• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)與碳排放動態(tài)分析

    2015-12-17 23:33:29宋杰鯤張凱新曹子建
    關(guān)鍵詞:能源消費(fèi)碳排放經(jīng)濟(jì)增長

    宋杰鯤+張凱新+曹子建

    [摘要] 保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長、節(jié)約能源和降低碳排放是中國當(dāng)前面臨的重要問題。利用中國1960—2012年GDP、能源消費(fèi)總量和碳排放的數(shù)據(jù)自回歸分布滯后(ARDL)模型,進(jìn)行長期協(xié)整分析和TodaYamamoto(TY)檢驗(yàn),并對2013—2020年進(jìn)行預(yù)測。研究表明,經(jīng)濟(jì)增長與碳排放存在單向因果關(guān)系,能源消費(fèi)與碳排放存在雙向因果關(guān)系;按照目前發(fā)展路徑,與未來規(guī)劃目標(biāo)尚有一定差距,因此中國應(yīng)制定經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放相協(xié)調(diào)的發(fā)展對策。

    [關(guān)鍵詞] 經(jīng)濟(jì)增長;能源消費(fèi);碳排放;自回歸分布滯后模型;TY檢驗(yàn);預(yù)測

    [中圖分類號]F224;F205;F206;F124

    [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

    [文章編號] 1673-5595(2015)06-0001-06

    一、引言

    中國高度重視節(jié)能降耗和碳減排,在哥本哈根國際氣候會議上首次提出溫室氣體減排目標(biāo),即到2020年中國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值CO2排放比2005年下降40%~45%。在“十二五”規(guī)劃綱要中明確提出,要在保持國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長7%的同時,到2015年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗降低16%,單位國內(nèi)生產(chǎn)總值CO2排放降低17%。經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放之間具有十分密切的關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長需要消耗大量能源,而經(jīng)濟(jì)增長涉及的能源活動、工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動、城市廢棄物等碳源均會產(chǎn)生大量的碳排放。明確中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放之間的相互影響、相互作用關(guān)系,預(yù)測當(dāng)前發(fā)展路徑下三者的未來變化趨勢,對中國科學(xué)制定相關(guān)政策、推動能源節(jié)約和降低碳排放具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

    近年來,許多學(xué)者分析了不同國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放之間的動態(tài)關(guān)系。Soytas等構(gòu)建向量自回歸(VAR)模型并進(jìn)行Granger檢驗(yàn),得出美國能源消費(fèi)與碳排放存在單向因果關(guān)系的結(jié)論。[1]Hatzigeorgiou等構(gòu)建VAR模型和向量誤差修正模型(VECM),得出希臘長、短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)、碳排放存在單向因果關(guān)系,碳排放與能源消費(fèi)存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論。[2]Soytas和Sari構(gòu)建VAR模型并進(jìn)行TodaYamamoto(TY)檢驗(yàn),認(rèn)為土耳其碳排放與能源消費(fèi)存在長期單向因果關(guān)系。[3]Alam等構(gòu)建自回歸分布滯后(ARDL)模型和VECM,認(rèn)為孟加拉國能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長存在長、短期單向因果關(guān)系,能源消費(fèi)與碳排放存在短期單向因果關(guān)系,碳排放與能源消費(fèi)存在長期單向因果關(guān)系。[4]Menyah 和Rufael構(gòu)建ARDL模型并進(jìn)行TY檢驗(yàn),認(rèn)為南非碳排放與經(jīng)濟(jì)增長存在單向因果關(guān)系。[5]在中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放三者關(guān)系的研究方面,許廣月運(yùn)用中國1990—2007年的數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型,Granger分析表明兩兩間存在雙向因果關(guān)系[6];陳志芳和馮利英利用1990—2010年的數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型,Granger檢驗(yàn)表明能源消費(fèi)與碳排放互為因果關(guān)系,能源消費(fèi)和碳排放是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因[7];王惠敏和傅濤利用1980—2010年的數(shù)據(jù)構(gòu)建VECM,認(rèn)為能源消費(fèi)與碳排放具有雙向Granger因果關(guān)系,經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)的Granger原因[8];Zhang和Cheng利用1960—2007年的數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型,TY檢驗(yàn)表明經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)、能源消費(fèi)與碳排放存在單向因果關(guān)系[9];胡宗義等利用1960—2008年的數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型,TY檢驗(yàn)表明經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)存在雙向Granger因果關(guān)系,經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)與碳排放存在單向因果關(guān)系[10];陳紅梅等利用1965—2007年的數(shù)據(jù)構(gòu)建ARDL模型,得到三者之間具有長期協(xié)整關(guān)系,碳排放對于經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響,Granger檢驗(yàn)表明能源消費(fèi)與碳排放、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長均存在單向因果關(guān)系。[11]

    可見,不同學(xué)者在研究經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放之間的動態(tài)關(guān)系時,均應(yīng)用VAR模型或ARDL模型進(jìn)行協(xié)整分析,獲得三者間的長期均衡關(guān)系,繼而應(yīng)用傳統(tǒng)Granger檢驗(yàn)或TY檢驗(yàn)確定三者之間的長期因果關(guān)系,或者采用VECM確定它們之間的長、短期因果關(guān)系。但是,由于研究對象、時間區(qū)間以及數(shù)據(jù)來源不同,研究結(jié)論相差較大。本文借鑒上述成果,對中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析,并進(jìn)行預(yù)測。

    二、中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放協(xié)整分析及ARDL模型構(gòu)建

    鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性與時間區(qū)間選擇的一致性,本文選取中國1960—2012年GDP、能源消費(fèi)總量和碳排放量作為數(shù)據(jù)樣本。其中,GDP(億元,2005年為不變價)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫,能源消費(fèi)總量(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2014》和《中國統(tǒng)計年鑒1990》,碳排放量(千公噸)來源于美國能源部CO2分析中心。1960—2012年中國GDP、能源消費(fèi)總量和CO2排放量總體均呈上升趨勢,對原始時間序列取自然對數(shù)以消除可能存在的異方差,分別記為

    lnGDP、lnEC和lnCE,并運(yùn)用ADF方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表1。結(jié)果表明,時間序列l(wèi)nEC為零階單整,而lnGDP和lnCE為一階單整。

