經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)關(guān)系再研究

文章編號(hào)：1003-6636（2012）01-0019-08；中圖分類號(hào)：F124.5；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

摘要：本文運(yùn)用Hansen和Seo兩機(jī)制閾值協(xié)整研究了中國(guó)1955—2009年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源總消費(fèi)以及能源消費(fèi)各構(gòu)成部分（包括煤炭、石油、天然氣與電力等）之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）除了石油消費(fèi)和電力消費(fèi)外，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與其他變量都存在著非線性協(xié)整關(guān)系。（2）在正常（第一）機(jī)制中誤差修正對(duì)長(zhǎng)期均衡的調(diào)整是相對(duì)較小的，意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)市場(chǎng)存在著持續(xù)的不均衡，因此有必要采取能源需求方管理政策來(lái)提高能源效率，從而使二者關(guān)系回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

關(guān)鍵詞：閾值協(xié)整；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；能源消費(fèi)

The Relationship between Economic Growth and Energy Consumption Revisited

- A Threshold Cointegration Analysis

ZHANG Yan瞭ao

(School of Economics, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan, Hubei 430074, China)

Abstract：This paper uses Hansen睸eo two瞨egime threshold cointegration to study the relationship between economic growth on the one hand and total energy consumption and its components (including coal, oil, natural gas, electricity, etc.) on the other. The findings are as follows: (1) Except for oil and electricity consumption, there is a non瞝inear cointegration relationship between economic growth and other variables. (2) In the normal (first) regime, error correction adjusts long瞭erm equilibrium to a relatively small extent, meaning sustained disequilibrium between economic growth and energy consumption market. It is necessary, therefore, to adopt demand瞫ide management policy to improve energy efficiency, so as to bring their relationship back to long瞭erm equilibrium.

Key words：threshold cointegration; economic growth; energy consumption

一、引言

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系一直以來(lái)都是人們關(guān)注的熱點(diǎn)話題之一，國(guó)外最早研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的是Kraft.A和Kraft.J(1978)［1］，此后研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)可謂是汗牛充棟，其中Payne(2010) ［2］和Ilhan Ozturk（2010）［3］比較系統(tǒng)的總結(jié)了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的四種假設(shè)，即“增長(zhǎng)假設(shè)”（存在從能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系）、“節(jié)約假設(shè)”（存在著從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到能源消費(fèi)的因果關(guān)系）、“回饋假設(shè)”（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)存在雙向因果關(guān)系）和“中性假設(shè)”（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)不存在因果關(guān)系）。我國(guó)學(xué)者運(yùn)用不同時(shí)期的數(shù)據(jù)和方法對(duì)這幾種假設(shè)做出了相應(yīng)的檢驗(yàn)，得出“增長(zhǎng)假設(shè)”典型文獻(xiàn)有林伯強(qiáng)(2003) ［4］、趙進(jìn)文與范繼濤(2007) ［5］、Yuan等人(2007) ［6］和李曉嘉與劉鵬(2009) ［7］；支持“節(jié)約假設(shè)”的學(xué)者主要有吳巧生等 (2005) ［8］、林柏強(qiáng)等 (2007) ［9］；檢驗(yàn)出“回饋假設(shè)”的主要代表有韓智勇等 (2004) ［10］、吳巧生等 (2008) ［11］；有關(guān)“中性假設(shè)”的典型文獻(xiàn)有王海鵬等 (2006) ［12］和Yuan 等 (2008) ［13］。

本文的主要目標(biāo)是運(yùn)用Hansen和Seo（2002）［14］TVECM方法來(lái)檢驗(yàn)中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性（非對(duì)稱）協(xié)整。有關(guān)能源經(jīng)濟(jì)學(xué)科領(lǐng)域調(diào)整過(guò)程的非對(duì)稱性這一性質(zhì)很少有人關(guān)注，而最近的許多研究都提供了大部分宏觀經(jīng)濟(jì)變量的非對(duì)稱性調(diào)整（比如Ewing等，2006 ［15］；Maki和Kitasaka，2006 ［16］），忽略經(jīng)濟(jì)變量之間的非對(duì)稱性調(diào)整可能會(huì)導(dǎo)致有偏誤的推斷并因此而得出誤導(dǎo)性的結(jié)果。正如Balke和Fomby(1997)所指出，面向長(zhǎng)期均衡的調(diào)整并不是一直不變的，這意味著在正的偏離情況下收斂到均衡可能會(huì)比在負(fù)偏離情況下更快（或者相反）。［17］因此，如果證明了非對(duì)稱調(diào)整，那么傳統(tǒng)的向量誤差修正模型（VECM）是一個(gè)錯(cuò)誤的設(shè)定。

