河北能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的動態(tài)分析：基于狀態(tài)空間模型的檢驗(yàn)

杜 穎，肖榮閣，趙恒勤，范 軍，朱春華

(1.中國地質(zhì)大學(xué)(北京)地球科學(xué)與資源學(xué)院，北京 100083；2.河北地質(zhì)職工大學(xué)，河北 石家莊 050081)

河北能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的動態(tài)分析：基于狀態(tài)空間模型的檢驗(yàn)

杜 穎1,2，肖榮閣1，趙恒勤1，范 軍1，朱春華1

(1.中國地質(zhì)大學(xué)(北京)地球科學(xué)與資源學(xué)院，北京 100083；2.河北地質(zhì)職工大學(xué)，河北 石家莊 050081)

針對以往文獻(xiàn)偏重靜態(tài)分析的不足，本文利用1980～2012年河北省產(chǎn)出、資本存量、就業(yè)人數(shù)和能源消費(fèi)量時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。文章在多變量框架下構(gòu)建河北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的狀態(tài)空間模型，并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，而后利用卡爾曼濾波估算模型的時(shí)變參數(shù)，并對其變動進(jìn)行分析。結(jié)果表明：河北能源對勞動具有替代作用，能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用正不斷增強(qiáng)?，F(xiàn)階段，大氣治理帶來的能源需求下降，導(dǎo)致河北面臨較大的經(jīng)濟(jì)下行壓力，必須綜合利用稅收補(bǔ)貼等手段加快技術(shù)改造和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；狀態(tài)空間模型；平穩(wěn)性檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)；河北

隨著河北社會經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，特別是京津冀一體化帶來的北京央企外遷，河北各行業(yè)對能源的需求與日俱增，能源短缺與經(jīng)濟(jì)增長之間的矛盾已成為河北可持續(xù)發(fā)展面臨的重要問題。2000年之前，河北能源消費(fèi)量增速明顯慢于GDP增速，能源消費(fèi)量基本保持在6500萬t標(biāo)準(zhǔn)煤；之后，河北能源消費(fèi)增速迅速上升，一度超過GDP增速，年均增速達(dá)9.5%。河北能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)單一，煤炭就占河北省一次能源消費(fèi)的85%，2013年煤炭生產(chǎn)總量8609.9萬t，僅占全省煤炭消費(fèi)量的32.1%，能源短缺已嚴(yán)重制約河北經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。同時(shí)，能源消費(fèi)過程所帶來的環(huán)境污染也持續(xù)加劇，水污染和大氣霧霾已成為河北經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大桎梏，如何實(shí)現(xiàn)能源與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，已經(jīng)成為河北亟待解決的問題之一。

“十一五”以來，通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、推進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新等措施，河北各行業(yè)在降低能源消費(fèi)方面取得了一定成效，能源消費(fèi)增速明顯下降。然而，作為工業(yè)生產(chǎn)的重要要素，能源消費(fèi)的下降可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長放緩和失業(yè)率增加(Stern,2000)。2005年開始，河北能源消費(fèi)增速與經(jīng)濟(jì)增速同時(shí)下降，直觀反映出能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的同向變化趨勢，但增長率只能淺顯的說明河北能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的部分?jǐn)?shù)量變化關(guān)系，無法分析二者的動態(tài)關(guān)系。因此，對河北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行定量動態(tài)分析是非常必要的，有利于深層次挖掘問題所在，為制定積極有效的解決措施與發(fā)展戰(zhàn)略提供參考。

圖1 1981～2012年河北能源消費(fèi)增速與GDP增速比較(數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》)

