陕西省FAI、经济增长与CO2排放关系的协整分析

来源:用户上传      作者: 仇伟　董晶

　　一、　相关文献综述
　　目前，多数研究主要集中于某个区域或全国范围两个方面。
　　从区域范围内进行研究的有：杨佐平、沐年国通过比较三种固定资产投资效率，发现边际资本产出比率比较有效，而且可操作性强。同时以上海地区为实证对象，得出了上海地区固定资产对经济增长的投资效率，已经进入了一个稳定发展轨道[1]。李庆梅、聂佃忠利用计量经济学方法，对甘肃省1993—2006年地区生产总值及固定资产投资两时间序列数据的分析结果表明：甘肃省固定资产投资对经济增长有很大的拉动作用，但是两者并不存在长期协整关系和双向因果关系[2]。侯祥鹏、冯彩分析了长三角地区固定资产投资的规模、结构和效益，并与全国进行对比表明，长三角地区正逐步摆脱投资驱动型经济增长，从粗放式、外延型向集约式、内涵型转变，经济增长方式转型走在了全国前列[3]。
　　从全国范围内进行的研究有：郑贵忠、刘金兰研究了我国35个大型城市固定资产投资、技术创新增量以及对外出口对经济增长影响，研究发现：三个因素对经济增长均为正向影响，且固定资产投资和对外出口是大型城市经济增长主要驱动因素[4]。田泽永等利用面板数据，运用变系数固定效应模型对固定资产投资与经济增长之间关系进行实证研究。结果表明：固定资产投资仍是促进我国经济增长重要原因[5]。沈秀双认为投资是促进经济增长重要因素，在经济发展过程中起着重要作用，特别是近几年来，随着市场机制逐步完善，经济增长主要动力由供给一方转向需求一方。投资成为最积极的需求因素，肩负起“扩大内需、启动消费、扛动经济”重任[6]。任歌认为我国固定资产投资与经济增长均存在区域差异性，且差距均在逐渐缩小。中部地区固定资产投资对经济增长影响要显著高于东、西部地区，这对把握投资方向、制定区域经济发展战略具有一定实践指导价值[7]。
　　仇伟，董晶：陕西省FAI、经济增长与CO2排放关系的协整分析十堰职业技术学院学报2012年第6期第25卷第6期二、实证分析过程
　　（一）样本来源说明
　　本文的样本区间为1985～2010年，采用年度数据，共25个样本，原始数据来源于中华人民共和国国家统计局，然后经过计算、整理获得。考虑到数据更容易得到平稳序列，消除时间序列中存在异方差现象，分别对各个变量数据取自然对数，本文数据处理和建模均使用计量经济学软件Eviews6.0。
　　（二）变量选取及模型构建
　　文中加入解释变量有：反映陕西省经济发展水平变量GDP，反映陕西省固定资产投资规模变量FAI，被解释变量E为该省二氧化碳排放量。根据文中解释变量与被解释变量实际关系，建立模型如下：
　　LnE=α0+α1LnGDPt+α2LnFAIt
　　上式中E表示t时期陕西省二氧化碳排放量，单位为万吨碳，GDPt表示t时期陕西省国内生产总值，单位为亿元；FAIt代表t时期陕西省社会固定资产投资额，单位为亿元。
　　（三）陕西省二氧化碳排放量测算
　　结合陕西省能源消费实际，本文测算对象是煤炭、石油、天然气，测算公式如下：
　　上式中，Ei表示i种能源的消费总量，STCi表示i种能源折算标准煤系数，CEFi表示i种能源的二氧化碳排放系数。需强调的是，由于各大研究机构得出的能源折算标准煤系数不一致，我们取平均值，分别为：0.745、0.572、0.436。
　　（四）实证检验及结果分析
　　1.　数据的ADF检验。平稳时间序列围绕其均值上下波动，而非平稳时间序列统计规律将随时间推移而发生变化。从时序图1、图2分别可以看出样本数据可能为非平稳序列，而经过三阶差分之后可能为平稳序列。