    中國石油大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)2015年12月

    第31卷第6期宋杰鯤,等:中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)與碳排放動態(tài)分析

    表1平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

    序列(C, T, K)ADF1%5%10%Prob結(jié)論

    lnGDP(C, T, 1)-202296-414847-35005-31796205750不平穩(wěn)

    ΔlnGDP(C, N, 0)-821007-356543-291995-25979100000平穩(wěn)

    lnEC(C, T, 1)-360137-414847-35005-31796200396平穩(wěn)

    lnCE(C, T, 1)-330813-414847-35005-31796200764不平穩(wěn)

    ΔlnCE(C, N, 0)-56593-356543-291995-25979100000平穩(wěn)

    注:檢驗(yàn)形式(C, T, K)分別代表截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后項(xiàng),N沒有相應(yīng)的項(xiàng)。

    VAR模型要求所有時間序列變量均為同階單整[12],而ARDL模型只要求系統(tǒng)中所有變量都為零階或一階單整即可,并不需要所有變量同階單整,同時,它對小樣本、解釋變量(包含內(nèi)生變量)以及各變量滯后階數(shù)不同的情形也具有良好的檢驗(yàn)效果。[13]下面應(yīng)用ARDL方法對經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)與建模。

    第一步:運(yùn)用邊界檢測法確定變量間的長期均衡關(guān)系。構(gòu)建三者ARDL模型如下:

    ΔlnGDPt=α1+∑a1i=1φ1iΔlnGDPt-i+∑b1j=0β1jΔlnECt-j+

    ∑c1k=0θ1kΔlnCEt-k+δ11lnGDPt-1+δ12lnECt-1+

    δ13lnCEt-1+ε1t ?(1)

    ΔlnECt=α2+∑a2i=0φ2iΔlnGDPt-i+∑b2j=1β2jΔlnECt-j+

    ∑c2k=0θ2kΔlnCEt-k+δ21lnGDPt-1+δ22lnECt-1+

    δ23lnCEt-1+ε2t ?(2)

    ΔlnCEt=α3+∑a3i=0φ3iΔlnGDPt-i+∑b3j=0β3jΔlnECt-j+

    ∑c3k=1θ3kΔlnCEt-k+δ31lnGDPt-1+δ32lnECt-1+

    δ33lnCEt-1+ε3t ?(3)

    式中,ε1t、ε2t、ε3t為白噪聲項(xiàng);Δ表示一階差分;ai、bi和ci是最大滯后階數(shù)(i=1,2,3);δij表示長期相關(guān)系數(shù)(i=1,2,3; j=1,2,3);φli、βlj和θlk表示短期相關(guān)系數(shù)(l=1,2,3)。

    邊界檢驗(yàn)是基于F統(tǒng)計或Wald統(tǒng)計檢測原假設(shè):變量間不存在協(xié)整關(guān)系。以因變量為lnGDP的方程(1)為例,原假設(shè)為δ11=δ12=δ13=0,備擇假設(shè)為δ11≠0或δ12≠0或δ13≠0。如果計算的F統(tǒng)計值大于臨界值,則原假設(shè)被拒絕,即能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系;否則不能拒絕原假設(shè),即能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在長期協(xié)整關(guān)系,不能得到lnGDP與lnEC、lnCE的ARDL模型。

    考慮到時間序列均為年度數(shù)據(jù),樣本量略大于50,本文將三個變量的最大滯后期均設(shè)為4,分別對以

    lnGDP、lnEC和lnCE為因變量的方程(1)、(2)、(3)進(jìn)行邊界檢驗(yàn),結(jié)果為F(lnGDP|lnEC, lnCE)=12645,F(xiàn)(lnEC|lnGDP,lnCE)=45399,F(xiàn)(lnCE|lnGDP,lnEC)=35237。Pesaran等給出的在95%置信水平下有截距項(xiàng)無趨勢項(xiàng)的F統(tǒng)計量范圍為[3219,4378][13]。可見,方程(1)未能通過邊界檢驗(yàn),說明能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長不存在長期協(xié)整關(guān)系;而方程(2)、(3)通過檢驗(yàn),說明經(jīng)濟(jì)增長、碳排放與能源消費(fèi)存在長期協(xié)整關(guān)系,經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)與碳排放也存在長期協(xié)整關(guān)系。

    第二步:如果變量間存在長期協(xié)整關(guān)系,可以估計長期模型和誤差修正模型。lnEC和lnCE的長期模型形式分別為:

    lnECt=φ1+∑o1i=0μ1ilnGDPt-i+∑p1j=1ν1jlnECt-j+

    ∑q1k=0γ1klnCEt-k+ξ1t ?(4)

    lnCEt=φ2+∑o2i=0μ2ilnGDPt-i+∑p2j=0ν2jlnECt-j+

    ∑q2k=1γ2klnCEt-k+ξ2t ?(5)

    式中,oi、pi和qi為各變量在不同方程中的最佳滯后期;ξ1t和ξ2t為白噪聲項(xiàng)。進(jìn)而,得到lnGDP、lnCE相對于lnEC以及l(fā)nGDP、lnEC相對于lnEC的長期彈性系數(shù):

    θ12=∑o1i=0μ1i1-∑p1j=1ν1j,θ32=∑q1k=0γ1k1-∑p1j=1ν1j,

    θ13=∑o2i=0μ2i1-∑q2k=1γ2k,θ23=∑p2j=0ν2j1-∑q2k=1γ2k ?(6)

    誤差修正模型分別為:

    ΔlnECt=η1+∑o1-1i=01iΔlnGDPt-i+∑p1-1j=1θ1jΔlnECt-j+

    ∑q1-1k=0ρ1kΔlnCEt-k+ψ1ECT1,t-1+ζ1t ?(7)

    ΔlnCEt=η2+∑o2-1i=02iΔlnGDPt-i+∑p2-1j=0θ2jΔlnECt-j+

    ∑q2-1k=1ρ2kΔlnCEt-k+ψ2ECT2,t-1+ζ2t ?(8)

    式中,ζ1t和ζ2t為白噪聲項(xiàng);ECT1, t-1和ECT2, t-1為誤差修正項(xiàng),ψ1和ψ2分別為其系數(shù):