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的定量研究，大多從能源需求和產(chǎn)出兩個角度出發(fā)。從需求角度出發(fā)的模型一般包括GDP、能源和CPI平減的能源價(jià)格三個變量，如De Vita and Endresen(2006)，從產(chǎn)出角度出發(fā)的模型主要有兩變量框架和多變量框架，兩變量即產(chǎn)出和能源消費(fèi)，如Narayan and Narayan(2010)、Alam et al.(2012)、韓志勇和魏一明(2004)；多變量框架則是在GDP、資本存量、勞動力和能源等多變量生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上展開研究，如Narayan and Smyth (2005,2007)、林伯強(qiáng)(2003)。由于標(biāo)準(zhǔn)的兩變量granger因果檢驗(yàn)不可能包含所有相關(guān)變量，有可能忽略影響能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的其他要素，從而得出錯誤結(jié)論(Ghali,2004；Guttormsen,2004)。因此，多變量框架模型得到廣泛運(yùn)用。

本文從產(chǎn)出角度研究多變量框架模型，主要是考慮到能源和經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系受多種變量關(guān)系影響，但由于這些變量是不斷變化的，能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間不可能是長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，不適用固定參數(shù)模型。因此，本文創(chuàng)新采用更為靈活的時(shí)變參數(shù)狀態(tài)空間模型對河北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行動態(tài)分析。

1 模型設(shè)定

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取1980～2012年統(tǒng)計(jì)資料數(shù)據(jù)，對河北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行全面分析。具體指標(biāo)表述如下。

1)產(chǎn)出Y是根據(jù)1980年不變價(jià)平減后的實(shí)際GDP。

2)資本存量K，由于中國尚未進(jìn)行過大規(guī)模資產(chǎn)普查，所以本文參考單豪杰(2008)的思路，利用1951年Goldsmith的永續(xù)盤存法(PIM)進(jìn)行估算，見式(1)。

(1)

式中：Kt是第t期資本存量；Kt-1是第t-1期資本存量；δ是資本折舊率；It是第t期投資額。這里的資本存量延續(xù)前人研究慣例，僅指物質(zhì)資本存量。

3)勞動投入量L采用年均就業(yè)人數(shù)，反映一定時(shí)期內(nèi)全部勞動力資源的實(shí)際利用情況。

4)能源消費(fèi)量E是以萬t標(biāo)準(zhǔn)煤計(jì)的各年能源消費(fèi)總量，指物質(zhì)生產(chǎn)部門、非物質(zhì)生產(chǎn)部門和生活消費(fèi)的各種能源的總和，包括原煤和原油及其制品、天然氣、電力，不包括低熱值燃料、生物質(zhì)能和太陽能等的利用。

以上數(shù)據(jù)根據(jù)歷年《河北統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料(1952～2004年)》、《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《新中國50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》整理。

由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)取對數(shù)后有利于消除序列的異方差，成為平穩(wěn)序列，因此，本文實(shí)證檢驗(yàn)使用各變量的對數(shù)值。經(jīng)濟(jì)增長(產(chǎn)出)、資本存量、就業(yè)人數(shù)和能源消費(fèi)量分別由lnY、lnK、lnL、lnE表示。文中出現(xiàn)的dlnY、dlnK、dlnL、dlnE分別表示一階差分后的lnY、lnK、lnL、lnE；ddlnY、ddlnK、ddlnL、ddlnE分別表示二階差分后的lnY、lnK、lnL、lnE。

1.2 模型設(shè)定

為了考察能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系，本文采用新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的總量生產(chǎn)函數(shù)——CD生產(chǎn)函數(shù)形式來開展研究，見式(2)。

(2)

式(2)兩邊同時(shí)取對數(shù)，等式變?yōu)槭?3)。

lnY=αlnK+βL+θlnE+C

(3)

由于能源消費(fèi)量等要素變化及其對產(chǎn)出的影響都是隨著社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展(時(shí)間)而變化的，有必要采用動態(tài)模型，在式(3)基礎(chǔ)上加入時(shí)間變量，構(gòu)造時(shí)變參數(shù)的狀態(tài)空間模型來更準(zhǔn)確的刻畫動態(tài)關(guān)系。狀態(tài)空間模型構(gòu)建見式(4)、式(5)。

lnYt=C+αtlnKt+βtLt+θtlnEt+ut

(4)

(5)

