中国碳排放库兹涅茨曲线实证研究

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分类号学号M201274042学校代码10487密级硕士学位论文中国碳排放库兹涅茨曲线实证研究:学位申请人赵明玲学科专业：数量经济学指导教师：周少甫教授答辩日期：2015年5月 AThesisSubmittedfortheDegreeofMasterofEconomicsAnEmpiricalStudyoftheCarbonEmissionsKuznetsCurveforChinaCandidate:MinglingZhaoMajor:QuantitativeEconomicsSupervisor:ShaofuZhouHuazhongUniversityofScience&TechnologyWuhan430074,P.R.ChinaMay,2015 独创性声明本人声明所呈交的学位论文是我个人在导师的指导下进行的研究工作及取得的研究成果。近我所知，除文中已标明引用的内容外，本论文不包含任何其他人或集体已经发表或撰写过的研究成果。对本文的研究做出贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律结果由本人承担。学位论文作者签名：日期：年月日学位论文版权使用授权书本学位论文作者完全了解学校有关保留、使用学位论文的规定，即：学校有权保留并向国家有关部门或机构送交论文的复印件和电子版，允许论文被查阅和借阅。本人授权华中科技大学可以将本学位论文的全部或部分内容编入有关数据库进行检索，可以采用影印、缩印或扫描等复制手段保存和汇编本学位论文。保密□，在______年解密后适用本授权书。本论文属于不保密□。（请在以上方框内打“√”）学位论文作者签名：指导教师签名：日期：年月日日期：年月日 华中科技大学硕士学位论文摘要近年来，中国反复、多次出现大范围持续性雾霾天气，环境承载能力及达到或接近上限，粗放发展模式已经难以为继，使碳排放与经济增长问题成为理论界研究的热点。在此背景下，本文首先选取1978-2013年中国历年相关统计数据，将其纳入一个模型建立VAR和VEC模型，研究变量间的长期均衡关系和短期动态影响，发现经济增长与二氧化碳排放之间倒U型结构并不明显，基本呈现线性关系。然后考虑到结构突变的影响，运用LM单位根检验和Gregory-Hansen变结构协整检验方法，重新研究我国二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率、产业结构之间存在可能的结构突变时的长期均衡关系以及该关系的短期调整过程，同时验证二氧化碳环境库兹涅茨曲线的存在性，得出如下结论：（1）LM单位根检验结果表明，即使考虑结构突变，单位根检验仍不能拒绝非平稳的原假设，所有变量均是带有结构突变的I(1)过程。（2）Gregory-Hansen变结构协整结果显示，当存在一个结构突变点时，二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率、产业结构之间存在长期协整关系，且协整关系在1997年发生突变。我国经济增长与二氧化碳排放呈现出倒U型的环境库兹涅茨曲线，且二氧化碳排放的拐点发生在实际GDP为992157亿元左右。能源效率的提高以及产业结构的优化调整都可以有效降低二氧化碳排放。（3）通过脉冲响应函数分析结果显示，经济增长、第二产业占比对二氧化碳排放存在正向影响，能源利用效率对二氧化碳排放短期内存在负向影响，但是随着能源回弹效应的出现，会使能源消费总量增长从而增加二氧化碳排放。根据以上分析结论，建议通过提高能源利用效率同时控制能源消费总量、推进产业结构高级化调整等有效措施来降低二氧化碳排放，使“APEC”蓝能够成为一种“新常态”。关键词：碳排放；结构突变；Gregory-Hansen协整；环境库兹涅茨曲线I 华中科技大学硕士学位论文AbstractInrecentyears,Chinahassufferedthewiderangeofcontinuousfoghazeweatherfrequently.Thecarryingcapacityoftheenvironmentisatorclosetotheceiling,whichmeanstheextensivedevelopmentmodelisdifficulttosustain.Theresearchofthecointegratingrelationshipbetweencarbonemissionsandeconomicgrowthhasbecomeahottopic.Firstly,thispaperrevisitsthecointegratingrelationshipandtheshort-termdynamicimpactamongthevariablesbasedonVARandVECmodelfortheperiod1978to2013.Theresultshowsthatthereisasubstantiallylinearrelationshipbetweeneconomicgrowthandcarbonemissions.Then,thisstudyre-examinethecointegratingrelationshipusingtheLMunitroottestandGregory-HansencointegrationtestwithaviewtotestingtheenvironmentalKuznet’scurvehypothesisinthepresenceofpossibleregimeshiftinlongrunrelationshipofthevariables.Theconclusionsareasfollows.(1)TheresultsofLMunitroottestshowthatallvariablesareI(1)processwithastructuralbreak.(2)AccordingtotheGregory-Hansentest,theexistenceofastructuralbreakin1997togetherwiththelong-runrelationshipamongthevariablesandtheinvertedU-shapedenvironmentKuznet’scurveforChinacannotbedenied.ThecarbonemissionsoftheinflectionpointoccurresatthepointwheretherealGDPis99.2trillionyuan.Theincreaseofenergyefficiencyandadjustmentofindustrialstructurecanreducecarbonemissions.(3)TheresultsofIMFshowthattheeconomicgrowthandtheproportionofsecondaryindustryhaveapositiveimpactoncarbonemissions;theenergyefficiencyhasanegativeeffectinthefirstfewperiods,thenitwillhasapositiveeffectoncarbonemissionsbecauseoftheenergyreboundeffect.Basedonthis，strategiesofimprovingenergyefficiency,Controloftotalenergyconsumption,industrialstructureregulationareproposedforcarbonemissionsreductiontomaketheAPECbluea"newnormal".Keywords:carbonemissions;Structuralchange;Gregory-Hansencointegration;EKCII 华中科技大学硕士学位论文目录摘要........................................................................................................IABSTRACT.............................................................................................II1绪论1.1研究背景和意义.....................................................................（1）1.2文献综述..................................................................................（3）1.3研究内容和研究方法.............................................................（6）1.4文章结构与创新点.................................................................（6）2我国经济增长、能源消费、产业结构及碳排放现状分析2.1我国经济增长现状分析........................................................（8）2.2我国能源消费现状分析........................................................（9）2.3我国产业结构现状分析.......................................................（11）2.4我国碳排放现状分析...........................................................（13）2.5本章小结...............................................................................（15）3基于VAR模型的实证分析3.1变量设定与数据处理...........................................................（16）3.2VAR模型...............................................................................