我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)的實(shí)證研究

我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)的實(shí)證研究

1003-6636(2011)03-0007-07；F124.5；：A從工業(yè)革命開始，人類生產(chǎn)方式發(fā)生了重大轉(zhuǎn)變，世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了高速發(fā)展時期，但與此同時人類的生產(chǎn)活動也產(chǎn)生了大量的溫室氣體在自然界中不斷積累。一旦大氣中溫室氣體的濃度超過臨界值，將造成全球?yàn)?zāi)難性的后果。為了保證發(fā)展的可持續(xù)性，控制溫室氣體排放，發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)成為國際社會共同關(guān)注的焦點(diǎn)。隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國經(jīng)濟(jì)總量占世界份額比重的達(dá)到7.3%，躍居世界第三位，但與此同時我國每年的二氧化碳排放總量也超過60億噸，位居世界第一，因此在這場全球性的溫室氣體排放控制的運(yùn)動中我國占據(jù)著重要地位。作為一個負(fù)責(zé)任的大國，我國提出到2020年單位生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年低40%-45%的目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)這個目標(biāo)對于正處于城市化和工業(yè)化進(jìn)程中的我國無疑是個重大挑戰(zhàn)。既要保證經(jīng)濟(jì)增長，又要控制溫室氣體的排放，為了實(shí)現(xiàn)這對目標(biāo)，深入探討我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的驅(qū)動效應(yīng)成為了首要的基礎(chǔ)性工作。一、文獻(xiàn)綜述目前，經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的驅(qū)動效應(yīng)主要采用兩種方法進(jìn)行分析，一種方法是通過環(huán)境庫茲涅茨曲線進(jìn)行研究。環(huán)境庫茲涅茨曲線(簡稱EKC)描述的是人均收入與環(huán)境退化之間的關(guān)系。ShafikNemat(1994)通過對大量國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為人均二氧化碳排放與人均收入之間存在著線性關(guān)系，人均收入的增加會導(dǎo)致人均二氧化碳的排放情況不斷惡化。[1]Cole、Ravner和Bates(1997)通過建立包含截面固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型對OECD國家進(jìn)行分析，認(rèn)為人均二氧化碳排放與人均收入之間存在倒U型的關(guān)系。[2]Canas等(2003)通過對16個工業(yè)化國家1960-1998年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，提出了N型的環(huán)境庫茨涅茨曲線，并對產(chǎn)生的原因進(jìn)行了解釋。[3]與國外學(xué)者不同，國內(nèi)學(xué)者對碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究還處于起步階段。陸虹(2000)對人均二氧化碳排放與人均GDP之間的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)二者不是簡單倒U型關(guān)系。[4]林伯強(qiáng)和蔣竺均(2009)對我國的碳排放環(huán)境庫茲涅茨曲線(簡稱CEKC)進(jìn)行擬合，并對我國人均二氧化碳排放的拐點(diǎn)進(jìn)行了判斷。[5]其實(shí)至今為止，CEKC是否存在，以及曲線是什么形狀等問題，國內(nèi)外的研究尚未形成一致結(jié)論。從20世紀(jì)70年代開始，學(xué)者們對EKC提出了批評，認(rèn)為EKC僅關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的影響，忽視了其他因素的影響，可能造成經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)的估計(jì)有偏，從而形成了研究碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的第二種方法，即在多個影響因素背景下分析經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的影響。Ehrlich等(1970)提出了IPAT模型，認(rèn)為環(huán)境受到人口、富裕度和技術(shù)等三個因素的共同影響。[6]在IPAT模型的基礎(chǔ)上，Waggoner等(2002)把技術(shù)因素分解為使用強(qiáng)度和效率兩個因素，提出了ImPACT模型。[7]York等(2003)針對IPAT和ImPACT模型不能反映影響因素之間影響力非對稱的缺陷，提出了STIRPAT模型，并發(fā)展了生態(tài)彈性(EcologicalElasticity)的概念①。[8]從此，STIRPAT模型和影響因素的生態(tài)彈性被人們用于分析碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。雖然STIRPAT模型放松了IPAT模型和Im-PACT模型以各影響因素為對稱性影響的假設(shè)，但是該模型假設(shè)各因素的影響不隨時間變化而變化，所以本質(zhì)上屬于靜態(tài)分析模型。