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，狀態(tài)空間模型通常被用來估計(jì)不可觀測的時(shí)間變量，如理性預(yù)測、長期收入等。許多時(shí)間序列模型都能作為特例寫成狀態(tài)空間形式并估計(jì)參數(shù)值，狀態(tài)空間模型由信號方程(signal equation)和狀態(tài)方程(state equation)構(gòu)成。本文方程(4)作為信號方程，表明了某時(shí)點(diǎn)上各投入要素與產(chǎn)出的關(guān)系，其中，C為常數(shù)，待估時(shí)變參數(shù)αt、βt和θt分別表示某時(shí)點(diǎn)上資本、勞動、能源各要素的產(chǎn)出彈性，均為不可觀測變量，可表示為一階馬爾可夫過程；式(5)是狀態(tài)方程，表明了狀態(tài)變量的生成過程，采用遞歸形式進(jìn)行定義。ut、ε1t、ε2t、ε3t是均值為0、服從正態(tài)分布的不相關(guān)擾動項(xiàng)。利用卡爾曼濾波算法可以對狀態(tài)空間模型的時(shí)變參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，具體方法見高鐵梅(2006)。

2 模型檢驗(yàn)

只有當(dāng)模型變量均需具備相同的單整階數(shù)，同時(shí)，變量間存在協(xié)整關(guān)系，所建立模型才有意義，否則模型就是偽回歸。為避免偽回歸，本文需要對建立的狀態(tài)空間模型變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即測算等式兩端各變量的單整階數(shù)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析中，判斷變量單整階數(shù)的方法主要是單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)法，它是左側(cè)單邊檢驗(yàn)，以“變量是非平穩(wěn)序列”為原假設(shè)、“變量是平穩(wěn)序列”為備選假設(shè)。表1給出了變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯觯齦nK，各變量的ADF檢驗(yàn)值的絕對值均小于5%臨界值，變量序列是不平穩(wěn)的。取一階差分后，除dlnY的ADF檢驗(yàn)值的絕對值大于1%臨界值，其余變量一階差分后在1%顯著水平下均是非平穩(wěn)序列。各變量二階差分后在1%顯著水平下均拒絕接受存在單位根的假設(shè)，都是平穩(wěn)序列。因此，各變量是二階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)形式(C,T,L)表示單位根檢驗(yàn)形式，包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢和滯后階數(shù)；滯后項(xiàng)階數(shù)由SIC準(zhǔn)則確定。

按照檢驗(yàn)對象的不同，協(xié)整檢驗(yàn)分為兩類：一類是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，如Engle-Granger檢驗(yàn)(EG兩步法)；另一類是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)(JJ檢驗(yàn))。鑒于Johansen檢驗(yàn)可以較好進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用Johansen檢驗(yàn)。

Johansen檢驗(yàn)必須先創(chuàng)建一個由lnY、lnK、lnL和lnE四個變量構(gòu)成的VAR模型，然后利用最大似然法估計(jì)未知參數(shù)，最后根據(jù)參數(shù)矩陣的秩判斷協(xié)整向量的個數(shù)。由表2可知，五種信息標(biāo)準(zhǔn)下選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)均為5。

由表3協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)論相同，即：在5%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整向量的原假設(shè)，認(rèn)為lnY、lnK、lnL和lnE四個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，且最多有2個協(xié)整向量。因而，由這四個變量構(gòu)建的信號方程(4)式有意義，不存在偽回歸。

表2 VAR滯后階數(shù)選擇準(zhǔn)則

注：* 表示根據(jù)該列準(zhǔn)則選定的滯后階數(shù)。內(nèi)生變量：lnY、lnK、lnL、lnE；外生變量：C；樣本區(qū)間：1980～2012；LR：連續(xù)修正LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(5%顯著水平下)；FPE：最終預(yù)測誤差；AIC、SC、HQ：AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則、HQ準(zhǔn)則。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：* 表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

