廣州市經濟發展與碳排放的關聯性探究

鄧沛勇,劉毅華,陳浩龍

(廣州大學 地理科學學院,廣東 廣州 510006)

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廣州市經濟發展與碳排放的關聯性探究

鄧沛勇,劉毅華,陳浩龍

(廣州大學 地理科學學院,廣東 廣州 510006)

低碳及綠色發展是廣州實現新型城市化的一個重要目標,在此背景下,對經濟發展與碳排放的關系進行研究具有重要意義。文章選取廣州市1993—2014年的能源消費與水泥生產等基礎數據,運用計量分析方法,對研究區經濟發展與碳排放的關聯性進行研究,研究表明：(1)廣州市經濟發展與碳排放之間并不存在環境庫茲涅茨的倒“U”形曲線關系,而是呈現倒“N”形曲線關系長期穩定；(2)廣州市經濟發展與碳排放之間存在格蘭杰單向因果關系,經濟發展是碳排放增長的主要原因,而碳排放增長卻不會帶動經濟發展。因此廣州市在發展經濟的同時協調環境效益,節能降耗,實現低碳增長是可行的。

經濟發展；碳排放；關聯性；廣州市

1 引 言

人類活動引起的大規模能源消費導致的大氣中CO2含量迅速升高很可能是全球氣候變暖最主要的原因[1]。減少CO2排放是遏制全球氣候變暖的重要舉措。對于工業化、城市化快速發展的中國,如何協調好經濟與環境的關系是當前經濟發展和低碳城市建設過程中亟待解決的迫切問題。因此重新辨識城市經濟發展與碳排放的內在過程與機制,進而為城市經濟發展與轉型提供方法與技術支撐。

作為環境經濟學的一個經典假說,環境庫茲涅茨曲線假說(EKC)已成為國內外學者研究經濟發展與碳排放演變關系的重要工具。許多學者專注于驗證區域經濟發展與碳排放關系是否符合該假說的倒“U”形曲線關系,涌現出大量的研究文獻。已有研究表明,以經濟發展與碳排放呈倒“U”形曲線關系的有效證據居多,但也有一些證據表明兩者之間呈現“N”型關系,而非倒“U”形曲線關系。國內學者在研究經濟發展與碳排放關系上起步較晚,但隨著碳排放統計技術的成熟,我國學者在運用EKC理論分析經濟發展與碳排放關系上成果顯著。與國外的研究結果相比,我國關于經濟發展與碳排放關系的研究結果大多不接受環境庫茲涅茨曲線假說,兩者關系傾向于“N”型或倒“N”形曲線關系。

縱觀國內外相關研究,取得了眾多成果,但也發現大部分研究多用能源消費碳排放來估算總碳排放量,而綜合考慮兩種或兩種以上碳排放的極少；較多的研究以一元線性回歸模型對經濟發展與碳排放兩變量進行簡單回歸并判斷兩者關系,在一定程度上影響了研究結果的科學性；現有研究宏觀尺度居多,對單個城市經濟發展與碳排放關系進行深入研究的甚少。因此,本研究擬以廣州市作為典型研究區,根據廣州市1993—2014年的時間序列數據,基于一元三次多項式模型,運用計量地理學和計量經濟學的方法對廣州市經濟發展與碳排放的關系進行實證分析,深入解析城市經濟發展與碳排放的內在過程,以期為廣州市實現CO2減排、建設低碳城市提供科學依據。

2 研究數據及方法

2.1 數據來源

本研究所用數據為廣州市1993—2014年的人均GDP與人均碳排放。主要來源有：《廣東年鑒》(1994—2015)[2],《廣州統計年鑒》(1994—2015)[3]。

2.2 碳排放計算方法

2.2.1 能源消費碳排放

能源消費碳排放的估算采用《廣州統計年鑒》中綜合能源平衡表的能源數據,包括原煤、焦炭、原油、汽油、柴油、燃料油、液化石油氣等七種能源。能源產生碳排放的火力發電與供熱被計入“加工轉換投入產出量”一項內,因此,能源消費量應該在終端消費量的基礎上加上火力發電與供熱的投入量,不再計算加工轉換與運輸過程中的能源損失量以及電力與熱力的終端消費量。能源消費碳排放計算公式如下：

(1)

式中：C為能源消費總碳排放量；Ci為第i種能源的碳排放量；Ei為第i種能源的萬噸標準煤消費量；P為萬噸標準煤熱值,即每一萬噸標準煤燃燒所產生的熱量,數值為2.93×105GJ；Ai為第i種能源的CO2排放系數；i為能源種類。見表1和表2。

表1 不同能源種類的標準折煤系數

表2 不同能源種類的CO2排放系數

2.2.2 水泥生產碳排放

作為高資源和能源消耗型工業,水泥工業的生產過程中,在水泥類型和各類型水泥的熟料比例不確定的情況下,假定綜合水泥熟料比例為75%[4]；根據IPCC 2006給定的缺省熟料排放因子[5],原料中的碳酸鹽分解的碳排放系數為 0.52；忽略水泥熟料消耗的出口量與進口量。水泥生產碳排放計算公式可以簡化為：