另外STIRPAT模型對參數(shù)的估計(jì)基于最小二乘法，對樣本質(zhì)量要求較高。針對這些不足我們提出狀態(tài)空間-STIRPAT模型(簡稱SS-STIRPAT)，并將其用于分析我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)的動態(tài)特征。本文在比較EKC模型、STIRPAT模型和SS-STIRPAT模型的基礎(chǔ)上，用三個模型分別就我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)進(jìn)行分析并將結(jié)果進(jìn)行比較，然后分析我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)的動態(tài)特征。二、模型比較(一)EKC模型EKC模型認(rèn)為環(huán)境退化僅受到經(jīng)濟(jì)增長的影響，模型用人均收入y衡量經(jīng)濟(jì)增長，用污染物人均排放量e衡量環(huán)境退化，不同學(xué)者在建立模型時采用了不同的數(shù)學(xué)形式，其中最常見的是對數(shù)形式，即lne=αlny(1)在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，當(dāng)污染物為二氧化碳時，對α和EKC形狀的研究尚未得出一致結(jié)論。根據(jù)α的不同，EKC曲線呈現(xiàn)出不同形狀。具體包括如下幾類(見表1)。經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的驅(qū)動效應(yīng)一般通過碳排放對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)進(jìn)行衡量，不同類型的EKC曲線反映出不同的驅(qū)動效應(yīng)：當(dāng)EKC曲線為線型時，經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的驅(qū)動效應(yīng)是恒定的；當(dāng)EKC曲線為倒U型時，經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的驅(qū)動效應(yīng)是遞減的；當(dāng)EKC曲線為N型時，經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的驅(qū)動效應(yīng)是先增后減的。(二)STIRPAT模型STIRPAT模型源于IPAT模型。IPAT模型放松了EKC模型環(huán)境退化僅與經(jīng)濟(jì)增長有關(guān)的假設(shè)，認(rèn)為環(huán)境退化不僅受到經(jīng)濟(jì)增長的影響，還與人口規(guī)模和技術(shù)水平有關(guān)，即I=PAT(2)其中，I代表環(huán)境退化，通常用污染物的排放來衡量；P代表人口規(guī)模；A代表經(jīng)濟(jì)增長水平，通常用人均GDP衡量；T代表技術(shù)，通常用單位GDP污染物排放量衡量。從(2)式可以看出IPAT模型本質(zhì)上是一個核算恒等式，該模型通過將環(huán)境退化指標(biāo)分解為不同因素指標(biāo)，然后估算每種因素對環(huán)境退化的影響程度。York等(2003)指出這種因素分解的方法存在著兩個重要的缺陷：(1)模型不能對影響因素的效果進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)；(2)模型假設(shè)在不同時期各因素的影響都是同比例的。具體地說，只要滿足環(huán)境退化指標(biāo)核算恒等式的條件，IPAT模型可以不斷擴(kuò)展出新的影響因素，而新的因素是否真的對環(huán)境退化具有顯著影響，是無法進(jìn)行檢驗(yàn)的。另外，該模型錯誤地認(rèn)為各影響因素之間關(guān)系都是同比例的，例如A增加1%對I的影響與T增加1%對I的影響效果始終是一樣的。為了克服以上不足，York等(2003)將IPAT模型隨機(jī)化，提出了STIRPAT模型，即(三)SS-STIRPAT模型STIRPAT模型雖然克服了IPAT模型的兩大缺陷，但我們認(rèn)為，STIRPAT模型也存在著不足。首先，STIRPAT模型假設(shè)經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的驅(qū)動效應(yīng)是恒定的，它實(shí)質(zhì)上是以線性EKC曲線為基礎(chǔ)進(jìn)行擴(kuò)展的多元線性模型。以經(jīng)濟(jì)增長因素A為例，當(dāng)A增長1%時，STIRPAT模型認(rèn)為環(huán)境退化程度I始終增長c%，根據(jù)前面的分析，這是值得商榷的。其次，碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系受多種因素的影響，并且處于不斷的變動中。通過對EKC的研究，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系并非固定的，而是受到多種因素的影響處于不斷變化之中。Dasgupta等(2002)對這些因素做了一個總結(jié)，包括環(huán)境法規(guī)、市場化程度、社會道德準(zhǔn)則、來自市場參與者的壓力、政府監(jiān)督力度和信息透明度等。[9]因此，碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系如下所示：針對上面的三個缺陷，我們結(jié)合STIRPAT模型和狀態(tài)空間模型，提出狀態(tài)空間-STIRPAT模型(簡稱SS-STIRPAT模型)，即狀態(tài)空間模型被用來估計(jì)不可觀測的時間變量，經(jīng)典線性模型和ARIMA模型都是狀態(tài)空間模型的特殊形式。