Lee和Chang(2005)研究表明，忽略結(jié)構(gòu)突變問題意味著不能夠提示每個(gè)子樣本期間內(nèi)的參數(shù)是否穩(wěn)定。［18］Lee和Chang(2007)在傳統(tǒng)的新古典單個(gè)部門總生產(chǎn)函數(shù)框架下同時(shí)考慮了臺(tái)灣能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性和非線性影響，通過(guò)兩次能源危機(jī)時(shí)期的閾值協(xié)整回歸模型分析結(jié)果表明，當(dāng)構(gòu)造經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的估計(jì)和預(yù)測(cè)時(shí)要考慮到由于存在能源消費(fèi)閾值導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)突變問題，并且得出臺(tái)灣能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系可以用倒U形來(lái)刻畫。［19］趙進(jìn)文和范繼濤(2007)運(yùn)用非線性STR模型，表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的影響具有非線性特征并且具有非對(duì)稱性。［5］Hu和Lin(2008)認(rèn)為當(dāng)達(dá)到閾值時(shí)存在均值回歸行為，這使得能源總消費(fèi)及分類能源消費(fèi)比經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更快。［20］Esso(2010)分析了7個(gè)非洲國(guó)家也表明能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間也存在結(jié)構(gòu)突變問題。［21］

本文試圖從另一個(gè)角度來(lái)提示中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，能源會(huì)變得更加稀缺，因此如何維持穩(wěn)定的能源供應(yīng)并且改善能源效率是今后的重要問題之一。Yang(2000) ［22］、Sari和Soytas(2004) ［23］、Wolde-Rufael(2004) ［24］采用了不同的分類能源消費(fèi)數(shù)據(jù)，而Hondroyiannis等(2002)［25］區(qū)分了居民和工業(yè)能源消費(fèi)，Yuan等(2008) ［13］運(yùn)用傳統(tǒng)的協(xié)整分析了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別與能源總消費(fèi)及分類能源消費(fèi)之間關(guān)系，此外，Yang(2000)認(rèn)為利用能源總消費(fèi)的一個(gè)缺點(diǎn)是不同的國(guó)家依賴不同的分類能源。因此，用能源總消費(fèi)來(lái)說(shuō)明分類能源消費(fèi)的影響是不大合適的?；诖耍疚氖状芜\(yùn)用TVECM來(lái)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源總消費(fèi)及分類能源消費(fèi)之間的關(guān)系及其判別能源消費(fèi)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

二、數(shù)據(jù)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)

本文所用的數(shù)據(jù)是1955—2009年的年度數(shù)據(jù)，實(shí)際GDP是按照GDP指數(shù)轉(zhuǎn)換為1978不變價(jià)格的實(shí)際GDP。能源消費(fèi)序列單位是萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。模型中所用的變量是：實(shí)際GDP（RGDP）、能源總消費(fèi)（Energy）、煤炭消費(fèi)（Coal）、石油消費(fèi)(Oil)、天然氣消費(fèi)（Gas）和電力消費(fèi)(ELEC)。所有的變量是以自然對(duì)數(shù)的形式來(lái)進(jìn)行描述，數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料》與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。

為避免“偽回歸”，在對(duì)變量進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，就有必要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文主要運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)的單位根檢驗(yàn)包括Dickey and Fuller(1979,ADF) ［26］和Elliot 等 (1996,DF-GLS) ［27］在內(nèi)的兩種單位根檢驗(yàn)，當(dāng)所考慮經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列樣本存在結(jié)構(gòu)突變時(shí)，這些標(biāo)準(zhǔn)單位根檢驗(yàn)可能會(huì)導(dǎo)致不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，從而使檢驗(yàn)結(jié)果存在偏誤，因此本文接著運(yùn)用Zivot和Andrews（1992，后文簡(jiǎn)稱ZA檢驗(yàn)）提出的以零假設(shè)的單位根統(tǒng)計(jì)量最小負(fù)值作為選擇結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的標(biāo)準(zhǔn)。其原始假設(shè)是數(shù)據(jù)具有單位根，備選假設(shè)是帶有結(jié)構(gòu)突變的趨勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程。①①Zivot,E and Andrews,D.W.K., 1992 ,Further evidence on the great crash, the oil-price shock, and the unit-root hypothesis, Journal of Business and Economic Statistics , 10, 251-270.由于這些時(shí)間序列的對(duì)數(shù)值的趨勢(shì)圖都顯示出有某種趨勢(shì)，因此所有的單位根檢驗(yàn)都帶有截距和趨勢(shì)項(xiàng)，表1報(bào)告了無(wú)結(jié)構(gòu)變化和存在結(jié)構(gòu)變化時(shí)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。

