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我國城鎮化、技術創新與低碳經濟發展的關系實證研究論文(附論文PDF版下載)

發布時間:2019-01-09 13:34:19 文章來源:sci論文網 我要評論














SCI論文(www.zzyljfls.com):

摘要:實證研究結果表明,1997—2016 年,我國的碳排放量、城鎮化與技術創新之間存在著長期穩定的均衡關系。當變量的短期波動使得系統偏離其長期均衡狀態時,未來這一偏離度將有約 62.8%得到糾正, 使非均衡狀態調整為均衡狀態。分析脈沖響應得出,碳排放量對技術創新沖擊的反應呈現負向的作用,而對城鎮化沖擊的反應是正向的。也就是說,技術創新有利于實現碳減排,促進低碳經濟發展,而不合理的城鎮化會使碳排放量增加,阻礙低碳經濟發展。

關鍵詞:城鎮化;技術創新;低碳經濟;時間序列

一、引言

當前,全球氣候變暖已成為人類社會必須關注的重大問題。 國際社會對碳減排的呼聲越來越高,而低碳經濟的發展成為實現碳減排、應對全球變暖的主要途徑。

我國實行改革開放 40 年來, 經濟實現了巨大成績,GDP 平均年增長率接近甚至超過了 10%。 但是,粗放式的經濟增長方式也使我國正面臨著嚴重的環境問 題,制約著我國經濟的可持續發展。 目前, 我國已成為世界第一大碳排放國。 同時,隨著我國城鎮化進程的推進, 一方面, 使得人們的收入水平得以提高, 生活條件得以改善; 另一方面, 也造成了城市土地資源緊張、資源能源枯竭、環境破環等問題。
因此,我國發展低碳經濟具有十分重要的意義。 從國際角度來說,走低碳經濟的道路,是我國作為最大的發展中國家必須承擔的全球碳減排的責任。 從我國自身的角度來說, 發展低碳經濟, 一方面, 通過技術創新等手段,改變現有的經濟增長方式和人們的生活方式, 從依賴資源能源的生產方式, 向依靠技術創新的生產方式轉變, 從而實現社會與經濟可持續發展; 另一方面,城市的環境問題與城市發展之間的矛盾日益突出, 發展低碳經濟, 研究低碳經濟與城鎮化之間的關系具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

低碳經濟的發展是國內外學者較為關注的主題。

迄今為止,國內外關于低碳經濟的研究成果頗多。 而碳排放的研究是低碳經濟研究的領域之一, 國內外學者對其進行了大量的探討。

(一)碳排放的測算
王安靜等(2017) 通過投入產出表, 對我國 30 個省域的生產者責任和消費者責任 CO2  排放量、  各省域的凈碳轉移量,以及進出口隱含碳排放、碳轉出量進行了 測算。 [1]
王麗萍等 (2018) 測算了我國 1997—2014 年物流業的直接能源消耗碳排放和隱含碳排放。 [2]
Su   B 等(2013) 利用投入產出法, 計算了中國進出口貿易中的隱含碳排放量。 [3]

(二)碳排放與經濟增長
李愛華等(2017)論證了在科技水平不變的情況下,經濟增長與碳排放呈正相關關系,   并論證了經濟增長與碳排放的一致性模型和解決方法。 [4]
Saidi   K 等(2015)根據 1990—2012 年 58 個國家的面板數據,研究了能源消耗、碳排放和經濟增長之間的關系。 [5]
(三)碳排放的影響因素
韓夢瑤等(2017) 利用變系數面板模型, 比較了我國與世界主要國家碳排放影響因素的相同點和不同   點。 [6]
陳邦麗等(2018) 利用我國 2005—2011  年 29  個省份的面板數據,通過擴展 STIRPAT 模型,研究了我國碳排放的影響因素。 表明人均 GDP、城市化水平、第二產業比重會促進碳排放,而外商直接投資、創新水平會抑制碳排放。 [7]
Brizga  J 等(2014)運用 SDA 的方法,探討了人口規模、碳排放強度、經濟結構、消費方式、人均能源消費量對碳排放的影響。 [8]

三、變量選取與樣本選擇

(一)變量選取與測度
1.變量選取
為了對我國城鎮化、 技術創新與低碳經濟之間的關系進行實證研究, 選取的時間序列數據為, 城鎮化
(CZH)、技術創新(JC)、碳排放量(TP)3 個指標。

