鄧沛勇,劉毅華,陳浩龍

(廣州大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院,廣東 廣州 510006)

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廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的關(guān)聯(lián)性探究

鄧沛勇,劉毅華,陳浩龍

(廣州大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院,廣東 廣州 510006)

低碳及綠色發(fā)展是廣州實現(xiàn)新型城市化的一個重要目標,在此背景下,對經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的關(guān)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(chǎn)等基礎(chǔ)數(shù)據(jù),運用計量分析方法,對研究區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的關(guān)聯(lián)性進行研究,研究表明：(1)廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放之間并不存在環(huán)境庫茲涅茨的倒“U”形曲線關(guān)系,而是呈現(xiàn)倒“N”形曲線關(guān)系長期穩(wěn)定；(2)廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放之間存在格蘭杰單向因果關(guān)系,經(jīng)濟發(fā)展是碳排放增長的主要原因,而碳排放增長卻不會帶動經(jīng)濟發(fā)展。因此廣州市在發(fā)展經(jīng)濟的同時協(xié)調(diào)環(huán)境效益,節(jié)能降耗,實現(xiàn)低碳增長是可行的。

經(jīng)濟發(fā)展；碳排放；關(guān)聯(lián)性；廣州市

1 引 言

人類活動引起的大規(guī)模能源消費導(dǎo)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(yè)化、城市化快速發(fā)展的中國,如何協(xié)調(diào)好經(jīng)濟與環(huán)境的關(guān)系是當前經(jīng)濟發(fā)展和低碳城市建設(shè)過程中亟待解決的迫切問題。因此重新辨識城市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的內(nèi)在過程與機制,進而為城市經(jīng)濟發(fā)展與轉(zhuǎn)型提供方法與技術(shù)支撐。

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

縱觀國內(nèi)外相關(guān)研究,取得了眾多成果,但也發(fā)現(xiàn)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(jīng)濟發(fā)展與碳排放兩變量進行簡單回歸并判斷兩者關(guān)系,在一定程度上影響了研究結(jié)果的科學(xué)性；現(xiàn)有研究宏觀尺度居多,對單個城市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放關(guān)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(qū),根據(jù)廣州市1993—2014年的時間序列數(shù)據(jù),基于一元三次多項式模型,運用計量地理學(xué)和計量經(jīng)濟學(xué)的方法對廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的關(guān)系進行實證分析,深入解析城市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的內(nèi)在過程,以期為廣州市實現(xiàn)CO2減排、建設(shè)低碳城市提供科學(xué)依據(jù)。

2 研究數(shù)據(jù)及方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)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(tǒng)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(tǒng)計年鑒》中綜合能源平衡表的能源數(shù)據(jù),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(chǎn)生碳排放的火力發(fā)電與供熱被計入“加工轉(zhuǎn)換投入產(chǎn)出量”一項內(nèi),因此,能源消費量應(yīng)該在終端消費量的基礎(chǔ)上加上火力發(fā)電與供熱的投入量,不再計算加工轉(zhuǎn)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(chǎn)生的熱量,數(shù)值為2.93×105GJ；Ai為第i種能源的CO2排放系數(shù)；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(shù)

表2 不同能源種類的CO2排放系數(shù)

2.2.2 水泥生產(chǎn)碳排放

作為高資源和能源消耗型工業(yè),水泥工業(yè)的生產(chǎn)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(jù)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(shù)為 0.52；忽略水泥熟料消耗的出口量與進口量。水泥生產(chǎn)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(chǎn)碳排放量；q為水泥總產(chǎn)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(shù)。

3 研究結(jié)果及分析

3.1 研究結(jié)果

3.1.1 經(jīng)濟發(fā)展與碳排放時間序列不平穩(wěn)

對人均GDP和人均碳排放取自然對數(shù),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(wěn),其一階差分序列均在5%、10%顯著性水平下平穩(wěn),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(jīng)濟發(fā)展與碳排放之間存在協(xié)整關(guān)系

由單位根檢驗結(jié)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(xié)整檢驗的前提條件。可采用最小二乘法對標準的參數(shù)化EKC模型進行參數(shù)估計[6]。標準的參數(shù)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(chǎn)總值、人均碳排放的自然對數(shù)形式；βi(i=1,2,3)分別為一次、二次、三次系數(shù)；t(t=1,2,T)為時間指標；μ為殘差；C為常數(shù)。

對序列l(wèi)n(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(shù)R2達到0.93,說明模型對觀測值的擬合效果很好。F檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的概率值P為0.0000,小于顯著性水平5%,拒絕原假設(shè),即回歸方程顯著。在t檢驗中,參數(shù)估計值對應(yīng)的概率值P均小于顯著性水平5%,接受原假設(shè),參數(shù)估計值顯著。D.W.值較小,根據(jù)判定區(qū)域可知殘差序列存在正自相關(guān)。為避免殘差序列自相關(guān)可能引起的后果,采用科克蘭內(nèi)-奧克特迭代法修正殘差序列自相關(guān),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(shù)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(shù)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(tǒng)計值-9.0377小于1%顯著水平下的臨界值-2.6924,拒絕原假設(shè),殘差序列不存在單位根,即殘差序列平穩(wěn),ln(CO2/P)與ln(GDP/P)序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。說明廣州市經(jīng)濟發(fā)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(wěn)定關(guān)系。

