二氧化碳排放與經濟增長關系的實證分析

趙 哲,陳建成*,白羽萍,王國峰,劉 雨 (.北京林業大學經濟管理學院,北京 0083；2.中國科學院地理科學與資源研究所,北京 000；3.中國科學院農業政策研究中心,北京 000；4.中國科學院大學,北京 000；.山西財經大學國際經濟與貿易學院,山西 太原 03000；.山東師范大學地理與環境學院,山東 濟南 2038)

近年來,隨著全球各國工業化進程加劇,伴隨著大量能源消耗產生的溫室氣體尤其是二氧化碳,被認為是全球氣候變暖的主要驅動因子[1-3].美國國家航空航天局(NASA)數據顯示,1880年以來,全球平均氣溫上升了 0.8℃,照此趨勢,本世紀內,全球地表溫度將上升 2～6℃.全球升溫帶來的極端氣象災害在給世界各國帶來巨大經濟損失的同時也威脅著各國人民的生命安全.2009年哥本哈根大會使得“相較于工業革命前全球平均溫度的增溫幅度控制在2℃之內,相應的二氧化碳濃度不超過 450×10-6”成為各國間的政治共識;2015年在巴黎舉辦的聯合國氣候變化大會上,195個與會國家達成通過減少溫室氣體尤其是二氧化碳排放量來抑制全球升溫的減排計劃.但是,政府間氣候變化委員會(IPCC)研究指出:工業革命以來,由于人類經濟活動所產生的二氧化碳排放量占全球二氧化碳排放總量的 95%以上.那么減少二氧化碳排放是否會影響經濟增長?若有,不同經濟發展水平的國家或地區二者間相互影響程度是否相同?2014年,中國二氧化碳排放量達到100億t,占全球二氧化碳排放總量的 30%,超過美國和歐洲排放量的總和,成為全球最大的碳排放國家1數據來源:《Global Carbon Project,2015》.在此背景下,探求“二氧化碳排放”與“經濟增長”間的相互關系及影響程度具有重要的現實與學術意義,也為我國制定節能減排方案提供一定的參考依據.

現有關于碳排放與經濟增長間關系的研究主要包括線性關系[4-5],N型曲線關系[6],以及倒 U型曲線關系[7-8],雖然大多數學者的研究支持倒 U型曲線關系即環境庫茲涅茨曲線(EKC),但 Robalino-López等[9], Baek[10]的研究顯示,倒U型曲線并不成立,學界對于碳排放與經濟發展間關系尚未達成共識[11],且Coondoo and Dinda[12], Dinda[13]的研究指出,相比于“EKC假說”單方面探究經濟增長對二氧化碳排放的影響,從“因果角度”討論二者關系更為合理.此后越來越多的學者選擇用“因果檢驗”的方式探求經濟增長與二氧化碳排放之間相互作用的反饋機制.然而,在數據選擇上,現有研究大多選取面板數據,且主要針對單一國家進行分析,例如Hamit-Haggar[11], Shahbaz等[14],Shahbaz等[15], Ozturk等[16], Xiong[17]的研究分別基于面板數據,分析加拿大,巴基斯坦,印度尼西亞,土耳其,中國經濟增長與二氧化碳排放間的因果關系,研究結果卻不盡相同.面板分析框架的前提是假定研究對象具備相同的發展軌跡,而時間序列能夠更好的分析變量間的相互關系[17-18].基于此,本文在選取長時間序列的同時,根據區域發展特點,通過構建向量自回歸(VAR)模型進行格蘭杰因果檢驗,探求不同地區經濟發展水平與人均二氧化碳排放量之間因果關系以及二者間相互影響.

1 樣本選擇及研究方法

1.1 樣本選擇

本文選取了北美地區(NA),歐洲地區(EU),東亞及太平洋地區(EAP),南亞地區(SA),中東及北非地區(MENA),拉美及加勒比海地區(LAC)6個區域的生產總值(現價美元價格)和人均二氧化碳排放量的指標值進行分析,進而探求經濟增長與二氧化碳排放間的關系.之所以選擇這 6個地區,主要是由于各區域內國家政治,經濟聯系密切,發展方式具有相對一致性,且各區域間經濟發展水平具有顯著差別,處在工業化的不同階段.例如,北美、歐洲區域內各國經濟發展水平明顯高于其他區域國家,處于工業化后期;而南亞各國均屬于發展中國家,整體發展水平不高,處于工業化初期.變量間的異質性有助于更好的探求其中的關系.樣本區域及樣本數據時期說明如表 1所示.數據均來自世界銀行網站及歐洲統計局,各變量均為年度變量.