    ψ1=φ11-∑p1j=1ν1j,ψ2=φ21-∑q2k=1γ2k ?(9)

    考慮到樣本量大小,選用SBC準(zhǔn)則確定各變量在不同方程中的最佳滯后期。結(jié)果表明,以能源消費(fèi)為因變量,ARDL模型各變量最佳滯后期分別為o1=4,p1=4,q1=1;以碳排放為因變量,各變量最佳滯后期分別為p2=1,o2=0,q1=2。得到的ARDL長期模型長期彈性系數(shù)見表2。由表2知:(1)經(jīng)濟(jì)增長和碳排放對能源消費(fèi)的彈性系數(shù)均為正。這說明,經(jīng)濟(jì)增長變動會引起能源消費(fèi)同向變動,經(jīng)濟(jì)增長變動1%,能源消費(fèi)同向變動023%;降低中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的高碳能源比例,可以降低碳排放量,進(jìn)而降低能源消費(fèi)量,碳排放量變動1%,會引起能源消費(fèi)量同向變動064%。(2)能源消費(fèi)對碳排放的彈性系數(shù)為正,而經(jīng)濟(jì)增長對碳排放的彈性系數(shù)為負(fù)。這說明,能源消費(fèi)變動會引起碳排放同向變動,能源消費(fèi)變動1%,碳排放同向變動111%,這主要由中國一直以煤炭、石油等高碳為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)造成的;從經(jīng)濟(jì)增長變動長期看則會引起碳排放反向變動,經(jīng)濟(jì)增長變動1%,碳排放反向變動007%,其原因是由于節(jié)能降耗和碳減排、碳捕獲與碳封存等技術(shù)的進(jìn)步,使得能源結(jié)構(gòu)得到進(jìn)一步優(yōu)化,節(jié)能降耗和碳減排取得明顯成效。

    表2ARDL模型長期彈性系數(shù)

    因變量lnGDP系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計量

    lnEC系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計量

    lnCE系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計量

    lnEC023110137916753*———063510224128344**

    lnCE-0066800437-15283*11082-00687161397**———

    注:**和*分別表示t統(tǒng)計量在1%和10%水平下顯著。

    誤差修正模型中各變量系數(shù)見表3,兩個模型中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)值,并且顯著。這表明,能源消費(fèi)和碳排放如果受到?jīng)_擊,偏離了長期平穩(wěn),則會在短期內(nèi)予以糾正,使之重新回歸長期均衡,其下一年度的糾偏力度分別約為12%和37%。

    表3誤差修正模型中各變量系數(shù)

    回歸項(xiàng)ΔlnECt

    系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計值

    ΔlnCEt

    系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計值

    ΔlnGDPt031160065947296***-0024500141-17390*

    ΔlnGDPt-1-0359300858-41870***———

    ΔlnGDPt-2023030089925616**———

    ΔlnGDPt-3-0246100627-39221***———

    ΔlnECt———1282200752170621***

    ΔlnECt-1049850081161475***———

    ΔlnECt-2-0304400926-32883***———

    ΔlnECt-3019530065229956***———

    ΔlnCEt0477100452105658***———

    ΔlnCEt-1———-0121900608-20068*

    常數(shù)項(xiàng)0138701563088780044430271216385

    ECTt-1-0120100750-16015*-0366501142-32077***

    注:***、**和*分別表示t統(tǒng)計量在1%、5%和10%水平下顯著。

    三、中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放Granger因果分析

    由于lnGDP、lnEC和lnCE非同階單整,無法采用傳統(tǒng)的基于VAR的Granger檢驗(yàn)方法,而TY檢驗(yàn)可以彌補(bǔ)這一不足。TY檢驗(yàn)是基于增廣VAR模型、采用Wald統(tǒng)計的一種長期Granger因果檢驗(yàn)方法,它無需考慮變量間是否同階單整、是否存在協(xié)整關(guān)系,只要滿足VAR模型最優(yōu)階數(shù)k不小于變量最大滯后期dmax即可。[14]表4給出了不同選擇標(biāo)準(zhǔn)下的VAR模型最優(yōu)階數(shù)結(jié)果,VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。建立階數(shù)為k+dmax=5的增廣VAR模型并進(jìn)行TY檢驗(yàn),得到三個變量間的Granger因果關(guān)系,見表5。

    表4VAR模型滯后階數(shù)確定

    滯后階數(shù)LogLLRFPEAICSCHQ

    0428951NA394×10-5-16284-15126-15844

    129120874560861226×10-9-113963-109330-112205

    23202830498416100×10-9-122156-114049*-119080

    33352954238974791×10-10-124610-113028-120216

    43504194222230*630×10-10*-127110*-112053-121397*

    注:*表示在該準(zhǔn)則下選擇的滯后階數(shù)。

    表5三個變量間的Granger因果檢驗(yàn)

    原假設(shè)χ2統(tǒng)計量Prob結(jié)論

    lnGDP不會Granger引起lnEC2196160001拒絕

    lnEC不會Granger引起lnGDP190390862接受

    lnGDP不會Granger引起 lnCE1708270004拒絕

    lnCE不會Granger引起lnGDP198980851接受

    lnEC不會Granger引起lnCE3491830000拒絕

    lnCE不會Granger引起lnEC2432500000拒絕

    可見,長期看:(1)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)存在單向Granger因果關(guān)系,因此適當(dāng)放緩經(jīng)濟(jì)增速可以抑制能源消費(fèi)的快速增長,而能源消費(fèi)增速的降低并不會顯著阻礙經(jīng)濟(jì)增長。(2)經(jīng)濟(jì)增長與碳排放存在單向Granger因果關(guān)系,適當(dāng)放緩經(jīng)濟(jì)增速也可抑制碳排放的快速增長,而碳減排政策的實(shí)施并不會顯著影響中國的經(jīng)濟(jì)增長。(3)能源消費(fèi)與碳排放具有雙向的Granger因果關(guān)系,即能源消費(fèi)增加會導(dǎo)致碳排放量增加,而碳排放量增加也會導(dǎo)致能源消費(fèi)增加。后者可能的原因是,中國在電力、煤炭和石油等能源的生產(chǎn)中,碳排放比例較大,碳排放先于能源消費(fèi),所以導(dǎo)致碳排放對能源消費(fèi)具有傳遞性。雙向因果關(guān)系表明,通過實(shí)施節(jié)能降耗政策和推廣應(yīng)用節(jié)能技術(shù),降低能源消費(fèi)增速,可以抑制碳排放的快速增長,而碳減排政策的實(shí)施同樣也有利于抑制能源消費(fèi)的快速增長。