將變量數(shù)據(jù)代入(4)式和(5)式，利用卡爾曼濾波算法可以得到狀態(tài)空間模型，估計(jì)結(jié)果見式(6)。

lnYt=-0.09+αtlnKt+βtLt+θtlnEt+ut

(6)

利用卡爾曼濾波算法估計(jì)時(shí)變參數(shù)的過程中，由于受初始值選擇的影響，早期的時(shí)變參數(shù)數(shù)值不能真實(shí)地反映河北資本、勞動和能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，因此本文從1982年開始對時(shí)變參數(shù)αt、βt和θt進(jìn)行討論，各時(shí)期時(shí)變參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表4。

圖2給出了1982～2012年時(shí)變參數(shù)αt、βt、θt(資本、勞動、能源產(chǎn)出彈性)的變化曲線。資本產(chǎn)出彈性αt，除1983年小幅下滑，80年代維持穩(wěn)中有升趨勢，最高值達(dá)0.949466；之后，資本產(chǎn)出彈性略有下降，保持在0.82左右；2002年“十六大”提出的新型工業(yè)化道路，要求實(shí)現(xiàn)增長動力轉(zhuǎn)換，即從要素驅(qū)動、投資拉動轉(zhuǎn)向技術(shù)進(jìn)步的創(chuàng)新驅(qū)動，資本對河北產(chǎn)出的拉動作用小幅下滑，但2012年0.7的高資本產(chǎn)出彈性仍反映出現(xiàn)階段資本對河北經(jīng)濟(jì)的巨大拉動作用且比較穩(wěn)定。

勞動產(chǎn)出彈性βt，在改革開放初期特別是1985年之前對經(jīng)濟(jì)拉動作用較大，明顯大于資本對經(jīng)濟(jì)的影響，主要是由于我國實(shí)行的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，使得農(nóng)村勞動力得到極大釋放，勞動效率大幅提高；之后，勞動對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)逐年下降，僅在1998年國企改革帶來了勞動效率小幅提高，這與河北農(nóng)業(yè)人口多，勞動力綜合素質(zhì)較低的現(xiàn)實(shí)相吻合。

表4 狀態(tài)空間模型時(shí)變參數(shù)的估計(jì)結(jié)果

圖2 1982～2012年?duì)顟B(tài)空間模型時(shí)變參數(shù)的變化趨勢

能源產(chǎn)出彈性θt，在1985年之前對河北經(jīng)濟(jì)的拉動作用較小，隨著1985年城市改革全面開始，河北逐步加強(qiáng)工業(yè)建設(shè)，能源產(chǎn)出彈性穩(wěn)步攀升，其中，1990年中東石油危機(jī)導(dǎo)致能源消費(fèi)彈性略有下滑。“十一五”以來，雖然國家層面積極推進(jìn)節(jié)能減排，鼓勵技術(shù)進(jìn)步，加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向第三產(chǎn)業(yè)等低能耗產(chǎn)業(yè)調(diào)整，但由于河北以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和以鋼鐵、水泥、電力等高耗能行業(yè)為支柱的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，使得河北能源產(chǎn)出彈性一度達(dá)到0.16的歷史最高水平。綜合來講，河北能源消費(fèi)彈性系數(shù)上升較快，由1982年的-0.85快速上升到2012年的0.13，能源對河北經(jīng)濟(jì)的拉動作用不斷加強(qiáng)，僅次于資本的影響。

結(jié)果表明，1982～2012年，特別是1985年全面推進(jìn)城市改革以后，河北經(jīng)濟(jì)向重化工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，工業(yè)作為能源消費(fèi)主力得到極大發(fā)展，同時(shí)，單位能源消耗帶來的GDP增長也呈大幅上升態(tài)勢，能源利用效率總體上不斷提高，能源的高投入對河北經(jīng)濟(jì)增長的巨大推動力不容忽視。然而，河北能源消費(fèi)彈性持續(xù)上升，也從另一角度反映出河北高耗能產(chǎn)業(yè)迅速擴(kuò)張和高耗能產(chǎn)品產(chǎn)量大幅增長的現(xiàn)實(shí)，經(jīng)濟(jì)對能源消費(fèi)的依賴度不斷增強(qiáng)，使得河北節(jié)能減排面臨巨大壓力，在一定程度上影響了河北可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)。

