文/李靜雅 陳曉霖 向昕，中南財經政法大學

湖北省農村城鎮(zhèn)化對碳排放的影響的動態(tài)研究
——基于擴展型kaya模型

文/李靜雅 陳曉霖 向昕，中南財經政法大學

通過拓展型kaya模型，并應Johansen協整檢驗和向量誤差修正模型估計出湖北省農村城鎮(zhèn)化的過程中，碳排放強度與能源消費結構、能源強度、和產業(yè)結構這三個變量之間的長期均衡關系和短期波動關系。研究發(fā)現，湖北省的碳排放強度與其能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構之間存在穩(wěn)定的均衡關系，其中，碳排放強度受到能源消費結構和能源強度的正向推動效用，而受到產業(yè)結構的負向抑制效用，但在短期內，碳排放強度還受到其滯后項的影響，導致波動的出現。

擴展型kaya模型；Johansen協整檢驗；向量誤差修正模型

1 研究背景

隨著我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的發(fā)展，由于化石燃料的燃燒產生的二氧化碳等氣體的排放量不斷增長，造成了我國環(huán)境的不斷惡化。在2015年提出的《中共中央關于制定國民經濟和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃的建議》中，首次將“綠色發(fā)展”列入“五大發(fā)展理念”，并且一直堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策，建設資源節(jié)約型、環(huán)境友好型的社會。但是由于經濟發(fā)展與環(huán)境保護的矛盾性，因此探索能源、產業(yè)與碳排放的關系成為了當下亟需解決的問題，并由此得出如何實現綠色發(fā)展，低碳經濟的方法與措施。

2011年10月，國家發(fā)改委批準了北京、天津、上海、重慶、湖北以及廣東等七省市開展碳排放權交易試點，并將2013-2015年定位試點階段；并且在2009年湖北省政府發(fā)布了《湖北省人民政府關于發(fā)展低碳經濟的若干意見》，以此尋求減少碳排放同時實現經濟發(fā)展的雙贏發(fā)展。湖北省通過碳交易探索創(chuàng)新，低碳經濟的大力發(fā)展等一系列措施，來建立優(yōu)化能源結構、提高能源利用效率、降低單位GDP碳排放量強度為目標的低碳發(fā)展模式。

在國外的研究中，學者主要對能源消費、經濟產出、二氧化碳排放和其它相關變量的影響關系進行研究，并且由于各個國家的國情存在差異以及使用的計量經濟模型不同的各種原因，使得關于這個課題的研究展現了不同的結論。Soytas（2009）的研究中發(fā)現土耳其的能源消耗的格蘭杰原因是二氧化碳排放，但是國民收入與二氧化碳的排放量并不存在因果關系。[1]Lotfalipour（2010）采用了Toda-Yamamoto方法研究發(fā)現從1976年至2007年，伊朗的國民生產總值、能源消耗與碳排放存在單向的因果關系。[2]Jayantha?kumaran（2012）通過中國與印度的各方面對比，分析了兩個國家的經濟增長、貿易以及能源消耗三者間的協整關系和長短期均衡。[3]

國內的文獻中，對于碳排放的影響因素研究一般集中單一因素分析，通過格蘭杰因果檢驗得出這一單因素對碳排放的長期和短期影響因素。李凱杰，曲如曉（2012）運用向量誤差修正模型檢驗了技術進步和中國碳排放的關系，得出技術進步與碳排放之間存在長期均衡關系，長期內技術進步可以減少碳排放，而短期技術進步對碳排放沒有明顯作用。[4]何吉多（2010）認為我國的城市化與碳排放之間存在著高度的正相關性，在短期內，碳排放量與城市化水平之間的長期均衡關系對當前碳排放偏離均衡水平的調整力度較大；長期內，碳排放量的增加會伴隨著短期城市化水平的提升；并且二者之間的相互作用還存在一定的“時間延滯”，最后提出了在推進城市化的建設過程中我國必須注重環(huán)境的保護。[5]朱高鵬（2012）運用格蘭杰因果檢驗分析城市化和碳排放的的因果關系，得出城市化是碳排放量增長的單向格蘭杰原因。因而在目前研究碳排放的強度及其多個影響因素的關系分析還不多見。[6]本課題將通過拓展型kaya模型，并應Johansen協整檢驗和向量誤差修正模型估計出湖北省農村城鎮(zhèn)化的過程中，碳排放強度與能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構這三個變量之間的長期均衡關系和短期波動關系。

