界值,所以1n(CO2)為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。第二行顯示了一階差分Δ1n(CO2)的ADF統(tǒng)計(jì)值小于臨界值,因此可以認(rèn)為Δ1n(CO2)是平穩(wěn)序列。
表2 ln(GDP)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果
差分階數(shù)臨界值(1%)ADF統(tǒng)計(jì)值P值結(jié)果
0-4.156734-2.003990.5846不平穩(wěn)
1-4.161144-5.7256790.0001平穩(wěn)
由表2的第一行可知,在1%的顯著性水平下,ADF統(tǒng)計(jì)值大于其臨界值,所以1n(GDP)均為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。表2的第二行顯示一階差分Δ1n(GDP)的ADF統(tǒng)計(jì)值小于臨界值,Δ1n(GDP)是平穩(wěn)序列。因此,1n(GDP)和1n(CO2)都是一階單整的。
Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表3。NA表示未顯示數(shù)據(jù)。
表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果1
協(xié)整關(guān)系數(shù)特征值跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量臨界值(5%)
0NA24.338612.53
10.361323.2663*3.84
20.06714NANA
表3顯示了不包含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的協(xié)整秩檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明,只有一個(gè)線性無關(guān)的協(xié)整向量(上表中打星號(hào)項(xiàng))。因此1n(CO2)和1n(GDP)之間存在協(xié)整關(guān)系。
VAR表示法的滯后階數(shù)的確定。檢驗(yàn)結(jié)果如表4示:
根據(jù)表4,由信息準(zhǔn)則最小原則可知,VAR表示法的滯后階數(shù)為3階。
因此,使用Johansen的最大似然估計(jì)法得到的長(zhǎng)期均衡方程見公式(4)。
令,短期動(dòng)態(tài)非均衡方程如公式(5)所示:
其各項(xiàng)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)如表6所示:
表6 顯著性檢驗(yàn)
常數(shù)
t值1.46-1.332.040.730.661.82
p值0.1430.1850.0420.4640.5080.068
由表6可知,在短期動(dòng)態(tài)非均衡模型中,除了在5%的水平下,顯著不為0以外,其他項(xiàng)對(duì)是沒有影響的。
1n(CO2)和GDP的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如表7:
表7 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
原假設(shè)F統(tǒng)計(jì)值p值
不能Granger引起 0.226170.87762
不能Granger引起 3.314450.02973
由表7的p值可以看到:,1n(GDP)是1n(CO2)的格蘭杰原因,而1n(CO2)卻不是1n(GDP)的格蘭杰原因,也就是說1n(GDP)對(duì)1n(CO2)有一定的預(yù)測(cè)能力。由于長(zhǎng)期均衡方程(4)等式右側(cè)的解釋變量能夠在格蘭杰的意義上解釋等式左側(cè)的被解釋變量,因此認(rèn)為長(zhǎng)期均衡方程(4)存在格蘭杰意義。
2.基于實(shí)證結(jié)果分析碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)短期關(guān)系。
前文已經(jīng)驗(yàn)證1n(GDP)是1n(CO2)的格蘭杰原因,而且兩者之間具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。1n(GDP)的估計(jì)系數(shù)是0.60,說明從全國(guó)水平來看,GDP每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn),二氧化碳排放量相應(yīng)的變動(dòng)0.56個(gè)百分點(diǎn),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)碳排放有重要的影響。因此,在現(xiàn)實(shí)中我們可以適當(dāng)?shù)乜刂平?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度來抑制碳排放量的增加,即我們不能因?yàn)槊つ康淖非蠼?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而破壞環(huán)境。而1n(CO2)不是1n(GDP)的格蘭杰原因,因此碳排放量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響很小,意味著我們不能通過增加碳排放量來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
由公式(5)可知,碳排放量的短期變動(dòng)受兩方面的影響:一是短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和過去碳排放量變動(dòng);二是偏離長(zhǎng)期均衡的趨勢(shì)。誤差修正項(xiàng)ecmt-1代表偏離長(zhǎng)期均衡的程度,其系數(shù)估計(jì)值為0.069,表示當(dāng)短期波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡的路徑時(shí),系統(tǒng)將以6.9%的速度從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)收斂。短期內(nèi),GDP增長(zhǎng)率與二氧化碳排放量增長(zhǎng)率是是反向變動(dòng)的,從直觀上來看,是不合常理的。但是由于 的系數(shù)不顯著,可以忽略其對(duì)1n(CO2)變化量的影響。
二、結(jié)論
本文運(yùn)用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn),驗(yàn)證了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和二氧化碳排放量的因果關(guān)系。得到的結(jié)論如下:(1)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和二氧化碳排放量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,而且兩者之間有單向的格蘭杰因果關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)碳排放具有較大的影響,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必然引致碳排放加劇,高的總產(chǎn)出必然導(dǎo)致較高的碳排放量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和碳排放量的下降是不能共存的;但是碳排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有直接的影響。因此,可以通過改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式來控制碳排放的狀況。(2)從短期來看,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)碳排放量變動(dòng)率沒有影響,但是過去的碳排放量的變動(dòng)會(huì)對(duì)未來的碳排放量變動(dòng)產(chǎn)生一定的影響。(3)當(dāng)短期波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡的路徑時(shí),系統(tǒng)將以6.9%的速度從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)收斂。