1.2 研究方法

1.2.1 平穩性檢驗 平穩性通常是時間序列分析的基礎,而時間序列平穩性檢驗的方法眾多.由于進行協整檢驗的前提條件是被檢測的變量必須是同根的時間序列.因此,本文選用單位根方法對時間序列的平穩性進行檢驗.單位根檢驗以DF檢驗和ADF檢驗最為常見,而ADF檢驗是DF檢驗的拓展,即ADF檢驗是DF檢驗從AR(1)到AR(P)的拓展.其模型為:

將AR(P)模型寫成以下形式用于單位根的檢驗:

1.2.2 協整檢驗 協整理論主要強調:通過將兩個或兩個以上非平穩變量進行線性組合,從而抵消趨勢項的影響,使組合后的變量成為平穩變量,進而探求非平穩經濟變量間蘊含的長期均衡關系,避免了用差分后的序列進行建模時產生的長期調整信息丟失的問題.協整檢驗的常見方法有 E-G兩步檢驗與約翰森檢驗法,約翰森檢驗法主要檢驗多變量間的協整關系,而對于兩變量間的協整關系,則通常選擇 E-G兩步檢驗法[20-21].首先構建協整回歸方程并計算非均衡誤差:

接下來,對殘差進行單位根檢驗,若 α=0,意味著誤差項et是平穩序列,說明變量間存在長期協整關系,否則就不存在協整關系:

1.2.3 VAR模型檢驗 VAR模型實質上是考察多個變量之間的動態互動關系,把系統中每一個內生變量作為所有變量滯后項的函數來構造回歸模型,一般形式如下:

式中:Y表示K維的內生變量向量; A表示相應的系數矩陣; P表示內生變量滯后的階數.建立VAR模型時,滯后階數的確定是一個關鍵的步驟,一般根據 LR、FPE、AIC、SC和HQ等信息準則來確定.

1.2.4 脈沖響應函數檢驗 Granger因果檢驗只能說明變量間的因果關系,而對于具體的影響過程以及影響方向則需要借助于脈沖響應函數進行分析.脈沖響應函數是一個變量作用對另一個變量的動態特征,因此可以通過考察系統的脈沖函數對分析結果進行補充和驗證.

1.2.5 格蘭杰因果檢驗 在通過協整檢驗確定變量間是否具備長期穩定關系后,若想判斷變量間的因果關系,需要進行 Granger因果關系檢驗來判斷變量間的因果性.格蘭杰檢驗的基本思想是:檢驗當期Y值在多大程度上可以被前期Y值解釋,如果在回歸模型中添加X的滯后項后,有助于預測Y值,提高模型的解釋能力,則認為X是Y的格蘭杰原因.

2 結果分析

2.1 單位根檢驗

區域經濟發展與人均二氧化碳排放量的ADF檢驗結果如表2所示.

表2 ADF檢驗結果Table 2 The results of ADF test

由表 2可知,在 5%的顯著水平下,上述各時間序列變量原序列的ADF值的絕對值均小于5%臨界值的絕對值,因此不能拒絕序列存在單位根的原假設,各個變量的原序列均存在單位根,是不平穩序列.而它們的一階差分序列的ADF的絕對值均大于5%臨界值的絕對值,因此我們拒絕各個變量一階差分序列存在單位根的原假設,各個變量的一階差分序列均不存在單位根,為平穩序列,即各變量為一階單整序列I(1),可以進行協整分析.

2.2 協整檢驗

本文選取樣本區域人均二氧化碳排放量作為被解釋變量,生產總值作為解釋變量,分別構建6個一元回歸模型,其模型的表達式為:

式中: LNCO2_NA、LNCO2_EU、LNCO2_EAP、LNCO2_MENA和LNCO2_LAC分別表示北美、歐洲、東亞及太平洋、南亞、中東及北非和拉美及加勒比海地區的人均二氧化碳排放量; LNGDP_NA、LNGDP_EU、LNGDP_EAP、LNGDP_MENA 和LNGDP_LAC分別表示北美、歐洲、東亞及太平洋、南亞、中東及北非和拉美及加勒比海地區的生產總值;α0、γ0、β0、δ0、φ0和?0為常數項,α1、γ1、β1、δ1、φ1和?1為各地區經濟發展程度對當地人均二氧化碳排放量的影響系數;et為隨機誤差項.

隨后,采用普通最小二乘法 (OLS)對上述建立的模型進行回歸分析,結果如表3所示.