從表1中可以看出，除了煤炭消費(fèi)序列以外，其他變量在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原始假設(shè)，因此我們可認(rèn)為這些序列是I(1)的。如果考慮到結(jié)構(gòu)突變，那么煤炭消費(fèi)是一個(gè)平穩(wěn)的變量，煤炭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的突變點(diǎn)發(fā)生在1961年。可以結(jié)合中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史來(lái)說(shuō)明煤炭斷點(diǎn)出現(xiàn)在這一年的原因：1958—1960正值中國(guó)開展以大煉鋼鐵為中心的“大躍進(jìn)”運(yùn)動(dòng)時(shí)期，提出在鋼鐵和其他主要工業(yè)產(chǎn)品的產(chǎn)量方面“趕英超美”，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)和工業(yè)共同躍進(jìn)，例如提出鋼產(chǎn)量1959年要比1958年翻一番，由1070萬(wàn)噸到3000萬(wàn)噸,正是由于片面強(qiáng)調(diào)“以鋼為綱”，鋼鐵生產(chǎn)擠占了大量能源,由此帶動(dòng)了煤炭消費(fèi)的急劇提高，煤炭消費(fèi)總量從1957年的8901萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到1960年的28347萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，3年期間能源消費(fèi)的平均增速高達(dá)35%，而到了1961年能源消費(fèi)增長(zhǎng)速度為-34%，這主要是由于1961年中國(guó)開始大規(guī)模地壓縮基本建設(shè)投資規(guī)模，因此煤炭消費(fèi)也急劇下降， 1961—1963年的煤炭消費(fèi)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)?；谝陨戏治?我們認(rèn)為“大躍進(jìn)”的結(jié)束,引發(fā)能源消費(fèi)的變化,導(dǎo)致了1961年煤炭消費(fèi)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變。

（二）計(jì)量方法—非對(duì)稱調(diào)整閾值協(xié)整檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的協(xié)整理論認(rèn)為變量之間的協(xié)整可以用誤差修正模型來(lái)刻畫，其描述了變量對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離，并認(rèn)為面向均衡的調(diào)整在每個(gè)時(shí)期都是保持不變的。閾值協(xié)整（或者非線性協(xié)整）的概念是由Balke和Fomby(1997)首先提出的，他們認(rèn)為由于經(jīng)濟(jì)代理人存在調(diào)整成本，因此面向長(zhǎng)期均衡的調(diào)整在每個(gè)時(shí)期有可能不同，也就是說(shuō)當(dāng)偏離均衡超過(guò)某個(gè)臨界閾值時(shí)可能存在面向均衡的不連續(xù)調(diào)整，此時(shí)調(diào)整的收益要大于調(diào)整的成本，因此經(jīng)濟(jì)代理人傾向于快速調(diào)整到均衡。當(dāng)協(xié)整關(guān)系在某個(gè)特定區(qū)域不存在而如果系統(tǒng)偏離均衡太遠(yuǎn)時(shí)它又存在時(shí)，閾值協(xié)整能夠刻畫這種不連續(xù)的調(diào)整。

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中有關(guān)閾值模型最重要的統(tǒng)計(jì)問題之一，就是檢驗(yàn)閾值效應(yīng)是否存在。Balke和Fomby(1997)運(yùn)用已知協(xié)整殘差（即誤差修正項(xiàng)）對(duì)單變量進(jìn)行檢驗(yàn)（比如Hansen，1996；Tsay，1989）［28］ ［29］，此后的研究如Lo與Zivot(2001) ［30］把Balke與Fomby的方法拓展到在已知協(xié)整情況下的多變量閾值協(xié)整模型；Hansen和Seo(2002)則進(jìn)一步將其拓展到在未知協(xié)整向量情況下進(jìn)行閾值協(xié)整檢驗(yàn)，特別指出的是作者基于誤差修正項(xiàng)提出了一個(gè)協(xié)整向量和閾值效應(yīng)的兩機(jī)制閾值誤差修正模型(TVECM)。