    四、ARDL模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

    由于變量時間序列可能受結(jié)構(gòu)性變化的影響,而導(dǎo)致估計的ARDL模型參數(shù)不穩(wěn)定。運(yùn)用遞歸殘差累計和(CUSUM)、遞歸殘差平方累計和(CUSUMSQ)檢驗(yàn)其穩(wěn)定性[15],可為后續(xù)預(yù)測奠定基礎(chǔ)。圖1、2、3、4分別給出了以lnEC為因變量和以lnCE為因變量的ARDL模型的CUSUM與CUSUMSQ檢驗(yàn)結(jié)果。其中,上下兩條直線表示顯著性水平為5%的邊界。由圖可知,二者CUSUM與CUSUMSQ均未超出邊界范圍,表明所得ARDL模型的參數(shù)是穩(wěn)定的。

    圖1lnEC為因變量的CUSUM檢驗(yàn)結(jié)果

    圖2lnEC為因變量的CUSUMSQ檢驗(yàn)結(jié)果

    圖3lnCE為因變量的CUSUM檢驗(yàn)結(jié)果

    圖4lnCE為因變量的CUSUMSQ檢驗(yàn)結(jié)果

    五、中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)與碳排放預(yù)測

    由于ARDL模型在預(yù)測某一變量時需要知道其余變量的當(dāng)前值,所以需要將ARDL模型與其他預(yù)測方法相結(jié)合。首先運(yùn)用差分自回歸移動平均模型ARIMA(p,d,q)對單個變量進(jìn)行未來預(yù)測。其中,p為自回歸項(xiàng)數(shù),q為移動平均項(xiàng)數(shù),d為差分次數(shù)。根據(jù)lnGDP、lnEC和lnCE的自相關(guān)-偏自相關(guān)分析,識別模型階數(shù)均為p=2、q=1、d=1,建立ARIMA(2,1,1)模型見式(10)、(11)、(12),得到2013—2020年中國GDP、能源消費(fèi)總量和碳排放量ARIMA預(yù)測結(jié)果,見表6。

    ΔlnGDPt=00848+06420ΔlnGDPt-1-

    03655ΔlnGDPt-2+εt-02293εt-1 ?(10)

    ΔlnECt=00602+06849ΔlnECt-1-

    02880ΔLECt-2+εt+01294εt-1 ?(11)

    ΔlnCEt=00590+12384ΔlnCEt-1-

    03904ΔlnCEt-2+εt-09974εt-1 ?(12)

    其次,將ARIMA模型的預(yù)測結(jié)果代入ARDL模型,得到2013—2020年中國GDP、能源消費(fèi)總量和碳排放量ARDL預(yù)測結(jié)果,見表6。由于以lnGDP為因變量的ARDL模型未通過邊界檢驗(yàn),所以GDP預(yù)測值取ARIMA模型的預(yù)測結(jié)果,表6不再列出。

    表62013—2020年中國GDP、能源消費(fèi)總量和CO2排放量預(yù)測值

    年份ARIMA預(yù)測

    GDP(億元)EC(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)CE(千公噸)

    ARDL預(yù)測EC(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)CE(千公噸)

    201333000136321227131153703532544154

    201436130937981828709733851802742942

    201539425939759530443404045232884361

    201642849642052232330554247753083199

    201746583444488834339244500003270509

    201850659047190436476204747893480937

    201955089950059338746525056503696954

    202059906853138041158355359293929566

    2013年GDP預(yù)測值為330001億元,由2013年GDP比2012年增長107%(2012年價)可知,2013年中國GDP實(shí)際值為3387807億元(2005年價),預(yù)測誤差為-259%,預(yù)測結(jié)果可信。2015年GDP預(yù)測值為2010年的147倍(2005年不變價),2011—2015年GDP年均增速797%,表明“十二五”期間可以滿足年均增長7%的目標(biāo);2020年GDP預(yù)測值是2015年的152倍,“十三五”期間GDP年均增速為873%。與GDP快速增長的趨勢一致,能源消費(fèi)總量和CO2排放量也保持較快的增長趨勢,2013年能源消費(fèi)總量預(yù)測值為370353萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤,實(shí)際值為375000萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤,預(yù)測誤差為-124%,預(yù)測結(jié)果可信。同時可得2015年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能耗比2010年下降1515%,單位國內(nèi)生產(chǎn)總值CO2排放量下降1301%,2020年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值CO2排放量比2005年下降3435%,分別與中國提出的下降16%、17%和40%~45%的規(guī)劃目標(biāo)有一定的差距,特別是單位國內(nèi)生產(chǎn)總值CO2排放量下降幅度明顯不足,因此,中國在考慮經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和碳排放協(xié)調(diào)發(fā)展時應(yīng)重點(diǎn)考慮碳減排目標(biāo)。

    六、結(jié)論

    能源消費(fèi)相比經(jīng)濟(jì)增長,其對碳排放影響更大,中國今后應(yīng)加強(qiáng)節(jié)能降耗與碳減排政策的貫徹實(shí)施,引導(dǎo)企業(yè)積極利用節(jié)能技術(shù)提高能源利用效率,優(yōu)化能源利用結(jié)構(gòu);同時,要積極開發(fā)利用太陽能、風(fēng)能、核能、地?zé)崮芎蜕镔|(zhì)能等低碳能源,推動天然氣清潔能源利用,實(shí)現(xiàn)能源結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

    碳排放對于能源消費(fèi)具有一定的影響,中國應(yīng)在各產(chǎn)業(yè)發(fā)展及人們?nèi)粘I钪蟹e極引導(dǎo)低碳生產(chǎn)和低碳生活方式;同時,從能源消費(fèi)利用等碳源角度和森林碳匯、碳捕集與封存等碳匯角度減少碳排放,促進(jìn)碳匯集,將碳排放增速降至最低,促進(jìn)碳減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

    經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)具有促進(jìn)作用,對碳排放具有微弱的抑制作用。中國今后應(yīng)適當(dāng)放緩GDP增速目標(biāo),不再一味追求GDP高速發(fā)展;同時,要注重優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),大力發(fā)展服務(wù)業(yè),適當(dāng)縮減能源需求較大、碳排放較多的重工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展,以此降低能源消費(fèi)和碳排放增速。

    [參考文獻(xiàn)]

    [1] Ugur Soytas, Ramazan Sarib, Bradley T. Ewingc. Energy Consumption, Income, and Carbon Emissions in the United States [J]. Ecological Economics, 2007,62(6):482489.