E=(q×r)e=(q×0.75×0.52)

(2)

式中：E為水泥生產碳排放量；q為水泥總產量；r為綜合水泥熟料比例；e為原料中的碳酸鹽分解的碳排放系數。

3 研究結果及分析

3.1 研究結果

3.1.1 經濟發展與碳排放時間序列不平穩

對人均GDP和人均碳排放取自然對數,得到ln(CO2/P)和ln(GDP/P) 兩個序列,利用Eviews 6.0軟件對ln(CO2/P)和ln(GDP/P)及其二次、三次序列作PP檢驗。在1%顯著性水平下,ln(GDP/P)、ln(GDP/P)2、ln(GDP/P)3、ln(CO2/P)序列均不平穩,其一階差分序列均在5%、10%顯著性水平下平穩,即ln(GDP/P) ～I(1)、ln(GDP/P)2～I(1)、ln(GDP/P)3～I(1)、ln(CO2/P) ～I(1)。

3.1.2 經濟發展與碳排放之間存在協整關系

由單位根檢驗結果可以知道,ln(GDP/P)、ln(GDP/P)2、ln(GDP/P)3、ln(CO2/P)序列均為I(1)序列,滿足協整檢驗的前提條件。可采用最小二乘法對標準的參數化EKC模型進行參數估計[6]。標準的參數化EKC模型：

ln(CO2/P)t=C+β1ln(GDP/P)t+β2[ln(GDP/P)t]2+β3[ln(GDP/P)t]3+μt

(3)

式中：ln(GDP/P) 、ln(CO2/P)分別為人均生產總值、人均碳排放的自然對數形式；βi(i=1,2,3)分別為一次、二次、三次系數；t(t=1,2,T)為時間指標；μ為殘差；C為常數。

對序列ln(GDP/P)、ln(GDP/P)2、ln(GDP/P)3、ln(CO2/P)進行回歸。回歸方程判定系數R2達到0.93,說明模型對觀測值的擬合效果很好。F檢驗統計量對應的概率值P為0.0000,小于顯著性水平5%,拒絕原假設,即回歸方程顯著。在t檢驗中,參數估計值對應的概率值P均小于顯著性水平5%,接受原假設,參數估計值顯著。D.W.值較小,根據判定區域可知殘差序列存在正自相關。為避免殘差序列自相關可能引起的后果,采用科克蘭內-奧克特迭代法修正殘差序列自相關,得到回歸方程：

ln(CO2/P)t=536.3759-159.5199ln(GDP/P)t+15.7936[ln(GDP/P)t]2-0.5188 [ln(GDP/P)t]3+μt

(4)

t=(3.3553)(-3.3941)(3.4336)(-3.4620)

μt=1.1210μt-1-0.5892μt-2+εt

(5)

t=(5.9071)(-3.5727)

R2=0.9883,F=203.5445,D.W.=2.1430

回歸方程判定系數R2達到0.99,修正后模型的擬合效果比原模型更好。通過了F檢驗和t檢驗,說明回歸方程及參數估計值顯著。D.W.值有所提高,du=1.3910

對殘差序列進行ADF單位根檢驗,殘差序列的ADF檢驗統計值-9.0377小于1%顯著水平下的臨界值-2.6924,拒絕原假設,殘差序列不存在單位根,即殘差序列平穩,ln(CO2/P)與ln(GDP/P)序列之間存在著協整關系。說明廣州市經濟發展與碳排放之間存在著不受短期波動沖擊所影響的長期穩定關系。

3.1.3 經濟發展是碳排放的格蘭杰原因

協整檢驗證實了ln(CO2/P)與ln(GDP/P)序列之間存在著協整關系,但兩者之間是否存在因果關系并不明確,需要引入格蘭杰因果檢驗對ln(CO2/P)與ln(GDP/P)序列進行因果關系檢驗。當滯后階數為2時,“ln(GDP/P)不是ln(CO2/P)的格蘭杰原因”的概率值P為0.0470,小于顯著性水平5%,拒絕原假設,即ln(GDP/P) 是ln(CO2/P)的格蘭杰原因。“ln(CO2/P)不是ln(GDP/P)的格蘭杰原因”的概率值P為0.1920,大于顯著性水平5%,接受原假設,即ln(CO2/P)不是ln(GDP/P)的格蘭杰原因。因此,ln(CO2/P)與ln(GDP/P)存在格蘭杰單向因果關系。說明廣州市的經濟發展能夠推動碳排放的增長,而碳排放的增長并不能促進經濟的發展。

3.2 結果分析

殘差序列平穩,說明廣州市經濟發展與碳排放之間存在長期穩定的協整關系,短期內受到波動沖擊,變量會暫時偏離,隨著時間推移將回到均衡狀態。協整關系的存在也說明了因變量與解釋變量的回歸是有意義的,回歸方程的設定合理,不存在偽回歸。由回歸結果β1=-159.5199<0,β2=15.7936>0,β3=-0.5188<0可知,廣州市經濟發展與碳排放之間存在著倒“N”形曲線關系,有悖于傳統環境庫茲涅茨的倒“U”形曲線關系。從擬合曲線來看(見下圖),剔除滯后期1993年和1994年,隨著經濟的發展,廣州市人均碳排放大致呈現緩慢下降后急速上升,隨后繼續下降的過程,可以分為三個階段。從長期發展的趨勢來看,廣州市經濟發展與碳排放仍符合倒“U”形曲線關系,但較標準的倒“U”形曲線而言,該倒“U”形曲線的前端緩慢下降。見下圖。