Hansen和Seo（2002）考察的兩機(jī)制閾值協(xié)整模型可表述如下：

Δxt=A1′Xt－1(β)+ut

A2′Xt－1(β)+ut ， wt－1(β)≤γ

wt－1(β)≥γ(1)

其中，Xt－1(β)=1

wt－1(β)

Δxt－1

Δxt－2

Δxt－l

此處, xt是p維I(1)協(xié)整序列，p×1協(xié)整向量，wt(β)=β'xt表示I(0)誤差修正項(xiàng)，系數(shù)矩陣A1和A2描述了每個(gè)機(jī)制的動(dòng)態(tài)情況，γ是閾值參數(shù)，ut是誤差項(xiàng)。

模型(1)中的誤差修正有兩個(gè)機(jī)制，即wt－1低于或高于閾值γ代表著除協(xié)整向量以外的其他系數(shù)在機(jī)制1和機(jī)制2之間轉(zhuǎn)換，特別要指出的是估計(jì)出wt－1的系數(shù)意味著變量調(diào)整到均衡的不同速度。如果0≤P(wt－1(β)≤γ)≤1就表明存在閾值效應(yīng)，否則就退化為線性協(xié)整。

TVECM估計(jì)算法包括以下三步：首先是分別檢驗(yàn)平穩(wěn)性和運(yùn)用Johansen(1991)方法來(lái)檢驗(yàn)協(xié)整；其次是運(yùn)用I(1)序列到標(biāo)準(zhǔn)線性誤差修正模型中；最后是運(yùn)用最大似然估計(jì)來(lái)計(jì)算TVECM模型。為此運(yùn)用以下標(biāo)準(zhǔn)來(lái)選擇閾值參數(shù)γ：

ξ()=minlog1n∑nt=1t(γ)t(γ)'

一旦最小化上式的閾值參數(shù)γ被選擇，那么每個(gè)機(jī)制就要包含新的約束至少是預(yù)先設(shè)定的總樣本(π0)到格子搜索過(guò)程中： π0≤P(|wt－1|≤γ)≤1－π0。閾值參數(shù)γ（冗余參數(shù)）的統(tǒng)計(jì)顯著性包含了非標(biāo)準(zhǔn)推斷，因此作者通過(guò)自助法來(lái)計(jì)算SupLM的P值。此外，作者提出了兩種異方差一致LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)是否存在線性協(xié)整（原假設(shè)）、備選假設(shè)閾值協(xié)整。如果在原假設(shè)下不存在閾值，那么模型就轉(zhuǎn)換為傳統(tǒng)的VECM。第一種檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是當(dāng)協(xié)整向量為已知的，具體形式為：

SupLM0=SupγL≤γ≤γULM(β0,γ)

其中，β0在固定β情況下的已知值（即β0=1）。而第二種檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是協(xié)整向量為未知的，其具體形式為：

SupLM=SupγL≤γ≤γULM(,γ)

其中是β的估計(jì)值，在兩種檢驗(yàn)中γL,γU是搜索區(qū)域，因此γL是t－1的π0分位數(shù)，γU是t－1的(1－π0)分位數(shù)。Andrews(1993)建議π0設(shè)置在0.05與0.15之間較好。通過(guò)γL,γU 閾值來(lái)確定兩機(jī)制。

三、兩機(jī)制閾值誤差修正模型結(jié)果

基于前文的閾值協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，我們運(yùn)用非對(duì)稱誤差修正模型來(lái)代替模型誤設(shè)的線性誤差修正模型。也就是說(shuō)估計(jì)兩機(jī)制VECM從而來(lái)進(jìn)一步研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別與能源總消費(fèi)及分類能源消費(fèi)的非對(duì)稱動(dòng)調(diào)整態(tài)行為，如前文所提的，閾值誤差修正模型與傳統(tǒng)誤差修正模型所不同的是它允許面向長(zhǎng)期均衡調(diào)整過(guò)程中的非對(duì)稱性。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別與能源總消費(fèi)及分類能源消費(fèi)的兩機(jī)制誤差修正模型在下文①①通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別與石油消費(fèi)和電力消費(fèi)不存在閾值協(xié)整，因此后文也沒有相應(yīng)的TVECM。。在每個(gè)VECM方程中模型中最優(yōu)滯后階數(shù)是根據(jù)AIC準(zhǔn)則來(lái)選擇。括號(hào)中數(shù)值表示的是異方差一致（Eicker-White）估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤的t值，因?yàn)闆]有參數(shù)估計(jì)量和標(biāo)準(zhǔn)誤的正式分布，因此解釋時(shí)要注意。