狀態(tài)空間模型利用卡爾曼濾波進(jìn)行估計(jì)，能夠用現(xiàn)在和過去的最小信息形式描述系統(tǒng)的特征，因此不需要大量的數(shù)據(jù)資料。三、我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)的實(shí)證分析下面我們用上述三種模型，就1980-2008年我國經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，并對分析結(jié)果進(jìn)行比較。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和美國能源資料協(xié)會(EIA)②。(一)EKC模型分析(二)STIRPAT模型分析為了使不同模型的研究結(jié)果具有可比性，我們用STIRPAT模型進(jìn)行人均分析而不是總量分析③。另外，York等(2003)給出了三種對技術(shù)的處理方法，并指出對于研究發(fā)展中國家的情況來說，尋找一個替代變量是很重要的。[8]由于對技術(shù)進(jìn)步的估算本來就是一個比較復(fù)雜的問題，出于簡化的目的我們把時間趨勢項(xiàng)(用Trend表示)作為技術(shù)進(jìn)步的代理變量。修正后的STIRPAT模型估計(jì)結(jié)果如下：從上面的估計(jì)結(jié)果可以看出，人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)為1.0978，并且在5%的置信水平下顯著，技術(shù)進(jìn)步帶來的每年人均二氧化碳排放減少并不顯著。(三)SS-STIRPAT模型分析與前面的思路一樣，我們將SS-STIRPAT模型用于人均分析，并將時間趨勢項(xiàng)作為技術(shù)的代理變量，得到如下模型：其中括號內(nèi)為z統(tǒng)計(jì)量。從回歸結(jié)果可以看出，各項(xiàng)系數(shù)均符合預(yù)期。值得注意的是，在STIR-PAT模型不顯著的時間趨勢項(xiàng)此時變得顯著為負(fù)，說明我國的技術(shù)進(jìn)步對人均碳排放起到了抑制作用。四、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系估計(jì)結(jié)果比較與EKC模型和STIRPAT模型不同，在SS-STIRPAT模型中，人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)通過狀態(tài)方程進(jìn)行動態(tài)估計(jì)。下面我們把三種模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較，在此基礎(chǔ)上對模型進(jìn)行評價(jià)。首先，我們通過擬合值與實(shí)際值對三個模型進(jìn)行比較(見圖1)。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，SS-STIRPAT模型能夠更好地?cái)M合實(shí)際值的波動趨勢，對于1995年以后的樣本這種優(yōu)勢體現(xiàn)得更為明顯。實(shí)際上似然率、AIC、SC和H-QC等指標(biāo)都顯示出SS-STIRPAT模型的“樣本外”預(yù)測性質(zhì)更好。其次，我們用模型估計(jì)的碳排放經(jīng)濟(jì)增長彈性對三個模型進(jìn)行比較。人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)被廣泛用于衡量碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文通過把0和1作為臨界值對該彈性進(jìn)行劃分，來判斷一國所處的低碳經(jīng)濟(jì)階段，劃分標(biāo)準(zhǔn)見表5。從全世界范圍來看，目前僅有少數(shù)發(fā)達(dá)國家處于相對脫鉤階段，發(fā)展中國家一般處于擴(kuò)展連接階段，尚未有任何國家達(dá)到絕對脫鉤階段。結(jié)合表5的劃分，我們對三種模型估計(jì)的人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)進(jìn)行分析。在圖1中，EE-EKC、EE-STIRPAT、EE-SS-STIRPAT分別表示EKC模型、STIRPAT模型、SS-STIRPAT模型估算的人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)。從圖2中可以看出EE-EKC從1980年到2008年一直處于上升趨勢，1980年EE-EKC為0.8782，1991年突破1，2008年升至1.2375，整個樣本期平均為1.0529。我們認(rèn)為這一估計(jì)結(jié)果至少存在兩方面的問題：首先，根據(jù)這一結(jié)果我國在1990年以前處于相對脫鉤階段，即步入低碳經(jīng)濟(jì)階段，1990年以后進(jìn)入到擴(kuò)展連接階段，即進(jìn)入非低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，并且EE-EKC仍在不斷提升之中，這既不符合社會發(fā)展的一般規(guī)律，也不符合我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征；其次，由于人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)本質(zhì)上是由一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式?jīng)Q定的，因此應(yīng)該具有相對穩(wěn)定性，即短期內(nèi)不會發(fā)生太大變化，然而EE-EKC卻出現(xiàn)了大幅變化。值得一提的是，樣本期內(nèi)的EE-EKC均值為1.0529。圖1EKC模型、STIRPAT模型和SS-STIRPAT模型擬合效果圖2人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)估計(jì)結(jié)果與EE-EKC不同，EE-STIRPAT的估計(jì)結(jié)果為1.0978，這一結(jié)果與EE-EKC的均值較為接近。