我國東北三省經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系研究＊

徐明圣，朱天星，張雪麗

（1.中國社會科學(xué)院金融研究所，北京 100086；2.沈陽工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，遼寧 沈陽 110871；3.大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部，遼寧 大連116023）

一、引言

從強調(diào)通過資源、生產(chǎn)效率促進經(jīng)濟增長的古典經(jīng)濟增長理論到近、現(xiàn)代的以規(guī)模收益為特征的經(jīng)濟增長理論都沒有闡述能源在經(jīng)濟增長中的作用，但是在對能源需求不斷增強的今天，能源越來越成為經(jīng)濟增長的依賴和制約因素。一方面經(jīng)濟增長顯著地增加了對能源的需求；另一方面能源提高了資源、勞動的生產(chǎn)效率，是經(jīng)濟增長的動力源泉［1］。

經(jīng)濟增長與能源消費間的關(guān)系分析始于Kraft和 Kraft的開創(chuàng)性工作［2］。他們用美國1947—1974年年度數(shù)據(jù)，得出僅存在GNP到能源消費的單向因果關(guān)系，即經(jīng)濟增長將帶動能源消費。Akarca和Long［3］的研究卻發(fā)現(xiàn)，當(dāng)使用同樣的時間序列數(shù)據(jù)，但樣本區(qū)間選取比 Kraft和Kraft更短時，不能得出類似的結(jié)果，這意味著樣本區(qū)間的不同選擇可能會影響二者之間的實證分析結(jié)果。Yu和Hwang［4］使用Engle－Granger提出的E－G兩步法，利用1974—1990年美國季度數(shù)據(jù)進行檢驗的結(jié)果表明，這兩變量之間并不存在長期的協(xié)整均衡關(guān)系。后來的學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，其他國家也存在經(jīng)濟增長與能源消費間不同程度和方向的因果關(guān)系。

陳燕武和吳承業(yè)［5］應(yīng)用多變量時間序列間的協(xié)整分析理論，分析了臺灣地區(qū)1954—1997年GDP與能源消費及其各組成部分（煤、石油、天然氣和電力）之間的長期均衡關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)GDP與能源總消費、GDP與電力消費之間存在協(xié)整關(guān)系，而GDP與煤、石油和天然氣消費量之間不存在協(xié)整關(guān)系。林伯強［6－7］應(yīng)用協(xié)整和誤差修正模型技術(shù)研究了我國電力消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，研究結(jié)果表明，在GDP、資本、人力資本以及電力消費之間存在著長期的協(xié)整均衡關(guān)系，并對效率和能源需求等進行了中長期的預(yù)測。韓智勇等［8］采用E－G兩步法和未考慮平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)格蘭杰因果檢驗，對1978—2000年GDP序列及能源消費總量數(shù)據(jù)進行分析，得出能源消費與GDP之間不存在長期均衡關(guān)系、但存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論。馬超群等［9］采用EG兩步法對1954—2003年年度數(shù)據(jù)進行分析，得出GDP與能源總消費和煤炭消費之間存在著長期均衡關(guān)系，與石油、天然氣和水電之間不存在協(xié)整關(guān)系，同樣在未考慮平穩(wěn)性條件下采用格蘭杰檢驗得出GDP與能源消費之間存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論。劉小麗和盧鳳君［10］從能源行業(yè)固定資產(chǎn)投資、能源消耗量與經(jīng)濟增長的關(guān)系角度出發(fā)，基于1981—2004年我國GDP、能源消費量及能源行業(yè)固定資產(chǎn)投資等統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果關(guān)系和誤差修正模型，檢驗了能源消費量與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，研究結(jié)果顯示，在短期內(nèi)，能源固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有促進作用，但不具有長期均衡關(guān)系，而能源消耗量與GDP之間不僅具有一定的協(xié)整關(guān)系，還存在著從GDP到能源消耗量的單向格蘭杰因果關(guān)系；從長期均衡來看，GDP每增加1％，能源消耗量增加1.458％。因此，在能源稀缺的條件下，應(yīng)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，節(jié)約能源，促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

從檢驗方法來看，大部分是用E－G兩步法或約翰森協(xié)整檢驗研究能源消費與經(jīng)濟增長之間的長期和短期協(xié)動關(guān)系，然后研究二者間的單向或雙向的因果關(guān)系。需要注意的問題是，盡管約翰森協(xié)整檢驗的基于回歸系數(shù)的極大似然估計比E－G兩步法更有效率，但是協(xié)整檢驗依賴于被檢驗變量間是同階整的，即同是I（0）或I（1）的，如果變量間不是同階整的就無法進行檢驗。另外，因果檢驗有時不但對外生變量的引入以及滯后結(jié)束的改變很敏感，而且對于樣本區(qū)間長度的選擇也很敏感（如Akarca和Long對美國數(shù)據(jù)的研究［3］）。