    [2] Emmanouil Hatzigeorgiou, Heracles Polatidis, Dias Haralambopoulos. CO2 Emissions, GDP and Energy Intensity: A Multivariate Cointegration and Causality Analysis for Greece, 1977—2007[J]. Applied Energy, 2011, 88(4):13771385.

    [3] Ugur Soytas, Ramazan Saria. Energy Consumption, Economic Growth, and Carbon Emissions: Challenges Faced by an EU Candidate Member [J]. Ecological Economics, 2009,68(6):16671675.

    [4] Mohammad Jahangir Alam, Ismat Ara Begum, Jeroen Buysse, et al. Energy Consumption, Carbon Emissions and Economic Growth Nexus in Bangladesh: Cointegration and Dynamic Causality Analysis [J]. Energy Policy, 2012,45(2):217225.

    [5] Kojo Menyah, Yemane WoldeRufael. Energy Consumption, Pollutant Emissions and Economic Growth in South Africa [J]. Energy Economics, 2010,32(6):13741382.

    [6] 許廣月.中國能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究[D].武漢:華中科技大學(xué),2010.

    [7] 陳志芳,馮利英.我國碳排放量與能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系分析[J].中國管理信息化,2013,16(7):4751.

    [8] 王惠敏,傅濤.基于協(xié)整和ECM的中國能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[J].中國能源,2013,35(5):3538.

    [9] XingPing Zhang, XiaoMei Cheng. Energy Consumption, Carbon Emissions, and Economic Growth in China [J]. Ecological Economics, 2009(68):27062712.

    [10] 胡宗義,劉亦文,唐李偉.中國能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].湖南大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版,2012,39(7):8488.

    [11] 陳紅梅,寧云才,齊秀輝.中國經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)與碳排放之間的關(guān)系研究[J].科技管理研究,2012(10):198202.

    [12] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EViews應(yīng)用[M].北京:中國人民大學(xué)出版社,2008.

    [13] M Pesaran, Yongcheol Shin, Richard J. Smith. Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships[J]. Journal of Applied Econometrics, 2001,16(3):289326.

    [14] Hiro Y. Toda, Taku Yamamoto. Statistical Inference in Vector Autoregression with Possibly Integrated Processes[J]. Journal of Econometrics, 1995,66(12):225250.

    [15] Brown R L, Durbin J, Evans J M. Techniques for Testing the Consistency of Regression Relations over Time[J]. Journal of the Royal Statistical Society, 1975,37:149192.

    [責(zé)任編輯:張巖林]

    Dynamic Analysis of Economic Growth, Energy Consumption

    and Carbon Emissions in China

    SONG Jiekun, ZHANG Kaixin, CAO Zijian

    (School of Economics and Management, China University of Petroleum, Qingdao, Shandong 266580, China)

    Abstract: To maintain steady economic growth, save energy and reduce carbon emissions is an important issue faced by China. By using the data of GDP, total energy consumption and carbon emissions from 1960 to 2012 in China, this article constructed the autoregressive distributed lag (ARDL) model, made the longterm cointegration analysis and TodaYamamoto (TY) test, and predicted economic growth, energy consumption and carbon emissions from 2013 to 2020. The results show that there are unidirectional causalities between economic growth and energy consumption or carbon emissions, and bidirectional causality between energy consumption and carbon emissions. According to the current development path, there is a certain gap to the planning target. Based on the analysis results, some countermeasures are put forward for promoting the coordinated development among economic growth, energy consumption and carbon emissions.

    Key words: economic growth; energy consumption; carbon emissions; ARDL model; TY test; prediction