4 結(jié)論

本文在多變量框架下，采用更為靈活的時(shí)變參數(shù)狀態(tài)空間模型，分析河北能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系。研究表明，河北大多數(shù)年份的資本產(chǎn)出彈性大于勞動產(chǎn)出彈性，說明河北經(jīng)濟(jì)增長主要依靠投資拉動，勞動處于相對弱勢地位。資本和勞動產(chǎn)出彈性的下降態(tài)勢，說明河北經(jīng)濟(jì)增長對資本和勞動投入的依賴程度不斷降低，正逐步由要素拉動型增長向技術(shù)推動型經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變。比較同時(shí)期α、β、θ的變化趨勢，可以看出，能源產(chǎn)出彈性上升的同時(shí)，勞動產(chǎn)出彈性不斷下降，反映能源對勞動有一定替代作用。

本文得到的第二個重要結(jié)論是，河北經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)密切相關(guān)，二者存在長期均衡關(guān)系，能源對經(jīng)濟(jì)的拉動作用逐年增大。大多數(shù)年份，河北能源消費(fèi)增速與GDP增速的變化趨勢相同，呈同向變動；利用狀態(tài)空間模型對能源消費(fèi)彈性的估計(jì)結(jié)果也顯示，能源消費(fèi)的產(chǎn)出彈性持續(xù)上升，能源對經(jīng)濟(jì)的拉動作用在不斷提高。能源為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了基礎(chǔ)物質(zhì)保障，是河北省經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要推動力之一，能源消費(fèi)量的減少理論上會影響河北經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。但實(shí)際上，調(diào)整能源強(qiáng)度，對能源消費(fèi)減少帶來的經(jīng)濟(jì)下滑起到了一定緩解作用。2000年以來，河北經(jīng)濟(jì)增長率保持在10%左右，但能源強(qiáng)度逐年穩(wěn)步下降，全省單位產(chǎn)值能耗由1980年14.2t標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元下降到2012年的4.7t標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元，降幅達(dá)66.9%。由此可見，河北在保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長的同時(shí)，能源強(qiáng)度也出現(xiàn)顯著下降，能源利用效率穩(wěn)步提高，有利于緩解能源消費(fèi)減少帶來的經(jīng)濟(jì)下滑。

值得一提的是，河北三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由2000年16.2∶50.3∶33.5轉(zhuǎn)變?yōu)?012年的12∶52.7∶35.3，工業(yè)比重加大，高能耗的重化工業(yè)仍是現(xiàn)階段河北經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，能耗較低的第三產(chǎn)業(yè)尚未發(fā)揮作用。

河北2014年《政府工作報(bào)告》提出，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)總值增長8%的目標(biāo)，這就要求河北能源消費(fèi)量達(dá)到3.0855億t標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長率保持在2%左右。與此同時(shí)，河北20家鋼鐵企業(yè)、102家水泥企業(yè)進(jìn)入2014年國家首批淘汰產(chǎn)能名單，勢必使河北經(jīng)濟(jì)增長面臨較大的下行壓力。因此，為了保證河北經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長，必須確保經(jīng)濟(jì)增長與能源需求之間的協(xié)調(diào)發(fā)展，這需要解決三個關(guān)鍵問題：一是調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，降低重化工業(yè)在河北產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重，加大對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資本投入來替代部分能源需求；二是優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展風(fēng)能、太陽能等可再生能源，提高其對煤炭這一傳統(tǒng)能源的替代水平；三是通過稅收補(bǔ)貼等手段，加快鋼鐵、水泥、電力等高能耗產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步、淘汰落后產(chǎn)能、提高能源效率。鑒于鋼鐵、水泥和電力行業(yè)在未來一段時(shí)間內(nèi)仍將是河北支柱產(chǎn)業(yè)，因而其高效節(jié)能將直接關(guān)系到能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的長期協(xié)調(diào)發(fā)展。

[1] Stern，D I.A multivariate cointegration analysis of the role of energy in the US macroeconomy [J].Energy Economics，2000( 22)：267-283.

