我國能源消費(fèi)、二氧化碳排放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究

高曉燕

摘要：隨著我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，不可忽視的生態(tài)環(huán)境問題伴隨而來，經(jīng)濟(jì)增長、煤炭消費(fèi)與環(huán)境的沖突日益加劇。構(gòu)建供給側(cè)和需求側(cè)兩方面?zhèn)鲗?dǎo)理論模型，利用更加靈活、穩(wěn)健的TVP-VAR模型計(jì)算時(shí)變沖擊效應(yīng)，從供給側(cè)與需求側(cè)兩個(gè)方面分別得到“資本、勞動(dòng)→煤炭消費(fèi)→經(jīng)濟(jì)增長”與“經(jīng)濟(jì)增長→煤炭消費(fèi)→二氧化碳”的傳導(dǎo)關(guān)系鏈，反映出我國目前仍依賴煤炭能源消費(fèi)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為落后、新能源利用較少。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；煤炭消費(fèi)；二氧化碳排放；時(shí)變參數(shù)自回歸；供給側(cè)；需求側(cè)；節(jié)能減排

中圖分類號：F403.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2017）06-0070-08

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，人均GDP年平均增長率高達(dá)14.07%，已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體；作為人口大國，我國的貧困發(fā)生率也從1978年的30.7%降至2015年的5.7%。但與此同時(shí)，由于經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的需要，煤炭作為我國生產(chǎn)的主要一次能源，其需求量與消費(fèi)量在不斷激增。BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)顯示，在2015年，我國的煤炭消費(fèi)量高達(dá)1 920.4百萬噸油當(dāng)量，相當(dāng)于1978年的5.6倍，同時(shí)占據(jù)全球消費(fèi)總量的50%。作為碳強(qiáng)度最高的化石燃料，煤炭的過多消費(fèi)亦導(dǎo)致了我國二氧化碳排放量持續(xù)走高。根據(jù)世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)（WDI），我國2013年二氧化碳排放量為102.49億噸，占全世界排放總量的28.6%。“高耗能”“高排放”的經(jīng)濟(jì)增長模式對我國的生態(tài)環(huán)境平衡帶來嚴(yán)重威脅，同時(shí)亦在加劇全球溫室效應(yīng)與氣候變化的進(jìn)程。

我國政府早已認(rèn)識到經(jīng)濟(jì)快速增長帶來的嚴(yán)重環(huán)境問題，制定了“科學(xué)發(fā)展觀”基本國策，大力倡導(dǎo)綠色、協(xié)調(diào)、可持續(xù)的發(fā)展理念，長期致力于全世界節(jié)能減排的進(jìn)程。早在1998年5月，我國即簽署了《京都協(xié)議書》，并分別于2010年3月和2016年4月簽署《哥本哈根協(xié)議》與《巴黎協(xié)議》，承擔(dān)起了全球減排協(xié)作的重要責(zé)任。為了做好國內(nèi)溫室氣體減排，我國于2014年9月制定了《國家應(yīng)對氣候變化規(guī)則》，并在2015年6月正式向IPCC提交了國家自主決定貢獻(xiàn)文件，鄭重向世界承諾，我國的二氧化碳排放量將在2030年左右到達(dá)峰值，單位GDP排放量比2005年下降60%～65%。經(jīng)過不懈的努力，2015年，我國的溫室氣體排放量首次下降，為全球溫室氣體排放總量下降做出了突出貢獻(xiàn)；單位GDP碳排放量也相較于2005年降低了29.6%，但該指標(biāo)仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于世界發(fā)達(dá)國家。由于我國“富煤、貧油、少氣”的客觀能源儲備現(xiàn)實(shí)，核能、天然氣等清潔能源在我國一次能源消費(fèi)中比重仍然有限，煤炭仍將是我國生產(chǎn)活動(dòng)的主要依賴能源，同時(shí)我國制造業(yè)比重較高、勞動(dòng)生產(chǎn)率較低等問題依然存在，若想在保證實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的同時(shí)兌現(xiàn)2030年碳排放承諾，我國面臨著艱巨的困難與嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。

若想制定合理的經(jīng)濟(jì)政策，做好經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境保護(hù)的協(xié)調(diào)，必須對我國經(jīng)濟(jì)增長、煤炭消費(fèi)以及資本、勞動(dòng)、二氧化碳等指標(biāo)相互之間的傳導(dǎo)機(jī)制與方向做出準(zhǔn)確的判斷分析。據(jù)此，本文從煤炭消費(fèi)的供給側(cè)與需求側(cè)兩方面入手構(gòu)建理論模型框架，利用傳統(tǒng)的向量誤差修正模型（VECM）與更加穩(wěn)健、靈活的時(shí)變參數(shù)向量自回歸（TVP-VAR）協(xié)同研究我國各經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間，特別是煤炭消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長與二氧化碳排放之間的相互傳導(dǎo)效應(yīng)，以期得到準(zhǔn)確、合理的結(jié)果，并為我國進(jìn)一步貫徹、落實(shí)可持續(xù)發(fā)展提供有益的建議。

