能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

楊曉玉+周丹

[摘 要] 基于吉林省1978-2015年的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整理論和基于誤差修正模型的Granger因果關(guān)系的理論和方法，檢驗(yàn)分析了吉林省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，吉林省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系，發(fā)現(xiàn)吉林省存在長期的經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系，即吉林省經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了能源消費(fèi)，而非能源消費(fèi)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，吉林省經(jīng)濟(jì)屬于非能源依賴型經(jīng)濟(jì)。吉林省在新一輪產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中，應(yīng)積極改造高能耗、低效率的產(chǎn)業(yè)；轉(zhuǎn)變能源發(fā)展方式，促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)多元發(fā)展，優(yōu)化能源供給結(jié)構(gòu)；發(fā)揮政府調(diào)控手段，鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，在采取適當(dāng)優(yōu)惠政策的基礎(chǔ)上促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從資本、能源密集型向技術(shù)密集型方向調(diào)整，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

[關(guān)鍵詞] 吉林?。荒茉聪M(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；誤差修正模型；格蘭杰因果檢驗(yàn)；結(jié)論；政策建議

[中圖分類號(hào)] F840 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] B

[文章編號(hào)] 1009-6043（2017）03-0057-04

引言

目前能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的研究已經(jīng)成為宏觀經(jīng)濟(jì)研究的熱點(diǎn)問題，西方對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的研究始于KraftJ和KraftA（1978）針對(duì)美國GDP與能源消費(fèi)研究，他們利用美國1947-1974年的樣本數(shù)據(jù)，進(jìn)行實(shí)證分析首次發(fā)現(xiàn)了GNP對(duì)能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系[1]，這意味著節(jié)約能源的政策可能會(huì)發(fā)起而不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生副作用。實(shí)證研究，后來擴(kuò)展到包括許多發(fā)展中國家，以促進(jìn)適當(dāng)?shù)哪茉凑叩膶?shí)施。例如，采用標(biāo)準(zhǔn)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，Masih等學(xué)者利用協(xié)整和誤差修正技術(shù)，研究了發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長和能源消耗之間的因果關(guān)系，研究的結(jié)果有好有壞和甚至出現(xiàn)沖突[2-4]。

從國內(nèi)學(xué)者的研究看，研究視角基本可以分為兩類。第一類從中國整體視角來考察經(jīng)濟(jì)增長和能源消耗之間的因果關(guān)系。例如，林小娟發(fā)現(xiàn)從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系[5]。韓智勇等發(fā)現(xiàn)中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向的因果關(guān)系，但不具有長期的協(xié)整性[6]。Soytas等的研究結(jié)論指出中國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間不存在Granger因果關(guān)系。第二類從省域視角來考察經(jīng)濟(jì)增長和能源消耗之間的因果關(guān)系[7]。例如王保忠等發(fā)現(xiàn)，能源消費(fèi)總量、能源生產(chǎn)總量與GDP之間存在長期協(xié)整關(guān)系，能源消費(fèi)和能源供給一起構(gòu)成了山西省經(jīng)濟(jì)增長的單向推動(dòng)引擎[8]。張興平等的分析結(jié)果說明：北京市短期存在從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系，而長期存在雙向Granger因果關(guān)系[9]。從國內(nèi)外學(xué)者的研究來看，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論主要分為雙向因果關(guān)系、單向因果關(guān)系和無因果關(guān)系三類。研究結(jié)論存在爭議，可能是由于學(xué)者們的研究地域、樣本區(qū)間、數(shù)據(jù)處理、檢驗(yàn)方法和分析范圍的不同造成的。

