（一）指標說明

第一，碳排放指標。能源部門通常是溫室氣體排放中的最重要部門，在發(fā)達國家，其貢獻一般占CO2排放量的90%以上和溫室氣體總排放量的75%。根據《中華人民共和國氣候變化初始國家信息通報》中的數(shù)據，能源活動是中國最主要的CO2排放源，1994年中國能源活動的CO2排放量在全國CO2排放總量中占90.95%。因此，本文主要研究中國與能源活動有關的CO2排放，包括煤炭、石油、天然氣等三種化石燃料消耗。

中國碳排放量采用以下公式進行估算：

（1）

其中，C為碳排放量；E為中國一次能源的消費總量；Fi為i類能源的碳排放系數(shù)；Si為i類能源在總能源中所占的比重。其中一次能源消費總量E和比重Si的計算均采用發(fā)電煤耗計算法，數(shù)據取自于《中國能源統(tǒng)計年鑒1989》和《中國能源統(tǒng)計年鑒2009》。通過查閱有關文獻，收集有關能源消耗的碳排放系數(shù)并進行比較計算，最終取平均值確定為各能源消耗碳排放系數(shù)Fi。

（二）數(shù)據來源及處理

本文以1978年至2008年我國重工業(yè)產值和碳排放量為分析的基礎數(shù)據，重工業(yè)產值和碳排放量分別用ZGY和TPF表示。由于數(shù)據的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對兩個變量取自然對數(shù)，分別表示為LZGY和LTPF。圖1是1978年到2008年間我國重工業(yè)產值和碳排放量變化趨勢。從圖中可以看出，考察期內，我國重工業(yè)產值和碳排放量的走勢基本一致，尤其是2000年以后，兩者的變化趨勢幾乎完全一致，都經歷了一個上升的過程。這說明，在我國重工業(yè)發(fā)展和碳排放量之間存在著長期對應關系。本文通過運用時間序列動態(tài)均衡的分析方法，在單位根檢驗、協(xié)整檢驗的基礎上建立了誤差修正模型，以此說明我國產業(yè)結構重型化與碳排放的長期均衡關系和短期動態(tài)關系。

（一）單位根檢驗

在實際經濟運行中，經濟變量的時間序列數(shù)據很少是平穩(wěn)的，若采用傳統(tǒng)普通最小二乘法進行回歸分析，很容易導致“謬誤回歸”。從圖1我們也可以看出，1978-2008年間，我國重工業(yè)產值增長和碳排放總量均具有明顯的上升趨勢，顯示出不平穩(wěn)性。因此，為了保證回歸的真實性，本文使用ADF法對變量LZGYt和LTPFt進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗形式由序列圖確定，滯后階數(shù)根據SC最小準則確定，具體檢驗結果如表2所示。

表2的結果顯示，對數(shù)序列LZGY、LTPF的ADF值均大于1%的顯著性水平的臨界值，不能拒絕存在單位根的假設，即序列都是非平穩(wěn)的；但其一階差分在1%的置信性水平下拒絕了原假設，說明是平穩(wěn)的。因此可以判定LZGY、LTPF都是一階單整的，它們都是I（1）序列，滿足變量協(xié)整的條件，即LZGY和LTPF很可能存在協(xié)整關系。

（二）協(xié)整關系檢驗

雖然一些經濟變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列，這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關系。目前最常用的協(xié)整分析方法主要有Engle-Granger（EG）的兩步法以及Johansen和Juselius（JJ）的極大似然法。前者適合于雙變量的協(xié)整檢驗，本文采用此方法進行檢驗。

首先用LZGY對LTPF進行回歸，即建立如下計量方程：

（2）

采用OLS法對式（2）進行估計，得：

（3）

R2=0.977586；Adj-R2=0.976813；F=1264.835***；D-W=0.188229

式中，括號內數(shù)字為t統(tǒng)計量值，***表示在0.01水平上顯著，et為回歸殘差。

式（3）的D-W值指示誤差項存在正自相關，因此，參數(shù)估計值顯著性檢驗失效，從而預測值盡管是無偏的，但卻不是有效的。為了消除誤差項的序列相關性，我們建立如下（p，q）階回歸分布滯后模型：

(4）

其中，p、q分別為LTPF和LZGY的最大滯后階數(shù)。依據英國計量經濟學家亨德瑞等人倡導的“從一般到簡單”的Hendary/LSE建模方法，考慮到采用的是年度數(shù)據以及自由度的約束，我們選擇最大滯后階數(shù)p、q均為2，建立一般模型，然后利用Wald檢驗和t檢驗，依次剔出一個或多個系數(shù)不顯著的變量，進行模型簡化，并結合模型選擇統(tǒng)計量（AIC和SC）選擇一個最優(yōu)的模型作為最終模型，估計結果如下：

（5）

R2=0.996901；Adj-R2=0.996384；F=1929.861***；D-W=1.441374

式中，括號內數(shù)值為t統(tǒng)計量值，**、***分別表示在0.01、0.05水平上顯著。

接下來需要對（5）式的殘差項進行序列相關性檢驗。由于方程的解釋變量存在被解釋變量的滯后項，此時D-W值就不能作為判斷回歸方程的殘差是否存在序列相關的標準，如果殘差序列存在序列相關，那么，顯著性水平、擬合優(yōu)度，F(xiàn)統(tǒng)計量將不再可信。這種情況下可以利用LM統(tǒng)計量進行檢驗。采用LM統(tǒng)計量進行檢驗（p=2），得到結果如下：

LM統(tǒng)計量顯示，F(xiàn)統(tǒng)計量和T×R2統(tǒng)計量均小于在10%的顯著性水平下的臨界值，因此無法拒絕原假設“直到p階后不存在序列相關”，即可以認為回歸方程的殘差序列不存在序列相關性，因此用方程（5）來分析產業(yè)結構重型化對碳排放的影響。

由式（5）計算得誤差項：

（6）

對該誤差項進行平穩(wěn)性檢驗，如果et是平穩(wěn)的，則說明LTPF和LZGY之間具有協(xié)整關系。仍采用ADF單位根檢驗方法，選擇既無趨勢項也無常數(shù)項，檢驗時采用SC最小準則自動選擇滯后階數(shù)為5。最終檢驗結果見表4。

殘差序列et的ADF檢驗結果表明，ADF檢驗統(tǒng)計量小于1%顯著水平下的臨界值，說明殘差et為平穩(wěn)序列。由此可以得出結論，我國產業(yè)結構重型化和碳排放之間存在協(xié)整關系。而為了得到二者之間的長期均衡關系，只需令：LTPFt=LTPFt-1=LTPFt-2=LTPF*，LZGYt=LZGYt-1=LZGY*，并代入（5）式，整理后得到：

（6）

（6）式即為產業(yè)結構重型化與碳排放之間的長期均衡關系，它表明，重工業(yè)產值每提高1%，碳排放量就會提高0.278141%。這表明產業(yè)結構重型化加大了我國的碳排放量。