（17）3.3基于VAR模型的实证分析................................................（17）3.4VEC模型和脉冲效应函数...............................................（21）3.5本章小结...............................................................................（24）4基于结构突变的碳排放库兹涅茨曲线分析4.1研究方法...............................................................................（25）4.2实证分析...............................................................................（27）4.3本章小结...............................................................................（33）5结论及政策建议5.1研究结论...............................................................................（34）5.2对策建议...............................................................................（35）致谢.................................................................................................（37）参考文献.........................................................................................（38）III 华中科技大学硕士学位论文1绪论1.1研究背景和意义近年来中国反复、多次出现持续性大范围雾霾天气，2013年国内平均雾霾天数更是高达30天，创52年来之最，波及25个省份、100多个大中型城市，引起了全社会的高度关注，且该年度十大健康事件位居首位的是“雾霾天气严重”。同时与二氧化碳排放息息相关的全球气候变暖问题也日益严重，美国政府权威机构2015年1月16日公布的数据显示，有气象记录以来平均温度最高的一年是2014年，与全球地表温度长期平均值相比，全年的地表平均温度高出0.68摄氏度，且海洋表面平均温度上升的幅度更大。美国国家航空航天局（NASA）发布的分析报告显示，在全年地表平均温度排名前15的年份中，有14个发生在2000年以后，这表明气候变暖的趋势一直在持续。如果人类社会不断增加温室气体的排放量，全球温度的提升将会更加明显，这将使得全世界面对更加严峻的挑战；例如，全世界局部地区将会更加频繁地发生洪涝灾害等极端气候事件，而这不仅会威胁人类生命安全，更会直接引发粮食短缺等严重后果。自十一届三中全会至今，我国取得了令全世界惊叹的巨大经济社会进步，然而经济的粗放式发展对自然环境造成了巨大破坏，使得我国的可持续发展战略受到严峻挑战。伴随着中国经济的快速发展，中国逐步成为世界上的碳排放大国，并且在2008年，中国的碳排放量首次超过美国，位居榜首，面临较大的碳减排压力。到2012年，全国GDP占全球经济总量的比率虽然达到11.4%，但是所使用的能源达到全球的21.3%，所使用水泥达到54%，所使用钢材达到45%；且在2013年全国消耗煤炭量占能源消耗总量的比率仍然高达65.9%，煤炭仍然主导着中国能源消耗的格局。尽管全国有着丰富的煤炭储量，但国内煤炭储量人均值却仅有全球均值的67%；然而，全国能源利用率却较低，主体工业品能源利用率低于世界先进水平的10%以上，其主要原因是仍有大量落后的装备并未淘汰。这凸显出中国粗放的发展方式已经难以为继，切实转变经济发展方式、大力推进低碳经济开发的任务日益紧迫。同时，我1 华中科技大学硕士学位论文国仍处在城镇化、工业化的进程中，坚持绿色低碳发展、积极应对气候变化，是新时期中国大力推进生态文明建设，实现可持续发展的必由之路。为促进经济发展方式转型，我国在哥本哈根全球气候会议上许诺到2020年，将2005年二氧化碳排放强度即单位国内生产总值二氧化碳产生量降低40%以上；日前，中国在《中美气候变化联合声明》中首次宣布了2020年后的行动目标，计划碳排放达到峰值时间为2030年左右，且将尽全力尽早达峰，同时计划化把石油等单次使用能源的消耗比例降低至约80%。2014年中央经济工作会议中指出我国环境承载能力已达到或接近上线，必须推动绿色循环发展新方式。从中国当前现实状况和碳排放来源可知，中国正处在工业化发展中期阶段，工业等生产领域碳排放占比超过70%。2012全年工业石化消耗比例达到全国总体的69.6%，对应的碳排放量也达到69%。因此，中国低碳经济的核心在于降低各行业的二氧化碳排放量，推进低碳发展战略，优先推动绿色工业技术的开发和应用。随着经济全球化进程的继续推进和中国2001年加入WTO，中国的全球化步伐逐渐加快，在全球经济将走向结构调整的“新常态”的大背景下，国内产业结构需要大幅度调整。2013年11月召开的十八届三中全会报告中强调，“加快转变经济发展方式，加快建设创新型国家，推动经济更有效率、更加公平、更可持续发展”，这也需要国家加快产业结构的大幅度优化以推进经济布局战略性调整。在未来很长一段时间内，中国的工业化、城镇化仍然会快速发展。然而，城镇化率的提高，经济的快速发展，都是以能源消耗的刚性增长为前提的。如何在经济发展与环境保护之间找到一个平衡点，在环境可以容纳发展、资源可以支撑发展、生态还能得到有效保护的前提下，推动我国经济社会的可持续发展，是一个亟需解决的问题。在目前全球经济不景气的背景下，中国作为全球贸易和经济的重要参与者，仍是全球经济增长复苏的重要引擎，因此在保证我国经济中高速增长的前提下，中国能否实现向国际社会作出的二氧化碳减排承诺，是国际社会关注的焦点，也是学术研究的热点问题。在这种背景下，考察我国二氧化碳排放、经济、能源、产业结构之间的关系变得尤为重要。随着全球经济总量的不断扩大，碳排放引起的环境问题日益严重，甚至2 华中科技大学硕士学位论文开始威胁到人类的健康。伴随着中国经济的快速崛起，中国已成为全球第二大经济体，2013年中国二氧化碳排放超过欧盟和美国的加总，环境承载能力已经达到或接近上限。同时各国政府为应对2008年全球金融危机采取了一系列刺激政策，使得全球产业结构进入了深度调整期。因此，在产业结构调整背景下，分析二氧化碳排放、能源、经济的长期协整关系和变量间的动态影响显得越来越重要。1.2文献综述Grossman和Krueger（1991）使用42个国家的经验数据研究了空气质量与经济增长之间的关系，发现污染物浓度在国家收入水平较低时随经济增长而增加，但在收入水平较高时会随经济增长而降低，基于此提出了环境库兹涅茨曲线（EnvironmentalKuznetsCurve，EKC）假说，开创了经济增长与环境污染之间关系实证研究的先河。随后许多学者采用EKC假说对各种污染物与经济增长之间的关系进行了研究，如Coondoo和Dinda（2002），Dinda（2006），Akbostancı等（2009），彭水军、包群（2006），包群等（2006）等。上世纪九十年代以来，全球气候变暖开始得到社会的持续关注，实证检验经济增长与二氧化碳排放之间关系的研究不断涌现。Galeotti和Lanza（1999）使用涵盖全球一百多个国家的历史经验数据，发现经济增长与二氧化碳排放之间存在倒U型EKC曲线。Martı́nez-Zarzoso和Bengochea-Morancho（2004）利用22个OECD国家的二氧化碳排放数据分析发现大部分OECD国家的二氧化碳排放与经济增长之间存在N型结构，而少数OECD国家两者之间为倒U型结构。林伯强，蒋竺均（2009）利用我国1960-2007年的二氧化碳排放与收入的历史数据进行分析，结果显示我国二氧化碳排放与收入也呈现出倒U型EKC曲线的特征，且在2020年前后就会出现理论拐点，但是实证预测结果显示拐点到2040年都不会出现。许广月，宋德勇（2010）考察了中国整体以及中国东部、中部、西部各自的二氧化碳排放环境库兹涅茨曲线的存在性问题，发现该曲线在西部不成立，而在中国整体及其东部和中部地区成立。魏下海，余玲铮（2011）把碳排放的空间依赖性考虑在内，基于空间计量方法重新解读了我国碳排放与经济增长之间的EKC假说，发现经济增长与二氧化碳排放之间存在显著的倒U型EKC曲线。但也有学者3 华中科技大学硕士学位论文的研究结论显示，中国经济增长与二氧化碳排放之间倒U型的EKC假说并不成立，如刘华军等（2011）发现我国经济发展与碳排放之间是单调递增的线性关系等。近年来借鉴能源-经济-环境（3E）系统理论，将经济、能源与二氧化碳排放三者纳入统一框架，考察三者关系成为新的研究动态。Jalil和Mahmud（2009）基于自回归分布滞后（ARDL）方法采用中国1975-2005年的年度数据考察了二氧化碳排放与收入、能源消费、对外贸易间的协整关系，结果显示收入与二氧化碳排放之间满足EKC假说，呈现倒U型，能源消费对二氧化碳排放表现出显著增排效应，但对外贸易的作用在统计上并不显著。Halicioglu（2009）采用同样的方法对土耳其1960-2005年的年度数据进行分析，验证了EKC曲线的存在性和能源消费的增排效应。ZhangXP，ChengXM（2009）基于VAR与Granger因果检验分析了中国二氧化碳排放、经济增长、能源消费间的联系。胡彩梅，韦福雷（2011）运用面板单位根和协整检验方法，研究了所有OECD国家二氧化碳排放、能源消费、经济增长三者之间的长期均衡关系，发现28个国家经济增长与二氧化碳排放的关系呈现倒U型和正U型两种结构，而能源消耗的扩张会显著增加二氧化碳的排放。杨子晖（2011）基于“有向无环图”方法和递归分析技术考察三者之间的动态联系，分析结果显示三者的关系链为：经济增长到能源消费再到二氧化碳排放。Stern（1998），周五七，聂鸣(2012)等指出单纯考虑二氧化碳排放的单一影响因素便于识别该因素的净影响，但其他重要控制变量的忽略会导致估计结果的有偏和不稳。近些年来，许多学者从不同角度，使用多种分析方法考察了影响我国二氧化碳排放的因素。Wang等（2005）使用对数平均Divisia指数（LMDI）方法对我国二氧化碳排放进行了分解，发现能源强度的下降是影响我国二氧化碳减排的最主要因素。