EE-STIRPAT分析的是碳排放與經(jīng)濟(jì)增長間的靜態(tài)關(guān)系，實(shí)際上是對樣本期內(nèi)人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)均值的估計(jì)。根據(jù)EE-STIRPAT和表5的劃分，當(dāng)時我國正處于擴(kuò)展連接階段，尚未步入低碳經(jīng)濟(jì)。但對于我國在擴(kuò)展連接階段中的動態(tài)特征，EE-STIRPAT無法進(jìn)行回答。通過EE-SS-STIRPAT我們發(fā)現(xiàn)從1980年至2008年人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)處于不斷變動中，并且這種變動有以下特征：第一，波動范圍處于1.1至1.15之間，樣本期內(nèi)均值為1.1285，即我國在樣本期內(nèi)始終處于擴(kuò)展連接階段，尚未步入低碳經(jīng)濟(jì)路徑中；第二，樣本期內(nèi)EE-SS-STIRPAT的波動可以分為五個時期，1980-1985年處于下降期，1985-1991年處于上升期，1991-2001年處于下降期，2001-2005年處于上升期，2005年以后出現(xiàn)下降趨勢。可見，EE-SS-STIRPAT與EE-EKC、EE-STIRPAT相比，不僅能夠估計(jì)碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系，而且給出的估計(jì)值也更為合理。五、基于EE-SS-STIRPAT的經(jīng)濟(jì)增長對碳排放驅(qū)動效應(yīng)動態(tài)特征分析為了能夠更加清楚地觀察EE-SS-STIRPAT的動態(tài)趨勢，我們從圖2中單獨(dú)提取出EE-SS-STIRPAT得到圖3，然后對EE-SS-STIRPAT波動的五個階段進(jìn)行分析。圖3SS-STIRPAT人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)(EE-SS-STIRPAT)估計(jì)結(jié)果④第一階段為1980-1985年下降趨勢。這個階段人均碳排放與人均GDP之間彈性系數(shù)下降的主要原因是，“六五”期間我國為了調(diào)整前期國民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)畸形發(fā)展的趨勢，大力推動了農(nóng)業(yè)的發(fā)展，而重工業(yè)則受到國家的控制?！傲濉逼陂g，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值年增長率由之前的3.2%提高到11.7%，重工業(yè)總產(chǎn)值年增長率則由之前的13.5%下降到9.6%。第二階段為1985-1991年的上升趨勢。這個階段我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值年平均增長率又下降到4.6%，而同期重工業(yè)總產(chǎn)值年平均增長率提高為12.2%。第三階段為1991-2001年的下降趨勢。在這個階段我國人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)總體呈下降趨勢，我們認(rèn)為造成這種下降趨勢的原因是我國市場化改革的推進(jìn)。我國的市場化改革從兩個方面推進(jìn)了人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)的降低，一是市場化改革帶來私有經(jīng)濟(jì)的增加。在減少空氣污染方面，我國的私有經(jīng)濟(jì)比國有經(jīng)濟(jì)成本更低。二是我國的從1992年開始的煤炭價(jià)格市場化改革，也對人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)起到了抑制作用。煤炭價(jià)格市場化改革提高了煤炭的使用成本，促進(jìn)了能源效率的提升。第四階段為2001-2005年的上升趨勢。為了減緩東南亞金融危機(jī)，我國啟動了一批投資項(xiàng)目，而其中有很大一部分屬于高污染、高能耗、高排放的投資項(xiàng)目。然后，2002年開始中國經(jīng)濟(jì)重新快速增長，固定投資大幅增長，對鋼鐵、水泥等產(chǎn)品的需求大量增加。這些因素造成了這一時期人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)快速提升。第五階段為2005年至今出現(xiàn)的下降。這一階段我國人均碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)出現(xiàn)下降的原因在于：2005年以來國家加大了環(huán)境保護(hù)的力度，關(guān)閉了一批高污染、高能耗、高排放的落后產(chǎn)能，并且對新增項(xiàng)目進(jìn)行嚴(yán)格審批。另外，我國的環(huán)境法規(guī)體系在這一時期也初步形成。另外，通過對(12)式兩端同時減去，我們可以容易得到單位GDP碳排放與人均GDP之間的彈性系數(shù)。我們對1998-2008年的這一系數(shù)進(jìn)行了測算，并分別采用該彈性系數(shù)估計(jì)值的最大值、最小值、平均值和2008年估計(jì)值，以人均GDP增長率9%或者10%為假設(shè)，估算為了實(shí)現(xiàn)2020年我國單位GDP排放比2005年下降40%-45%的目標(biāo)，每年技術(shù)進(jìn)步必須帶來的單位GDP碳排放下降比率(結(jié)果見表6)。從表6中我們可以看出，為了完成2020年我國單位GDP排放比2005年下降40%-45%的目標(biāo)，每年技術(shù)進(jìn)步帶來的單位GDP碳排放下降