信息化与二氧化碳排放强度关系研究
（山西财经大学 工商管理学院，山西 太原０３０００６）
ＶＡＲ ［摘 要］文章主要阐释了二氧化碳排放强度、信息化的概念，利用 对信息化与二氧化碳排放强度关系进行研究，发现信息化对二氧化碳排放强度有负向作用：信息化水平越高，二氧化碳排放强度越低。［关键词］二氧化碳排放强度；信息化；低碳经济ＤＯＩ １０１３９３９／ｊｃｎｋｉｚｇｓｃ２０１７０３０２２ ［］
２０１０年我国成为世界第二经济体，信息技术的使用对经济发展有重要意义———不仅促进经济增长，而且对绿色经济发展也具有重要意义。
１ 文献综述
Ｔａｄａｏｕｍｅｓａｏ Ｍｏｏｎ－信息化研究由日本学者 最早提出， Ｓｏｏｋｉｍ Ｙｏｎｇｔａｅｐａｒｋ ２０
和 研究了 世纪八九十年代信息技术对韩国产业技术变化的影响。我国学者的研究多涉及信息化与产业结构和环境保护方面。赵昕、茶洪旺分析了信息化发展水平与产业结构变迁的相关性，得出两者之间相互促进关系；李继文指出信息化是产业结构优化方向，信息化本身离不开产业结构优化；唐小坤和玉哲探讨了信息化与环境保护的关系，指出让信息化在环保领域发挥积极作用；汪彬彬、朱琦研究了运用信息化在环境保护中通过海量环境数据的准确采集；信息化对经济的影响学者通过对产业结构的影响来分析，对环境的影响多通过能源强度和环境信息化建设来探索。目前尚未有文献分析信息化与二氧化碳强度的关系。
２ 研究设计 ２１ 变量选择与说明
ＣＯ２二氧化碳排放强度是单位生产总值增长带来 排放量。如随着一国经济增长每单位国民生产总值增长带来的二氧化碳排放量呈下降状态，该国就可能实现或正在实现低碳发展模式。／ＧＤＰ计算公式：二氧化碳排放总量 。 由于数据有限且中国信息化水平测算开始时间较晚，仅有数据样本不足以进行模型建立与测算。对于信息化水平的刻画目前存在较大争议。本文借鉴李雷鸣的研究方法，用信息量指标来刻画信息化，选取邮电业务总量来刻画信息化水平。邮电业务总量：用价值量形式表现的邮电通信企业为社会供给的各类邮电通信业务的总量。２２ 模型设计构建以信息化为二氧化碳排放强度影响因素的回归模型ｌｎｙ＝ｃ＋ａｌｎｘ ｌｎｙ形式如下： 。式中 为二氧化碳排放强度， ｌｎｘ ａ Ｃ为信息化水平变化量， 为弹性系数， 为常数项。２３ 研究方法１９７８ １９８０ １９８５ １９９０—２０１４以 年、 年、 年、 年的二氧化ＡＤＦ碳排放强度和邮电业务总量为研究对象运用 检验研究信息化与二氧化碳排放强度间是否具有长期稳定均衡关系，短期动态关系的刻画，及用格兰杰因果法检验因果关系并运用最小二乘法估计出两者间的关系。最后用脉冲分析动态关系。２４ 实证分析２４１ 平稳性和协整性检验ＡＤＦ Ａ， Ｂ， Ｋ） Ａ检验结果如下，检验类型 （ 中的 代Ｂ Ｋ表方程中的常数项， 代表时间趋势， 代表滞后阶数； ０” “表示方程中不包括常数项或时间趋势项，滞后阶数由Δｌｎｘ １）系统自动选择。 表示一阶差分 （见表 。 ｌｎｙ Δｌｎｘ不存在单位根是平稳序列， 不存在单位根是平ｌｎｘ ｌｎｘ ｌｎｙ稳序列，即 序列是一阶单整的。 和 二者可能存在长期稳定关系。时间序列估计方法普遍采用最小二乘法。对二氧化碳排放强度和邮电消费总量进行参数估计，结果为： ｌｎｙ＝２０３６２９１－００００５０７ｌｎｘ １６５５５８２）（００００１２） （ １３０８１８１）（－４１５９０３４） （ ０３９９５０４，模型可决系数为 修正后的可决系数为０３７６４０８ Ｃ ｌｎｘ ｔ １％说明模型拟合效果不好， 和 的 值均在Ｆ １７２９７５６，显著性水平下通过了检验， 统计量值为 通过了ＤＷ ０２２５２２０， ＤＷ ００１显著性检验。 值为 由 检验法 （在
２８ １， ｄｌ＝１１０４ｄｕ＝显著性水平上样本容量为 自变量为１２４４） Ｄｗ＜ｄｌ误差项存在正相关。－模型存在正相关用科克伦 奥克特迭代法作广义差分回ｌｎｙ＝ｃ １） ＋Ｃ ２） ｌｎｘ＋归，先做一次差分模型为： （ （ ＡＲ １） ＝Ｃ（３） Ｃ（１） Ｃ（２） ［（ ］其中 为常数项， 为变Ｃ（３）量的回归系数， 为滞后项系数。修正后的模型为： ｌｎｙ＝１０４４６４４－００００００３９９ｌｎｘ＋ ＡＲ（１） ＝０８１４７３２ ［ ］ １７５８６４５）（０００００５２２） ００３００４１） （ （ ５９４００４８）（－０７６５７４６） ２７１２０９２） （ （ ０９７３８１０， ０９７１６２８，可决系数为 修正后的可决系数为Ｆ ４４６１９７３方程拟合程度很好， 统计量达到 通过了检验， ０５ ｔ ＤＷ在 显著性水平下通过了 检验，由 检验法可知 （在００１ ２７， １， ｄｌ＝１０８９显著性水平上样本容量为 自变量为ｄｕ＝１２３３） ｄｕ＜ｄｗ＜４－ｄｕ所以误差间无自相关。ｌｎｙ －００００００３９９的回归系数为 说明信息化水平的提高对二氧化碳排放强度具有反向的影响。２：残差序列进行单位根检验其平稳性结果见表