徐国泉等（2006）认为经济发展显著拉动二氧化碳排放，而抑制二氧化碳排放的因素为能源强度的降低和能源结构的优化。朱勤等（2009），林伯强，蒋竺均（2009）等采用LMDI分解法，均认为产业结构、能源强度尤其是工业能源强度对我国二氧化碳排放有重要作用。林伯强，刘希颖（2010）对Kaya恒等式进行拓展，通过因式分解方法考察能源消费碳强度、能源强度、经济增长、城市化和水泥产量对二氧化碳排放的影响。杨骞，刘华军（2012）基于IPAT模型运用面板数据模型对我国二氧4 华中科技大学硕士学位论文化碳排放进行因式分解，发现能源利用强度、能源结构、经济增长、产业结构是对碳排放水平影响较大的因素。目前全球产业结构正在经历较大的调整，在这样的大背景下，我国经济产业结构也逐渐由“工业型”向“服务型”转变。郭朝先（2012），李健，周慧（2012）等通过分析产业结构变动对二氧化碳排放的作用，发现产业结构优化可降低碳排放，对碳减排目标的实现有相当大的促进作用。鉴于此，在我国产业结构调整的背景中考察EKC假说在中国是否成立，把影响碳排放的产业结构、能源效率变量纳入模型，可针对我国低碳经济发展给出更具有现实意义的结论和对策建议。此外，传统的EKC假说建模和分析方法有数据平稳性的要求，而已有实证结果显示，经济时间序列大多非平稳；由于受到制度变化、经济危机、政策变动等剧烈外部冲击，其生成过程也会出现结构突变。基于此，国内外许多学者考虑到结构突变的影响，对碳排放与经济发展关系开展研究。IlhanOzturk、AliAcaravci（2013）考虑结构突变影响，运用ARDL模型分析了土耳其能源消费、经济增长、金融发展、对外贸易对碳排放的影响，结果表明倒U型的EKC曲线成立，且对外贸易的增长可增加碳排放，而金融发展的影响并不显著。Shahbaz等（2013）运用Saikkonen和Lütkepohl（2002）提出的结构突变单位根检验方法结合ARDL分析，发现南非经济增长与二氧化碳排放的EKC曲线存在。Kanjilal和Ghosh（2013）基于ZA单位根检验、ARDL边界检验和Gregory-Hansen协整分析，发现经济增长、能源消费、对外贸易和二氧化碳排放之间存在变结构协整，并且验证了EKC曲线的存在性。Yavuz（2014）基于ZA单位根检验和Gregory-Hansen协整，利用土耳其1960-2007年二氧化碳排放、经济增长、能源消费数据分析了三者的长期协整关系。张兆响，廖先玲等（2008）基于Banerjee等（1992）提出的循序检验方法考察了数据结构突变对我国煤炭资源消费和经济发展关系的影响。师博（2007）基于ZA单位根检验发现能源消费的结构突变点出现在1961年，并考察了结构突变对变量间协整关系的潜在效应。董宇晴（2011）基于Gibbs抽样的贝叶斯突变分析了我国经济发展与二氧化碳排放之间长期关系的变化。许冬兰、李琰（2011）运用递归、滚动和循环检验方法发现山东省能源消费和经济增长结构突变发生在1996年，在此基础上引入结构突变虚拟变5 华中科技大学硕士学位论文量分析了两者的长期协整关系和短期动态调整过程。张炎涛（2012）基于ZA结构突变单位检验和Hansen-Seo阈值协整，利用中国1955—2009年年度数据分析了经济增长与能源消费的关系。国内对二氧化碳排放EKC曲线结构突变问题的研究少之又少，我国正处于经济转型、大力推进低碳经济发展时期，将结构变化可能性考虑在内的二氧化碳排放EKC假说建模更符合我国的实际情况。1.3研究内容和研究方法本文将使用1978-2013年中国二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率和第二产业占GDP的比重的时间序列数据，对变量间的长短期关系运用定性和定量方法进行研究，分析变量间的内在联系同时检验二氧化碳排放EKC曲线在我国是否成立。首先，将所有变量纳入统一模型，通过建立VAR、VEC模型来分析二氧化碳与经济增长、能源利用效率、产业结构之间的长期均衡关系和短期动态调整过程。其次，由于中国的经济运行受到诸如制度变化、经济危机、政策变动等各种剧烈外部冲击的影响，数据生成过程极有可能出现结构突变。因此在考察序列的平稳性时，采用LM（2004）引入结构变化的单位根检验方法。我国经济系统受到外部环境的冲击，变量间原有协整关系也极有可能发生变化。协整就是说变量间存在长期稳定的关系，而长期隐含着可能存在结构变化问题，尤其我国正处于经济转型、大力推进低碳经济发展时期，在协整建模时考虑到协整关系结构突变存在的可能性更与我国的实际情况相切合。采用Gregory-Hansen阈值协整模型对中国二氧化碳排放的EKC假说进行重新估计，旨在检验中国二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构变动间的协整关系是否存在，并验证结构突变情况下EKC假说是否成立，给出相应的对策建议。1.4文章结构与创新点本文的研究框架为：第一部分为绪论。对本文的研究背景和意义做了相关的阐述，同时描述了文章的研究内容及方法，文章结构与创新点等内容。6 华中科技大学硕士学位论文第二部分为文献综述。对国内外研究现状的相关文献进行了回顾，并给出简要评价，为本文章的研究做好铺垫。第三部分为运用描述性统计分析方法，对我国二氧化碳排放、经济发展、能源消费、产业结构变动的现状进行统计描述，为文章后续部分的定量建模分析奠定基础。第四部分为不考虑结构突变的影响，基于VAR、VECM模型定量分析我国二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率、产业结构之间的长期均衡关系和短期动态调整过程。第五部分为考虑结构突变对数据结构和长期均衡关系的影响，基于LM结构突变单位根检验和Gregory-Hansen阈值协整模型，定量研究我国二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构各变量在考察期内是否发生结构突变，以及变量间协整关系存在突变可能性时的长期均衡关系和短期动态调整过程。第六部分为文章的概括总结，并根据文章分析结论给出相应的对策建议。本文的创新点主要有两点:（1）以往的二氧化碳EKC曲线建模一般使用能源消耗量作为其控制变量，由于把我国经济增长、能源消耗同时作为二氧化碳排放的控制变量会存在比较严重的共线性问题。同时由于并没有权威机构发布我国二氧化碳排放量数据，本文是基于能源消费数据来测算的。因此，本文放弃能源消费量作为二氧化碳排放的控制变量，考虑使用能源利用效率或能源消耗强度作为二氧化碳排放的控制变量。（2）国内许多学者虽然已经开始在关于碳排放的研究中考虑结构突变的问题，但是大都只考虑结构变化对单位根检验的影响，而对序列间协整关系的研究集中在依据单位根检验的突变点建立分段静态线性回归模型进行相关检验得出结论上。本文考虑到协整关系结构变化存在的可能性，采用Gregory-Hansen协整建模对中国二氧化碳排放的EKC假说进行重新估计，并考察能源效率、产业结构对二氧化碳排放的影响。7 华中科技大学硕士学位论文2我国经济增长、能源消费、产业结构及碳排放现状分析本章利用《新中国60年统计资料》与《中国统计年鉴2014》中的数据，主要介绍我国经济增长、能源消费、产业结构以及二氧化碳排放的现状，并进行统计性描述。2.1我国经济增长现状分析1978年以来的我国经济迅速崛起，综合实力不断扩大，国内生产总值接连迈上新的台阶。由图2.1可以看出，剔除价格因素的国内生产总值从1978年的3645.22亿元增长至2013年的95087.92亿元，增加约25倍。这期间，我国经济总量年均增速高达9.8%，而同期全球经济年均增速不到3%，人均GDP实际增长17倍多，超过有史以来任何国家经济增长最快时期的生活水平提高幅度，创造了“中国式增长奇迹”。改革开放初期，中国经济总量仅排名全球第十位，到2010年一跃成为世界第二大经济体；2013年我国GDP占全球经济总量的份额为12.3%，而1978年只占1.8%。2008年国际金融危机爆发以来，虽然中国的经济增速有所放缓，中国仍是引领全球经济复苏的重要引擎，对全球经济增长的年均贡献率超过五分之一。图2.1我国GDP与GDP增长率变化1978年之后，中国由单一的计划经济体制向社会主义市场经济体制转变，政府8 华中科技大学硕士学位论文对宏观经济的管理越来越多地采用经济手段，如财政政策、货币政策开始逐步出现。但是由于中国政府缺乏经验，调控力度把握方面失当，多次采取急刹车式的经济调控，中国实际GDP增长率也有较大的波动。上世纪90年代之后，尤其是从市场经济体制改革的1992年开始，我国经济增长率趋于平稳。近年来，由于受到2008年全球金融危机的影响，全球经济复苏缓慢，中国经济也由21世纪前十年的高速增长期进入中高速增长的新常态。2.2我国能源消费现状分析我国正处于工业化、城镇化快速发展的历史进程之中，这无法规避地会导致能源需求的快速增长，能源消耗总量也是突飞猛进，从1978年的5.7亿吨标准煤，快速增长至2013年的37.5亿吨标准煤，其年均增速高达5.52%，共增长5.56倍。由图2.2可知，2003年以前我国能源消耗总量增长较为平缓，之后伴随我国工业化、城镇化发展进程的持续加快，能源消费需求进入快速增长阶段。图2.2我国能源消费总量及增长率变化十一届三中全会以来，随着我国能源战略的不断优化调整，能源消费结构也发生了一些较大的变化。由图2.3可以看出，在我国能源消费结构中，煤炭所占比例呈现出下降态势，其他化石能源如石油、天然气，可再生能源如水电、核电、风电等所占比例呈现出逐步上升态势。从总体上来看，我国目前的能源结构表现出以煤为9 华中科技大学硕士学位论文基础、多元化发展的特征。受到我国资源禀赋条件的限制，占据能源消费量绝对主导地位的仍然是煤炭，改革开放至今，煤炭消费的平均占比高达72.12%。在这期间，煤炭的消费量持续上升，但是在能源消费结构中的所占比重表现出逐渐下降的态势，至2013年煤炭消费所占比重下降到约为66%；石油消费占比总体上呈现出上升的趋势，石油消费所占比重平均为19.12%，但是近几年石油消费比重与20世纪初期相比一直处于下降趋势，2013年石油消费占比18.4%；天然气消费在能源消费结构中的占比一直维持在2%～3%之间，自2006年开始逐步上升，到2013年达到5.8%。中国对水电、核电、风电等清洁能源消费也在逐步提高，2013年达到9.8%，比1978年增加6.4个百分点，在整个能源消费结构中的地位越来越高。图2.3我国能源消费结构变化能源消耗强度、能源利用效率都可作为衡量一个国家或地区经济发展质量的重要指标。