由表3可以看出,各回歸模型調整后的R2均大于0.9,說明各模型的擬合程度較好,即各個方程的自變量對因變量的解釋程度較高,DW 值均接近于 2,表明各方程的殘差項不存在自相關.從自變量的回歸系數來看,生產總值的回歸系數均通過了 1%水平下的顯著性檢驗,其中,北美和歐洲地區生產總值的回歸系數顯著為負,表明隨著北美地區經濟的發展,人均二氧化碳排放量是減少的,東亞及太平洋、南亞、中東及北非、拉美及加勒比海地區生產總值的回歸系數均顯著為正,表明隨著區域經濟的發展,人均二氧化碳排放量是增加的;從影響系數的大小來看,南亞地區的回歸系數最大,為 0.432,表明南亞地區經濟發展對于能源消耗的依賴程度較高,實現碳減排目標必然要經歷坎坷艱辛的過程.接下來對上述六個模型的殘差序列進行單位根檢驗,檢驗結果如表4所示:

表3 回歸結果Table 3 The results of regression

表4 殘差序列平穩性檢驗結果Table 4 The stability test result of residual sequence

從表4可以看出,在 1%的顯著性水平下,各區域 的回歸殘差均是平穩的,說明樣本區域的生產總值與人均二氧化碳排放量之間存在長期均衡關系.

2.3 VAR檢驗

為了研究北美、東亞及太平洋、南亞、中東及北非和拉美及加勒比海地區生產總值與人均二氧化碳排放量之間的動態關系,本文構建 VAR模型進行分析.根據LR、FPE、AIC、SC和HQ等信息準則來確定最佳滯后階數,鑒于在構建樣本區域的生產總值與人均二氧化碳排放量的 VAR模型時,滯后階數均為2.因此我們建立VAR(2)作為考察各個區域生產總值與CO2排放量關系的模型方程.構建方程如下:

式中:Ai為2×2階系數矩陣.

檢驗上述 VAR(2)模型的穩定性,運用 Eviews7.0軟件畫出AR Roots Graph得到圖1.

圖1分別是北美、歐洲、東亞及太平洋、南亞、中東及北非和拉美及加勒比海地區的生產總值與人均二氧化碳排放量之間構建的 VAR(2)模型的穩定性檢驗結果,從中可以看出AR特征根倒數的模均都落在單位圓內,說明上述構建的VAR模型平穩.即短期內,當模型中的某個變量發生變化時,會使得模型中其他變量隨之發生變化,但從長期來看,某個變量的變化對其他變量的影響會逐漸減弱,從整體來看,我們所選的各個區域生產總值與人均二氧化碳排放量之間所構成的系統是穩定、可靠的.可以進行脈沖響應函數分析.

圖1 VAR模型穩定性檢驗Fig.1 Stability test of VAR model

2.4 脈沖響應函數

在樣本區域生產總值與人均二氧化碳排放量的VAR(2)模型基礎上,本文通過脈沖響應函數分析變量間相互的動態關系,結果如圖 2所示.其中,縱軸表示選取經濟指標的響應程度,實線代表脈沖響應函數,虛線則表示正負兩倍標準差偏離帶;橫軸表示沖擊作用的滯后期長度,本文選取滯后 10期來觀測變量之間的影響程度.

由圖 2可以看出,北美地區經濟發展對人均二氧化碳排放量的沖擊效果,從第 1期開始保持逐漸增強的負向沖擊作用,在第 4期這種負向沖擊效果達到最大,隨后逐漸減弱.表明隨著北美地區經濟的發展,人均二氧化碳排放量會逐漸減少;圖 3可以看出北美地區人均二氧化碳排放量對經濟發展的沖擊效果,從第 1期開始始終為較強的正向沖擊效果,表明北美地區人均二氧化碳排放量的增加可以促進北美經濟的發展.

由圖4可以看出,歐洲地區經濟發展對人均二氧化碳排放量的沖擊效果,從第1期開始保持逐漸增強的正向沖擊作用,在第2期這種正向沖擊達到最大,隨后逐漸減弱,在第6期后轉為負向沖擊,且負向沖擊不斷增加;表明歐洲地區經濟的發展會使該地區人均二氧化碳排放量呈現先增加后減少的變化趨勢;圖5可以看出歐洲地區人均二氧化碳排放量對該區域經濟發展的沖擊效果,從第1期開始保持逐漸減弱的正向沖擊效果,在第 5期轉為負向的沖擊,并逐漸增強;表明歐洲地區人均二氧化碳排放量增加對區域經濟發展呈現前期促進,后期抑制的影響效果.