從國內(nèi)研究來看，很多實證研究是針對我國能源消費與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的，基于各省的研究較少，同時分析各省能源需求差別的文獻也不多見。因此，本文基于ARDL（自回歸分布滯后模型）方法（該方法不要求同是I（0）或I（1））研究我國東北三省的能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整和因果關(guān)系，避免了一般協(xié)整檢驗的同階整的要求。

二、東北三省經(jīng)濟增長與能源消費的基本情況分析

東北三省是我國重要的重工業(yè)基地、裝備制造業(yè)基地以及糧食生產(chǎn)基地，均有一定的能源稟賦，如煤炭是東北三省的共有資源，尤其黑龍江的煤炭和石油儲備非常豐富，是能源輸出大省。近些年東北三省的經(jīng)濟增長速度均在10％以上，明顯高于全國平均水平。但是東北三省在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、能源的需求和供給都存在很大差別。

從表1可以看出，東北三省中黑龍江第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率最高，說明黑龍江農(nóng)業(yè)和工業(yè)比較發(fā)達，但是其第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率最低；吉林第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率在東北三省中最高，說明其服務(wù)業(yè)很發(fā)達，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率最低；而遼寧農(nóng)業(yè)貢獻率最低，其工業(yè)和服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率分別落后于黑龍江和吉林兩省。

表1 東北三省1991—2009年三大產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率 單位：％

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和資源稟賦的差別使東北三省的經(jīng)濟增長方式和經(jīng)濟增長路徑存在差別。從經(jīng)濟增長率看，黑龍江的經(jīng)濟增長相對平穩(wěn)，而吉林和遼寧的經(jīng)濟增長在1993年以前波動較大。更進一步，結(jié)合東北三省的不同產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率分析，吉林和遼寧1993年前的經(jīng)濟增長波動源于其第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率的波動，也體現(xiàn)了吉林和遼寧，特別是遼寧輕重工業(yè)比例失調(diào)問題，而黑龍江經(jīng)濟波動較小主要在于其農(nóng)業(yè)的“平滑”作用以及其豐富的能源稟賦。從能源消費看，盡管1993年前吉林和遼寧經(jīng)濟增長波動很大，但是其能源消費的波動相對較小，一方面說明改革開放后此二省的經(jīng)濟基礎(chǔ)較低，經(jīng)濟增長比較容易拉動起來；另一方面也說明此二省的經(jīng)濟波動容易受到來自能源約束的影響。但是從1994—2009年這一區(qū)間段看，東北三省的經(jīng)濟增長與上一階段相比比較平穩(wěn)，但是能源消費波動較大，說明在這一階段的經(jīng)濟增長是以能源的大量消耗為代價。

三、東北三省經(jīng)濟增長與能源消費的動態(tài)因果關(guān)系分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文計量分析中采用1978—2009年年度數(shù)據(jù)，主要涉及地區(qū)生產(chǎn)總值和地區(qū)能源消費總量兩個變量。其中2004年之前的數(shù)據(jù)來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》，其余數(shù)據(jù)來自東北三省相應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒。為了剔除價格因素的影響，本文對GDP進行消脹處理（以1978年為基期），能源消費量直接采用東北三省統(tǒng)計年鑒提供的以發(fā)電煤耗計算法計算得到的能源消費總量，單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，它主要包括原煤和原油及其制品、天然氣和電力，不包括低熱值燃料、生物質(zhì)能和太陽能等的利用。在本文中，HE和HY、JE和JY以及LE與LY分別代表取對數(shù)后的黑龍江、吉林和遼寧各省的能源消費與GDP，在變量前標(biāo)有字母d或是△的，指對變量取了一階差分。

（二）計量方法

1.協(xié)整檢驗（邊界檢驗）

協(xié)整關(guān)系即長期動態(tài)關(guān)系，假設(shè)以E代表能源消費，Y代表地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值，則可以使用以下兩個方程研究能源消費與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系。

以方程（1）為例，T代表時間趨勢，λ和γ代表協(xié)整關(guān)系，α和β代表短期動態(tài)關(guān)系，εt為獨立同分布的白噪聲過程，k和q代表最大的滯后階數(shù)。如變量間存在長期動態(tài)關(guān)系的原假設(shè)和備擇假設(shè)簡寫為：

H0：λ=γ=0

H1：λ和γ至少有一個不為0

這里使用F統(tǒng)計量進行聯(lián)合顯著性檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量服從一個非規(guī)則的漸進分布。如果計算得到的F統(tǒng)計量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，表明能源消費與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系；如果計算得到的F統(tǒng)計量小于臨界值，則接受原假設(shè)，表明不存在協(xié)整關(guān)系。