廣州市ln(CO2/P)與ln(GDP/P)的擬合曲線圖

第一階段為1995—2000年,在這一階段廣州市碳排放量隨著經濟的發展緩慢下降,主要原因有：(1)自1996年開始,在國家實行資源配給制的情況下,廣州火力發電企業的電煤消耗量受到限制,碳排放量亦隨之下降；(2)廣州積極推進產業結構轉型升級。“九五”時期,以金融、信息、保險等服務型產業為代表的低能耗、低排放新興產業發展迅速,第三產業比重不斷提高。隨著第三產業所占比重的增加,緩解了第二產業,特別是工業推進節能減排的壓力。

第二階段為2001—2006年,在這一階段廣州市碳排放量隨經濟的發展急速上升。此階段,政府推行了一系列重點發展重工業的政策,汽車、石油化工等重工業支柱產業增長勢頭強勁,有力地拉動廣州市經濟的快速發展。從這一階段的能源消費情況來看,煤炭消費量呈現快速增長的趨勢,極有可能就是廣州市重工業發展對煤炭能源需求刺激所產生的結果。因此,廣州市工業的蓬勃發展,煤炭能源需求量的大大增加,導致碳排放隨經濟的發展而急速上升。

第三階段為2007—2014年,在這一階段廣州市碳排放量隨經濟的發展總體上呈現下降趨勢。跨越倒“N”形曲線的第二個轉折點后,廣州市的碳排放量下降,其原因在于為貫徹落實節能減排工作,廣州市對工業結構進行優化調整,分期分批關閉和搬遷高耗能、高排放企業,重點發展電子信息、生物醫藥、新材料等高附加值、高技術含量、低能耗企業的比例。第三產業的發展,特別是信息產業、電子商務、通信設備等產業的迅猛發展,提高了第二產業設備的工作效率、降低單位產品的能耗,縮短了交易過程,降低了中間環節的成本,降低了能源消費強度和消費量,促使碳排放下降。

格蘭杰檢驗結果表明,ln(GDP/P) 是ln(CO2/P)的格蘭杰原因,而ln(CO2/P)不是ln(GDP/P)的格蘭杰原因。從統計意義上分析,GDP的變化能夠引起CO2的變化,而CO2的變化不能引起GDP的變化。換言之,廣州市的經濟發展能夠推動碳排放的增長,經濟發展是碳排放增長的主要原因,而碳排放的增長并不能必然促進經濟的發展。廣州市產業結構的優化升級,節能減排措施的制定及實施碳排放交易是有效、可行的,并不會對經濟發展產生負面影響。

4 結論與討論

本文采用廣州市1993—2014年的樣本數據,運用時間序列的分析方法,對廣州市經濟發展與碳排放的關聯性進行實證研究。綜合以上的計量分析,可以得出以下結論：

(1)廣州市經濟發展與碳排放之間并不存在環境庫茲涅茨的倒“U”形曲線關系,而是呈現倒“N”形曲線關系。長期來看,這種關系穩定而不會受到短期波動沖擊影響；

(2)格蘭杰因果檢驗結果顯示,廣州市經濟發展與碳排放之間存在格蘭杰單向因果關系,經濟發展是碳排放的格蘭杰原因,也就是說經濟發展能夠對碳排放的增長產生正效應,碳排放的增長卻不會帶動經濟發展。因此,廣州市在大力發展經濟的同時,節能降耗,減少碳排放,建設低碳城市是可行的。

在以往的研究中,學者們在采用時間序列的分析方法研究經濟發展與碳排放關系時,普遍選取人均碳排放與人均地區生產總值作為變量,利用一元線性回歸模型回歸出方程,從而得出經濟發展與碳排放呈直線型關系的研究結果。本研究則通過一元三次多項式回歸模型得出的參數估計值對經濟發展與碳排放的關系進行判斷,使得研究結果具有更高的可靠性。然而,本研究仍存在一些不足,比如由于研究的樣本數據較少,因此在研究長期關系的時候可能會導致研究結果有所偏差。在今后的研究中,可考慮引入誤差修正模型,以期更準確地探討長期均衡關系,并且對變量關系的驅動因素及形成機制還可作進一步的深入探討。

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10.13939/j.cnki.zgsc.2016.47.154

教育部人文社會科學研究規劃項目(項目編號：13YJA790074)；廣東省自然科學基金(項目編號：S2013010014526)；廣東省高等學校國際暨港澳臺科技合作創新平臺項目(項目編號：2014KGJHZ009)；廣州市屬高校科研計劃項目(項目編號：2012A008)。

鄧沛勇(1990—),男,人文地理學在讀碩士;通訊作者：劉毅華(1964—),女,教授,主要從事人文地理學教學及土地問題研究。