    猜你喜歡
    能源消費(fèi)碳排放經(jīng)濟(jì)增長
    能源革命對山西省煤炭產(chǎn)業(yè)的影響分析
    中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究
    時代金融(2016年30期)2016-12-05 19:01:53
    山東省能源消費(fèi)情況分析及對策
    智富時代(2016年12期)2016-12-01 14:55:33
    寧夏碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的脫鉤關(guān)系研究
    重慶市碳排放現(xiàn)狀及低碳發(fā)展路徑分析
    貴州省碳排放核算研究
    基于物流經(jīng)濟(jì)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長研究
    中國市場(2016年36期)2016-10-19 03:34:16
    反腐與經(jīng)濟(jì)增長
    中國市場(2016年33期)2016-10-18 12:07:06
    人口結(jié)構(gòu)與中國經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)分析
    商(2016年27期)2016-10-17 05:01:08
    碳排放、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究
    精品99又大又爽又粗少妇毛片| 在线看a的网站| 亚洲欧美一区二区三区黑人 | 18禁观看日本| av有码第一页| 欧美精品一区二区免费开放| 免费大片18禁| 如何舔出高潮| 亚洲国产日韩一区二区| 亚洲熟女精品中文字幕| 国产成人av激情在线播放 | 国产高清不卡午夜福利| 国产一区二区在线观看av| 最近中文字幕高清免费大全6| 国产乱来视频区| 欧美变态另类bdsm刘玥| av在线观看视频网站免费| 亚洲欧洲日产国产| 下体分泌物呈黄色| 99久久精品一区二区三区| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 一本色道久久久久久精品综合| 午夜福利视频精品| 亚洲国产精品国产精品| av.在线天堂| 菩萨蛮人人尽说江南好唐韦庄| 久久久久久久精品精品| 午夜精品国产一区二区电影| 欧美日本中文国产一区发布| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 亚洲国产最新在线播放| 精品人妻一区二区三区麻豆| 亚洲人成77777在线视频| 亚洲美女黄色视频免费看| 久久久精品94久久精品| 麻豆乱淫一区二区| 久久毛片免费看一区二区三区| 成人毛片a级毛片在线播放| 国产精品人妻久久久影院| 亚洲精品国产av成人精品| 高清在线视频一区二区三区| 国产成人精品久久久久久| 一本色道久久久久久精品综合| 一区二区三区乱码不卡18| 乱人伦中国视频| 看十八女毛片水多多多| 亚洲美女视频黄频| 久久国内精品自在自线图片| 日韩精品免费视频一区二区三区 | 亚洲精品自拍成人| 国产精品免费大片| 最近的中文字幕免费完整| 久热这里只有精品99| 欧美精品人与动牲交sv欧美| 欧美性感艳星| 内地一区二区视频在线| 日本-黄色视频高清免费观看| 97超视频在线观看视频| 国产成人aa在线观看| 人妻 亚洲 视频| 日韩av在线免费看完整版不卡| 久久久精品94久久精品| 韩国av在线不卡| kizo精华| 国产欧美日韩综合在线一区二区| 国产爽快片一区二区三区| 日韩熟女老妇一区二区性免费视频| 国产欧美日韩综合在线一区二区| 国产在视频线精品| 国产淫语在线视频| 国产黄频视频在线观看| 91精品伊人久久大香线蕉| 丝瓜视频免费看黄片| 黄色配什么色好看| 中国三级夫妇交换| av电影中文网址| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 高清午夜精品一区二区三区| 亚洲欧洲日产国产| 韩国高清视频一区二区三区| 免费大片黄手机在线观看| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 91精品伊人久久大香线蕉| 亚洲人成网站在线播| 久久久久久久久久久免费av| 亚洲av男天堂| 色婷婷久久久亚洲欧美| 欧美变态另类bdsm刘玥| 观看av在线不卡| 国产免费视频播放在线视频| 国产成人精品一,二区| 午夜福利网站1000一区二区三区| 男女国产视频网站| 中文字幕制服av| 九草在线视频观看| 一本—道久久a久久精品蜜桃钙片| 99九九在线精品视频| 丝袜喷水一区| 亚洲av日韩在线播放| 国产精品免费大片| 亚洲精品中文字幕在线视频| 黑丝袜美女国产一区| 99热网站在线观看| 久久精品夜色国产| 免费看光身美女| 少妇人妻 视频| 精品久久久精品久久久| 午夜视频国产福利| 亚洲天堂av无毛| 久久 成人 亚洲| 伊人久久国产一区二区| 国产免费一级a男人的天堂| 97在线视频观看| 建设人人有责人人尽责人人享有的| 99国产精品免费福利视频| 看非洲黑人一级黄片| av国产久精品久网站免费入址| 国产亚洲精品第一综合不卡 | 国产精品国产三级国产av玫瑰| 日韩亚洲欧美综合| 伦精品一区二区三区| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 欧美日韩国产mv在线观看视频| 亚洲欧美色中文字幕在线| av网站免费在线观看视频| 久久影院123| 飞空精品影院首页| 亚洲欧美一区二区三区黑人 | 日韩精品有码人妻一区| 女性被躁到高潮视频| 另类亚洲欧美激情| 国产极品粉嫩免费观看在线 | 亚洲精品美女久久av网站| 亚洲av成人精品一二三区| 日韩免费高清中文字幕av| 青春草视频在线免费观看| 2021少妇久久久久久久久久久| 大又大粗又爽又黄少妇毛片口| 日韩av在线免费看完整版不卡| 人人妻人人添人人爽欧美一区卜| 亚洲欧美色中文字幕在线| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 久久午夜福利片| 男人添女人高潮全过程视频| 婷婷色综合大香蕉| 春色校园在线视频观看| 人人妻人人爽人人添夜夜欢视频| 99久久中文字幕三级久久日本| 简卡轻食公司| 成人免费观看视频高清| 亚洲av福利一区| 韩国av在线不卡| 久久久久国产网址| 少妇的逼好多水| 国产69精品久久久久777片| 国产精品.