（一） 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源總消費(fèi)

ΔGDPt=－0.58－0.05wt－1+0.68ΔGDPt－1－0.61ΔECt－1－0.60ΔGDPt－2

(－1.67)(－1.91)(3.10)(－2.49)(－1.86)

+0.82ΔECt－2+0.36ΔGDPt－3－0.75ΔECt－3+u1twt－1≤－12.68

(2.77)(1.48)(－4.55)

－4.33－0.36wt－1－0.79ΔGDPt－1+0.58ΔECt－1－0.09ΔGDPt－2

(－4.60)(－4.70)(－3.86)(5.51)(－0.46)

－0.54ΔECt－2+0.60ΔGDPt－3－0.86ΔECt－3+u1twt－1>－12.68

(－3.91)(3.84)(－7.96)

ΔECt=－0.10+0.002wt－1+0.21ΔGDPt－1+0.05ΔECt－1－0.56ΔGDPt－2

(0.21)(0.06)(0.62)(0.14)(－1.33)

+0.75ΔECt－2+0.37ΔGDPt－3－1.04ΔECt－3+u2twt－1≤－12.68

(1.75)(1.08)(－3.73)

3.00+0.24wt－1－0.77ΔGDPt－1+0.84ΔECt－1－1.64ΔGDPt－2

(2.09)(2.02)(－2.60)(5.35)(－6.58)

0.68ΔECt－2+0.97ΔGDPt－3－1.19ΔECt－3+u2twt－1>－12.68

(3.59)(4.93)(－11.92)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的TVECM估計(jì)結(jié)果如上，估計(jì)的閾值γ=－1268②②括號(hào)中的t值是根據(jù)Eicker-White標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算得出，自助法次數(shù)設(shè)為1000，格子搜索為50，后文類同。，檢驗(yàn)閾值系數(shù)的顯著性的LM檢驗(yàn)值為2719(自助法5%的臨界值為2127)，這表明存在閾值效應(yīng)。

第一機(jī)制發(fā)生在當(dāng)GDPt≤199ECt－1268時(shí)，其包含了約78%的觀測(cè)值，此時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有超過(guò)1268%的點(diǎn)要高于能源消費(fèi)；第二機(jī)制發(fā)生在當(dāng)GDPt≥199ECt－1268時(shí)余下的22%的觀測(cè)值中。從第一機(jī)制來(lái)看，ΔGDPt方程中的存在著顯著的誤差修正效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)，而對(duì)于ΔECt而言，其誤差修正項(xiàng)和動(dòng)態(tài)系數(shù)基本都是不顯著的；從第二機(jī)制來(lái)看，對(duì)于ΔGDPt和ΔECt方程都存在著顯著的誤差修正效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

圖1經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源總消費(fèi)的誤差修正效應(yīng)（1955—2009）圖1在TVECM框架下顯示了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的非對(duì)稱調(diào)整圖，橫軸是誤差修正項(xiàng)，其代表了對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離，縱軸代表隊(duì)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)對(duì)誤差修正的調(diào)整狀況。從中可以看出在第一機(jī)制中（第一機(jī)制占了總樣本的78%的觀測(cè)值，對(duì)應(yīng)的年份是1997年），對(duì)長(zhǎng)期均衡的調(diào)整是相對(duì)較小的，主要是靠經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)調(diào)整的，但調(diào)整速度很慢，其值是-005，意味著在1955—1997年期間，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)市場(chǎng)存在著持續(xù)的不均衡，閾值越大非均衡狀態(tài)就保持得越持久，這意味著更高的調(diào)整成本和低水平的能源市場(chǎng)化；而在1997—1999年中國(guó)經(jīng)濟(jì)在增長(zhǎng)155%的同時(shí)，能源消費(fèi)總量卻下降了56%，主要認(rèn)為是國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求疲軟，一批污染大、高能耗的企業(yè)相繼被關(guān)閉，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，技術(shù)進(jìn)步等多種因素共同作用的結(jié)果。