能源消耗强度即单位产出耗能量，本文以每万元实际GDP产出所需的以吨标准煤计的能源消耗量来表示；能源利用效率即每单位能源消耗的产值，是能源消耗强度的倒数，本文以每一吨标准煤产出的实际GDP来衡量，其数值大小表示经济发展对能源消耗的依赖程度。能源消耗强度和利用效率由图2.4所示，整体上来看，十一届三中全会之后，我国能源消耗强度呈现持续下降趋势，从1978年的15.68吨标准煤/万元，降低至2013年的3.94吨标准煤/万元，比1978年下降了74.84%；相反地，能源利用效率持续上升，从1978年的637.90元/吨标准煤增长至2013年的10 华中科技大学硕士学位论文2535.68元/吨标准煤，增加了近两倍。但是我国仍旧没有摆脱粗放的经济发展模式，与西方发达国家相比，能源利用效率依然偏低，仍然有很大的提升空间。图2.4我国能源消耗强度和能源利用效率变化趋势改革开放以来，我国产业结构的调整使得工业内部轻重工业比重发生变化，市场经济体制的改革使资源得到合理配置，提高了能源利用效率，引起能源消耗强度的飞速下降。但2003、2004年这两年我国能源消耗强度却逆势提高，可能是由于前期体制改革产生的效率潜能释放，而我国城市化、工业化进程却在这一阶段快速发展，同时我国对外贸易也迅速扩张。城市化的发展需要大规模的基础设施建设，低附加值、高耗能的出口产品也引起高耗能行业加速扩张。之后，我国加大了对高消耗、高排放和产能过剩项目的控制，淘汰落后产能，推广节能减排政策的实施，使我国能源消耗强度回到下降的轨道上来。2.3我国产业结构现状分析产业结构变动是影响我国能源消耗和经济发展的重要因素之一，进而也会对二氧化碳排放的变动产生重要作用。从图2.5可以看出，长期来看，产业结构的发展正逐步合理化，我国三次产业之间的比例得到明显改善。改革开放以来，我国三次产业变化的情况具有如下：11 华中科技大学硕士学位论文图2.5我国1978-2013年产业结构变化第一产业在GDP结构中的比重大致表现为逐步下降态势。1978年，第一产业比重为28%，至2013年已降到10%左右，有非常大的降幅。需要注意的是，改革开放初期，第一产业增加值占GDP的比重逐年增大，到1983年后上升趋势有所停止并转为下降趋势，直到进入90年代初后，这一比例才表现出显著的下降趋势。改革开放初期，第一产业占GDP的比重逐年上升，这可能是由于家庭联产承包责任制在全国范围内的广泛推广，使得农业生产力在当时得到极大地释放。但是由于农村生产责任制制度的转变所带来的农村生产率提高并不会一直持续，到约1985年后，第一产业增加值占GDP的比重开始表现为逐年下降的趋势。第二产业在GDP结构中的比重在整个考察期内不断波动，整体来看波动幅度不大，均维持在43%-48%之间，仍占据重要的地位。1978年第二产业占比为47.88%，1980年达到最大值48.22%，之后开始下降，1990年达到最低值41.34%，这与中国1988-1991年第二次经济结构调整，通过调整投资结构和贷款结构，缓和了部分经济结构方面的突出矛盾有关；到1997年再次回升到47.54%，之后维持小幅波动，且近几年来第二产业比重呈现下降态势。整体来看，1978年改革开放以来，第二产业在GDP结构中的比重并没有表现出重大变化，第二产业始终占据最重要的位置。第三产业在GDP结构中的比重明显增加，表现出逐年上升趋势。1978年第三产业的比重不到24%，到2013年已经快速增加至46%。改革开放初期，第三产业的比重没有出现较大幅度的上升或下降，而80年代中期开始，第三产业的比重快速扩大，1985年首次高于第一产业的比重。进入21世纪以来，第三产业和第二产业在GDP12 华中科技大学硕士学位论文结构中占比的差距逐步缩小，至2013年第三产业已经首次超过第二产业2.2个百分点，成为GDP结构中最重要的组成部分。由图2.6所示，我国的三次产业结构比从1978年的0.28:0.48:0.24到2013年的0.1:0.44:0.46，己经开始逐步提高第三产业在GDP结构中的比重，降低第一产业的比重，产业结构发生了一系列意义深远的变化。然而二氧化碳排放主要来源于第二产业，我国第二产业比重还是很高，因此下一步应该把调整产业结构的重心转向减少第二产业比重增加第三产业比重上来。在未来的一段时间内，我国三次产业结构将进一步合理化发展，占据基础位置的农业比重将持续下滑，工业的扩张仍将继续，服务业在我国经济结构中的地位将日益提高。图2.61978年和2013年我国产业结构状况2.4我国碳排放现状分析对于碳排放量估算，本文利用因素分解法，依据扩展的Kaya恒等式，借鉴IPCC及蒋金荷等学者的研究，给出碳排放量测算公式为：444CO=2SiFEi(2.1)12i=1式（2.1）中CO2为二氧化碳排放量，E为能源消费总量，Si、Fi分别为第i种能源在能源消费结构中的比重和碳排放系数。由表2.1所示，由于各研究机构给出的碳排放系数并不相同，为提高数据的准确性，本文使用四个权威机构公布系数的平均数值进行测算。13 华中科技大学硕士学位论文表2.1各类能源的碳排放系数数据来源煤炭石油天然气水电、核电日本能源研究所0.7560.5860.4490美国能源部0.7020.4780.3890国家科委气候变化项目0.7260.5830.4090国家发改委能源研究所0.7480.5830.4440平均值0.7330.5580.4230由式（2.1）计算所得的我国1978-2013年二氧化碳排放及其增长率变化如图2.7所示。图2.7我国二氧化碳排放量及增长率变化图1978年之后，由于中国经济的迅猛发展，我国能源消费需求也快速上涨，导致二氧化碳排放整体上也呈现出持续上升趋势。尤其是进入新世纪以来，我国经济一直保持着较高的增长率，二氧化碳排放量的增长速度也随之加快，增长率2003年一度增加到16.6%。1978年我国二氧化碳排放为137960万吨，到2013年增长至840106万吨，增长了约6倍，首次超过美国和欧盟二氧化碳排放量的加总，占全球排放量的近30%。1995年以前，我国二氧化碳排放维持较平稳的增长；90年代市场经济体制目标确立，能源行业推进政企分离改革，1996年国家大力调整能源政策，颁布《煤炭法》和《电力法》，同时一批重污染严重、高耗能的小企业走下历史舞台，从而使得我国碳排放经历了一段时间的较低速上升期。但是2002年开始，中国经济增长方14 华中科技大学硕士学位论文式适应新时代要求的变化向投资主导型转变，而地方政府为了发展当地经济、提高当地政府业绩竞争力，对传统发展路径依赖明显，出现地方政府主导下的盲目投资，本地区已经关掉的落后技术产业重新开张，高消耗、高排放和产能过剩项目导致高耗能行业扩张加速，不可避免的造成了“煤荒”、“电荒”等现象的出现，使得二氧化碳排放量达到了16.6%的快速增长。近年来，由于我国政府对环境问题的重视力度不断加大，节能减排政策逐步推进实施，二氧化碳排放增长率出现了持续的下降，2012年、2013年均保持在2%左右。2.5本章小结本章对我国1978-2013年经济发展、能源消耗、产业结构和二氧化碳排放现状进行了描述性统计分析。分析发现改革开放以来，我国经济地位不断提高，经济总量连上新台阶，成为仅次于美国的第二大经济体。进入“十二五”以来，我国经济增长从高速转入中高速的新常态，但仍是带动全球经济复苏的重要引擎。我国能源消耗呈现上升态势，尤其是2003年以后，随着我国继续推进工业化、城市化发展进程，能源需求更是激增，能源消耗增速明显加快。我国能源消费结构虽然发生很大变化，但是碳排放系数最大的煤炭依然在能源结构中占据主导地位，石油消费在能源结构中比重持续小幅波动，基本维持在五分之一，天然气和可再生能源所占比重稳步扩大，现阶段形成的能源消费结构表现出以煤为基础、多元化发展的特征。我国产业结构中，第一产业所占比重大致呈现逐年下降趋势，第二产业比重小幅波动，第三产业比重明显增加。我国二氧化碳排放呈现持续上升趋势，到2006年我国的二氧化碳排放己位居全球第一，到2013年超过美国和欧盟二氧化碳排放量的加总，占全球排放量的近30%。通过以上分析结果可以看出，我国经济增长主要依靠能源消耗和二氧化碳排放的持续扩大来实现，这就需要产业结构优化调整的大背景下，加快转变经济增长方式，保持经济、能源和社会的可持续发展。15 华中科技大学硕士学位论文3基于VAR模型的实证分析经济增长是拉动二氧化碳排放的主要因素，提高能源利用效率对二氧化碳排放的增长起到抑制作用，产业结构的调整升级是经济增长的重要驱动力，这种动力也会同时引致能源消耗的增长而增加我国二氧化碳的排放量。这一章我们主要借鉴能源-经济-环境（3E）系统理论思想，通过构建二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构变动变量的VAR模型来深入探讨变量间的动态关系，分析四者的长期均衡和短期影响关系。3.1变量设定与数据处理本章在杨万平、袁晓玲（2009）和王薇（2014）等的研究基础上，在VAR统一框架下分析经济增长、能源利用效率、产业结构变动对二氧化碳排放的长短期影响关系。选取1978-2013年共36年年度数据为样本，数据来源为《新中国60年统计资料》与《中国统计年鉴2014》。在模型中用到的变量有：二氧化碳排放（CO2）、实际GDP（GDP）、能源利用效率（EUE）和产业结构变动（INS）。为了消除异方差对模型拟合的影响，所有变量都以自然对数的形式表现，进而使用变换后的数据建模分析。关于变量及数据的进一步说明如下：（1）二氧化碳排放。对于二氧化碳排放量的测算，根据第二章第四节给出的因素分解法，使用能源消耗总量、能源结构数据进行计算。（2）经济增长。实际GDP是按照GDP平减指数转换成以1978年为基期的剔除价格因素的实际GDP。（3）能源利用效率。能源利用效率是指每单位能耗的产值，以每吨标准煤可以产出的实际GDP来衡量，是能源消耗强度的倒数。（4）产业结构变动。一般而言，用三次产业在GDP结构中的比重来作为衡量产业结构的指标，由于生产领域的碳排放占到70%以上，本文选用第二产业增加值在GDP结构中比重（INS）作为产业结构的代理变量。16 华中科技大学硕士学位论文为了消除原始数据可能存在的异方差性对模型拟合带来的不利影响，对二氧化碳排放（CO2）、经济增长（GDP）、能源利用效率（EUE）、第二产业在GDP结构中的比重（INS）的数据取对数，分别记为lnCO2、lnGDP、lnEUE和lnINS。3.2VAR模型西姆斯（SimsCA，1980）将VAR模型引进对经济系统的动态分析中，是目前主流的模型之一。在VAR模型中，模型中的每一个内生变量都表达为所有内生变量滞后项的函数，将单变量自回归模型扩展成由多元时序变量构成的向量自回归模型。一般而言，我们运用该模型分析扰动项对整个向量回归系统的动态冲击，进而通过脉冲响应函数来描述某个经济冲击对模型中变量造成何种影响，如冲击的符号、大小和持续时间等。