久久久| 亚洲精品色激情综合| 韩国av在线不卡| 亚洲中文av在线| 亚洲精品色激情综合| 亚洲精品成人av观看孕妇| 免费大片黄手机在线观看| 我的女老师完整版在线观看| 在线观看www视频免费| 亚洲av二区三区四区| 午夜激情久久久久久久| 久久国内精品自在自线图片| a级毛色黄片| 在线观看三级黄色| 啦啦啦中文免费视频观看日本| av不卡在线播放| 亚洲精品乱码久久久v下载方式| 人妻一区二区av| 两个人的视频大全免费| 欧美日韩成人在线一区二区| 国产成人91sexporn| 成人国产av品久久久| 国产一区二区三区综合在线观看 | 高清午夜精品一区二区三区| 免费高清在线观看视频在线观看| 午夜久久久在线观看| 日本黄色片子视频| 国产熟女欧美一区二区| 9色porny在线观看| 涩涩av久久男人的天堂| 亚洲精品,欧美精品| av国产久精品久网站免费入址| 久久这里有精品视频免费| 最黄视频免费看| 在线 av 中文字幕| 伊人久久精品亚洲午夜| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 嘟嘟电影网在线观看| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 国产精品一区二区在线不卡| 狂野欧美激情性bbbbbb| kizo精华| 久久久久久久久大av| 欧美精品亚洲一区二区| 九九在线视频观看精品| 在线观看美女被高潮喷水网站| 国产亚洲精品第一综合不卡 | av免费在线看不卡| 久久99热6这里只有精品| 最近中文字幕2019免费版| 亚洲精品国产色婷婷电影| 亚洲不卡免费看| 久久久亚洲精品成人影院| 一二三四中文在线观看免费高清| 久久久久久久亚洲中文字幕| 观看av在线不卡| 五月天丁香电影| 国产成人freesex在线| 18禁裸乳无遮挡动漫免费视频| 久久99热6这里只有精品| 美女脱内裤让男人舔精品视频| av天堂久久9| 日日啪夜夜爽| av免费观看日本| 成年人午夜在线观看视频| 99国产精品免费福利视频| 日韩三级伦理在线观看| 丝袜在线中文字幕| 视频在线观看一区二区三区| 精品久久久精品久久久| 欧美+日韩+精品| 五月玫瑰六月丁香| 内地一区二区视频在线| av在线观看视频网站免费| 婷婷色综合www| 日韩成人伦理影院| 欧美精品国产亚洲| 新久久久久国产一级毛片| 一区二区三区精品91| 中文字幕精品免费在线观看视频 | 国产熟女午夜一区二区三区 | 国产精品一国产av| 亚洲欧美一区二区三区国产| 成年美女黄网站色视频大全免费 | 国产成人精品久久久久久| 国产精品女同一区二区软件| 中文字幕久久专区| 色婷婷av一区二区三区视频| 欧美 日韩 精品 国产| 91久久精品电影网| 婷婷色综合www| 国产探花极品一区二区| 中国国产av一级| 一个人免费看片子| 欧美日韩视频精品一区| 狂野欧美白嫩少妇大欣赏| 精品国产露脸久久av麻豆| 久久影院123| 国产一区有黄有色的免费视频| 一区在线观看完整版| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 一区二区三区免费毛片| 免费看光身美女| 国产亚洲午夜精品一区二区久久| 亚洲av成人精品一区久久| 观看av在线不卡| 下体分泌物呈黄色| 国产精品久久久久久久电影| 高清不卡的av网站| 亚洲人成网站在线观看播放| 2018国产大陆天天弄谢| 精品亚洲成国产av| 观看av在线不卡| 国产黄色视频一区二区在线观看| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 9色porny在线观看| 免费看不卡的av| 国产成人免费观看mmmm| 久久久久久人妻| 蜜臀久久99精品久久宅男| 2021少妇久久久久久久久久久| 少妇高潮的动态图| 国产综合精华液| 日韩精品免费视频一区二区三区 | 777米奇影视久久| 九九爱精品视频在线观看| 久久99蜜桃精品久久| 下体分泌物呈黄色| 九九在线视频观看精品| videossex国产| 日本黄色日本黄色录像| 人人澡人人妻人| 天天影视国产精品| 97超视频在线观看视频| av黄色大香蕉| 视频区图区小说| 欧美3d第一页| 免费人妻精品一区二区三区视频| 亚洲五月色婷婷综合| 男女免费视频国产| 美女内射精品一级片tv| 成人免费观看视频高清| 美女福利国产在线| 看十八女毛片水多多多| 亚洲精品av麻豆狂野| 日日摸夜夜添夜夜添av毛片| 中国国产av一级| 99久久精品一区二区三区| 日韩中文字幕视频在线看片| 欧美精品高潮呻吟av久久| 亚洲国产av新网站| 久久精品国产a三级三级三级| 69精品国产乱码久久久| 国产精品蜜桃在线观看| 少妇被粗大猛烈的视频| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 日本av免费视频播放| 少妇熟女欧美另类| 欧美日韩成人在线一区二区| 国产精品一二三区在线看| 一级,二级,三级黄色视频| 在现免费观看毛片| 精品熟女少妇av免费看| 热99国产精品久久久久久7| 人体艺术视频欧美日本| 日韩免费高清中文字幕av| .国产精品久久| 久久 成人 亚洲| 不卡视频在线观看欧美| 亚洲色图综合在线观看| 精品酒店卫生间| 久久久久久久精品精品| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 欧美性感艳星| 一个人看视频在线观看www免费| 亚洲国产精品一区三区| 麻豆成人av视频| 久久久久人妻精品一区果冻| 日日摸夜夜添夜夜添av毛片| 天堂8中文在线网| 热99久久久久精品小说推荐| 中国国产av一级| 国产精品人妻久久久久久| 欧美另类一区| 日韩在线高清观看一区二区三区| 99九九线精品视频在线观看视频| 欧美+日韩+精品| 9色porny在线观看| 不卡视频在线观看欧美| 一二三四中文在线观看免费高清| 成人亚洲精品一区在线观看| 午夜91福利影院| 夫妻性生交免费视频一级片| 插阴视频在线观看视频| 永久网站在线| 国产精品久久久久久精品电影小说| 三级国产精品欧美在线观看| 午夜激情av网站| 中文天堂在线官网| 少妇人妻精品综合一区二区| 免费人妻精品一区二区三区视频| 国产精品久久久久久精品古装| 国产精品成人在线| 18禁动态无遮挡网站| 精品久久久久久久久亚洲| 飞空精品影院首页| 亚洲av成人精品一二三区| 亚洲人成网站在线播| 精品国产乱码久久久久久小说| 亚洲av不卡在线观看| 久久精品国产自在天天线| 丝袜在线中文字幕| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 熟妇人妻不卡中文字幕| 女人精品久久久久毛片| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 免费少妇av软件| 国产一区亚洲一区在线观看| 一级毛片aaaaaa免费看小| 日韩av免费高清视频| 亚洲精品久久成人aⅴ小说 | 中文字幕久久专区| 欧美另类一区| 伦精品一区二区三区| 午夜免费鲁丝| 久久久久久久久久久免费av| 精品久久久精品久久久| 亚洲av日韩在线播放| 国产片特级美女逼逼视频| 中文天堂在线官网| 国产日韩欧美视频二区| 男人操女人黄网站| 欧美成人精品欧美一级黄| 欧美bdsm另类| 涩涩av久久男人的天堂| 午夜激情久久久久久久| 国产成人午夜福利电影在线观看| 观看美女的网站| 亚洲国产日韩一区二区| videossex国产| 在线天堂最新版资源| 国产亚洲精品久久久com| 亚洲国产精品一区二区三区在线| 国产黄色视频一区二区在线观看| 成人手机av| 如何舔出高潮| 久久久久久伊人网av| 