2.變量測度
采用城市人口比重法,來衡量城鎮化水平; 采用研究與試驗發展經費支出占  GDP  的比重, 來衡量我國的技術創新能力和水平;對碳排放量的測度, 主要參考了徐雪梅等(2012)的研究。 [9]

由于化石能源消費是造成碳排放的主要原因, 而化石能源主要包括煤炭、石油和天然氣。 因此,以煤炭、石油和天然氣的消費實物量為基礎,計算碳排放量。 具體計算公式為:
Qt=IfEf+mEm+δwEw
 
其中,Qt   為碳排放量,If、m、δw  分別為煤炭、 石油、天然氣的碳排放系數,Ef、Em、Ew  分別為煤炭、石油、天然氣的消費實物量。 根據 IPCC 指南,If、m、δw 分別為 0.76、0.59、0.45。  而 Ef  =αEt/0.71,Em  =βEt/1.43, Ew=γEt/1.7。

其中,Et  為能源消費總量,α、β、γ 分別為煤炭、石油、天然氣占能源消費總量的比重,0.71、1.43、1.7 分別為煤炭折標準煤系數、石油折標準煤系數、天然氣折 標準煤系數。

(二)樣本選擇與數據來源

1.樣本選擇
選取我國 1997—2016 年的相關數據, 對城鎮化、技術創新與低碳經濟之間的關系進行實證研究。

2.數據來源
本研究的數據來源于  1997—2016  年《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》。

四、實證結果分析

運用 Eviews9 軟件, 對上述時間序列數據進行分析, 并構建相關模型, 得出相應的結論, 并對實證結果進行分析。

(一)ADF 檢驗
為了防止偽回歸現象出現, 首先對時間序列數據進行平穩性檢驗。  檢驗結果,如表 1 所示。
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從表 1  可看出,TP、JC、CZH  的 ADF  檢驗統計量,均大于所有顯著性水平下的 T  檢驗特征值,   相對應的P 值大于顯著性水平 1%、5%、10%。 因此,不能拒絕原假設,這 3 個序列是非平穩的, 要對其一階差分序列進行平穩性檢驗。 如表 2 所示。
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從表 2  可看出,TP、JC、CZH  的一階差分 D(TP)、D(JC)、D(CZH) 的 ADF 檢驗統計量, 均大于所有顯著性水平下的 T 檢驗特征值, 其對應的 P 值大于顯著性水平 1%、5%、10%。 因此,不能拒絕原假設,這 3 個序列仍是不平穩的,因其不滿足同階單整, 因此要繼續對其二階差分序列進行平穩性檢驗。 如表 3 所示。
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從表 3 可看出,TP、JC、CZH 的二階差分 D2(TP)、D2(JC)、D2(CZH)的 ADF 檢驗統計量,均小于所有顯著性水平下的 T 檢驗特征值, 相對應的 P 值小于顯著性水平 1%、5%、10%, 所以拒絕原假設。 TP、JC、CZH 二階差分后的序列是平穩的, 也就是說 TP、JC、CZH~I(2),所以,TP、JC、CZH 是同階單整的。

(二)協整關系檢驗
通過對碳排放量、技術創新與城鎮化 3 個時間序列進行單位根檢驗,表明這 3 個變量的時間序列是二階單整的,滿足協整關系的前提.說明這 3 個變量之間可能存在長期穩定的均衡關系,因此需要進行協整檢驗。

由于本研究是檢驗多變量協整關系,所以采用 Jo- hansen 協整檢驗法進行檢驗。 在進行協整檢驗之前,需要建立 VAR 模型,確定最優的滯后期。 通過 Eviews9 軟件計算分析得到, 通過運行結果中評價指標的相對最小值來確定最優的滯后期。

由 VAR 模型確定的滯后期,如表 4 所示。
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從表 4  可看出,5  個評價指標(LR、FPE、AIC、SC、 HQ) 均認為應建立 VAR(4)模型,確定的最優滯后期為 4。因為協整檢驗選擇的滯后階數為,無約束 VAR 模型的最優滯后階數減 1,所以協整檢驗的最優滯后階數為 3。
對 TP、CZH、JC 的長期關系檢驗結果, 如表 5、表 6
所示。
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從表 5、 表 6 可看出,Johansen 協整檢驗中的跡檢驗和最大特征值檢驗的結果,  均顯示在顯著性水平為5% 的情況下, 均拒絕了沒有協整關系、最多有 1 個協整關系和最多有兩個協整關系的原假設, 表明 TP、CZH、JC 之間最多有 3 個協整關系。 說明在近 20 年間, 我國的碳排放量、   城鎮化和技術創新之間存在長期穩定的均衡關系。
標準化協整方程為:
TP=-2491009JC+1618921CZH(65557.6) (20633.7)
(注:括號內的數字為相應回歸系數估計量的標準  差。 )