二、文獻(xiàn)評述

對于能源消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長之間的傳導(dǎo)關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了深入的研究，但是研究結(jié)果卻不盡相同。AI（2006）分析得出在1971—2002年樣本期內(nèi)，六個(gè)海灣合作委員會國家的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出對能源消費(fèi)存在單向的傳導(dǎo)效應(yīng)；楊子暉（2011）利用“有向無環(huán)圖”的方法，認(rèn)為我國的經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)同樣存在單方面的傳導(dǎo)作用。相反，Chen（2007）對亞洲十個(gè)新興工業(yè)國家從1972—2001年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出這些國家的電力能源消費(fèi)對GDP存在單向傳導(dǎo)效應(yīng)；姚君（2015）運(yùn)用VAR脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法，同樣得出我國能源消費(fèi)對于經(jīng)濟(jì)增長有著重要貢獻(xiàn)。此外，更多的學(xué)者通過不同的實(shí)證分析方法得到的結(jié)果顯示，我國的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著雙向格蘭杰因果關(guān)系（張啟鑾2014，肖徳2016）。對于不同文獻(xiàn)研究結(jié)果不盡相同的原因，可以理解為研究國家、數(shù)據(jù)選取方式的差異性，但更值得我們注意的是，上述文獻(xiàn)均未能從供給側(cè)、需求側(cè)兩個(gè)不同的方向?qū)δ茉聪M(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行比較研究，缺乏完整、全面的理論框架?？紤]到能源消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系會存在供求雙向路徑，因此本文延續(xù)Bloch（2012）的理論基礎(chǔ)，從供給側(cè)、需求側(cè)兩個(gè)角度分別進(jìn)行實(shí)證分析。

在變量選取方面，國外文獻(xiàn)多以研究國家自身主要使用一次能源代表能源消費(fèi)，而我國文獻(xiàn)主要利用能源消費(fèi)總量研究其同經(jīng)濟(jì)增長之間的傳導(dǎo)關(guān)系。但我國一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)復(fù)雜，其中天然氣、風(fēng)能、電力、核電等新能源雖然所占比重較低，但已經(jīng)逐漸呈現(xiàn)遞增趨勢，在2015年總計(jì)占比達(dá)到17.9%（BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒，2015）?？紤]到清潔能源的使用不會產(chǎn)生過多的溫室效應(yīng)氣體，如果將傳統(tǒng)能源與新能源之總和作為研究對象，兩種能源之間不斷變化的消費(fèi)比例難免會給實(shí)證估計(jì)帶來偏誤。而我國的煤炭消費(fèi)比重雖然在近年呈現(xiàn)出小幅度下降趨勢，但在2015年占據(jù)一次能源消費(fèi)比重仍高達(dá)64%，加之煤炭消費(fèi)會直接造成二氧化碳等溫室效應(yīng)氣體的排放，對于二氧化碳排放、經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系鏈具有更強(qiáng)的解釋效力，故本文選取我國煤炭消費(fèi)總量作為研究對象，以期得到更加具有理論意義的結(jié)果。

此外，動(dòng)態(tài)面板模型（肖德，2016）、灰色關(guān)聯(lián)方法（張啟鑾，2014）、向量誤差修正VECM模型（馬宏偉，2012）等不同的實(shí)證方法均被用于我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的傳導(dǎo)關(guān)系研究。不過，由于面板數(shù)據(jù)的齊次性假設(shè)，我國的煤炭消費(fèi)等數(shù)據(jù)只能獲取年度數(shù)據(jù)，會存在小樣本橫截面數(shù)據(jù)異質(zhì)性進(jìn)而造成回歸偏誤；灰色關(guān)聯(lián)方法無法同時(shí)獲取煤炭消費(fèi)同經(jīng)濟(jì)增長之間的長短期因果關(guān)系；而傳統(tǒng)的VECM模型缺乏穩(wěn)健性與時(shí)變性。據(jù)此，本文在運(yùn)用VECM模型的基礎(chǔ)上，引入假定條件更加寬松、估計(jì)方法更加靈活、同時(shí)結(jié)果兼具穩(wěn)定性與時(shí)變性的事變參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸（TVP-VAR）方法。endprint

綜上所述，本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上做出如下三點(diǎn)主要貢獻(xiàn)：第一，同時(shí)考慮煤炭消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間在供給側(cè)和需求側(cè)兩個(gè)渠道的傳導(dǎo)效應(yīng)，以獲取更具有經(jīng)濟(jì)意義的理論基礎(chǔ)；第二，使用我國煤炭消費(fèi)數(shù)據(jù)代替能源消費(fèi)總量作為研究對象，以避免能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化造成的估計(jì)偏誤；第三，引入更具有適用性的TVP-VAR模型，以期得到更加準(zhǔn)確、穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)可以兼顧時(shí)變傳導(dǎo)效應(yīng)。