　　为了进一步证明所用时序数据是平稳的，即没有出现随机趋势或确定性趋势，避免出现伪回归问题，在进行协整分析前，首先要对时间序列数据进行平稳性检验。样本数据和其一阶差分项的ADF检验结果见表1。表1ADF单位根检验结果序列1%临界值5%临界值10%临界值T检验值P值结论LnE-3.7696-3.0049-2.64220.08790.9572不平稳DDDLnE-3.8868-3.0522-2.6666-3.19610.0382平稳LnGDP-3.7241-2.9862-2.63260.57580.9860不平稳DDDLnGDP-3.7696-3.0049-2.6422-11.15190.0000平稳LnFAI-3.8085-3.0207-2.6504-0.55590.9843不平稳DDDLnFAI-3.8315-3.0300-2.6552-14.32160.0000平稳由表1可知，变量LnE、LnFAI、LnGDP都为非平稳序列，而经过三阶差分后分别在5%、1%、1%显著水平下都是平稳的，故上述变量均为三阶单整，记为I（3），所以可以运用协整方法进一步检验这些变量之间协整性。
　　2.数据的Johansen检验。协整检验是指两个或两个以上同阶单整的非平稳时间序列线性组合是平稳时间数列，则这些变量之间关系就是协整的。上述检验结果显示三组时间序列是一阶稳定的，这些变量之间可能存在着一个长期稳定线性关系。Johansen协整检验结果见表2。表2协整检验结果特征值迹统计量5%临界值P值协整方程数0.868284.379329.79710.0000None*0.780445.876015.49470.0000At　most　1*0.592817.07073.84150.0000At　most　2*（注：*表示在5%显著性水平下拒绝零假设，即在相应显著性水平下认为变量之间存在协整关系。）从表2中可以看出，有三个检验概率值都为0.0000，远小于检验水平α=0.05，这说明DDDLnE与DDDLnGDP、DDDLnFAI之间至少存在一种协整关系，根据检验结果，具体关系式为：
　　以上协整关系式中，两个解释变量的弹性系数都为正值，说明在长期内二氧化碳排放与经济增长、固定资产投资之间存在正相关性；并且，固定资产投资影响力较强（弹性系数为0.7113），而经济增长影响力相对要小些（弹性系数为0.0326）。 　　3.Granger检验。经过上述协整关系检验，表明各变量之间存在高度相关性，但这并不意味着它们之间就一定存在因果关系，且因果关系方向也不明确。为此，本文运用因果关系检验方法来分析二氧化碳排放与经济增长、固定资产投资之间是否存在因果关系，检验结果见表3。表3因果关系检验
　　滞后期Granger因果性F值P值结论2DDDLnFAI→DDDLnE0.33920.0718接受DDDLnE→DDDLnFAI0.21990.8053拒绝2DDDLnGDP→DDDLnE1.44440.0269接受DDDLnE→DDDLnGDP0.42170.6604拒绝2DDDLnGDP→DDDLnFAI0.96890.0316接受DDDLnFAI→DDDLnGDP1.65100.2229拒绝（注本检验滞后期是根据AIC、SC与HQ信息量取值最小的准则确定）由表3可知：除滞后期取2时，DDDLnFAI是DDDLnE的Granger原因，而滞后期、DDDLnE不是DDDLnFAI的Granger原因；DDDLnGDP是DDDLnE的Granger原因，DDDLnE不是DDDLnGDP的Granger原因；DDDLnGDP是DDDLnFAI的Granger原因，而DDDLnFAI不是DDDLnGDP的Granger原因。