为了考察二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率以及产业结构变动之间的长期均衡和短期调整关系，同时验证EKC曲线的存在性，建立lnCO22、lnGDP、lnGDP、lnEUE及lnINS之间的VAR模型，具体数学表达式为：pYtitiYUt(3.1)i1lnCO2111,i12,i13,i14,i15,iU1tlnGDPU221,i22,i23,i24,i25,i2t其中，YlnGDP2，，，UU，t3i31,i32,i33,i34,i35,it3tlnUEE441,i42,i43,i44,i45,iU4tlnINS51,i52,i53,i54,i55,iU55t2U~N(0,)。it3.3基于VAR模型的实证分析本章节在中国二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构变动之间的动态关系研究过程中使用到的计量经济学方法主要有：ADF单位根检验、VAR建模、Johansen协整检验、Granger因果关系检验、VEC建模以及脉冲响应函数分析。17 华中科技大学硕士学位论文3.3.1变量平稳性检验在对时间序列进行计量分析时，如果时间序列存在随机或确定性趋势，直接进行回归会造成“伪回归”，使得计量结果没有实际意义。为规避“伪回归”问题的发生，首先就要对序列的平稳性进行检验。本文利用Eviews软件，采用ADF单位根检验方法对序列lnCO22、lnGDP、lnGDP、lnEUE及lnINS的水平值和差分形式进行平稳性检验，并采用SCI最小准则选择检验过程中滞后期的最佳期数。检验结果如表3.1所示。表3.1各变量时间序列的ADF单位根检验变量（C，T，K）ADF检验值1%临界值5%临界值10%临界值P值lnCO2（C，0，1）-0.287658-3.639407-2.951125-2.6143000.9166lnGDP（C，T，5）-0.290992-3.670170-2.963972-2.6210070.9150lnGDP2（C，T，3）-1.529640-4.273277-3.557759-3.2123610.7978lnEUE（C，0，2）0.221731-3.646342-2.954021-2.6158170.9699lnINS（C，0，1）-0.430441-2.634731-1.951000-1.6109070.5202⊿lnCO2（C，0，0）-2.737097-3.639407-2.951125-2.6143000.0783⊿lnGDP（C，0，3）-3.773506-3.661661-2.960411-2.6191600.0076⊿lnGDP2（C，T，4）-4.286450-4.296729-3.568379-3.2183820.0102⊿lnEUE（C，0，1）-2.989868-3.646342-2.954021-2.6158170.0463⊿lnINS（0，0，0）-4.231907-2.634731-1.951000-1.6109070.0001注：变量前的⊿表示对变量做一阶差分运算，检验形式（C，T，K）分别表示单位根方程是否包括常数项、时间趋势和由SIC准则给出的最优滞后阶数。由表3.1的检验结果可知，对lnCO22、lnGDP、lnGDP、lnEUE、lnINS的水平值进行检验时，均不能拒绝各水平值序列存在单位根的原假设，即各序列均为非平稳时间序列；对数据进行一阶差分处理后，⊿lnCO2在10%显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，2⊿lnGDP、⊿lnGDP、⊿lnEUE、⊿lnINS均在5%的显著性水平下拒绝原假设，这意味着各变量的一阶差分时间序列都是平稳的。以上分析结果表明，lnCO2、lnGDP、lnGDP2、lnEUE、lnINS都是一阶单整序列，记为I（1）序列。18 华中科技大学硕士学位论文3.3.2协整检验由于lnCO22、lnGDP、lnGDP、lnEUE、lnINS均为I（1）过程，满足进一步进行协整分析以判定变量间长期均衡关系存在与否的条件。常用的协整检验方法可以分为两类：一类是Engle和Granger（1987）提出的针对两变量之间关系的EG两步法；一类是Johansen（1988）和Juselius（1990）提出的针对多个变量之间关系的极大似然估计的Johansen检验。本章节选择Johansen协整检验方法进行分析。Johansen协整检验方法包括迹和最大特征值两个检验统计量：ntracer=-Tln1-ˆi（3.2）i=r+1maxr，r+1=-Tln1-ˆi+1（3.3）其中，ˆ是从估计矩阵中得到的特征根的值；T为有效的样本观测数。i由于Johansen协整检验是通过VAR建模的方法来实现的，因此需要在进行协整分析前确定VAR模型的滞后阶数。VAR模型滞后期的选择适当与否可对模型拟合结果产生重要影响。在Eviews中提供了LR、FPE、AIC、SC和HQ五种准则用以确定最优滞后阶数。滞后阶数的选择判断结果如表3.2所示。表3.2VAR模型滞后期数选择LagLogLLRFPEAICSCHQ0174.9251NA6.06e-10-9.874248-9.330063-9.6911461367.0758302.78291.43e-14-20.55005-19.28028*-20.122812394.982137.20850*7.55e-15*-21.27164*-19.27630-20.60027*3402.18217.8545511.54e-14-20.73831-18.01739-19.82280注：*表示相应的准则选择出的最佳滞后阶数选择结果。表3.2给出了0-3阶VAR模型的LR、FPE、AIC、SC和HQ值，可以看出，滞后2阶是除SC准则外其他四个准则的最佳期数选择，鉴于此，确定滞后阶数为2阶进行VAR建摸，即选择VAR（2）模型进行分析。由于很难逐一对VAR模型拟合结果中的每一个参数估计值加以解释，可以通过脉冲响应来分析变量间的动态联系和相互影响程度，但这需要以VAR模型的稳定性为前提。文中构建的VAR（2）模型的稳定性检验结果如表3.3所示。19 华中科技大学硕士学位论文表3.3VAR模型稳定性检验RootModulus1.0332091.0332090.9341250.9341250.790774-0.447506i0.9086170.790774+0.447506i0.9086170.6993100.6993100.6057010.6057010.107497-0.397673i0.4119460.107497+0.397673i0.4119460.1478110.147811-0.0499590.049959由表3.3可知，VAR（2）模型有一个特征根大于1，即所建立的VAR模型是不稳定的。对于非平稳的VAR模型，可通过协整检验来分析变量间长期均衡关系存在与否。为此，在VAR（2）的基础上，用Johansen协整检验方法对lnCO22、lnGDP、lnGDP、lnEUE及lnINS进行协整检验。检验结果如表3.4所示。表3.4Johansen协整检验结果特征值协整方程个数迹统计量P值协整方程个数最大特征统计量P值0.623191没有*85.434600.0017没有*36.576820.02320.546838最多一个*53.226000.0144最多一个*29.793770.02560.434573最多两个27.106290.0991最多两个18.815770.10230.210283最多三个8.290530.4349最多三个7.790650.40040.015034最多四个0.499880.4796最多四个0.499880.4796注：*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。从表3.4可以发现，迹统计量（λtrace）与最大特征值统计量（λmax）在5%的显著性水平下，均拒绝“不存在协整方程”、“至少存在一个协整方程”的原假设，即lnCO2、lnGDP、lnGDP2、lnEUE及lnINS之间存在长期协整关系。将Johansen协整检验结果中的系数标准化，可得到以lnCO2为被解释变量，lnGDP、lnGDP2、lnEUE、lnINS为解释变量的长期协整方程，长期均衡方程的表达式如下2lnCO=11.04361.0063lnGDP0.0037lnGDP0.97401lnEUE0.2246lnINS2（0.0565）（0.0023）（0.0257）（0.0407）（3.4）20 华中科技大学硕士学位论文模型中括号内的数值为估计的标准误。估计方程显示，经济增长的一次项系数为正，二次项系数为负，表明我国二氧化碳排放EKC曲线存在，总体来看呈现出倒U型的结构。但是二次项系数数值较小，计算出的碳排放拐点值发生在lnGDP=136时，这在可预见的未来很长一段时间内都不会实现，使得这种倒U型结构并不明显，表明在未来的很长一段时间内，二氧化碳碳排放仍然会随着经济的增长快速增加。第二产业在GDP结构中的比重增加会对二氧化碳的排放有显著的增排作用，而能源利用效率的提高则对我国二氧化碳排放有明显的减排作用。3.3.3Granger因果关系检验根据Johanshen检验的结果可知，二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构变动间存在长期均衡关系，这意味着变量间可能有某种因果关系存在。为此，本文基于VAR模型来分析以lnCO2为被解释变量的Granger因果关系检验。结果如表3.5所示。表3.5Granger因果关系检验原假设χ2统计量自由度P值是否接受lnGDP不能Granger引起lnCO26.39826320.0373拒绝lnGDP2不能Granger引起lnCO211.4195220.0033拒绝lnEC不能Granger引起lnCO21.27706120.5281接受lnINS不能Granger引起lnCO21.39013120.4990接受不能联合Granger引起lnCO218.9223380.0153拒绝由表3.5可知，Granger因果关系检验拒绝了lnGDP、lnGDP2、lnEUE、lnINS不能联合Granger引起lnCO2的原假设，即经济增长、能源利用效率、产业结构是二氧化碳排放的Granger原因。由此也可以判定方程（3.4）所表述的长期均衡关系存在Granger意义。3.4VEC模型和脉冲效应函数Johansen协整分析研究结果显示我国二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率以及产业结构间存在长期均衡关系，本章节建立VEC模型来分析其短期动态关系。