3.1.3 經(jīng)濟發(fā)展是碳排放的格蘭杰原因

協(xié)整檢驗證實了ln(CO2/P)與ln(GDP/P)序列之間存在著協(xié)整關(guān)系,但兩者之間是否存在因果關(guān)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(guān)系檢驗。當滯后階數(shù)為2時,“l(fā)n(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(shè),即ln(GDP/P) 是ln(CO2/P)的格蘭杰原因?！發(fā)n(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(shè),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(guān)系。說明廣州市的經(jīng)濟發(fā)展能夠推動碳排放的增長,而碳排放的增長并不能促進經(jīng)濟的發(fā)展。

3.2 結(jié)果分析

殘差序列平穩(wěn),說明廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,短期內(nèi)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(tài)。協(xié)整關(guān)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(shè)定合理,不存在偽回歸。由回歸結(jié)果β1=-159.5199<0,β2=15.7936>0,β3=-0.5188<0可知,廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放之間存在著倒“N”形曲線關(guān)系,有悖于傳統(tǒng)環(huán)境庫茲涅茨的倒“U”形曲線關(guān)系。從擬合曲線來看(見下圖),剔除滯后期1993年和1994年,隨著經(jīng)濟的發(fā)展,廣州市人均碳排放大致呈現(xiàn)緩慢下降后急速上升,隨后繼續(xù)下降的過程,可以分為三個階段。從長期發(fā)展的趨勢來看,廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放仍符合倒“U”形曲線關(guān)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l(wèi)n(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(jīng)濟的發(fā)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(fā)電企業(yè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級?！熬盼濉睍r期,以金融、信息、保險等服務(wù)型產(chǎn)業(yè)為代表的低能耗、低排放新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速,第三產(chǎn)業(yè)比重不斷提高。隨著第三產(chǎn)業(yè)所占比重的增加,緩解了第二產(chǎn)業(yè),特別是工業(yè)推進節(jié)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(jīng)濟的發(fā)展急速上升。此階段,政府推行了一系列重點發(fā)展重工業(yè)的政策,汽車、石油化工等重工業(yè)支柱產(chǎn)業(yè)增長勢頭強勁,有力地拉動廣州市經(jīng)濟的快速發(fā)展。從這一階段的能源消費情況來看,煤炭消費量呈現(xiàn)快速增長的趨勢,極有可能就是廣州市重工業(yè)發(fā)展對煤炭能源需求刺激所產(chǎn)生的結(jié)果。因此,廣州市工業(yè)的蓬勃發(fā)展,煤炭能源需求量的大大增加,導(dǎo)致碳排放隨經(jīng)濟的發(fā)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(jīng)濟的發(fā)展總體上呈現(xiàn)下降趨勢?？缭降埂癗”形曲線的第二個轉(zhuǎn)折點后,廣州市的碳排放量下降,其原因在于為貫徹落實節(jié)能減排工作,廣州市對工業(yè)結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化調(diào)整,分期分批關(guān)閉和搬遷高耗能、高排放企業(yè),重點發(fā)展電子信息、生物醫(yī)藥、新材料等高附加值、高技術(shù)含量、低能耗企業(yè)的比例。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,特別是信息產(chǎn)業(yè)、電子商務(wù)、通信設(shè)備等產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展,提高了第二產(chǎn)業(yè)設(shè)備的工作效率、降低單位產(chǎn)品的能耗,縮短了交易過程,降低了中間環(huán)節(jié)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(jié)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(tǒng)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(jīng)濟發(fā)展能夠推動碳排放的增長,經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟的發(fā)展。廣州市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級,節(jié)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(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生負面影響。

4 結(jié)論與討論

本文采用廣州市1993—2014年的樣本數(shù)據(jù),運用時間序列的分析方法,對廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的關(guān)聯(lián)性進行實證研究。綜合以上的計量分析,可以得出以下結(jié)論：

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

(2)格蘭杰因果檢驗結(jié)果顯示,廣州市經(jīng)濟發(fā)展與碳排放之間存在格蘭杰單向因果關(guān)系,經(jīng)濟發(fā)展是碳排放的格蘭杰原因,也就是說經(jīng)濟發(fā)展能夠?qū)μ寂欧诺脑鲩L產(chǎn)生正效應(yīng),碳排放的增長卻不會帶動經(jīng)濟發(fā)展。因此,廣州市在大力發(fā)展經(jīng)濟的同時,節(jié)能降耗,減少碳排放,建設(shè)低碳城市是可行的。

在以往的研究中,學(xué)者們在采用時間序列的分析方法研究經(jīng)濟發(fā)展與碳排放關(guān)系時,普遍選取人均碳排放與人均地區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟發(fā)展與碳排放呈直線型關(guān)系的研究結(jié)果。本研究則通過一元三次多項式回歸模型得出的參數(shù)估計值對經(jīng)濟發(fā)展與碳排放的關(guān)系進行判斷,使得研究結(jié)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(shù)據(jù)較少,因此在研究長期關(guān)系的時候可能會導(dǎo)致研究結(jié)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(guān)系,并且對變量關(guān)系的驅(qū)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(xué)研究規(guī)劃項目(項目編號：13YJA790074)；廣東省自然科學(xué)基金(項目編號：S2013010014526)；廣東省高等學(xué)校國際暨港澳臺科技合作創(chuàng)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(xué)在讀碩士;通訊作者：劉毅華(1964—),女,教授,主要從事人文地理學(xué)教學(xué)及土地問題研究。