　　4.实证结论。（1）由协整检验可以得出，从长期来看，陕西省二氧化碳排放与固定资产投资、经济增长之间存在稳定的协整关系，而且该省固定资产投资对二氧化碳排放的促进作用明显大于经济增长影响。陕西省是煤炭等化石能源生产和消费大省，全省总社会固定资产大部分是用于化石能源开采、加工等方面，所以其对碳排放影响也较为明显。（2）从因果检验中得出，陕西省固定资产投资、经济增长是该省碳排放单向Granger原因；另外该省固定资产投资是经济增长单向Granger原因，这说明陕西省也属于投资驱动型经济发展模式，这类似于笔者对于我国经济增长方式的研究结论[8]。
　　四、政策建议
　　陕西省的煤炭资源较为丰富，但是长期以来该省经济发展是以资源高耗费和二氧化碳高排放为代价的。所以为了扭转这种局面，一方面可以大力投资煤炭加工等方面的技术创新，如吸收引进氨法吸收燃煤烟气中二氧化碳的方法[9]，改进煤炭燃烧设备，发展煤炭深加工，洁净煤加工技术，提高煤炭燃烧率，同时减少二氧化碳排放量；另外，要逐步减少生活直接燃烧的煤消费，提倡以电能、天然气替代煤炭，同时固定资产投资的方向可偏重于能源基础设施建设，在城乡积极推广沼气、天然气等清洁能源综合利用。
　　陕西省的电源结构主要是以火电（煤电）为主，这种电能生产方式会直接耗费大量煤炭，同时排放大量二氧化碳，这是优化该省能源结构的关键所在。所以，陕西省电力建设要坚持发展和创新并举，积极推进大型、高效、洁净煤发电技术，优化电源结构，加快淘汰高能耗、低产能的发电厂；同时大力发展核电，积极发展本区太阳能、风能、地热能、生物能等可再生能源，减少煤电在电源结构中的比重[10]。当然本区资源优化整合需根据其实际情况合理规划，有计划有部署实施，而不是各种项目盲目上马，最后造成优势资源的严重浪费。
　　发展陕西省独有的现代农业和观光旅游业，实现产业结构低碳化。例如，可以以陕西杨凌农业高新示范区为平台，带动周围地区，逐步打造本区现代观光农业、特色农业和生态农业，并带动相关旅游咨询、旅游营销策划、旅游观光等高端服务业发展；其次，如延安在积极发展本地红色旅游业同时，可以凭借其独特的地理环境，打造黄土高原观光旅游业，再结合本省独有的历史文化资源，通过各种资源优化组合，推陈出新，这是陕西旅游文化产业的另一个增长点。
　　［参考文献］
　　[1]　杨佐平，沐年国.ICOR：固定资产投资效率与经济增长方式研究[J].经济问题探索，2011（9）：1316.
　　[2]　李庆梅，聂佃忠.甘肃省固定资产投资与经济增长关系的实证研究[J].兰州大学学报（社会科学版），2008（9）：138144.
　　[3]　侯祥鹏，冯彩.固定资产投资与经济增长方式转型[J].华东经济管理，2011（11）：1822.
　　[4]　郑贵忠，刘金兰.固定资产投资、技术创新增量和对外出口对我国经济增长的影响[J].天津大学学报（社会科学版），2011（6）：487492.
　　[5]　田泽永，江可申，谢忠秋.固定资产投资对经济增长贡献的比较研究[J].预测，2008（1）：2933.
　　[6]　沈秀双.固定资产投资与经济增长关系研究[J].学术交流，2003（1）：7274.
　　[7]　任歌.我国固定资产投资对经济增长影响的区域差异性研究[J].财经论丛，2011（5）：2531.
　　[8]　仇伟，潘新华.我国财政政策与经济增长相关性的实证检验[J].商业时代，2012（14）：122124.
　　[9]　张莉，黄健，宋婷，李国德，李光哲.氨法吸收燃煤烟气中CO2的研究[J].沈阳师范大学学报（　自然科学版），2012（4）：248251.
　　[10]　邢继俊，黄栋，赵刚.低碳经济报告[M].北京：电子工业出版社，2010：176177.
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