久久久a久久爽久久v久久| 777米奇影视久久| 久久这里有精品视频免费| 亚洲欧洲精品一区二区精品久久久 | 成年人免费黄色播放视频| 一二三四中文在线观看免费高清| 大陆偷拍与自拍| av不卡在线播放| 人成视频在线观看免费观看| a级毛色黄片| av免费观看日本| 欧美成人午夜免费资源| 日韩中文字幕视频在线看片| 亚洲人成网站在线观看播放| 校园人妻丝袜中文字幕| 亚洲成人av在线免费| 2021少妇久久久久久久久久久| 交换朋友夫妻互换小说| 在线观看www视频免费| 日本午夜av视频| 久久精品国产亚洲av天美| 极品人妻少妇av视频| 亚洲国产毛片av蜜桃av| 男女高潮啪啪啪动态图| 国产一区二区三区综合在线观看 | av黄色大香蕉| 免费久久久久久久精品成人欧美视频 | 丁香六月天网| 午夜久久久在线观看| 国产精品不卡视频一区二区| 黄色毛片三级朝国网站| 免费观看av网站的网址| 在线免费观看不下载黄p国产| 国产一区二区三区av在线| 纯流量卡能插随身wifi吗| 日本vs欧美在线观看视频| 黄色欧美视频在线观看| 一级二级三级毛片免费看| 国产成人精品福利久久| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 热re99久久精品国产66热6| 亚洲伊人久久精品综合| 又黄又爽又刺激的免费视频.| 精品久久国产蜜桃| 精品人妻熟女毛片av久久网站| 美女福利国产在线| 高清黄色对白视频在线免费看| 99热6这里只有精品| 欧美人与性动交α欧美精品济南到 | 大片电影免费在线观看免费| 日日摸夜夜添夜夜添av毛片| 99久久综合免费| 亚洲av日韩在线播放| 日韩一区二区三区影片| 国产一区二区在线观看日韩| 亚洲欧美色中文字幕在线| 欧美另类一区| av有码第一页| 日韩亚洲欧美综合| 国产精品成人在线| 老熟女久久久| 国产亚洲午夜精品一区二区久久| 免费看光身美女| 午夜老司机福利剧场| 成人毛片a级毛片在线播放| 国产69精品久久久久777片| 草草在线视频免费看| 欧美97在线视频| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图 | 天堂8中文在线网| 亚洲成色77777| 国产片特级美女逼逼视频| 国产黄频视频在线观看| 高清在线视频一区二区三区| 欧美另类一区| www.av在线官网国产| 99久久精品国产国产毛片| 亚洲精品视频女| 午夜精品国产一区二区电影| 国产男人的电影天堂91| 国产精品99久久久久久久久| 亚洲综合精品二区| 国产精品国产三级专区第一集| 熟妇人妻不卡中文字幕| 亚洲内射少妇av| 一个人看视频在线观看www免费| 最后的刺客免费高清国语| 天天操日日干夜夜撸| 国产精品久久久久久精品古装| 少妇人妻久久综合中文| 久久毛片免费看一区二区三区| 高清不卡的av网站| 永久免费av网站大全| 美女视频免费永久观看网站| 爱豆传媒免费全集在线观看| 色5月婷婷丁香| 国模一区二区三区四区视频| 午夜日本视频在线| 久久精品国产a三级三级三级| 免费久久久久久久精品成人欧美视频 | 日韩精品免费视频一区二区三区 | 免费日韩欧美在线观看| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕 | 日韩成人伦理影院| 午夜老司机福利剧场| 视频在线观看一区二区三区| 久久精品国产a三级三级三级| 色哟哟·www| 岛国毛片在线播放| 曰老女人黄片| 国产欧美日韩综合在线一区二区| 亚洲丝袜综合中文字幕| 久久 成人 亚洲| 交换朋友夫妻互换小说| 中文字幕免费在线视频6| 高清av免费在线| 人妻制服诱惑在线中文字幕| 精品一区二区三区视频在线| av福利片在线| 一级毛片aaaaaa免费看小| 亚洲,一卡二卡三卡| 两个人的视频大全免费| 亚洲av不卡在线观看| 一边亲一边摸免费视频| 国产一区二区三区综合在线观看 | 久久婷婷青草| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频| 中文天堂在线官网| 免费黄网站久久成人精品| 国产亚洲午夜精品一区二区久久| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 国产精品一国产av| 欧美一级a爱片免费观看看| 日本av手机在线免费观看| 大话2 男鬼变身卡| 三上悠亚av全集在线观看| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 国产精品一区二区三区四区免费观看| 午夜激情av网站| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 少妇被粗大的猛进出69影院 | 在线免费观看不下载黄p国产| 亚洲国产av新网站| a级片在线免费高清观看视频| av电影中文网址| 国产精品国产三级专区第一集| 91成人精品电影| 国产成人av激情在线播放 | videossex国产| 欧美日韩成人在线一区二区| 亚洲国产毛片av蜜桃av| 91在线精品国自产拍蜜月| 成人毛片a级毛片在线播放| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 国国产精品蜜臀av免费| 亚洲人成77777在线视频| 日韩一区二区三区影片| 亚州av有码| 国产成人freesex在线| 亚洲国产精品成人久久小说| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 国产成人午夜福利电影在线观看| 午夜福利影视在线免费观看| 欧美日韩视频精品一区| 一级毛片aaaaaa免费看小| 国产精品久久久久久av不卡| 国产精品国产三级专区第一集| av在线老鸭窝| 久久97久久精品| 91午夜精品亚洲一区二区三区| av在线app专区| 国产成人av激情在线播放 | 午夜福利影视在线免费观看| 日本色播在线视频| 久热这里只有精品99| 欧美日韩视频高清一区二区三区二| 亚洲国产精品一区二区三区在线| 熟妇人妻不卡中文字幕| 久久午夜综合久久蜜桃| 国产免费福利视频在线观看| 国产爽快片一区二区三区| av天堂久久9| 亚洲欧美精品自产自拍| 国产爽快片一区二区三区| 制服人妻中文乱码| 亚洲国产精品一区二区三区在线| 免费黄网站久久成人精品| 青春草亚洲视频在线观看| 最近中文字幕2019免费版| 丝袜在线中文字幕| 男女高潮啪啪啪动态图| 精品熟女少妇av免费看| 啦啦啦啦在线视频资源| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 黑丝袜美女国产一区| 亚洲精品456在线播放app| 日韩av免费高清视频| 色网站视频免费| 国产精品久久久久久久久免| 男女高潮啪啪啪动态图| 熟女电影av网| 国产欧美日韩一区二区三区在线 | .国产精品久久| 国产无遮挡羞羞视频在线观看| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 欧美最新免费一区二区三区| 另类精品久久| 欧美国产精品一级二级三级| 精品熟女少妇av免费看| 高清毛片免费看|