21 华中科技大学硕士学位论文VECM模型是针对具有协整关系的序列来进行建模分析，施加协整关系约束条件的向量自回归模型。整理回归结果，得到以lnCO2为被解释变量的VECM模型估计结果为DlnCO20.2170*ECM11.0618*DlnCO211.1063*DlnCO220.3795*DlnEUE11.1330*DlnEUE27.8664*DlnGDP1223.7973*DlnGDP20.4133*DlnGDP10.2721*DlnGDP20.2666*DlnINS10.1859*DlnINS20.0811（3.5）从回归结果可以看出，误差修正项ECM对lnCO2具有负向调节作用，其系数表明对偏离长期均衡的调整力度为-0.2170，这可表述为：当经济系统受到不确定因素的冲击后，二氧化碳排放、经济增长、能源效率、产业结构将偏离其长期均衡状态，此时，在短期内经济系统将以0.2170的力度将冲击偏离调整到均衡状态，且属于负方向调整。表3.6：VECM的特征多项式的根RootModulus1.000000-5.29e-15i1.0000001.000000+5.29e-15i1.0000001.0000001.0000001.0000001.0000000.9689320.9689320.621190-0.450903i0.7675870.621190+0.450903i0.7675870.378145-0.579218i0.6917270.378145+0.579218i0.691727-0.066809-0.597041i0.600767-0.066809+0.597041i0.600767-0.360288-0.465732i0.588824-0.360288+0.465732i0.5888240.2494900.249490-0.0969830.096983由表3.6得出，VEC模型的特征值均不大于1，没有落在单位圆外，因此所建立的VECM是稳定的。对此我们可以采用脉冲响应分析法对变量间的动态关系进行进一步的研究。脉冲响应函数（impulseresponsefunction，IRF）用以衡量一个单位标准差的冲击对模型中变量当期值以及未来几期值的动态影响，包括响应的正负方向、调整时滞和稳定过程等。在本章节的研究中，脉冲响应函数主要用来刻画二氧化碳排放、经22 华中科技大学硕士学位论文济增长、能源利用效率和产业结构变动中某一变量的一个单位标准差大小的正向冲击引起的我国二氧化碳排放量在冲击发生当期及未来几个时期变化的动态响应过程。脉冲响应结果如图3.1所示，其中横轴为滞后期（单位为年），纵轴为二氧化碳排放对冲击的响应值。图3.1脉冲响应图由图3.1能够发现，给二氧化碳排放自身一个标准差的正向冲击，该冲击始终具有稳定的正向影响，在冲击当期就会呈现出的正效应为0.025376，且这种增长一直持续至第三期达到峰值0.036665；之后逐渐缩小，在第八期达到低值，此后缓速上升并趋于平稳。当给经济增长一个标准差大小的正向冲击后，二氧化碳排放量在当期没有响应，从第二期开始呈现出正效应，且这种正效应持续上升，在第六期达到最大值0.029615；之后低速下降至第11期后开始趋于平稳，且维持在一个较高的水平上。这表明经济发展对我国二氧化碳排放始终产生显著的增排效应。当给本期产业机构变量一个标准差的正向冲击后，二氧化碳排放量在当期没有反应，第二期开始呈现出正效应，且这种正效应持续增大，在第六期达到峰值0.026938；之后缓速下降至第11期后开始趋于平稳，且维持在一个较高的水平上。这表明第二产业占比的扩大对二氧化碳排放始终产生显著的增排效应。当给本期能源利用效率一个标准差的正向冲击后，二氧化碳排放量在当期没有反应，从第二期开始呈现出负效应，且这种负效应持续增大，在第七期达到峰值0.038375；之后缓速下降至第11期后又23 华中科技大学硕士学位论文开始上升，15期之后开始趋于平稳。这表明提高能源利用效率对我国二氧化碳排放始终产生显著的减排效应。3.5本章小结本章将二氧化碳排放量、经济增长、能源利用效率和产业结构变量纳入一个模型建立VAR和VEC模型，研究变量间的长期协整关系和短期动态影响。Granger因果关系检验显示，经济增长、能源利用效率和产业结构变量可以联合Granger引起二氧化碳排放。长期来说，我国经济增长对二氧化碳排放具有显著的正向增排效应，这意味我国仍然没有摆脱高能耗、高排放的经济增长方式，并且经济增长的二次项系数为负，这意味着倒U型的二氧化碳排放EKC曲线在我国成立，存在碳排放的拐点，但是计算出的拐点值为lnGDP=135.9865，数值较大，这表明在未来的很长一段时间内，二氧化碳碳排放仍然会随着经济的增长快速增加；第二产业在GDP结构中比重的增加引致我国二氧化碳排放量的增长；提高能源效率可以对二氧化碳排放的快速增长产生显著减排作用，降低能源消耗强度、提高能源利用效率可作为未来我国二氧化碳减排的一大主要途径。通过脉冲响应函数分析了二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率和产业结构之间的动态关系，经济增长、第二产业占比对二氧化碳排放存在正向效应，能源利用效率对二氧化碳排放存在负向效应。24 华中科技大学硕士学位论文4基于结构突变的碳排放库兹涅茨曲线分析传统的EKC假说建模和分析方法有数据平稳性的要求，而已有实证结果显示，经济时间序列大多非平稳；由于受到金融危机、体制变动、政策变化等剧烈外部冲击，其数据生成过程也会发生结构变化。众所周知，协整就是说变量间存在长期稳定的关系，而长期隐含着可能存在结构变化问题，尤其我国正处于经济转型、大力推进低碳经济发展时期，将结构变化可能性考虑在内的二氧化碳排放EKC假说建模更符合我国的实际情况。4.1研究方法4.1.1LM单位根检验为避免发生“伪回归”，需要对所有时间序列进行序列平稳性检验。但是，当数据存在结构突变时却忽视，会导致标准单位根检验方法的检验势急剧下降。因此，Zivot和Andrews（ZA，1992）提出了在判定序列是否为单位根过程的同时内生判断结构突变点位置的单位根检验方法；Lee和Strazicich（LM，2004）认为，由于ZA（1992）修正了Perron（1989）的原假设，导致拒绝没有发生结构突变的单位根的原假设并不意味着接受对立假设（发生结构突变的趋势平稳过程）。因此，Lee和Strazicich保持Perron（1989）的原假设不发生改变并对其进行了延伸拓展，提出了带内生结构突变的LM单位根检验方法。该检验方法如果能够拒绝原假设，则一定会接受发生结构突变的趋势平稳过程的对立假设。其模型和主要统计量如下。考虑数据生成过程（DGP）如下：y=Z+X，X=X+（4.1）ttttt-1t其中Z是外生变量。单位根检验的原假设为：H0：=1t与Perron(1989)三个模型A、B、C相对应，LM内生结构突变单位根检验的模型如下。模型A（截距发生结构突变）25 华中科技大学硕士学位论文y=Z+X，X=X+Z=[1,t,D]（4.2）ttttt-1ttt1t，T1B其中D=t，TB为结构突变发生时点。0,其他模型B（趋势项发生突变）*y=Z+X，X=X+，Z=[1,t,DT]（4.3）ttttt-1tttt，tT1*B其中，DT=t。0，其他模型C(截距项、趋势项均发生突变):y=Z+X，X=X+Z=[1,t,D,DT]（4.4）ttttt-1ttttt-T，tT1BB其中，DT=t。0，其他LM单位根检验的统计量可根据LM（得分）原则，通过以下模型拟合获得：yZSu(4.5)ttt1t其中，StytxZt,t2,...,T，是yt对Zt进行回归的系数，xy1Z1单位根的原假设可表述为：Φ=0，且LM统计量为原假设成立时的t统计量。结构断点(T)的确定是通过搜索所有可能的断点，得到使单位根检验t统计量最BT小的λ值：Inf()Inf(),其中，=B。TLee和Strazicich(2004)进行了50000次MonteCarlo实验模拟计算出了LM内生结构突变单位根检验统计量的临界值。4.1.2Gregory-Hansen协整检验传统的协整检验方法，如E-G两步法、Johansen协整检验都只适用于时间序列数据没有发生结构突变的情况，若忽略结构变化问题，用于结构突变数据得到长期均衡关系可能出现偏误。为弥补这一漏洞，Gregory-Hansen（1996）拓展了以残差项为基础的E-G两步法，提出在进行协整分析时将结构突变问题考虑在内，在检验变量间协整关系存在与否的同时检测协整关系是否存在结构突变点的26 华中科技大学硕士学位论文Gregory-Hansen协整检验方法。该协整方法还可以内生决定结构突变点所在位置。Gregory-Hansen指出，其统计量拒绝原假设意味着变量间具有协整关系并且协整关系存在结构突变点。Gregory-Hansen协整建模如下：标准化模型为y=+ye，t=1,2，...,n（4.7）1t2tt模型C（截距项发生结构突变）y=++ye，t=1,2，...,n（4.8）1t12t2tt模型C/T（含时间趋势的截距项发生结构突变）y=++t+ye，t=1,2，...,n（4.9）1t12t2tt模型C/S（截距项和斜率项均发生结构突变）y=++y+ye，t=1,2，...,n（4.10）1t12t12t22ttt其中，为虚拟变量，=0t，[n]；1,t[n]。结构突变点（01，），[]为取ttt整运算符号。原假设是不存在结构变化的协整模型，备择假设为发生结构变化的协整模型，相应的统计量为：*ADFinfADF()（4.11）T*ZinfZ()（4.12）ttT*ZinfZ()（4.13）Tn1其中，ADF()=tstateˆ，Z()(ˆ*1)/sˆs=ˆ2ˆ2/ˆ2Z()n(ˆ*1)，t-1t，et，1n1n1ˆ*(eeˆˆˆ)/eˆ2tt+1t11Gregory-Hansen(1996)通过2500次蒙特卡罗模拟给出了ADF*、Z**t、Zα的临界值。27 华中科技大学硕士学位论文4.2实证分析4.2.1LM单位根检验由表4.1给出的LM结构突变单位根检验的结果可知，对于二氧化碳排放量、能源利用效率、经济增长以及产业结构对数序列，LM结构突变单位根检验在5%显著性水平下没有拒绝结构突变单位根过程的原假设，这表明在考虑到结构突变时，二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率以及产业结构序列也是I（1）的。并且，二氧化碳排放的结构突变点在1996年，这可能是源于90年代市场经济体制目标确立，能源行业推进政企分离改革，1996年国家大力调整能源政策，颁布《煤炭法》和《电力法》，同时一批重污染、高耗能的小企业走下历史舞台。