此外，圖1顯示出了誤差修正效應(yīng)，即在保持其他變量不變的情況下ΔGDPt和ΔECt是誤差修正項(xiàng)wt－1的回歸估計(jì)，從中可以看出，閾值左邊的誤差修正效應(yīng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)說(shuō)是負(fù)的效應(yīng)，而對(duì)于能源消費(fèi)來(lái)說(shuō)是相對(duì)穩(wěn)定的；在閾值的右邊顯示出了明顯的非對(duì)稱性，因?yàn)檎`差修正效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)的影響為正，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言則為負(fù)。該結(jié)果表明當(dāng)誤差修正值超過(guò)閾值時(shí)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反應(yīng)要大于對(duì)能源消費(fèi)的反應(yīng)。在此機(jī)制中，由于諸如世界石油市場(chǎng)沖擊或者突發(fā)經(jīng)濟(jì)事件等的外生沖擊會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)偏離均值水平，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則會(huì)收斂到長(zhǎng)期均衡。因此對(duì)于管理當(dāng)局來(lái)說(shuō)應(yīng)該采取能源需求管理政策來(lái)提高能源效率。

（二）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)

ΔGDPt=－172－013wt－1+007ΔGDPt－1+011ΔCOALt－1+025ΔGDPt－2

(－457)(－469)(038)(159)(175)

－032ΔCOALt－2－051ΔGDPt－3－037ΔCOALt－3－005ΔGDPt－4+023ΔCOALt－4

(－316)(－324)(－460)(－034)(223)

+001ΔGDPt－5－034ΔCOALt－5+u1twt－1≤－1381

(008)(－485)

－611－048wt－1－180ΔGDPt－1+057ΔCOALt－1－106ΔGDPt－2

(－1311)(－1336)(－1613)(1734)(－1574)

－023ΔCOALt－2－022ΔGDPt－3－081ΔCOALt－3+072ΔGDPt－4－107ΔCOALt－4

(－561)(－258)(－2593)(746)(－1072)

－010ΔGDPt－5－017ΔCOALt－5+u1twt－1>－1381

(－243)(－377)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)的TVECM估計(jì)結(jié)果如上，估計(jì)的閾值γ=－1381，檢驗(yàn)閾值系數(shù)的顯著性的LM檢驗(yàn)值為2792（其P值009，自助法5%的臨界值為3076)，其在10%的顯著性水平下存在閾值效應(yīng)。

第一機(jī)制發(fā)生在當(dāng)GDPt≤21COALt－1381時(shí)，其包含了約73%的觀測(cè)值，此時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有超過(guò)1381%的點(diǎn)要高于煤炭消費(fèi)；第二機(jī)制或者發(fā)生在當(dāng)GDPt>21COALt－1381時(shí)余下的27%的觀測(cè)值中。

從第一機(jī)制來(lái)看，ΔGDPt方程中存在著顯著的誤差修正效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)；對(duì)于第二機(jī)制而言，ΔGDPt和ΔCOALt方程存在著顯著的誤差修正效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

ΔCOALt=－112－009wt－1－035ΔGDPt－1+0371ΔCOALt－1+034ΔGDPt－2

(－157)(－174)(－127)(236)(151)

－003ΔCOALt－2－051ΔGDPt－3－064ΔCOALt－3－003ΔGDPt－4+037ΔCOALt－4

(－015)(－185)(－481)(－018)(215)

－034ΔGDPt－5－051ΔCOALt－5+u2twt－1≤－1381

(－117)(－284)

－1406－109wt－1－204ΔGDPt－1－001ΔCOALt－1－153ΔGDPt－2

(－561)(－562)(－339)(－007)(－424)

－075ΔCOALt－2－089ΔGDPt－3－092ΔCOALt－3+116ΔGDPt－4－218ΔCOALt－4

(－343)(－195)(－547)(225)(－407)

140ΔGDPt－5－135ΔCOALt－5+u2twt－1>－1381

(628)(－560)