2 理論基礎

2.1 擴展型kaya模型

日本學者YoichiKaya(1989)針對碳排放的變化提出了Kaya恒等式，對二氧化碳的排放量進行因素分解，表達式為：

其中，C表示區(qū)域CO2排放總量，E表示區(qū)域能源消耗總量，GDP表示區(qū)域國內生產總值，P表示區(qū)域人口總量。然后根據研究需要，不考慮人口因素對的碳排放強度的因素分解因素表達式，將kaya恒等式擴展為：

上式中參數意義如下：C表示湖北省CO2排放總量，Cij表示湖北省第i產業(yè)消耗第j種能源所產生的CO2排放量，Eij表示第i產業(yè)消耗第j種能源的能源消耗量，Ei表示湖北省能源消耗總量，GDPi表示湖北省第i產業(yè)生產總值，GDP表示湖北省生產總值。

2.2 Johansen協整

在本文中選擇Johansen協整進行多變量協整分析，Johansen協整檢驗是基于VAR模型的一種檢驗方法，可以直接用于多變量間的協整檢驗，采用最大似然法進行計算。

其中，β是協整向量矩陣，決定了四個向量間協整向量的個數。矩陣αβ′的秩即非零特征根的個數，而Johansen協整是通過對非零特征根的個數來檢驗協整關系和協整向量的秩。

2.3 向量誤差修正模型

向量誤差修正模型(VECM)可以綜合反映碳排放強度、能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構四個變量之間的長期均衡和短期波動。可以表示為：

ECMt-1是誤差修正項，反映了四者之間的長期均衡關系，α反映了變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時將其調整至均衡狀態(tài)的調整速度，所有解釋變量差分項的系數反映了個別變量的短期波動對被解釋變量大短期變化的影響。

3 數據來源與計算結果

3.1 數據來源

考慮數據的可靠性，湖北省能源消費量和GDP等基礎數據來源于國家統計局網站、湖北省統計局網站、《湖北省統計年鑒》等，用以計算湖北省2000年-2014年年度碳排放強度、能源消費結構、能源強度和經濟結構。

碳排放強度（CI）指單位GDP的二氧化碳排放量。碳排放的相關計算利用IPCC提供的碳排放參考方法，通過計算湖北省能源消耗總量及各類能源的碳排放系數進行計算。GDP數據則直接來源于湖北省統計局網站。

能源消費結構（ECS）指各種能源的消費量占能源消費總量的比重，單位是百分比。本課題用煤炭消費占一次能源消費比重來表示。數據直接來源于湖北省統計局網站。

能源強度（EI）指單位GDP的能源消耗量，單位是萬元/t。能源消費的統計數據來自2015年中國能源統計年鑒，采用發(fā)電煤耗計算法核算的一次能源消費總量數據，單位是萬噸標準煤。

產業(yè)結構（IS）指各大產業(yè)占GDP的比重，單位是百分比。文中用第三產業(yè)占國民經濟的比重來表示，其數據來源于2015年中國統計年鑒。

部分計算結果如表1所示：

表1 2005-2014湖北省各指標值

碳排放強度CI煤炭百分比ECS能源強度EI（萬噸標準煤）產業(yè)結構IS 1.21 84 69.8 1%1.1 709 69.06%1.07 02 67.8 4%0.84 11 65.0 9%0.79 92 68.3 5%0.75 00 69.3 2%0.68 34 71.1 4%0.61 69 69.9 0%0.51 49 61.3 7%0.47 11 59.1 7%482.46 465.80 423.54 343.00 317.94 293.96 272.24 243.59 192.18 173.56 32.5 8%33.96%34.0 7%35.4%35.6%35.9%36.9%36.9%38.1%41.5%