能源利用效率的结构突变点在2003年，这可能是由于前期体制改革产生的效率潜能释放，而我国城市化、工业化进程却在这一阶段快速发展，同时我国对外贸易也迅速扩张；城市化的发展需要大规模的基础设施建设，低附加值、高耗能的出口产品也引起高耗能行业加速扩张。经济增长的结构突变点在2008年，是源于2008年全球性金融危机对中国经济的巨大冲击。第二产业占GDP比重的结构突变发生在1991年，因为中国1988-1991年第二次经济结构调整，通过调整投资结构和贷款结构，缓和了部分经济结构方面的突出矛盾。表4.1LM结构突变单位根检验结果变量模型结构突变点LM统计量5%的临界值A1996-3.382-3.566lnCO2C1996-4.112-4.51A2008-3.409-3.566lnGDPC2008-4.374-4.50A2004-2.751-3.566lnGDP2C2008-4.148-4.50lnEUEA2003-3.120-3.566C2003-4.399-4.45lnINSA1991-2.046-3.566C1991-4.321-4.50注：LM检验的5%临界值由LM(2004，pp12)给出。28 华中科技大学硕士学位论文4.2.2Gregory-Hansen协整检验本文利用Gauss8.0软件编程得到的Gregory-Hansen协整检验结果，由表4.2给出，统计量ADF*、Z*t在1%的显著性水平下拒绝不存在结构突变协整的原假设，这表明二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率和产业结构变动之间确实存在着结构突变情况下的协整关系，且结构突变发生在1997年。事实上，除1997年亚洲金融危机对中国经济金融各层面的重创之外，20世纪90年代，能源管理体制进行初步改革，政企分离改革在中国能源电力各行业间推行，收回能源企业的行政管理只能，使其以新的企业形象展现；在改革能源行业的同时，中国也加快了能源法律的建设，1996年相继出台《煤炭法》和《电力法》、1997年出台《节约能源法》来规范能源行业的发展，为适应新的能源消费格局，原来以增加能源供给为目标的政策悄然发生改变，开始引入市场竞争机制以使得能源结构得到优化、资源利用效率得到提高，规范化、法制化制定与实施能源政策取得了初步的成果，使得新能源发展进入起步阶段。因此，从检验结果来看，有理由认为我国经济已实现经济增长方式的初步转变，发生真正的转型升级。表4.2Gregory-Hansen协整检验统计量模型统计量数值结构突变点C-6.1466***1997ADF*C/T-6.2266***1992C/S-8.7974***1997C-6.2363***1997Zt*C/T-6.8197***1997C/S-9.0092***1997C-38.98651997Zα*C/T-41.55331997C/S-49.23741997注：***表示统计量在1%水平上显著；临界值由GH(1996，pp109)给出。为进一步判定结构突变的存在性，还需要对Gregory-Hansen协整向量的稳定性进行检验。Hansen(1992)稳定性检验提出了三种检验统计量：SupF，MeanF，Lc，且这三种检验关于参数稳定性的原假设相同，对立假设的选择各不相同。具体来说，29 华中科技大学硕士学位论文SupF用于检验是否有制度的变化；MeanF和Lc检验用于确定所建立的模型是否正确设定和获得一个稳定关系。Hansen参数稳定性检验的结果由表4.3给出。表4.3Hansen参数稳定检验Hansen检验统计量P值SupF3.5032666e+009<0.0100***MeanF1.7677223e+009<0.0100***Lc49.541588<0.0100***由表4.3可知,SupF，MeanF,Lc三个检验统计量的P值都小于0.01，均拒绝参数为固定值的原假设。这表明二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率和产业结构变动间确实存在着涉及结构变化的协整关系。4.2.3基于带结构突变虚拟变量的Johansen协整检验依据Gregory-Hansen变结构协整检验的结果，我国二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率及产业结构之间的存在长期协整关系，并且在1997年发生结构突变。由于Gregory-Hansen协整检验并没有给出协整方程，我们可以借鉴Susanti（2001）的在传统Johansen检验中加入结构突变点作为虚拟变量的方法进行下一步研究。其协整检验结果由表4.4给出。表4.4Johansen协整检验结果特征值协整方程个数λtraceP值协整方程个数λmaxP值0.669910没有*88.165590.0009没有*36.576820.02320.594584最多一个*51.588770.0214最多一个*29.793770.02560.446970最多两个21.795000.3100最多两个19.547320.08210.065815最多三个2.2476840.9909最多三个2.2466600.98393.10E-05最多四个0.0010240.9745最多四个0.0010240.9745由表4.4能够发现，在考虑结构突变时，迹统计量（λtrace）与最大特征值统计量（λmax）都在5%的显著性水平上，均拒绝“不存在协整方程”、“至少存在一个协整方程”的原假设，表明我国二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率、产业结构变动间存在长期协整关系。30 华中科技大学硕士学位论文将Johansen协整检验结果中的系数标准化，可得到以lnCO2为被解释变量，lnGDP、lnGDP2、lnEUE、lnINS为解释变量的长期协整方程表达式为2lnCO=6.36821.9165lnGDP0.0694lnGDP1.4147lnEUE0.3503lnINS2（0.1169）（0.0046）（0.0612）（0.0737）（4.14）其中，模型中括号内数值为估计的标准误。从估计方程可以看出，在考虑结构突变时，经济增长的一次项系数为1.91665，二次项系数为-0.0694，说明我国二氧化碳碳排放EKC曲线存在，呈现为倒U型结构，二氧化碳排放的拐点发生在实际GDP为992157亿元，是2013年实际GDP的十倍左右。要想实现2030年到达二氧化碳排放的峰值目标，仍需要我国付出很大努力。第二产业所占比重的提高会对二氧化碳的排放有显著的增排作用，第二产业占GDP比重每上升一个百分点，二氧化碳排放会增长0.3503个百分点。能源利用效率的提高则对我国二氧化碳排放具有明显的减排作用，能源利用效率每提高一个百分点，会引起二氧化碳排放量1.4147个百分点的下降，这意味着在未来保证经济增长的前提下，加快能源利用效率的提高不失为促进碳减排的有效途径。4.2.4VEC模型和脉冲响应函数依据Granger表述定理，一定存在我国二氧化碳排放EKC曲线由短期动态波动向长期均衡调整的误差修正模型。基于VEC模型的分析，可以得到以二氧化碳排放为因变量的误差修正模型，估计结果为：DlnCO20.14832ECM11.39205DlnCO212.20489DlnCO220.255142DlnGDP12.12845DlnGDP20.13996DlnGDP10.006692DlnGDP22.27637DlnEUE12.54607DlnEUE20.15426DlnINS10.17498DlnINS20.014250.00071DT（4.15）其中，ECM1lnCO211.91647lnGDP10.03735lnGDP211.41467lnEUE10.35032lnINS16.36823为误差修正项，DT为结构突变虚拟变量，当t≤1997时，DT=1，t>1997时，DT=1。31 华中科技大学硕士学位论文从VEC模型的估计结果能够得出，误差修正项（ECM）对lnCO2具有负向调节作用，其系数表明对偏离长期均衡的调整力度为-0.14832，这符合反向修正机制，保证了二氧化碳排放库兹涅茨曲线不会明显偏离均衡状态，变量间的相互依存关系可以得到较好的解释。当考虑结构突变时，本章节利用基于VEC模型的脉冲响应函数分析lnCO2、lnGDP、lnEUE、lnINS中某一变量的一个标准差大小的正向冲击引起的lnCO2在当期值及未来几个时期变化的响应过程。脉冲响应结果如图4.1所示.图4.1脉冲响应图由图4.1的脉冲响应图可以看出，总体来看，给二氧化碳排放、经济增长、第二产业结构占比一个标准差的正向冲击都会对对二氧化碳排放始终具有持续的正向带动作用。具体而言，给二氧化碳排放一个标准差的正向冲击，在当期就呈现出的正效应为0.028504，在第二期达到最大值0.040032；之后快速下降，在第八期达到低值后小幅增长，最终趋于平稳。当给本期经济增长一个标准差大小的正向冲击后，二氧化碳排放在当期没有响应，从第二期开始呈现出正效应，在第三期达到最大值0.022124；之后效应减弱趋于平稳，保持在一个较高的水平上。对当期产业机构所占比重施加一个标准差大小的正向冲击后，二氧化碳排放在当期没有响应，从第二期开始呈现出正效应，且之后开始缓慢下降趋于稳定，且平稳值要小于经济增长的影响。这表明经济的增长和第二产业占比的扩大对二氧化碳排放始终产生显著的增排32 华中科技大学硕士学位论文效应。当给本期能源利用效率一个标准差的正向冲击后，二氧化碳排放在当期没有反应，从第二期开始呈现出负向效应，且达到最大值0.015742；之后负效应缓慢减弱至第6期开始对二氧化碳排放量产生正效应，且正效应不断增强后维持平稳。这可能是由于能源效率回弹效应导致的。查冬兰，周德群（2012）认为通过提高能源利用效率可以节约的能源消耗，但其价格效应、收入效应和总经济效应产生的新的能源需求会超过效率提高节约的数量，导致更大的能源消费量。4.3本章小结本章考虑各种经济冲击对数据结构和协整方程的影响，运用LM单位根检验和Gregory-Hansen协整检验方法，重新研究了1978-2013年中国二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率、产业结构变动之间存在可能的体制转变时的长期均衡关系和短期动态调整过程，得出如下结论：（1）LM单位根检验结果表明，即使考虑结构变化的影响，单位根检验仍不能拒绝非平稳的原假设，二氧化碳排放、经济增长、能源消耗效率和产业结构均是带有结构突变的I(1)过程。