Page 25 - 电力与能源2023年第三期
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张忠华，等：碳排放与经济及可再生能源电力发展的相互关系研究 219
峰，随着我国碳排放量的进一步增加，在人口增长 保持不变的样本时间序列为平稳序列。在经济系
缓慢的情况下，兼顾日本碳达峰后碳排放量降低 统中，一个非平稳的时间序列通常可通过差分变
及人口负增长等多重因素叠加影响，近期我国人 换的方法转换成为平稳序列。在应用协整理论进
均碳排放量或将超过日本。1990—2020 年我国 行分析前，需检验被分析序列变量是否平稳 ［12］ 。
人均碳排放量情况见表 2。 本文应用 Eviews 软件进行 CO 2 排放量与可再
生能源发电量占比之间的 Granger 因果关系检验，
4 碳排放量与经济增长的相互关系分析
首先采用增广迪基‒富勒（ADF）检验方法验证数
1991 年，文献［10］通过对二氧化硫和“烟”两
据稳定性，检验结果如表 3 所示。在表 3 中， a CO 2
种污染物浓度与经济增长之间关系的研究发现，在 代表二氧化碳排放量 ［6］ ，b PRP 代表可再生能源发
国民收入水平较低的情况下，污染物浓度随人均 电量占比 ［5］ 。
GDP 的增长而增加，而在国民收入水平较高的情 表 3 的 检 验 结 果 表 明 ，1990—2020 年 我 国
况下，污染物浓度随人均 GDP 的增长而降低。文 lna CO 2 序列不平稳，需进行一阶差分来提高序列的
献［11］在库兹涅茨“倒 U 字形曲线”假说基础上，首 平稳性。本文选取一阶差分后均稳定的 dlna CO 2 和
次将环境质量与人均收入之间的关系称为 EKC。 dlnb PRP 序列进行 Granger 因果关系检验。
本文利用散点图对我国人均 CO 2 排放量与人均 5.2 Granger 因果关系检验
GDP 数据（近似考虑为人均收入）进行分析。我国 Granger 因果关系检验主要用于分析经济变
尚未实现碳达峰，国家经济增长与 CO 2 排放量基本 量之间的因果关系，从时间序列的意义上提出了
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保持了正相关性，且拟合优度（R）很高，拟合程度较 因果关系的计量经济学定义：欲判断 X 是否引起
“
好，我国 CO 2 排放量与人均 GDP 的关系基本符合 Y，则考察 Y 的当前值在多大程度上可以由 Y 的
EKC。1990—2020 年我国人均 CO 2 排放量与人均 过去值解释，然后考察加入 X 的滞后值是否能改
GDP 的散点图如图 1 所示。 善解释程度。如果 X 的滞后值有助于改善对 Y 的
［13］
解释程度，则认为 X 是 Y 的 Granger 原因。” 我国
与可再生能源发电量占比 b PRP 的
CO 2 排放量 a CO 2
Granger 因果关系检验结果见表 4。
表 4 的检验结果表明，在滞后阶数（本文为数
据滞后年数）分别为 1，2，3 时，认为我国 dlnb PRP 不
的 Granger 原因的假设概率（P 值）分别
是 dlna CO 2
为 0.008 8，0.291 7，0.651 8，可见除滞后阶数为 1
图 1 1990—2020 年我国人均 CO 2 排放量与
人均 GDP 的散点图 的情况外，P 值均大于 0.05，假设可以被接受；认
不是 dlnb PRP 的 Granger 原因的假设
为我国 dlna CO 2
5 碳排放与可再生能源电力发展的关系
概率分别为 0.011 2，0.013 6，0.085 6，可见除滞后
分析
阶数为 3 的情况外，P 值均小于 0.05，假设不能被
5.1 数列稳定性分析 接受。上述分析结果表明，依据 1990—2020 年我
实施经济计量和预测的基本前提是样本数据 国 CO 2 排放量和可再生能源发电量占比数据，在
反映的统计特征具有代表性、可延续性，我们称这 95% 以上的置信水平下，我国碳排放量是可再生
些统计量（均值、方差、协方差）的取值在未来仍能 能源发电量占比的单向 Granger 原因。
表 2 1990—2020 年我国人均碳排放量
项目 1990 年 1995 年 2000 年 2005 年 2010 年 2015 年 2020 年
人均碳排放量/t 1.84 2.41 2.45 4.15 5.85 6.62 7.06