三、理論框架與模型構(gòu)建

本文從供給側(cè)和需求側(cè)對我國煤炭消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行雙向渠道分析。在供給側(cè)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長模型中將技術(shù)水平、資本、勞動(dòng)作為影響產(chǎn)出的指標(biāo)，而本文在傳統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上，加入煤炭消費(fèi)作為自變量，研究其與產(chǎn)出、資本、勞動(dòng)之間的協(xié)同關(guān)系，構(gòu)建供給側(cè)模型1（見式1），其中GDP、A、K、L、CC分別代表產(chǎn)出、技術(shù)、資本、勞動(dòng)與煤炭消費(fèi)。

GDPt=AtK？琢tL？茁tCC？酌t？著t （1）

其中，GDPt代表t時(shí)期的產(chǎn)出，At代表t時(shí)期的綜合技術(shù)水平，Kt代表t時(shí)期的投入資本，Lt代表t時(shí)期的勞動(dòng)力數(shù)，CCt代表t時(shí)期的煤炭消費(fèi)，？琢是勞動(dòng)力產(chǎn)出的彈性系數(shù)，？茁是資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，？酌是煤炭消費(fèi)的彈性系數(shù)，？著t代表t時(shí)期隨機(jī)干擾的影響。

一方面，我國目前依然較多地依靠工業(yè)和制造業(yè)拉動(dòng)產(chǎn)出增長，煤炭作為我國消費(fèi)最多的一次能源，其投入量必將影響到最終的產(chǎn)出總量；同時(shí)，出于經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展的需要，產(chǎn)出總量會反過來刺激煤炭消費(fèi)的增長。另一方面，在經(jīng)濟(jì)增長理論模型中，煤炭消費(fèi)同資本、勞動(dòng)之間存在著相互替代的關(guān)系，且我國勞動(dòng)力成本仍具有一定的成本優(yōu)勢，如果將更多的資本、勞動(dòng)力投入到生產(chǎn)活動(dòng)，可以在不增加甚至減少煤炭消費(fèi)的基礎(chǔ)上帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長；不過，資本投入的增加可能會刺激更多的煤炭消費(fèi)投入到生產(chǎn)中，同時(shí)我國第三產(chǎn)業(yè)比重仍然相對較低，勞動(dòng)力作為第三產(chǎn)業(yè)的主要推動(dòng)力，對工業(yè)、制造業(yè)主要依托對象煤炭的替代效應(yīng)有限。這說明煤炭消費(fèi)同資本、勞動(dòng)之間作用機(jī)制的方向尚不明確，需要進(jìn)一步地進(jìn)行實(shí)證分析。

在需求側(cè)，我們首先引入煤炭市場價(jià)格作為煤炭消費(fèi)與產(chǎn)出之間的中間變量，因?yàn)槊禾繉?shí)際價(jià)格作為影響煤炭成本的決定性指標(biāo)，其波動(dòng)勢必會對煤炭消費(fèi)量帶來一定影響，進(jìn)而波及到最終產(chǎn)出；相反，在我國高速發(fā)展背景下，煤炭需求的快速增長可能會反過來拉動(dòng)煤炭價(jià)格的提高。據(jù)此，我們加入出于需求側(cè)構(gòu)建的模型2（見式2）。

CCt=GDPt？啄CP？孜t？著t（2）

其中，CCt代表t時(shí)期的煤炭消費(fèi)，GDPt代表t時(shí)期的產(chǎn)出，CPt代表t時(shí)期的煤炭價(jià)格，？啄是產(chǎn)出的彈性系數(shù)，？孜是煤炭消費(fèi)的彈性系數(shù)，？著t代表t時(shí)期隨機(jī)干擾的影響。

煤炭消費(fèi)激增帶來的最顯著的負(fù)面影響是產(chǎn)生了過多的溫室效應(yīng)氣體，從而引發(fā)全球氣候變化與溫度升高。因此，將代表溫室氣體效應(yīng)的二氧化碳排放指標(biāo)引入需求側(cè)模型顯得勢在必行。為此，我們引入第二個(gè)基于需求側(cè)構(gòu)建的模型3（見式3）。

CO2t=GDPtKCC？棕t？著t（3）

其中，CO2t代表t時(shí)期我國二氧化碳排放總量，GDPt代表t時(shí)期的產(chǎn)出，CCt代表t時(shí)期的煤炭消費(fèi)，k是產(chǎn)出的彈性系數(shù)，？棕是煤炭消費(fèi)的彈性系數(shù)，？著t代表t時(shí)期隨機(jī)干擾的影響。

根據(jù)供給側(cè)與需求側(cè)雙方面的傳導(dǎo)理論，本文構(gòu)建出上述三種理論模型。值得注意的是，由于煤炭消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長以及其他各變量之間的傳導(dǎo)關(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜，甚至兩個(gè)變量之間會存在著方向相反的傳導(dǎo)效應(yīng)，因此需要我們從不同的角度、利用更加穩(wěn)健的估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析，以期得到具有準(zhǔn)確經(jīng)濟(jì)含義的傳導(dǎo)機(jī)制。