[2] De Vita G，Endresen K，Hunt L C.An empirical analysis of energy demand in Namibia [J].Energy Policy，2006( 34)：3447-3463.

[3] Narayan，P K，Narayan，S.Carbon dioxide emissions and economic growth：panel data evidence from developing countries [J].Energy Policy，2010，38(1)：661-666.

[4] Alam M J，Begum I A，Buysse J，etc..Energy consumption，carbon emissions and economic growth nexus in Bangladesh：cointegration and dynamic causality analysis [J].Energy Policy，2012(45)：217-225.

[5] 韓志勇，魏一鳴.中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].系統(tǒng)工程，2004(12)：17-21.

[6] Narayan P K，Smyth R.Electricity consumption，employment and real income in Australia evidence from multivariate Granger causality tests [J].Energy Policy，2005(33)：1109-1116.

[7] Narayan P K，Smyth R.A panel cointegration analysis of the demand for oil in the Middle East [J].Energy Policy，2007(35)：6258-6265.

[8] 林伯強(qiáng).電力消費(fèi)與中國經(jīng)濟(jì)增長：基于生產(chǎn)函數(shù)的研究[J].管理世界，2003(11)：18-27.

[9] Guttormsen A G.Causality between energy consumption and economic growth [D].Discussion Paper #D-24-2004，Agricultural University of Norway，2004.

[10] Ghali K H，El-Sakka M I T.Energy use and output growth in Canada：a multivariate cointegration analysis [J].Energy Economics，2004，26：225-238.

[11] 單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008(10)：17-31.

[12] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.

[13] 2014年《河北省政府工作報(bào)告》[EB/OL].(2014-01-08)[2014-08-15].http://he.people.com.cn/n/2014/0114/c192235-20378961.html.

Dynamic analysis of the relationship between the energy consumption and economic growth in Hebei：based on the state space model

DU Ying1,2，XIAO Rong-ge1，ZHAO Heng-qin1，F(xiàn)AN Jun1，ZHU Chun-hua1

(1.School of Earth Sciences and Resources，China University of Geosciences(Beijing)，Beijing 100083，China；2.Hebei University of Geological Workers，Shijiazhuang 050081，China)

Aiming at the limitation of the former literature on the static analysis，this paper empirically analyzes the dynamic relationship between energy consumption and economic growth by using the time series data of output，capital，employment and energy consumption in Hebei from 1980 to 2012.The state space model of energy consumption and economic growth in Hebei province has been built basing on the multivariate framework and tested through stationary and cointegration test.Then，time-varying parameters of the model have been estimated using Kalman filter，as well as analyzing their fluctuation.Results indicate：the energy consumption have the substitution to the labor，and play a greater role in boosting economic growth.At this stage with atmospheric controlling energy demand has declined，which will bring down the economy.To solve this problem，we should speed up technical transformation and upgrade the industrial structure using a combination of tax subsidies or another.

energy consumption；economic growth；state space model；stationary test；cointegration test；Hebei province

2014-08-19

河北省教育廳社科研究2014年度基金項(xiàng)目資助(編號：SZ141209)

杜穎(1986-)，女，漢族，河北藁城人，博士研究生，攻讀中國地質(zhì)大學(xué)(北京)資源產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)專業(yè)，主要從事資源經(jīng)濟(jì)的研究工作。E-mail：148121960@qq.com。

肖榮閣(1949-)，男，漢族，吉林舒蘭人，中國地質(zhì)大學(xué)(北京)教授、博士生導(dǎo)師，主要從事礦業(yè)勘查方面的教學(xué)與研究工作。E-mail：rgxiao@cugb.edu.cn。

F062.1

A

1004-4051(2015)06-0042-06