（2）Gregory-Hansen变结构协整表明，在有一个结构突变点的情况下，二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构之间存在长期均衡关系。这意味着，在整个研究期间内，伴随着体制转变协整关系发生了改变。Gregory-Hansen协整检验给出的长期协整关系突变点为1997年，与二氧化碳排放的LM结构突变点只相差一年，基本一致。我国经济增长对二氧化碳排放具有显著的正向增排效应，且经济增长的二次项系数为负，表明倒U型的二氧化碳EKC曲线在考虑结构突变时成立，且二氧化碳排放的拐点发生在实际GDP为992157亿元左右，是2013年实际GDP的近十倍。要想实现2030年到达二氧化碳排放峰值的目标，仍需要我国付出很大努力。二氧化碳排放对能源利用效率的弹性系数是-1.4147，对产业结构的弹性系数为0.3503，这表明，正确设计实施能源和环境政策，大力推动产业结构升级调整和提高能源利用效率技术的发展，可为我国可持续低碳发展铺平道路。（3）采用脉冲响应函数方法研究了二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、33 华中科技大学硕士学位论文产业结构之间的短期动态关系，发现经济增长、第二产业在GDP结构中的占比对二氧化碳排放存在正向影响，能源利用效率对二氧化碳排放前几期存在负向影响，但是随着能源回弹效应的出现，会对二氧化碳排放产生正向效应。34 华中科技大学硕士学位论文5结论及政策建议5.1研究结论近年来中国反复、多次出现持续性大范围雾霾天气，环境承载能力已经达到或接近上限，引起了全社会的高度关注，粗放发展模式已经难以为继，切实转变经济发展方式、推进发展低碳经济的任务日益紧迫。中国仍处在城镇化、工业化的进程中，坚持绿色低碳发展、积极应对气候变化，是新时期中国大力推进生态文明建设，实现可持续发展的必由之路。全球二氧化碳排放的快速增长是导致全球变暖的主要原因，而经济增长、能源利用效率和产业结构与二氧化碳排放之间存在密切的联系。本文首先将二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、第二产业占比以及经济增长的平方项纳入一个模型建立VAR和VEC模型，研究变量间的长期协整关系和短期动态调整过程，发现经济增长与二氧化碳排放之间基本呈现线性关系，能源利用效率的提高以及产业结构的优化调整可以促进碳减排。然后考虑到结构突变的影响，运用LM单位根检验和Gregory-Hansen协整检验方法，重新研究我国二氧化碳排放与经济增长、能源利用效率、产业结构之间存在可能的体制转变时的长短期关系，得出如下结论：（1）LM单位根检验结果表明，即使考虑结构变化的影响，单位根检验仍不能拒绝非平稳的原假设，二氧化碳排放、经济增长、能源消耗效率和产业结构均是带有结构突变的I（1）过程。（2）Gregory-Hansen变结构协整表明，在有一个结构突变点的情况下，二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构之间存在长期均衡关系。这意味着，伴随着数据生成过程发生结构突变，协整关系也发生了改变，且突变点为1997年。在考虑结构突变时，我国二氧化碳EKC曲线具有倒U型的结构，且二氧化碳排放的拐点发生在实际GDP为992157亿元左右，是2013年实际GDP的近十倍。另外，二氧化碳排放对能源利用效率的弹性系数是-1.4147，对产业结构的弹性系数为0.3503。35 华中科技大学硕士学位论文（3）采用脉冲响应函数方法研究了二氧化碳排放、经济增长、能源利用效率、产业结构之间的短期动态关系，发现经济增长、第二产业在GDP结构中的占比对二氧化碳排放存在正向影响，能源利用效率对二氧化碳排放前几期存在负向影响，但是随着能源回弹效应的出现，会对二氧化碳排放产生正向效应。5.2对策建议中国应对气候变化的政策与行动2014年度报告中指出，2013年每单位GDP二氧化碳排放相对于2012年下降了4.3%，相当于减少了25亿吨二氧化碳排放。中国发展低碳经济的碳减排已取得显著成效，为了兑现在哥本哈根国际气候会议上的承诺，实现2030年到达碳排放峰值的目标，构建具有中国特色的低碳发展模式，仍需要大幅推进国家气候政策的调整。控制二氧化碳排放的建议如下：（1）建立环境调控政策体系，强化法律制度约束。推进我国的低碳经济发展，建立健全碳排放法律法规技术标准、建立碳排放的企业准入门槛，进一步开放碳排放权交易市场，探索区域性碳交易平台，为推进建设全国性碳交易市场铺平道路。加快修订大气污染防治法、全面实施大气污染行动计划，落实新环保法，实行强制性的行政手段，让环保法成为有钢牙的利器；同时制定具有激励约束的环境政策，完善环保执法监督体制等。（2）调整产业结构，走低碳工业化道路。2014中央经济工作会议中强调2015年要把转方式调结构放到更加重要位置，积极推进经济增长方式的转变，通过改造升级传统产业、淘汰落后产能、发展战略性新兴产业和服务业，实现产业结构高级化调整，寻找调结构与保增长的契合点，走新型低碳工业化道路，通过三次产业结构的进一步优化升级来推进碳减排。（3）提高能源利用效率，控制能源消费总量，优化能源结构。碳排放主要来源于化石燃料的燃烧，煤炭消耗量的控制，化石能源的清洁化利用，水电、风电、光伏发电、生物质能等清洁能源的快速发展都可有效促进碳减排。同时需要坚持节能优先、立足国内、绿色低碳战略方针，深化能源体制改革，加快构建统一开放、竞争有序的现代能源市场体系。36 华中科技大学硕士学位论文（4）发展低碳技术和循环经济。发展煤炭清洁开发利用技术、开发二氧化碳捕捉和封存技术，如超级洁净煤技术、煤炭地下气化等。发展循环经济，构建各行业循环型体系，大力推进工业废物、生活垃圾的资源化利用。积极争取碳汇造林项目，广泛推进国际交流与合作，对中国应对气候变化、走低碳发展道路也会有很大帮助。37 华中科技大学硕士学位论文致谢三年前我进入华中科技大学师从周少甫教授开始了我研究生阶段的生活。岁月如梭，研究生生涯即将结束，回首三年时光，遇到的每一个人、每一件事都值得感激、留恋。首先，我要感谢我的导师周少甫教授，在三年的学习生活中，周老师给予我很多关怀和帮助。周老师在治学上严谨、精益求精，促使我顺利完成研究生阶段各门课程的学习，并对我发表论文的投稿、修改等过程提出许多建设性的意见。在生活中，周老师教会我很多待人接物、为人处世的原则性问题。在此谨向周老师表达衷心的谢意！另外，我要感谢参加我毕业论文答辩的唐齐鸣老师、王红老师、陈非老师、张学功老师，他们给我的论文也提出许多宝贵的意见。我要感谢在一起度过研究生生活的同学和室友，正是由于你们的陪伴和帮助，才使我的学习生活得到较大进步，并顺利完成研究生阶段的学习。衷心的祝愿你们都有一个美好的前程！我还要感谢我的父母，他们默默的支持和关心是促使我前进的巨大动力，使我能够静心学习，完成学业！38 华中科技大学硕士学位论文参考文献[1]AkbostancıE,Türüt-AşıkS,TunçGİ.TherelationshipbetweenincomeandenvironmentinTurkey:IsthereanenvironmentalKuznetscurve?.EnergyPolicy,2009,37(3):861~867[2]BanerjeeA,LumsdaineRL,StockJH.Recursiveandsequentialtestsoftheunit-rootandtrend-breakhypotheses:theoryandinternationalevidence.JournalofBusiness&EconomicStatistics,1992,10(3):271~287[3]CoondooD,DindaS.Causalitybetweenincomeandemission:acountrygroup-specificeconometricanalysisEcologicalEconomics,2002,40(3):351~367[4]DindaS.EnvironmentalKuznetscurvehypothesis:asurvey.Ecologicaleconomics,2004,49(4):431~455[5]EngleRF,GrangerCWJ.Co-integrationanderrorcorrection:representation,estimation,andtesting.Econometrica:journaloftheEconometricSociety,1987:251~276[6]GaleottiM,LanzaA.Richerandcleaner?Astudyoncarbondioxideemissionsindevelopingcountries.EnergyPolicy,1999,27(10):565~573[7]GregoryAW,HansenBE.Residual-basedtestsforcointegrationinmodelswithregimeshifts.Journalofeconometrics,1996,70(1):99~126[8]GrossmanGM,KruegerAB.EnvironmentalimpactsofaNorthAmericanfreetradeagreement.NationalBureauofEconomicResearch,1991[9]HaliciogluF.AneconometricstudyofCO2emissions,energyconsumption,incomeandforeigntradeinTurkey.EnergyPolicy,2009,37(3):1156~1164[10]HansenBE.Testingforparameterinstabilityinlinearmodels.JournalofpolicyModeling,1992,14(4):517~533[11]JalilA,MahmudSF.EnvironmentKuznetscurveforCO2emissions:acointegrationanalysisforChina.EnergyPolicy,2009,37(12):5167~5172[12]JohansenS.Statisticalanalysisofcointegrationvectors.Journalofeconomicdynamicsandcontrol,1988,12(2):231~254[13]JohansenS,JuseliusK.Maximumlikelihoodestimationandinferenceon39 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