四、估計(jì)方法與數(shù)據(jù)說明

1. 誤差修正模型與格蘭杰因果檢驗(yàn)。考慮到樣本的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)可能存在的非平穩(wěn)和變量之間的協(xié)整關(guān)系，本文引入向量誤差修正模型（VECM）來估計(jì)經(jīng)濟(jì)增長、煤炭消費(fèi)及其他各變量之間的相關(guān)關(guān)系，并且利用VECM的結(jié)果進(jìn)行短期與長期的格蘭杰因果檢驗(yàn)?？紤]一個(gè)三變量經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)（x，y，z），假定各變量均為一階單積時(shí)間序列并且變量間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，設(shè)定VECM模型形式如式（4）：

（1-L）xtytzt=？茁1？茁2？茁3+（1-L）B11 B12 B13B21 B22 B23B31 B32 B33xt-1yt-1zt-1+

？啄1？啄2？啄3·？著t-1+？滋1t？滋2t？滋3t（4）

式（4）中，（1-L）表示進(jìn)行一階差分處理，μit 為擾動(dòng)項(xiàng)并且服從于獨(dú)立同分布，εt-1為滯后一期的誤差修正項(xiàng)，由協(xié)整變量之間的同期關(guān)系計(jì)算得出。沿用Govindaraju（2013）的方法，本文根據(jù)對VECM模型估計(jì)參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，得到各變量之間的短期和長期格蘭杰因果關(guān)系。首先，對于估計(jì)結(jié)果的單個(gè)系數(shù)進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，可以判斷變量的短期格蘭杰因果關(guān)系，即如果系數(shù)B12的檢驗(yàn)χ2統(tǒng)計(jì)量顯著，則說明變量y是變量x的短期格蘭杰原因，反之亦然；其次，對估計(jì)結(jié)果的系數(shù)和響應(yīng)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合Wald檢驗(yàn)，可以判斷變量之間的長期格蘭杰因果關(guān)系，即如果系數(shù)B12與系數(shù)δ1 的聯(lián)合χ2統(tǒng)計(jì)量顯著，那么變量y是變量x的長期格蘭杰原因。

2. 時(shí)變參數(shù)向量自回歸與脈沖響應(yīng)函數(shù)。為了檢驗(yàn)利用VECM進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系推導(dǎo)結(jié)果的穩(wěn)健性，同時(shí)考慮各變量之間沖擊效應(yīng)的時(shí)變性，本文引入更具有靈活性與穩(wěn)定性的時(shí)變參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（TVP-VAR）計(jì)算各變量之間的時(shí)變脈沖響應(yīng)函數(shù)，以期得到我國煤炭消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長及其他變量之間的內(nèi)在、時(shí)變的基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)關(guān)系。TVP-VAR模型是根據(jù)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）進(jìn)行發(fā)展和改變得到的，根據(jù)Primiceri（2005）的模型設(shè)定，對于維度為k的向量y，一般SVAR模型可以表示為式（5）：

Ayt=F1yt-1+…+Fsyt-s+？滋t，t=s+1，…，nendprint

Bi=A-1Fi （5）

式（5）中μt為擾動(dòng)項(xiàng)，服從于均值為0方差為∑∑的正態(tài)分布，∑為對角矩陣。將SVAR模型進(jìn)行遞歸識別，指定變量間結(jié)構(gòu)的同時(shí)相關(guān)性，設(shè)定矩陣A為下三角矩陣，對向量B1至Bs進(jìn)行堆疊處理得到維度為（k2s）的列向量β，對向量yt-1至yt-s進(jìn)行克羅內(nèi)克積（Kronecker product）變換得到向量Xt，得到SVAR的變換形式為式（6）：

yt=Xt？茁+A-1∑？著t （6）

在式（6）中，參數(shù)變量β、A、∑都是非時(shí)變的，而在TVP-VAR的模型設(shè)定中，將所有參數(shù)變量都設(shè)定為隨著時(shí)間的變換而不斷變化：

yt=Xt？茁t+At-1∑t？著t （7）

令向量at為下三角矩陣At中元素的堆疊向量，向量ht為矩陣∑t對角元素平方的對數(shù)形式，在TVP-VAR模型中，設(shè)定參數(shù)變量βt、at、ht均為隨機(jī)游走過程：

？茁t+1=？茁t+？滋？茁t，at+1=at+？滋at，ht+1=ht+？滋ht

？著t？滋？茁t？滋at？滋ht-N0，I O O OO ∑p O OO O ∑a OO O O ∑h（8）

對于TVP-VAR模型的估計(jì)，由于模型隨機(jī)波動(dòng)的設(shè)定使得利用最大似然法估計(jì)（MLE）變得困難，所以本文沿用Nakajima（2011）的方法，使用蒙特卡羅—馬爾科夫鏈（MCMC）方法對參數(shù)進(jìn)行迭代模擬估計(jì)。使用TVP-VAR模型的優(yōu)點(diǎn)在于，模型具有非線性特征，可以消除線性假定可能帶來的約束；使用時(shí)變參數(shù)，可以計(jì)算變量在任何樣本期時(shí)點(diǎn)的長期與短期沖擊效應(yīng)；實(shí)行隨機(jī)波動(dòng)假定，可以克服恒定波動(dòng)假定可能造成的估計(jì)偏誤。