由以上公式可知,我國的碳排放量、城鎮化與技術創新之間存在長期穩定的均衡關系, 并且在城鎮化不變的條件下, 技術創新每增加 1% , 碳排放量減少2491009 萬噸; 在技術創新不變的條件下, 城鎮化每增加 1%,碳排放量增加 1618921 萬噸。 因此,長期來看,我國提高技術創新能力能夠促進碳排放量減少, 從而促進低碳經濟的發展。 而城鎮化過度推進,會使城市的環境壓力增加、資源能源緊缺,超出環境和資源的最大承載能力,造成碳排放量增加,在一定程度上阻礙低碳經濟的發展。 因此,為了促進低碳經濟發展,必須適度推進城鎮化的進程,大力支持技術創新。

(三)誤差修正模型(ECM)
協整檢驗已表明,碳排放量、技術創新與城鎮化之   間存在長期穩定的協整關系。 因此,三者之間可以建立誤差修正模型(ECM), 以說明三者之間的短期波動與長期均衡的關系。

通過 Eviews9 軟件的運行,得到誤差修正模型:
TPt=4732979.ΔJCt- 1+5042476ΔCZHt- 2- 0.763465ΔTPt- 3-2898784ΔCZHt- 3-2774912ΔJCt- 3-0.628032ECMt- 4

其中,Δ 表示一階差分,ECMt- 4  表示殘差滯后 4 期的值,   表示非均衡誤差項或長期均衡偏差項的經驗估計,并且在顯著性水平為 5% 的條件下, 誤差修正項是顯著的。  通過了檢驗,說明它們之間存在的短期波動關系,   受到了它們之間存在的長期的協整均衡關系的影響作用較大。

誤差修正項的系數為-0.628, 反映了系統偏離長期均衡狀態時的調整速度, 并且這是一種反向修正機制, 即當變量的短期波動使得系統偏離其長期均衡狀態時,則在未來的第四時期,這一偏離度將有約 62.8% 得到糾正,使非均衡狀態調整為均衡狀態。

(四)脈沖響應分析
以上已通過建立 VAR 模型,確定了最優滯后期數為 4。 下面進行脈沖響應分析, 圖 1~圖 6 為通過 E- views9 軟件得出的脈沖響應函數圖像。

碳排放量對技術創新、城鎮化的脈沖響應分析
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圖 1 為碳排放量對技術創新的一個標準差新息沖擊的響應。 在給技術創新一個正沖擊后,碳排放量并未立即作出反應,而是在第 3 期才開始作出反應, 并且在整個 30 期的反應均為負值, 表明技術創新能夠促進碳排放量減少。 給技術創新一個標準差大小的沖擊后, 第三期到第七期曲線是呈下降趨勢的, 第七期以后曲線呈上升趨勢,并接近 0,但一直是負值。

圖 2 為碳排放量對城鎮化的一個標準差新息沖擊的響應。 在給城鎮化一個正向沖擊后,我國的碳排放量呈現持久、平穩的正向響應。 碳排放量在第二期開始作出反應,從第二期到第六期是呈現上升的趨勢, 第六期以后是呈現下降的趨勢,并逐漸趨向于 0。 說明城鎮化的不合理推進,會促進碳排放量的增加, 阻礙低碳經濟的實現。
從圖 1、圖 2 可知,技術創新能夠降低碳排放量,有利于低碳經濟發展。 而不合理的城鎮化進程,會超出環境的最大承載能力,促進碳排放量增加, 阻礙低碳經濟發展。 但是,從長期來看,在分別給技術創新、城鎮化一個標準差大小的沖擊后, 碳排放量的反應程度是逐漸減小的。

2.技術創新、城鎮化對碳排放量的脈沖響應分析
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圖 3 為技術創新對碳排放量的反應。 在給碳排放量一個正向沖擊后, 短期內技術創新能力呈現負向的反應,而在第四期以后,由負向變為正向。 這是由于在碳排放量增加的初期, 國家對技術創新沒有足夠的重視,而一項新技術研發面臨的風險較大, 所以一國對技術研發的投入較少,創新能力不足。 但是從長期來看, 國家逐步認識到技術創新的重要性, 就會加大對科技研發的支持力度,鼓勵創新,從而會促進技術研發投入的增加。 因此,在給碳排放量一個正向沖擊后, 技術創新能力表現為先下降后上升的趨勢。