能源是整個(gè)世界發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的最基本的驅(qū)動(dòng)力，是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，2010年能源消費(fèi)總量32.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比上年增長5.9%，我國已成為世界上能源消耗的第二大國。我國能源供需不平衡的狀況已日漸突出，能源消費(fèi)主要集中在東部地區(qū)，但中西部地區(qū)用能增長較快。由于我國地域廣闊，不同地域的能源狀況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和發(fā)展模式等差別比較大，因此具體分析某個(gè)區(qū)域能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系對(duì)區(qū)域能源政策的制定具有一定的實(shí)際意義。吉林省是能源欠豐富地區(qū)，能源自給能力低，一次能源自給率不到50%。2008年，吉林省一次能源生產(chǎn)量占全國能源生產(chǎn)總量的1.3%。同時(shí)吉林省面臨能源供求矛盾，域外輸入壓力越來越大，能源利用水平也很低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的高消耗、低效率現(xiàn)象還相當(dāng)嚴(yán)重。按照國家下達(dá)的節(jié)能減排壓指標(biāo)，不僅要完成當(dāng)年節(jié)能減排目標(biāo)，而且還要消化以前年份的欠賬。由于吉林省正處于重化工業(yè)加快發(fā)展時(shí)期，“十二五”節(jié)能減排任務(wù)更重。由此可見，能源問題已經(jīng)成為制約吉林省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸問題。本文將運(yùn)用數(shù)據(jù)協(xié)整理論和誤差修正模型，探求吉林省研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的均衡關(guān)系具有重要的理論意義和實(shí)際意義。

一、模型和數(shù)據(jù)

本文的吉林省能源消費(fèi)數(shù)據(jù)和GDP數(shù)據(jù)均直接取《吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒》，考慮到資料的可得性，將時(shí)間跨度定為1978年至2015年，實(shí)際GDP為消除價(jià)格因素后的數(shù)據(jù)即以1978年為基礎(chǔ)的吉林省零售物價(jià)指數(shù)進(jìn)行平減后得到的數(shù)據(jù)，能源消費(fèi)序列用煤當(dāng)量計(jì)算，單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。為消除異方差，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)實(shí)施對(duì)數(shù)化處理，綜合能源與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究文獻(xiàn)，建立計(jì)量分析模型：

其中Yt代表能源消費(fèi)變量，Xt代表經(jīng)濟(jì)增長變量（包括k個(gè)回歸量），α表示截距項(xiàng)，βi為k×1階回歸系數(shù)列向量，εt隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，下標(biāo)t是各年份的標(biāo)識(shí)（t=1978，1979，…，2015）。本文數(shù)據(jù)的處理與分析借助于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews6.0完成。

二、研究方法

（一）單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)針對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)序列中是否具有某種統(tǒng)計(jì)特性而提出的一種平穩(wěn)性檢驗(yàn)的特殊方法。對(duì)時(shí)間序列單位根的檢驗(yàn)就是對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)，如果非平穩(wěn)時(shí)間序列存在單位根，則一般可以通過差分的方法來消除單位根，得到平穩(wěn)序列。單位根檢驗(yàn)的方法有很多種，包括DF、ADF、WS、HEGY、NP、PP和BLS等30余種，其中采用的方法是ADF檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

如果經(jīng)濟(jì)變量間確實(shí)存在著長期均衡關(guān)系，這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制，如果變量在某時(shí)期受到干擾后偏離其長期均衡點(diǎn)，則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。兩個(gè)序列具有相同的單整階數(shù)是序列間具有協(xié)整關(guān)系的必要條件。為檢驗(yàn)吉林省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長是否具有協(xié)整關(guān)系，本文建立如下模型：

（三）誤差修正模型

對(duì)于非平穩(wěn)變量，時(shí)間序列模型忽視了原變量的信息，而經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型又忽視了虛假回歸問題。Granger證明了若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則必然可以建立誤差修正模型；若用非平穩(wěn)變量可以建立誤差修正模型，則該變量之間必存在協(xié)整關(guān)系。本文結(jié)合以往的研究文獻(xiàn)和成果，建立如下誤差修正模型：

在式（3）和（4）中，LGDP和LEC分別是吉林省經(jīng)濟(jì)增長變量和能源消費(fèi)變量的對(duì)數(shù)形式，Δ表示一階差分，ECMt表示長期均衡誤差，k為LEC和LGDP序列的最佳滯后長度。