3. 數(shù)據(jù)說明與來源。根據(jù)國民收入核算的會計(jì)準(zhǔn)則，總產(chǎn)出的數(shù)值應(yīng)當(dāng)與總收入相等，故本文選取以2010年為基期的不變美元價(jià)值GDP來衡量供給模型中的產(chǎn)出指標(biāo)和需求模型中的收入指標(biāo)，單位為億美元，數(shù)據(jù)來源為世界銀行提供的2016年世界發(fā)展指標(biāo)（WDI）。煤炭消費(fèi)CC數(shù)據(jù)來源于英國石油公司（BP）提供的世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒，單位為百萬噸。此外，在供給模型中，資本指標(biāo)K選取2016年WDI數(shù)據(jù)中以當(dāng)前美元價(jià)值衡量的我國固定資本形成總值，單位為億美元；勞動(dòng)指標(biāo)L為我國成年勞動(dòng)力中就業(yè)人數(shù)的百分比，數(shù)據(jù)來源為中國國家統(tǒng)計(jì)局。在兩個(gè)需求模型中，二氧化碳排放指標(biāo)CO2數(shù)據(jù)來自于WDI，單位為千噸；對于我國的煤炭價(jià)格指標(biāo)CP，首先選取WDI和BP報(bào)表中的國際煤炭價(jià)格數(shù)據(jù)，再利用我國的價(jià)格替代轉(zhuǎn)換因子進(jìn)行轉(zhuǎn)換，得到我國的煤炭價(jià)格數(shù)據(jù)，單位為美元/噸，其中價(jià)格替代轉(zhuǎn)換因子數(shù)據(jù)來源于WDI。由于世界銀行提供的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)起始于1960年，故本文的樣本期為1960—2015年，數(shù)據(jù)均為年度指標(biāo)。為了消除變量之間的異方差性，本文在進(jìn)行計(jì)量估計(jì)之前對所有變量進(jìn)行取對數(shù)處理。

五、實(shí)證分析結(jié)果

1. 單位根與協(xié)整檢驗(yàn)。本文使用目前更具有功效的DF-GLS方法對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，六個(gè)變量都是非平穩(wěn)時(shí)間序列，但是經(jīng)過一階差分處理后，均通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。故此我們進(jìn)一步地考察三個(gè)模型中是否存在協(xié)整關(guān)系。表2的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，三個(gè)模型均拒絕了最大協(xié)整秩為0的原假設(shè)，故此可以認(rèn)為三個(gè)模型中均存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；三個(gè)模型的特征值均落在單位圓內(nèi)，說明模型設(shè)定穩(wěn)定。協(xié)整的存在證明各個(gè)模型中均至少存在一個(gè)格蘭杰因果關(guān)系，故此本文利用VECM模型進(jìn)行格蘭杰因果分析，通過TVP-VAR檢驗(yàn)VECM估計(jì)結(jié)果穩(wěn)定性的同時(shí)，考慮煤炭消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長及其他變量間傳導(dǎo)關(guān)系的時(shí)變效應(yīng)。在利用MCMC進(jìn)行模擬的過程中，將迭代次數(shù)設(shè)定為10000次，并計(jì)算2年、5年、12年響應(yīng)期的脈沖響應(yīng)函數(shù)，分別代表短期、中期、長期的沖擊效應(yīng)。此外，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則，三個(gè)模型均設(shè)定為2階滯后。

2. 供給側(cè)模型估計(jì)結(jié)果。對供給側(cè)模型1進(jìn)行VECM格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果為表3。計(jì)算結(jié)果顯示，在供給側(cè)模型中，無論是在短期還是長期，我國的煤炭消費(fèi)對于產(chǎn)出增長存在單方面的正向傳導(dǎo)效應(yīng)，即煤炭消費(fèi)對我國經(jīng)濟(jì)增長具有較強(qiáng)的推動(dòng)作用，通過對VECM模型方差分解計(jì)算可以看到，在中期和長期煤炭消費(fèi)對于我國經(jīng)濟(jì)增長變化的貢獻(xiàn)均超過了23%，印證了這一結(jié)果；同時(shí)通過TVP-VAR模型的時(shí)變效應(yīng)可以得到，自1978年改革開放之后，煤炭消費(fèi)對于我國產(chǎn)出增長的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出逐年遞增態(tài)勢。但是，經(jīng)濟(jì)增長在供給側(cè)對煤炭需求的反作用并不顯著，可以理解為在工業(yè)生產(chǎn)中，資本、勞動(dòng)等要素投入對于煤炭消費(fèi)需求具有一定的替代效應(yīng)，出于綠色可持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)，我國可以通過投入更多資本、勞動(dòng)的途徑來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，而同時(shí)不過多增加煤炭使用。