圖2經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)的誤差修正效應(yīng)(1955—2009)圖2顯示出了誤差修正效應(yīng)，即在保持其他變量不變的情況下ΔGDPt和ΔCOALt對(duì)誤差修正項(xiàng)wt－1的估計(jì)回歸，從中可以看出，在第一機(jī)制中（第一機(jī)制占了總樣本的73%的觀測(cè)值，對(duì)應(yīng)的年份是1995年），在此階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)調(diào)整速度要大于煤炭消費(fèi)的調(diào)整速度，煤炭消費(fèi)調(diào)整接近于零，因此在該階段主要靠經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)調(diào)整從而使二者恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡，這說(shuō)明在該階段煤炭消費(fèi)效率是較低的，這可能是由于在1995年之前我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制還處在起步階段，煤炭?jī)r(jià)格主要以國(guó)家指導(dǎo)價(jià)格為準(zhǔn)，這是導(dǎo)致在此之前煤炭消費(fèi)低效率的主要原因之一。而從自1995年之后，國(guó)有企業(yè)改革從以往的放權(quán)讓利、政策調(diào)整進(jìn)入到轉(zhuǎn)換機(jī)制、制度創(chuàng)新階段，在此之后我國(guó)進(jìn)入了以建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制和經(jīng)濟(jì)調(diào)整增長(zhǎng)為基本特征的發(fā)展新階段，逐步建立起主要由市場(chǎng)形成價(jià)格的機(jī)制，在這一時(shí)期對(duì)國(guó)有企業(yè)進(jìn)行了改革，對(duì)于煤炭工業(yè)而言，在該階段加快了國(guó)有重點(diǎn)煤礦建設(shè)，促進(jìn)地方礦、鄉(xiāng)鎮(zhèn)礦的改造和提高，提出煤炭工業(yè)要實(shí)行開發(fā)與節(jié)約并重的方針，做到能源、經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展。［31］在第二機(jī)制中，誤差修正值對(duì)煤炭消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)都是負(fù)的，但是在第二機(jī)制中煤炭消費(fèi)調(diào)整速度更快，這說(shuō)明當(dāng)上一期偏離均衡時(shí)煤炭消費(fèi)調(diào)整的效率更高。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)在第二機(jī)制中的誤差修正效應(yīng)都大于第一機(jī)制中的誤差修正效應(yīng)，表現(xiàn)了明顯的非對(duì)稱性。

（三） 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與天然氣消費(fèi)

ΔGDPt=007+001wt－1+038ΔGDPt－1－019ΔGast－1+u2t,wt－1≤152

(815)(080)(542)(－722)

－018+006wt－1+078ΔGDPt－1－021ΔGaslt－1+u2t,wt－1>152

(－084)(113)(089)(－107)

ΔGast=0004+002wt－1+071ΔGDPt－1+016ΔGast－1+u2t,wt－1≤152

(014)(056)(247)(224)

327－048wt－1－1388ΔGDPt－1+320ΔGast－1+u2t,wt－1>152

(309)(－243)(－305)(281)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與天然氣消費(fèi)的TVECM估計(jì)結(jié)果如上，估計(jì)的閾值γ=152，檢驗(yàn)閾值系數(shù)的顯著性的LM檢驗(yàn)值為1712(自助法5%的臨界值為1472)，這表明存在閾值效應(yīng)。

第一機(jī)制發(fā)生在當(dāng)GDPt≤119GASt+152時(shí)，其包含了約89%的觀測(cè)值，此時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有超過(guò)152%的點(diǎn)要高于能源消費(fèi)；第二機(jī)制或者發(fā)生在當(dāng)GDPt>119GASt+152時(shí)余下的11%的觀測(cè)值中。

從第一機(jī)制來(lái)看，ΔGDPt和ΔGASt方程都不存在著顯著的誤差修正效應(yīng)；另一方面，對(duì)于第二機(jī)制而言，ΔGASt方程存在著顯著的誤差修正效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)，而對(duì)于ΔGDPt則不存在，這說(shuō)明ΔGDPt在此機(jī)制中接近于白噪聲。

圖3經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與天然氣消費(fèi)的誤差修正效應(yīng)，1955—2009此外，圖3顯示出了誤差修正效應(yīng)，即在保持其他變量不變的情況下ΔGDPt和ΔGASt是誤差修正項(xiàng)wt－1的回歸估計(jì)，從圖中可以看出當(dāng)誤差項(xiàng)小于閾值時(shí)，在閾值左邊（第一機(jī)制占了總樣本的89%的觀測(cè)值，對(duì)應(yīng)的年份是2004年）顯示出了接近于零的誤差效應(yīng)，此階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與天然氣消費(fèi)市場(chǎng)存在著持續(xù)的不均衡，閾值越大非均衡狀態(tài)就保持得越持久，這意味著更高的調(diào)整成本和低水平市場(chǎng)化的天然氣消費(fèi)；但是在閾值的右邊，誤差修正對(duì)天然氣消費(fèi)的影響為負(fù)，而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響接近為零，因此主要由天然氣消費(fèi)調(diào)整來(lái)使二者關(guān)系達(dá)到長(zhǎng)期均衡。該結(jié)果表明當(dāng)誤差修正值超過(guò)閾值時(shí)，其對(duì)天然氣消費(fèi)的反應(yīng)要大于對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反應(yīng)，從而導(dǎo)致天然氣消費(fèi)效率下降。因此，對(duì)于管理當(dāng)局來(lái)說(shuō)應(yīng)該采取天然氣消費(fèi)需求管理政策來(lái)提高其使用效率。