圖2 北美地區人均CO2排放量對GDP的脈沖響應Fig.2 The impulse response of CO2 per capita to GDP in North America

圖3 北美地區GDP對人均CO2的脈沖響應Fig.3 The impulse response of GDP to CO2 per capita in North America

從北美與歐洲地區脈沖響應結果可以看出,兩地區均已跨過碳排放峰值拐點,符合 EKC假說“當經濟發展達到一定水平后,隨著人均收入的進一步增加,二氧化碳排放量由高趨低,環境污染程度逐漸減緩”的闡述.區域經濟發展對于能源消耗的依賴程度降低,有利于實現區域可持續發展.

由圖6可以看出,東亞及太平洋地區經濟發展對人均二氧化碳排放量的沖擊效果,脈沖結果與北美、歐洲地區明顯不同,從第1期開始保持逐漸增強的正向沖擊作效果,表明東亞及太平洋地區的經濟發展會導致人均二氧化碳排放量的增加;圖7可以看出東亞及太平洋地區人均二氧化碳排放量對經濟發展的沖擊效果,從第 1期開始為較強的正向沖擊效果至第 7期開始保持穩定;表明東亞及太平洋地區人均二氧化碳排放量的增加會推動該區域經濟的發展.

圖4 歐洲地區人均CO2排放量對GDP的脈沖響應Fig.4 The impulse response of CO2 per capita to GDP in Europe

圖5 歐洲地區GDP對人均CO2排放量的脈沖響應Fig.5 The impulse response of GDP to CO2 per capita in Europe

圖6 東亞地區人均CO2排放量對GDP的脈沖響應Fig.6 The impulse response of CO2 per capita to GDP in East Asia and the Pacific

圖7 東亞地區GDP對人均CO2排放量的脈沖響應Fig.7 The impulse response of GDP to CO2 per capita in East Asia and the Pacific

由圖8可以看出,南亞地區經濟發展對人均二氧化碳排放量的沖擊效果,從第1期開始保持逐漸增強的正向沖擊效果,表明隨著南亞地區經濟的發展,該地區人均二氧化碳排放量是增加的;圖 9可以看出南亞地區人均二氧化碳排放量對該區域經濟發展的沖擊效果,從第一期開始為較強的負向沖擊效果,在第2期這種負向沖擊達到最大,之后這種負向沖擊逐漸減弱,在第 5期轉為逐漸增強的正向沖擊;表明南亞地區人均二氧化碳排放量的增加在短期內會抑制該區域經濟的發展,但從長期來看依然會促進該區域經濟的發展.

圖8 南亞地區人均CO2排放量對GDP的脈沖響應Fig.8 The impulse response of CO2 per capita to GDP in South Asia

從東亞與南亞地區脈沖響應結果可以看出,兩地區經濟發展均會產生大量的二氧化碳排放,這主要由于該區域內國家大多處于工業化初期,經濟增長對于能源消耗依賴程度較高,且發展方式粗放,隨著工業化與城市化進程加劇,該地區對于能源的剛性需求會愈發強烈,減少二氧化碳排放必然會付出沉重的社會經濟代價.因此,實現減碳目標要在優化產業結構的同時,加大技術研發投入力度,通過工業技術創新提升產業環境績效,使用清潔能源,發展低碳型經濟,從而降低二氧化碳減排帶來的社會經濟損失.

圖9 南亞地區GDP對人均CO2排放量的脈沖響應Fig.9 The impulse response of GDP to CO2 per capita in South Asia

此外,作為全球最大的二氧化碳排放國家,中國的碳減排工作對全球二氧化碳減排目標的實現有著重大影響.國家政策制定應專注于工業能源消費總量管理,在優化能源結構和產業結構,淘汰落后生產能力,減少產能過剩的同時加快發展綠色產業,從而降低能耗和環境污染.同時,完善碳稅與碳交易市場,運用市場方式優化各種減排資源的配置,提高減排效率與實現減排的持續性.

圖10 中東及北非地區人均CO2排放量對GDP的脈沖響應Fig.10 The impulse response of CO2 per capita to GDP in Middle East and North Africa

由圖 10可以看出,中東及北非地區經濟發展對該區域人均二氧化碳排放量的沖擊效果,從第1期開始保持逐漸減弱的正向沖擊效果,表明中東及北非地區經濟發展會增加該區域人均二氧化碳的排放,但是這種影響程度非常微弱.這或許是由于該區域國家經濟增長大多依賴于能源與原材料出口而非制造業和工業化,例如沙特阿拉伯、摩洛哥、伊朗等國家;圖11可以看出中東及北非地區人均二氧化碳排放量對該區域經濟發展的沖擊效果,從第1期開始保持較強的正向沖擊效果,在第6期這種正向沖擊達到最大,隨后逐漸減弱;表明中東及北非地區人均二氧化碳排放量的增加會促進該區域經濟的發展.