對于各要素之間的關(guān)系，長期來看，煤炭消費(fèi)與資本、勞動(dòng)均存在著雙向的正向沖擊效應(yīng)。雖然資本、勞動(dòng)對于煤炭消費(fèi)可以起到一定的替代作用，但是我國工業(yè)、制造業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)過于依賴煤炭的客觀事實(shí)在短期內(nèi)無法改變，加之資本量有限以及勞動(dòng)力生產(chǎn)率較低，資本、勞動(dòng)對于煤炭消費(fèi)的替代效應(yīng)終究有限。故此為了滿足經(jīng)濟(jì)增長的需求，在長期需要同時(shí)增加煤炭消費(fèi)、資本、勞動(dòng)的投入，所以呈現(xiàn)出協(xié)同上升之趨勢。根據(jù)動(dòng)態(tài)脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看到，我國煤炭消費(fèi)與資本投入的長期正向沖擊效應(yīng)均呈現(xiàn)出逐年遞增趨勢。與此同時(shí)，我國資本投入對于煤炭消費(fèi)的短期正向沖擊作用并不明顯，說明其傳導(dǎo)過程存在一定的時(shí)滯；而煤炭消費(fèi)對于勞動(dòng)力的短期作用亦不顯著，說明勞動(dòng)力水平會受到人口、教育水平等因素的客觀制約，在短期內(nèi)難以迅速匹配推進(jìn)生產(chǎn)的需要。

3. 需求側(cè)模型估計(jì)結(jié)果。以煤炭消費(fèi)、收入、煤炭價(jià)格為基礎(chǔ)設(shè)定的需求側(cè)模型2的估計(jì)結(jié)果為表4。與供給側(cè)結(jié)果不同的是，在需求側(cè)，經(jīng)濟(jì)增長可以在長期刺激煤炭消費(fèi)的增加，其影響程度呈現(xiàn)出逐年遞增趨勢。通過預(yù)測方差分解計(jì)算也可以得出，經(jīng)濟(jì)增長對于煤炭消費(fèi)變化超過十年后的貢獻(xiàn)度均高于50%，印證了其決定性作用。對于煤炭消費(fèi)與煤炭價(jià)格之間的關(guān)系，煤炭消費(fèi)在短期和長期均對煤炭價(jià)格存在顯著的正向沖擊效應(yīng)，預(yù)測方差分解結(jié)果也顯示，我國煤炭消費(fèi)對煤炭價(jià)格10年期后的解釋程度達(dá)到32.8%，在15年后更是高達(dá)43.9%，可以說是起到了決定性作用。顯然，煤炭消費(fèi)需求的快速增加打破了原先市場的均衡，在煤炭供給量難以匹配煤炭消費(fèi)需求快速增加的情況下，煤炭的市場價(jià)格會大幅度上漲。我國煤炭價(jià)格對于煤炭消費(fèi)存在著長期和短期的負(fù)向沖擊效應(yīng)，不過在短期，煤炭價(jià)格每上升1%，煤炭消費(fèi)量僅隨之下降大約1%，說明在短期內(nèi)，企業(yè)的生產(chǎn)方式、生產(chǎn)原料難以迅速發(fā)生轉(zhuǎn)變，工業(yè)、制造業(yè)對于煤炭需求具有剛性，呈現(xiàn)出較低的價(jià)格彈性；在長期情況有所不同，一旦煤炭價(jià)格持續(xù)走高，企業(yè)為了降低成本的需要，會積極研發(fā)新技術(shù)、使用新能源甚至轉(zhuǎn)變高耗能的生產(chǎn)方式，使得煤炭的價(jià)格彈性提高，根據(jù)TVP-VAR時(shí)變結(jié)果可以看到，近年來我國煤炭價(jià)格彈性呈現(xiàn)出越來越高的態(tài)勢，近幾年可以達(dá)到8%左右，可以理解為我國風(fēng)力、天然氣、核能等新能源使用比例的逐漸提高，加之勞動(dòng)力水平提高與生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步，我國生產(chǎn)活動(dòng)有更多的途徑來代替煤炭消費(fèi)，對于煤炭的依賴已經(jīng)越來越低，說明我國近年來的節(jié)能減排工作取得了一定的成效。endprint

由于二氧化碳排放作為衡量溫室效應(yīng)氣體的主要指標(biāo)，故此引入二氧化碳排放量的模型3更加值得關(guān)注。根據(jù)表5的結(jié)果可以看到，與供給側(cè)模型結(jié)果不同的是，我國經(jīng)濟(jì)增長對于煤炭消費(fèi)在短期和長期均存在單方面的正向沖擊效應(yīng)，預(yù)測方差分解結(jié)果亦顯示，我國經(jīng)濟(jì)增長對于煤炭消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)程度在5年、10年期后分別高達(dá)30.9%和41.3%，印證了其決定性作用?？梢岳斫鉃?，盡管我國的技術(shù)水平、勞動(dòng)力生產(chǎn)率得到一定程度提升，新型清潔能源也越來越多地投入于生產(chǎn)活動(dòng)中，但我國煤炭消費(fèi)在能源消費(fèi)總量占比仍常年超過60%，過于依靠煤炭消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長模式尚未得到根本的改變。在20世紀(jì)70年代至90年代中期，經(jīng)濟(jì)增長對于煤炭消費(fèi)的沖擊效應(yīng)持續(xù)走高，甚至一度接近15%，說明在改革開放初期，我國主要依靠“粗放式”“高耗能”的生產(chǎn)途徑推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。但同時(shí)可以看到，在20世紀(jì)90年代末至今，隨著我國簽署了《京都協(xié)議書》《哥本哈根協(xié)議》《巴黎協(xié)議》等維護(hù)世界環(huán)境氣候的協(xié)定，我國開始大力推行節(jié)能減排工作，使得經(jīng)濟(jì)增長對于煤炭消費(fèi)的沖擊作用呈現(xiàn)出下降趨勢，但其沖擊效應(yīng)依然高于10%。