3.2 結果與分析

3.2.1 單位根檢驗

由于協整分析要求這碳排放強度、能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構這四變量必須是平穩(wěn)的，且同階單整。為了驗證此條件，需要對著四個變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。本課題采用單位根檢驗中的ADF檢驗法對這四個變量進行平穩(wěn)性檢驗。在ADF單位根檢驗模型中，包含截距項，沒有趨勢項。單位根檢驗結果如下：

表2 單位根檢驗結果

表2給出了ADF檢驗結果，可以發(fā)現碳排放強度（CI）、能源消費結構（ECS）、能源強度（EI）和產業(yè)結構(IS)這四變量原時間序列的t統計量大于在5%顯著性水平下的臨界值。不能拒絕存在單位根的假設，說明四個變量原時間序列是不平穩(wěn)的，說明直接按照傳統的回歸模型來分析四個變量之間的關系是不合理的。但是，其一階差分序列DCI、DECS、DEI、DIS的t統計量均小于5%的顯著性水平下的臨界值，拒絕存在單位根的假設，說明四個變量的一階差分序列平穩(wěn)。這說明碳排放強度、能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構四個變量是協整的，四個變量之間存在一種或多種的長期均衡關系，因此可以采用Johansen協整方法來計算這四種關系的長期均衡關系。

3.2.2 Johansen協整檢驗

運用Eviews7.0，以CI、ECS、EI和IS為組進行Johansen協整檢驗，檢驗結果如下：

表3 Johansen協整檢驗結果

0.1 0 4 0.2 4 6 0.7 4 3最多一個最多兩個最多三個0.8 7 0 0.6 3 5 0.1 8 4 2 2.2 2 9 8.7 3 2 0.6 3 8 2 9.7 9 7 1 5.4 9 5 3.8 4 1

其中，無截距項得到協整方程如下：

公式(6)反映了在城鎮(zhèn)化過程中，湖北省的碳排放強度（CI）、能源消費結構（ECS）、能源強度（EI）和產業(yè)結構（IS）四變量之間存在一種長期均衡關系。在這種長期均衡關系中，碳排放強度受到能源消費結構和能源強度的正向推動效用，而受到產業(yè)結構的負向抑制效用。從相關系數可以看出，在其它變量保持不變的前提下，煤炭在一次能源消費中所占比例增加1%，碳排放強度會上升0.67%；能源強度每增加1%，碳排放強度會相應上升0.026%。而第三產業(yè)在經濟結構中所占比例增加1%，碳排放強度就會下降0.112%。相比較而言，能源消費結構對湖北省碳排放強度影響最大，其次是產業(yè)結構，能源強度影響最小。長期來看，湖北省農村城鎮(zhèn)化過程中，能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構的優(yōu)化組合使得碳排放強度有所減少。

3.2.3 向量誤差修正模型結果

由上文可知，碳排放強度（CI）、能源消費結構（ECS）、能源強度（EI）和產業(yè)結構（IS）四個變量之間存在協整關系。根據協整理論，這四個變量可以表示成向量誤差修正模型。為了探究湖北省城鎮(zhèn)化過程中，碳排放強度、能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構四個變量之間短期波動和長期調整特征，本課題利用模型中變量的差分滯后項和誤差修正項來反映。以碳排放強度為被解釋變量的誤差修正模型方程表達式如下:

公式（6）反映了碳排放強度的短期波動主要由兩方面造成:一方面它不僅受到自身滯后一期的排放強度的影響，還受到了滯后一期的能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構的短期波動影響；另一方面，還受到了修正項ECM的影響。公式（7）為誤差修正方程，以ECM的滯后一期項為因變量，用碳排放強度、能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構四個變量的滯后一期項反映了變量在短期波動中偏離長期均衡關系的程度。公式（7）說明這四個變量在短期內不可避免的出現波動，但可以通過誤差修正的調節(jié)機制實現長期均衡。綜合兩個公式來看，除了自身滯后期的影響之外，能源消費結構對碳排放強度波動性影響最大。另外，誤差修正項ECM的系數為負，符合反向修正機制，說明當碳排放強度出現短期波動而偏離長期均衡時，系統將以21%的調整力度將非均衡狀態(tài)調整到均衡狀態(tài)。隨著時間的發(fā)展，通過不斷地誤差修正達到長期均衡值。

4 研究結論與啟示：

基于上述數據結果，我們發(fā)現在2000-2014年間，湖北省農村城鎮(zhèn)化的進程中，其碳排放強度與能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構存在協整關系。從長期來看，碳排放強度與能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構之間存在穩(wěn)定的均衡關系，其中，碳排放強度受到能源消費結構和能源強度的正向推動效用，而受到產業(yè)結構的負向抑制效用，相比較而言，能源消費結構對湖北省碳排放強度影響最大，其次是產業(yè)結構，能源強度影響最小。從長期來看，湖北省農村城鎮(zhèn)化過程中，隨著科學技術的提高，能源消費結構不斷優(yōu)化，煤炭使用量逐年下降，能源強度減少，第三產業(yè)比重逐步提升，這三個變量的優(yōu)化組合使得碳排放強度是長期減少的。

短期來看，碳排放強度不僅受到能源消費結構、能源強度和產業(yè)結構，還受到自身滯后期的影響，從而造成短期的波動（即短期內不服從線性關系）。其中，產業(yè)結構對其波動性影響最大。誤差修正模型中的誤差修正項系數為負數，符合反向修正機制。當碳排放強度出現短期波動而偏離長期均衡時，系統將以21%的調整力度將非均衡狀態(tài)調整到均衡狀態(tài)。隨著時間的發(fā)展，通過不斷地誤差修正達到長期均衡值。

總的來說，湖北省農村城鎮(zhèn)化的過程從長期來看有利于減少碳排放強度，但短期內會存在波動，甚至有短暫的上升期。但是從長遠來看，逐年下降的煤炭使用量，逐年減少的能源強度，逐步提升的第三產業(yè)比重都將使得湖北省的碳排放強度在長期內呈一個減少的趨勢。

[1]Soytas U,Sari R.Energy consumption,economic growth,and carbon emissions:Challenges faced by an EU candidate member[J].Ecological Economics,2009,68(6):1667-1675

[2]Lotalipour M R,Falahi M A,Ashena M.Economic growth,car?bon dioxide emissions:Challenges faced by an EU member[J].Ener?gy,2010,35(12):5115-5120

[3]Jayanthakumaran K,Vema R,Liu Y.Carbon dioxide emis?sions,energy consumption,trade and income:A comparative analysis of China and India[J].Energy Policy,2012,42:450-460

[4]李凱杰,曲如曉.技術進步對中國碳排放的影響——基于向量誤差修正模型的實證研究[J].中國軟科學,2012,(06):51-58.

[5]何吉多.中國城市化與碳排放關系實證分析[J].西部論壇,2010,(05):79-86.

[6]朱高鵬.城市化與碳排放關系研究[D].山東財經大學,2012.

中南財經政法大學大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓練計劃項目，課題“綠色經濟視角下湖北省農村城鎮(zhèn)化對碳排放的影響研究——基于kaya模型”(編號:201610520094)

李靜雅（1995—），女，湖北武漢人。中南財經政法大學2013級工商管理專業(yè)本科生。

陳曉霖（1995—），女，廣東佛山人，中南財經政法大學2014級信息與計算科學本科生。

向昕（1996—），女，四川綿陽人，中南財經政法大學工商管理學院2014級農林經濟管理專業(yè)本科生。