圖11 中東及北非地區GDP對人均CO2排放量的脈沖響應Fig.11 The impulse response of GDP to CO2 per capita in Middle East and North Africa

圖12 拉美及加勒比海地區人均CO2排放量對GDP的脈沖響應Fig.12 The impulse response of CO2 per capita to GDP in Latin America and the Caribbean

由圖 12可以看出,拉美及加勒比海地區經濟發展對該區域人均二氧化碳排放量的沖擊效果,從第 1期開始保持逐漸增強的正向沖擊作用,在第2期這種正向沖擊達到最大,隨后逐漸減弱,第9期開始基本保持穩定;表明拉美及加勒比海地區經濟的發展會使人均二氧化碳排放量增加;圖 13可以看出拉美及加勒比海地區人均二氧化碳排放量對該區域經濟發展的沖擊效果,從第1期開始保持逐漸增強的正向沖擊效果,在第 5期這種正向沖擊達到最大,隨后逐漸減弱;表明拉美及加勒比海地區人均二氧化碳排放量增加會促進改區域經濟的發展.

圖13 拉美及加勒比海地區GDP對人均CO2排放量的脈沖響應Fig.13 The impulse response of GDP to CO2 per capita in Latin America and the Caribbean

2.5 格蘭杰因果檢驗

對于區域經濟發展與人均二氧化碳排放量間的因果性檢驗,結果如表5所示.

表5 格蘭杰因果檢驗結果Table 5 The results of Granger causality test

由表 5可以看出,在 5%的置信水平下,北美地區經濟發展與人均二氧化碳排放量互為格蘭杰原因,表明北美地區經濟發展會引起人均二氧化碳排放量的變化,而人均二氧化碳排放量的變化也會引起該區域生產總值的變化;在 10%的置信水平下,歐洲地區和東亞及太平洋地區人均二氧化碳排放量是經濟增長的格蘭杰原因,而經濟增長不是人均二氧化碳排放量的格蘭杰原因;同樣在 10%的置信水平下,南亞地區的結果與北美地區結果相同,在1%與5%的置信水平下,中東及北非地區與拉美及加勒比海地區的結果則與東亞地區相同,即該區域經濟增長是人均二氧化碳排放的格蘭杰原因,而人均二氧化碳排放并非該區域經濟增長的格蘭杰原因.

3 結語

根據協整及殘差序列平穩性檢驗結果,各區域經濟發展與人均二氧化碳排放量存在長期均衡關系,從回歸系數可以看出經濟發展對二氧化碳排放的影響程度,其中,南亞地區回歸系數最大,表示該區域經濟增長對于能源消耗的依賴程度最高;此外,現有研究大多基于 EKC假說單方面探求經濟增長對二氧化碳排放量的影響,本文通過格蘭杰因果檢驗探求二者間因果關系及相互影響,結果顯示,各區域經濟發展均會對本地區人均二氧化碳排放量產生影響,但人均二氧化碳排放量并非都是該區域經濟發展的格蘭杰原因,也就是說經濟增長是二氧化碳排放量增加的一個刺激因素,而二氧化碳排放并不一定是經濟增長的刺激因素;從脈沖響應函數的結果可以看出,在區域經濟發展對人均二氧化碳排放量的影響上,除北美與歐洲地區外,其他地區經濟發展都會帶來人均二氧化碳排放量的增加,但影響程度存在差異.主流研究 EKC假說認為“二氧化碳排放量在低收入水平上隨人均GDP增加而上升,高收入水平上隨 GDP增長而下降”,這在本文研究區域中的北美、歐洲、東亞、南亞、拉美地區都是成立的,尤其是歐洲地區,基本符合倒U型曲線的變化趨勢,一定程度上驗證了EKC假說.但是從中東及北非地區的脈沖響應結果我們看出,雖然該區域不乏沙特、阿聯酋等人均GDP較高的國家,但經濟增長對二氧化碳排放存在正向影響,影響程度比較微弱,其原因可能在于區域內國家經濟發展主要依靠能源出口、工業基礎薄弱等原因.基于此,本文認為二氧化碳排放量變化不僅取決于經濟發展水平,也受到經濟發展方式和資源稟賦的影響,隨著經濟增長達到某個拐點時,二氧化碳排放量達到峰值,隨后逐漸減少一定程度上是通過清潔能源使用、產業機構優化、生產工藝提高而實現的.因此,在全球減碳過程中,應該根據不同區域或國家的經濟發展水平制定減排目標,尋求經濟發展與二氧化碳減排的均衡區間,以最小的社會經濟代價達到全球二氧化碳減排目標.