煤炭消費(fèi)對于二氧化碳排放在短期和長期均存在非常顯著的正向沖擊效應(yīng)，均通過了1%顯著性水平下的格蘭杰因果檢驗(yàn)，10年期的預(yù)測方差分解貢獻(xiàn)度高達(dá)45.6%，由于煤炭燃料碳強(qiáng)度高的化學(xué)屬性，煤炭燃燒直接產(chǎn)生大量的二氧化碳?xì)怏w，這樣的估計(jì)結(jié)果顯然在情理之中。二氧化碳?xì)怏w的過多排放會嚴(yán)重影響世界環(huán)境氣候，威脅到全人類的生存，故我國長期致力于二氧化碳?xì)怏w的減排工作，一旦排放值處于較高的狀態(tài)，我國政府會出臺相應(yīng)的政策限制其排放，煤炭消費(fèi)所受影響自然首當(dāng)其沖。所以我國的二氧化碳排放對于煤炭消費(fèi)具有顯著的沖擊效應(yīng)，在短期，由于煤炭消費(fèi)具有較強(qiáng)的慣性，沖擊效應(yīng)較弱；在長期，隨著新能源的廣泛推廣利用，對二氧化碳排放的限制將會顯著降低煤炭消費(fèi)。

我國經(jīng)濟(jì)增長同樣對二氧化碳存在短期和長期的顯著正向沖擊效應(yīng)，10年期的預(yù)測方差分解同樣高達(dá)33.7%，經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)煤炭消費(fèi)不斷提升，是造成該沖擊效應(yīng)的直接因素，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長過程中畜牧業(yè)、農(nóng)業(yè)等生產(chǎn)活動(dòng)同樣會導(dǎo)致二氧化碳排放的增加。與經(jīng)濟(jì)增長對煤炭消費(fèi)沖擊效應(yīng)的變化趨勢類似，經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳的沖擊效應(yīng)同樣呈現(xiàn)出了先增加后遞減的態(tài)勢，印證了我國近年來節(jié)能減排工作初見成效的同時(shí)，更是證明了煤炭消費(fèi)同二氧化碳排放之間的緊密聯(lián)系。我國政府在二氧化碳排放持續(xù)升高時(shí)會出臺相應(yīng)減排政策限制其升高，在短期工業(yè)、制造業(yè)廠商難以迅速轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，對二氧化碳排放的限制會直接影響煤炭的使用進(jìn)而造成減產(chǎn)，故此從全行業(yè)角度來看，二氧化碳排放會在短期內(nèi)給我國經(jīng)濟(jì)增長帶來約為-2%的負(fù)向沖擊效應(yīng)。但是在長期，經(jīng)過生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、能源使用結(jié)構(gòu)改善等諸多方面的努力，我國經(jīng)濟(jì)增長對于碳排放的依賴程度降低，二氧化碳排放的增加不再約束我國經(jīng)濟(jì)增長，從而呈現(xiàn)出穩(wěn)定的正向沖擊效應(yīng)。

六、結(jié)論及政策建議

（一）主要結(jié)論

在供給側(cè)，各變量之間長期穩(wěn)定的關(guān)系鏈可以整理為“資本、勞動(dòng)→煤炭消費(fèi)→經(jīng)濟(jì)增長”?？梢岳斫鉃楦母镩_放以來，為了滿足廣大人民日益增長的物質(zhì)文化需求，我國明確了“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”的基本路線，越來越多的資本被投入到經(jīng)濟(jì)建設(shè)中；我國制定了“科教興國”的戰(zhàn)略目標(biāo)，全面深入的教育改革使得勞動(dòng)力文化水平與日俱增，科學(xué)水平的進(jìn)步帶動(dòng)了勞動(dòng)生產(chǎn)率的大幅度提高。由于我國主要依靠工業(yè)、制造業(yè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀，單純依靠資本、勞動(dòng)要素投入的增加尚不足以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，還需要更多的能源被投入到生產(chǎn)活動(dòng)中去，鑒于我國“富煤、貧油、少氣”的能源結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀以及工業(yè)、制造業(yè)生產(chǎn)的客觀需要，資本、勞動(dòng)要素的增加給我國的煤炭消費(fèi)帶來了顯著的正向沖擊。進(jìn)一步地，根據(jù)本文模型1構(gòu)建的柯布—道格拉斯函數(shù)的設(shè)定，隨著煤炭消費(fèi)與資本、勞動(dòng)、技術(shù)所有自變量的協(xié)同上漲，作為因變量的產(chǎn)出指標(biāo)也勢必會增加，最終拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長，構(gòu)成了一條完整的關(guān)系鏈。通過供給側(cè)的關(guān)系鏈我們可以注意到，資本、勞動(dòng)的增加需要煤炭消費(fèi)的協(xié)同上升才可以起到拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的目的，這說明我國目前仍然過于依賴能源推動(dòng)型的工業(yè)、制造業(yè)，而主要以科技、人力驅(qū)動(dòng)的第三產(chǎn)業(yè)的比重較低。若想實(shí)現(xiàn)在不增加煤炭消費(fèi)的前提下通過資本、勞動(dòng)要素投入增加產(chǎn)出，放大資本、勞動(dòng)對于煤炭能源的替代效應(yīng)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級顯得至關(guān)重要。