對(duì)于（3）和（4）式，如果α11的聯(lián)合Wald-F檢驗(yàn)為0，則表明經(jīng)濟(jì)增長不是能源消費(fèi)的短期格蘭杰原因；如果α22的聯(lián)合為0，則表明能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長的短期格蘭杰原因。對(duì)于λ1的檢驗(yàn)如果顯著不為0，則表明經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)的長期格蘭杰原因。對(duì)于λ2的檢驗(yàn)如果顯著不為0，則表明能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長的長期格蘭杰原因；如果對(duì)于λ1和α11聯(lián)合Wald-F檢驗(yàn)顯著不為0，經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)強(qiáng)的格蘭杰原因；同理λ2和α22聯(lián)合Wald-F檢驗(yàn)顯著不為0，經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)強(qiáng)的格蘭杰原因。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）ADF單位根檢驗(yàn)

對(duì)多個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析的第一步就是確定每個(gè)時(shí)間序列是否平穩(wěn)，判斷序列平穩(wěn)特性通常是借助單位根檢驗(yàn)方法。本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)的時(shí)間序列LEC與LGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

從表1可知，在1%、5%和10%的顯著水平下，LEC和LGDP序列是非平穩(wěn)的序列。差分后，在1%、5%和10%的顯著水平下，可以判斷LGDP和LEC一階差分序列是平穩(wěn)的，即原序列是一階單整序列而非平穩(wěn)序列。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)的對(duì)象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，如EG檢驗(yàn)。Engle等學(xué)者指出后者盡管比較簡單、實(shí)用，但檢驗(yàn)功效比Johansen檢驗(yàn)小[10]，由于不存在內(nèi)生變量與外生變量的區(qū)別，所有變量都被視為內(nèi)生變量，還允許對(duì)協(xié)整關(guān)系和速度調(diào)整系數(shù)施加約束進(jìn)行檢驗(yàn)，這些都是后者所不及的，這樣的思想也與能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系較為吻合。

1.VAR模型的確定

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于VAR模型進(jìn)行，其檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)VAR滯后階數(shù)的選擇較為敏感。為了選擇最為合適的k值，本文依據(jù)了LR、SC、AIC與HQ信息準(zhǔn)則五個(gè)指標(biāo)來綜合進(jìn)行判斷。判斷結(jié)果如表2。

從表2中可以看出，除去SC準(zhǔn)則是選擇了為1外，其余所有的指標(biāo)都選擇了滯后期為3的結(jié)果。遵循Johansen等（2000）的建議，當(dāng)不同的信息準(zhǔn)則所選擇的滯后階數(shù)不一致時(shí)，使用漢南-奎因準(zhǔn)則來模型滯后階數(shù)，所以本文選擇建立VAR（3）模型。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

分析本文協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后期確定為2。由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布依賴于關(guān)于常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的假定，故其檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)檢驗(yàn)方程的形式也較敏感。本文按照J(rèn)ohansen（1992）的建議，采用潘圖拉準(zhǔn)則來最終確定恰當(dāng)?shù)膮f(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。確定有截距的模型作為最適合的協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，進(jìn)一步通過模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表3：

從表3可以看出能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一個(gè)長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。更進(jìn)一步估計(jì)對(duì)（2）公式進(jìn)行估計(jì)，協(xié)整關(guān)系式表示如下：

對(duì)ECM時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得到表4：

從表4中看出，ECM序列已經(jīng)是平穩(wěn)時(shí)間序列了，這也驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)時(shí)間序列的長期協(xié)整關(guān)系是成立的。再從公式（5）的二者的回歸系數(shù)可以看出，從長期看，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)是正相關(guān)關(guān)系，表明吉林省實(shí)際GDP上升（下降）1%，將導(dǎo)致能源消費(fèi)上升（下降）變化0.373%。用向量誤差修正模型來進(jìn)一步考察它們的短期波動(dòng)與長期均衡的聯(lián)系。

（三）向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)還可以分為兩種形式：一種是傳統(tǒng)的基于VAR模型的檢驗(yàn)；另一種則是最近發(fā)展起來的基于VEC模型的檢驗(yàn)。Feldstein指出如果非平穩(wěn)變量間存在著協(xié)整關(guān)系，則應(yīng)考慮使用基于VEC模型進(jìn)行因果檢驗(yàn)，即不能省去模型中的誤差修正項(xiàng)，否則得出的結(jié)論可能會(huì)出現(xiàn)偏差[11]。本文所采用基于VEC的Granger長短期因果檢驗(yàn)可以同時(shí)考察變量間短期因果關(guān)系和長期因果關(guān)系，并用Wald-F法對(duì)VEC方程中估計(jì)出的系數(shù)的顯著性進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)，來判斷各變量長短期因果關(guān)系的方向。具體估計(jì)誤差修正模型結(jié)果見公式（7）和（8）。