2.格蘭杰因果關(guān)系

當(dāng)兩變量間存在協(xié)整關(guān)系時，ARDL模型可以通過對變量水平值及其滯后項回歸來確定長期因果關(guān)系，同時，還可構(gòu)造ECM（誤差修正模型）來檢驗變量間的短期因果關(guān)系并反映修正機制對偏離長期均衡時的調(diào)整。具體方程如下（3）式和（4）式所示，其中ecm代表誤差修正項，m和n分別代表最大的滯后階數(shù)。

（三）實證檢驗結(jié)果

1.單位根檢驗

ARDL檢驗方法要求變量的單整階數(shù)不能超過1，因此，本文利用PP單位根檢驗法，分別對所有變量的水平值及其一階差分進行檢驗，以判斷其穩(wěn)定性，判斷結(jié)果如表2所示。

表2 各變量一階差分的檢驗結(jié)果

從表2可以看出，各省的能源消費量對數(shù)的差分序列都是穩(wěn)定的，而各省的經(jīng)濟增長的對數(shù)差分序列卻不穩(wěn)定?？梢?，各省的能源消費與經(jīng)濟增長序列不是同階整的，因此可以用ARDL模型深入分析各省能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

2.基于ARDL模型的協(xié)整分析

ARDL檢驗是通過Microfit4.1軟件操作完成的，協(xié)整關(guān)系的證明基于方程（1）和（2）進行。在運用方程進行檢驗前，首先采用AIC準(zhǔn)則并兼顧自由度確定滯后階數(shù)，而是否加入趨勢項則根據(jù)該項的顯著性確定，估計結(jié)果如表3所示。

表3 邊界檢驗結(jié)果

從表3可以看出，黑龍江、吉林和遼寧均存在從經(jīng)濟增長到能源消費方向的協(xié)整關(guān)系，并且吉林還存在能源消費到經(jīng)濟增長方向的較弱的協(xié)整關(guān)系。因此本文將探討吉林和黑龍江從經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關(guān)系（短期和長期），以及吉林從經(jīng)濟增長到能源消費的雙向因果關(guān)系。

3.協(xié)整變量間的因果關(guān)系檢驗

邊界檢驗僅證明一些變量間是否存在長期動態(tài)關(guān)系即協(xié)整關(guān)系，本文將驗證這些存在協(xié)整關(guān)系的變量是否存在長期或短期的因果關(guān)系。長期關(guān)系的確定通過以下的ARDL（p，q）選擇模型進行檢驗。本文采用AIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，在檢驗時設(shè)定的最大滯后階數(shù)為4階。具體結(jié)果在表4的“長期關(guān)系”部分給出。

從表4可以看出，HY的系數(shù)不顯著，說明黑龍江的能源消費與經(jīng)濟增長的長期關(guān)系不顯著；但是在控制了時間趨勢后，誤差修正項的系數(shù)顯著為負，說明存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的長期因果關(guān)系；經(jīng)濟增長項的系數(shù)顯著以及F統(tǒng)計量顯著，說明黑龍江存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的短期因果關(guān)系。因此，黑龍江存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的長期和短期因果關(guān)系。

表4 ARDL（1，2）估計長期關(guān)系系數(shù)及短期ECM（因變量HE）

從表5可以看出，JY的系數(shù)顯著為正，說明在長期內(nèi)經(jīng)濟增長對能源消費有顯著的決定作用。誤差修正模型結(jié)果顯示，誤差修正項的系數(shù)顯著為負，說明存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的長期因果關(guān)系；經(jīng)濟增長的系數(shù)顯著以及F統(tǒng)計量顯著說明存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的短期因果關(guān)系。因此，吉林存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的長期和短期因果關(guān)系。

表5 ARDL（3，0）估計長期關(guān)系系數(shù)及短期ECM（因變量JE）

從表6可以看出，LY的系數(shù)不顯著，說明遼寧能源消費與經(jīng)濟增長的長期關(guān)系不顯著；由誤差修正模型結(jié)果發(fā)現(xiàn)，誤差修正項的系數(shù)顯著為負，說明存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的長期因果關(guān)系；經(jīng)濟增長的系數(shù)顯著以及F統(tǒng)計量顯著說明存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的短期因果關(guān)系。因此，遼寧存在經(jīng)濟增長到能源消費方向的長期和短期因果關(guān)系。