在需求側(cè)，各變量之間形成了一條“經(jīng)濟(jì)增長→煤炭消費(fèi)→二氧化碳排放”的長期穩(wěn)定關(guān)系鏈。經(jīng)濟(jì)增長刺激煤炭消費(fèi)的提升同樣說明了我國生產(chǎn)活動(dòng)對于煤炭能源的依賴性，盡管我國近年來在利用新能源、研發(fā)新技術(shù)等層面做出巨大努力，煤炭消費(fèi)在能源消費(fèi)總量中所占比重也從2005年的74%降至2015年的64%，但是其占比依然在六成以上。從本質(zhì)上來看，是因?yàn)槲覈夹g(shù)水平依然相對落后，能源利用效率較低，“粗放式”“高耗能”“高排放”的經(jīng)濟(jì)增長方式并未得到根本改變。由于“粗放式”的生產(chǎn)方式，加之我國對于工業(yè)、制造業(yè)生產(chǎn)排放廢氣的約束機(jī)制尚不完善，煤炭消費(fèi)的提高直接造成了二氧化碳排放的增多，并且起到了決定性的作用。我國經(jīng)濟(jì)增長對二氧化碳排放同樣具有明顯的沖擊效應(yīng)，在2015年我國GDP占全世界GDP總量的11.84%，而二氧化碳排放占比高達(dá)28.59%，說明了我國能源利用率較低的現(xiàn)實(shí)問題，具體來看，我國每單位美元GDP所產(chǎn)生的二氧化碳排放量為1.32千克，明顯高于世界平均水平的0.5千克，同時(shí)這一指標(biāo)是美國的7.3倍、日本的6.3倍甚至是印度的1.3倍。在短期，碳排放的約束目標(biāo)會給我國經(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)向的沖擊，在長期，我國可以通過開發(fā)替代新能源等途徑消除這一沖擊，但是在過于依靠煤炭的發(fā)展現(xiàn)狀無法得到改變之前，經(jīng)濟(jì)增長仍將受到二氧化碳排放的約束。若想在保持經(jīng)濟(jì)增長率目標(biāo)的前提下兌現(xiàn)2030年碳排放承諾，我國依然任重道遠(yuǎn)。

（二）政策建議

利用本文的研究結(jié)論，結(jié)合我國實(shí)際國情，我們對促進(jìn)我國綠色可持續(xù)發(fā)展、實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)提出如下政策建議：第一，繼續(xù)提高第三產(chǎn)業(yè)所占比重，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，由“資源密集型”發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)椤百Y本技術(shù)密集型”發(fā)展，繼續(xù)堅(jiān)持“科教興國”“人才強(qiáng)國”的發(fā)展戰(zhàn)略，充分發(fā)揮我國資本、勞動(dòng)力的優(yōu)勢，更多地依靠資本、勞動(dòng)、技術(shù)等要素帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，減輕經(jīng)濟(jì)增長對于煤炭消費(fèi)的依賴。第二，繼續(xù)大力實(shí)行新能源的開發(fā)與利用，提升天然氣、核能、風(fēng)力等清潔能源的比重，繼續(xù)鼓勵(lì)科技創(chuàng)新，研發(fā)出更多與新能源相匹配的生產(chǎn)機(jī)器；同時(shí)大力鼓勵(lì)“綠色信貸”“綠色金融”在我國的良性發(fā)展，降低企業(yè)使用新能源的成本，爭取早日改變我國目前的能源消費(fèi)格局。第三，制定并完善關(guān)于碳排放的相關(guān)法律與政策并盡早落地實(shí)施，加強(qiáng)對工業(yè)、制造業(yè)企業(yè)碳排放的約束與監(jiān)管，對企業(yè)碳排放實(shí)行嚴(yán)格的監(jiān)控，要求企業(yè)將與之財(cái)力匹配的資金投入到減排投資中，同時(shí)對碳排放較低的企業(yè)實(shí)行補(bǔ)償機(jī)制以及稅收減免，對企業(yè)購進(jìn)減排設(shè)備實(shí)行優(yōu)惠政策，建立更加完善的“約束—激勵(lì)”機(jī)制，加快減少二氧化碳排放的進(jìn)程，力爭早日兌現(xiàn)碳減排的承諾，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速、協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。endprint

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責(zé)任編輯：武玲玲endprint