公式（7）和（8）中ECMt項(xiàng)表示對(duì)變量長期均衡關(guān)系在短期內(nèi)的偏離可以起到糾正調(diào)節(jié)作用。而它前面的調(diào)整系數(shù)估計(jì)值分別為-0.184和-0.029，反映了經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)變量間受短期沖擊后向長期均衡值調(diào)整的速度，其絕對(duì)值越大，則調(diào)整的速度越快，符合反向修正機(jī)制。

在表5中給出了Wald-F檢驗(yàn)（原假設(shè)為聯(lián)合檢驗(yàn)系數(shù)為零）的F值。結(jié)果表明，在10%的顯著水平下，經(jīng)濟(jì)增長短期對(duì)能源消費(fèi)無因果關(guān)系，但長期對(duì)能源消費(fèi)有因果關(guān)系；能源消費(fèi)短期和長期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都沒有因果關(guān)系。

（四）方差分解

方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同沖擊的重要性。為進(jìn)一步來了解能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間相互作用與影響，本文采用方差分解方法來定量描述，結(jié)果見表6。

從表6可以看出，能源消費(fèi)在滯后期為1時(shí)，100%的來自于自身，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源消費(fèi)的相對(duì)方差貢獻(xiàn)率從第2期的0.819%，增加到第5期4.391%后，到第10期上升為12.078%，并呈現(xiàn)繼續(xù)增長的趨勢，因此能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長在短期貢獻(xiàn)不顯著，從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源消費(fèi)的方差貢獻(xiàn)率逐漸增大。從0.819%到12.078%，也說明從長期來看經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源消費(fèi)具有顯著的影響。經(jīng)濟(jì)增長在滯后期為1時(shí)，100%的來自于自身，此后盡管略有降低，但最后穩(wěn)定在95.896%以上，能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的相對(duì)方差貢獻(xiàn)率從第2期的2.714%，增加到第5期4.761%后，在第10期下降為4.104%，并呈現(xiàn)逐漸收斂的趨勢，因此能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長無論在短期還是長期來看方差貢獻(xiàn)率都不顯著。方差的分析結(jié)果為因果關(guān)系提供了有力的證據(jù)。

四、結(jié)論及政策建議

本文運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型對(duì)吉林省的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究。研究表明，吉林省經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)兩者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，且存在從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系，即吉林省經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了能源消費(fèi)，而非能源消費(fèi)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，吉林省經(jīng)濟(jì)屬于非能源依賴型經(jīng)濟(jì)。從實(shí)證研究結(jié)論可以得出以下政策：

1.吉林省經(jīng)濟(jì)屬于非能源依賴型經(jīng)濟(jì)。說明該吉林省能源依賴程度比較小，執(zhí)行保守的能源政策可能不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響或者影響比較小。吉林省在新一輪產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中，積極改造高能耗、低效率的產(chǎn)業(yè)，對(duì)全省經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響應(yīng)該較小。

2.轉(zhuǎn)變能源發(fā)展方式，促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)多元發(fā)展，優(yōu)化能源供給結(jié)構(gòu)。以吉林省自身資源條件和環(huán)境承載力為依據(jù)，優(yōu)化發(fā)展火電，加快開發(fā)水電，科學(xué)有序開發(fā)風(fēng)電，并大力開發(fā)利用生物質(zhì)能、太陽能和地?zé)崮?，積極推進(jìn)核電項(xiàng)目，積極推進(jìn)分布式能源發(fā)展，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)。

3.發(fā)揮政府調(diào)控手段，鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，對(duì)低能耗、高效益的高新產(chǎn)業(yè)加以引導(dǎo)和扶持，在采取適當(dāng)優(yōu)惠政策的基礎(chǔ)上促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從資本、能源密集型向技術(shù)密集型方向調(diào)整，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

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[責(zé)任編輯：潘洪志]