表6 ARDL（3，4）估計長期關(guān)系系數(shù)及短期ECM（因變量LE）

四、東北三省經(jīng)濟增長與能源消費總量間的灰色關(guān)聯(lián)分析

從第三部分的分析可以發(fā)現(xiàn)，東北三省存在經(jīng)濟增長到能源消費的長期和短期因果關(guān)系，說明整體來講東北三省的經(jīng)濟增長的資源瓶頸不是很明顯，特別是1993年后東北三省的經(jīng)濟增長是以能源消費為代價的。但是我們從1978—2009年東北三省能源消費與供給之比可以看出，東北三省中的吉林和遼寧是能源缺乏的，二者的能源消費與能源生產(chǎn)之比均大于1，相比之下，吉林能源缺乏程度更大；而黑龍江能源消費與能源生產(chǎn)之比小于1，因此可以看出黑龍江是能源輸出大省。綜上所述，我們認為東北三省地域毗鄰，盡管經(jīng)濟結(jié)構(gòu)間存在差別，但是其能源消費和經(jīng)濟增長間存在互補性，如遼寧的煤炭、吉林的電力和黑龍江的石油具有一定的比較優(yōu)勢；遼寧和黑龍江的黑色金屬冶煉和加工業(yè)、裝備制造業(yè)和吉林的汽車制造為龍頭的加工業(yè)均具有比較優(yōu)勢。因此，我們將東北三省作為一個整體，通過灰色關(guān)聯(lián)模型從總量角度研究東北三省間能源消費與經(jīng)濟增長間的關(guān)系。

（一）灰色關(guān)聯(lián)模型

關(guān)聯(lián)度分析是對一個發(fā)展變化著的系統(tǒng)進行發(fā)展態(tài)勢的量化比較分析，發(fā)展態(tài)勢的量化比較就是對各時間序列幾何關(guān)系的比較。依據(jù)數(shù)學(xué)中的空間理論，并結(jié)合規(guī)范性、偶對稱性、整體性和接近性原則，在灰色系統(tǒng)理論中確立了參考數(shù)列x0與若干比較數(shù)列xi間的關(guān)聯(lián)系數(shù)［11］：

把關(guān)聯(lián)系數(shù)這一分散的信息集中起來，再做平均處理，便可得到比較曲線數(shù)列xi對參考曲線數(shù)列x0的關(guān)聯(lián)度：

在復(fù)雜系統(tǒng)中，如果參考數(shù)列是多個，比較數(shù)列也是多個，灰色系統(tǒng)理論則稱參考數(shù)列為母數(shù)列或母因素，稱比較數(shù)列為子數(shù)列或子因素。分別對某一母因素與全體子因素進行關(guān)聯(lián)分析，得出關(guān)聯(lián)度，則可建立關(guān)聯(lián)度矩陣，從而可對系統(tǒng)進行因素分析。

（二）灰色分析結(jié)果

用灰色系統(tǒng)理論的關(guān)聯(lián)矩陣對東北三省1978—2009年的能源消費與經(jīng)濟增長進行關(guān)聯(lián)度分析。以東北三省的GDP對數(shù)值作為母因素，以東北三省的能源消費作為子因素建立關(guān)聯(lián)矩陣R如下：

首先，矩陣R以行進行求和表明某一省的能源消費對各省經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)程度，用Ri（i =1，2，3）分別表示黑龍江、吉林和遼寧能源消費對各省經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)程度，其值越大，表明對經(jīng)濟增長的影響越顯著。從Ri的數(shù)值發(fā)現(xiàn)吉林能源消費與各省的經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)程度最大，說明吉林能源消費對東北三省的經(jīng)濟增長貢獻率較大，其次是黑龍江和遼寧兩省。

其次，矩陣R以列進行求和表明某一省的經(jīng)濟增長對各省能源的依存度，用R'j（j=1，2，3）分別表示黑龍江、吉林和遼寧經(jīng)濟增長對能源消費的依存度，其值越大，表明對能源消費的依存度越大（即經(jīng)濟依靠外延式的增長）。從這些數(shù)值來看，吉林經(jīng)濟增長對各省能源消費的依存度最低，黑龍江經(jīng)濟增長對能源消費的依存度最大。

五、結(jié)論

本文通過ARDL模型和灰色關(guān)聯(lián)模型分別研究東北三省經(jīng)濟增長與能源消費的總量和結(jié)構(gòu)的關(guān)系。通過研究發(fā)現(xiàn)：第一，黑龍江、吉林和遼寧均存在從經(jīng)濟增長到能源消費方向的短期和長期因果關(guān)系，但是這種趨勢是在控制了時間趨勢后才存在的，因此，黑龍江和遼寧兩省的經(jīng)濟增長要防止對能源的過度浪費。第二，黑龍江和遼寧兩省的經(jīng)濟增長對能源消費不具有長期決定關(guān)系。第三，吉林經(jīng)濟增長對各省能源消費的依存度較低，這與其較為合理的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)有關(guān)系。因此，黑龍江和遼寧兩省應(yīng)該加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，這樣不但可以減少對能源的浪費，更可以提高產(chǎn)品的附加值和競爭力。

能源高投入的發(fā)展模式不能保證經(jīng)濟的持續(xù)增長，能源投入的減少更不會給經(jīng)濟造成較大的沖擊，因此，集約型發(fā)展模式是東北振興的最佳選擇。

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