ＡＤＦ由结果可知， 值小于临界值通过检验，所以残差ｌｎｙ ｌｎｘ序列平稳，可以证明 与存在协整关系即二者之间具有长期稳定的均衡关系。２４２ 误差修正模型任何一组相互协整的时间序列变量都存在误差修正机制以反映短期调节行为。二氧化碳排放强度与信息化存在长期协整关系，模型合理，回归系数有经济意义。建立短期动态关系模型，即误差修正模型。模型为： Δｌｎｙ＝ Ｃ（６） ＋Ｃ（７） Δｌｎｘ＋ｃ（８） ｅｔ （－ ２） Ｃ（６） Ｃ（７） Ｃ（８） Δｌｎｘ式中 为常数项 和 分别为 和误差修正项的回归系数。回归结果为： Δｌｎｙ＝－ ０７９２０３３－００００００３３８Δｌｎｘ－０１４０７２６ｅｔ （－２） ０１７６１９５） ０００００４０４）（０１８７４６７） （ （ －４４９５５２１８）（－０９８３５９６）（－０７５０６７３） （ Δｌｎｘ ０５ ｔ和误差修正项都通过了 显著性水平下的 检－０１４０７２６ ①验。误差修正项的系数为 符合反向修正机制。－０１４０７２６，即调整系数为 说明长期均衡趋势误差校正项对１４％二氧化碳排放强度的调整幅度为 。从模型可以看出信息化与二氧化碳排放强度的作用机制１％，为：信息化水平提高 会引起二氧化碳排放强度下降 ０００３８％ －０１４０７２６，。同时误差修正项系数为 长期均衡机ｅｔ＞０ ｅｔ制的收敛机制为：当 时， 对二氧化碳排放强度的下ｅｔ＜０ ｅｔ降起负面作用，当 时， 对二氧化碳排放强度的下降ｅｔ＝０１４０７２６ ｅｔ起推动作用。在方程中 说明 对二氧化碳排放强度的下降有提升作用。２４３ 格兰杰因果关系检验单位根和协整检验已证实信息化与二氧化碳排放强度之间存在长期稳定均衡关系，但信息化是二氧化碳排放强度的原因吗？这种均衡关系能否证明信息化与二氧化碳排放强度之间存在因果关系呢？还需要进一步研究。
当原假设为 “二氧化碳排放强度不是信息化的格兰杰Ｆ ０６９８２９，原因”得到的 统计量为 原假设为 “信息化不是Ｆ二氧化碳排放强度的格兰杰原因”得到的 统计量为２９９０６７ ０１ ２， ２８ Ｆ。置信水平为 自由度为 样本容量为 的２９１ Ｆ２＞２９１，Ｆ１＜２９１值为 。 所以拒绝第二个假设即信息化是二氧化碳排放强度的格兰杰原因。信息化的提升必将带来二氧化碳排放强度下降。２４４ 脉冲响应函数上述分析不能反映信息化对二氧化碳排放强度影响的动态变化特征，即无法反映不同时期信息化对二氧化碳排放强度的影响程度，须应用脉冲响应函数对两者之间的动态关系Ｅｖｉｅｗｓ进行进一步研究。本文采用 自动选择时间十年。波动收敛逐渐趋向横纵，随着时间延长冲击越来越小。ｄｌｎｘ ｄｌｎｙ对 存在负向响应。信息化对二氧化碳排放强度减少具有长期稳定的推动作用。
３ 结论
通过分析信息得出，化对二氧化碳排放强度有负向作用：信息化水平越高，二氧化碳排放强度越低。
参考文献： １ Ｄｕｄｅｋ，ｄａｎｃｉｌｌａｒｙｂｅｎｅｆｉｔｏｆｒｅｄｕｃｉｎｇｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅｇａｓｅｍｉｓ ［］ ｓｉｏｎｉｎｔｒａｎｓｉｔｉｏｎａｌ Ｊ．ｗｏｒｌｄｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，２００３（１０） １７５９－１７６９ ［］ ２ Ｋｉｍｍｓｐａｒｋｙｔｈｅｃｈａｎｇｉｎｇｐａｔｔｅｒｎｏｆｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ ［］ Ｌｉｎｋａｇｅｓｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆｋｏｒｅａ：ｄｉｄｔｈｅｉｃｔｉｎｄｕｓｔｒｙｐｌａｙａｒｏｌｅｉｎｔｈｅ１９８０ｓ ａｎｄ１９９０ｓ？ Ｊ．ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｆｏｒｅｃａｓｔｉｎｇａｎｄｓｏｃｉａｌｃｈａｎｇｅ，２００９，１６ ［］ ５）：６８８－６８９ Ｐ２６） （ （下转
① 误差修正系数为负意味着上期的实际超过长期的均值，故在下期以负的修正项把实际值调整到均衡值，一般误差修正系数为负即为反向修正机制。