圖 4 為城鎮化對碳排放量的一個標準差新息的響應。 在給碳排放量一個正向沖擊后,城鎮化在第一期是呈現正向影響的, 在第二、三期是呈現負向影響的, 從第四期開始呈現穩定的正向影響。 長期來看,碳排放量的不斷增加,會對城鎮化產生正向影響。 這是由于第二產業會產生大量的碳排放, 而第二產業一般是資源密集型和勞動密集型產業。 因此, 隨著第二產業的發展, 碳排放量會不斷增加, 同時也吸引了大量農村人口進入城市就業,從而提高了城鎮化率。

3.城鎮化對技術創新、技術創新對城鎮化的脈沖響應分析
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圖 5 為在整個沖擊期內, 城鎮化對技術創新的一個標準差新息的響應。 在前 7 期內,城鎮化對來自技術創新的沖擊為正向響應,在第七期以后, 城鎮化對來自技術創新的沖擊為負向影響。

圖 6 為在整個沖擊期內, 技術創新對城鎮化的一個標準差新息的響應。 在第一期,技術創新對來自城鎮化的沖擊為正向響應,在第二期到第五期, 技術創新對來自城鎮化的沖擊為負向響應,第五期以后, 技術創新對來自城鎮化的沖擊具有顯著、穩定的正向響應。

五、結論

根據 1997—2016 年我國城鎮化、技術創新、碳排放量的時間序列數據, 運用 Eviews9 軟件, 通過單位根檢驗、協整檢驗、建立誤差修正模型(ECM) 和VAR  模型、脈沖響應分析、方差分解,得出的結論是:

第一、在近 20 年間, 我國的碳排放量、城鎮化與技術創新之間存在長期穩定的均衡關系, 并且在長期, 我國技術創新能力的提高,能夠促進碳排放量減少, 從而促進低碳經濟發展。 城鎮化的不合理推進,使得碳排放量增加,阻礙低碳經濟發展。 具體來說, 在城鎮化不變的條件下, 技術創新每增加 1% , 碳排放 量減 少2491009 萬噸; 在技術創新不變的條件下, 城鎮化每增加 1%,碳排放量增加 1618921 萬噸。

第二、通過建立誤差修正模型, 可得到誤差修正項的系數為-0.628, 即當變量的短期波動使得系統偏離其長期均衡狀態時, 在未來的第四時期這一偏離度將有約 62.8%得到糾正,使非均衡狀態調整為均衡狀態。

第三、通過脈沖響應分析可知, 碳排放量對技術創新沖擊的反應呈現負向的作用; 碳排放量對城鎮化沖擊的反應是正向的; 技術創新對碳排放量沖擊的反應在短期是負向的作用,在長期是正向的作用。 城鎮化對碳排放量沖擊的反應是先正向、后負向、再正向的; 城鎮化對技術創新沖擊的反應在短期是正向的, 長期是負向的。 技術創新對城鎮化沖擊的反應在短期是負向的作用,長期是正向的作用。 因此, 技術創新能夠降低碳排放量,促進低碳經濟發展,而不合理的城鎮化進程會增加碳排放量,抑制低碳經濟發展。

參考文獻:

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[3]Su    B.,Ang    B.W.,Low    M..Input-output    analysis    of    CO2,emissions    embodied    in    trade    and    the    driving forces:Processing   and   normal   exports[J].Ecological   Economics,2013,88(2):119-125.
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[6]韓夢瑤,劉衛東,唐志鵬,夏炎.世界主要國家碳排放影響因素分析——基于變系數面板模型[J].資源科學,2017
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[7]陳邦麗,徐美萍.中國碳排放影響因素分析——基于面板數據 STIRPAT-Alasso 模型實證研究[J].生態經濟,2018
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[8 ] Brizga J . ,Feng K . ,Hubacek K . . Drivers of greenhouse gas emissions in  the  Baltic  States :A  structural decomposition analysis [ J ] . Ecological Economics ,2014 ,98(2):22 - 28 .
[9]徐雪梅,王蓓蓓.遼寧碳排放與經濟發展關系的實證分析[J].東北財經大學學報,2012(3):39-45.

《我國城鎮化、技術創新 與低碳經濟發展的關系實證研究論文》附論文PDF版下載:
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