四、結(jié)論及進(jìn)政策啟示

本文主要運(yùn)用Hansen和Seo(2002)閾值協(xié)整研究了1955—2009年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別與能源總消費(fèi)、煤炭消費(fèi)、石油消費(fèi)、天然氣消費(fèi)和電力消費(fèi)之間非線性長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并得出如下結(jié)論：

第一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源總消費(fèi)存在著閾值協(xié)整。當(dāng)誤差修正項(xiàng)低于閾值時(shí)，即在1955—1997年期間，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)市場(chǎng)存在著持續(xù)的不均衡，閾值越大非均衡狀態(tài)就保持得越持久，這意味著更高的調(diào)整成本和低水平的能源市場(chǎng)化。當(dāng)誤差修正值超過(guò)閾值時(shí)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反應(yīng)要大于對(duì)能源消費(fèi)的反應(yīng)。在此機(jī)制中，由于諸如世界石油市場(chǎng)沖擊或者突發(fā)經(jīng)濟(jì)事件此類的外生沖擊會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)偏離均值水平，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則會(huì)收斂到長(zhǎng)期均衡。

第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)的TVECM分析結(jié)果表明，在兩個(gè)機(jī)制中，誤差修正項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)的影響都是負(fù)的，并且在第二機(jī)制的煤炭消費(fèi)誤差修正效應(yīng)要大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的誤差修正效應(yīng)，也就是說(shuō)煤炭消費(fèi)調(diào)整比經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更有效，從而使二者保持長(zhǎng)期均衡。

第三，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與天然氣消費(fèi)的TVECM分析結(jié)果表明：在第一機(jī)制中，誤差修正對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與煤炭消費(fèi)的影響都是正的，因此在該階段中二者存在非均衡的長(zhǎng)期關(guān)系，而在第二機(jī)制中主要是靠天然氣消費(fèi)來(lái)調(diào)整，從而使二者保持均衡關(guān)系。

為了能提高能源效率，中國(guó)有關(guān)政策當(dāng)局有必要在能源市場(chǎng)實(shí)施一些策略。首先，由于政策管制和法律限制，中國(guó)能源市場(chǎng)是一個(gè)壟斷市場(chǎng)。與諸如日本、韓國(guó)等東亞經(jīng)濟(jì)體相比，中國(guó)的能源市場(chǎng)化水平較低導(dǎo)致相對(duì)較低的能源價(jià)格，從而部分程度上降低了能源使用效率并且產(chǎn)生了過(guò)度的環(huán)境污染。為了提高能源效率和降低生產(chǎn)成本，政府應(yīng)該逐步放開能源市場(chǎng)和征收碳稅，此外要宣傳和教育消費(fèi)者和企業(yè)樹立節(jié)能的意識(shí)。其次，相關(guān)當(dāng)局應(yīng)該因地制宜地投資“熱電聯(lián)產(chǎn)”項(xiàng)目，因?yàn)椤盁犭娐?lián)產(chǎn)”既生產(chǎn)電能同時(shí)又生產(chǎn)熱能，它將高品位的熱能用于發(fā)電，低品位的熱能用于供熱，實(shí)現(xiàn)了能源梯級(jí)利用，是一種高效率的能源利用形式，具有節(jié)約能源、改善環(huán)境的綜合效益，符合環(huán)保需要。再次，有關(guān)當(dāng)局應(yīng)該發(fā)展包括天然氣、水能、風(fēng)能、太陽(yáng)能、熱能和生物能等在內(nèi)的綠色能源。最后，政府應(yīng)該建立和健全一種有效能源需求管理制度來(lái)降低能源消費(fèi)的增長(zhǎng)速度，從而提高能源效率。

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責(zé)任編輯：常明明

收稿日期：2011-09-27

作者簡(jiǎn)介：張炎濤（1981-），男，湖北云夢(mèng)人，華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)閿?shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。