吉林省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析

(哈爾濱工業(yè)大學(xué) 人文社科與法學(xué)學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

0 引言

長(zhǎng)期以來(lái)，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的熱點(diǎn)話題。國(guó)外對(duì)二者間的研究較早且成熟，多使用基于協(xié)整分析的格蘭杰因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析，并且會(huì)結(jié)合研究國(guó)家的具體節(jié)能減排政策進(jìn)行評(píng)價(jià)：Kraft J和Kraft A率先對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行研究，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能源消費(fèi)的動(dòng)因，并且推行節(jié)能減排政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生負(fù)作用[1]。此后多年，各國(guó)學(xué)者針對(duì)不同國(guó)家展開細(xì)致研究，出于樣本與研究方法等的差異，對(duì)于二者之間關(guān)系的考察結(jié)論也各有不同[2]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者同樣是借用理論模型對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。目前，各學(xué)者們主要采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法進(jìn)行研究，并且重點(diǎn)以某個(gè)具體省份作為研究的對(duì)象：魏小霞認(rèn)為河南省存在由能源消耗量到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系[3]，馬俊鵬等在以湖北省為研究對(duì)象時(shí)同樣得出這種結(jié)論[4]。但運(yùn)用同種方法，季祖強(qiáng)的研究則指出福建省存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到能源消耗的單向因果關(guān)系[5]。由此可見，各省市間經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)狀況的差異，會(huì)導(dǎo)致研究的結(jié)果也各異。吉林省是能源欠發(fā)達(dá)的省份，尤其是一次能源的自給率較低，但是在吉林省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，高能耗、低效率的現(xiàn)象卻尤為顯著，可見能源問(wèn)題已經(jīng)成為制約其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸[6]。由此，探討吉林省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系顯然具有極強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

1 模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

1.1 三要素生產(chǎn)模型的構(gòu)建

生產(chǎn)函數(shù)模型常用來(lái)分析投入變量對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響，其中柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)以其簡(jiǎn)單的形式具備了經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中所具有的良好性質(zhì)，在經(jīng)濟(jì)理論應(yīng)用中具有一定意義。而在中國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展過(guò)程中，能源對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)突出，因此研究在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型基礎(chǔ)上，引入了能源因素[7]。并形成以下形式的三要素生產(chǎn)函數(shù)模型

(1)

式中Yt——考慮時(shí)間因素的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出；

Kt——考慮時(shí)間因素的資本投入；

Lt——考慮時(shí)間因素的勞動(dòng)力投入；

Et——考慮時(shí)間因素的能源消費(fèi)總量；

α——資本對(duì)產(chǎn)出的彈性；

β——?jiǎng)趧?dòng)力對(duì)產(chǎn)出的彈性；

γ——能源對(duì)產(chǎn)出的彈性；

A——代表中性的技術(shù)進(jìn)步所帶來(lái)的生產(chǎn)率。

由于本文中所用的經(jīng)濟(jì)變量均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了避免造成異方差現(xiàn)象，我們對(duì)引入了能源要素的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型的兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，并添加誤差項(xiàng)Ut。由此得到新的生產(chǎn)函數(shù)

lnYt=lnA+αlnKt+βlnLt+γlnEt+Ut

(2)

1.2 變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)選取

本文選取1990～2017年間經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、資本存量、勞動(dòng)力投入與能源消費(fèi)總量的年度數(shù)據(jù)作為研究變量，因?yàn)槿厣a(chǎn)率這一數(shù)據(jù)難以獲得，故而將此剔除[8]。此外，研究中全部數(shù)據(jù)均來(lái)自于歷年《吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(1)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。選取吉林省地區(qū)生產(chǎn)總量(單位：億元人民幣)，為了剔除價(jià)格變動(dòng)影響，以1990年為基期，將各年度的名義GDP轉(zhuǎn)換為實(shí)際GDP。在模型中用GDP來(lái)表示。

(2)資本存量。選取吉林省固定資產(chǎn)投資總量(單位：億元人民幣)，為了使各年度的數(shù)據(jù)具有可比性，同樣以1990年為基期進(jìn)行處理。在模型中用符號(hào)K來(lái)表示。

(3)勞動(dòng)力投入。選取吉林省勞動(dòng)力歷年就業(yè)人口總量(單位：萬(wàn)人)，在模型中用符號(hào)L來(lái)表示。

(4)能源消費(fèi)總量。來(lái)自于統(tǒng)計(jì)年鑒中給出的歷年一次能源消費(fèi)總量指標(biāo)(單位：萬(wàn)t標(biāo)準(zhǔn)煤)，在模型中用符號(hào)E來(lái)表示。

2 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的定量分析

本文將采取以下步驟進(jìn)行定量分析：一是通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)和建立誤差修正模型，分別分析在長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)中能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有顯著作用。二是運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，進(jìn)一步研究?jī)烧咴诮?jīng)濟(jì)學(xué)意義上的關(guān)系如何。

2.1 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是進(jìn)行協(xié)整分析的第一步，我們通過(guò)Eviews軟件對(duì)消除了異方差的時(shí)間序列l(wèi)nGDP、lnE、lnK和lnL進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后，其檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在5%的顯著水平上，原序列l(wèi)nGDP、lnE、lnK和lnL都不平穩(wěn)，但經(jīng)過(guò)了一階差分后的序列能夠通過(guò)檢驗(yàn)，因此lnGDP、lnE、lnK和lnL均屬于一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)了第一步的單位根檢驗(yàn)后，我們根據(jù)EG兩步法來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。利用Eviews軟件進(jìn)行回歸估計(jì)，我們得到lnGDP、lnK、lnE、lnL之間的靜態(tài)回歸方程

lnGDP=-18.142 17+1.116 289 lnK+1.103 359 lnL+1.354 126 lnE

T=(-3.703 487) (5.523 457) (1.262 588) (5.322 395)

p=(0.001 1) (0.000 0) (0.218 9) (0.000 0)

(3)

同時(shí)，回歸顯示lnK和lnE項(xiàng)的顯著性檢驗(yàn)的p值為0.000 0，lnL項(xiàng)的顯著性檢驗(yàn)的p值為0.218 9。這說(shuō)明在三要素當(dāng)中，能源消費(fèi)要素和資本投入要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯影響，而勞動(dòng)力投入要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并無(wú)顯著影響。此外，lnE項(xiàng)前的回歸系數(shù)值為1.103 359，是所有系數(shù)項(xiàng)中最大的一個(gè)，并且該項(xiàng)值為正數(shù)，這表明能源消耗量在三者當(dāng)中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力最強(qiáng)，并且能源消費(fèi)總量與地區(qū)生產(chǎn)總值的指數(shù)存在同向趨勢(shì)：即能源消費(fèi)每增長(zhǎng)1%，可以引起地區(qū)生產(chǎn)總值產(chǎn)生約1.35%的增長(zhǎng)幅度。

但是，模型中DW的值為0.36，該項(xiàng)數(shù)值偏小，表明方程可能存在謬誤回歸。因此繼續(xù)對(duì)方程所產(chǎn)生的殘差序列e再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1殘差序列e的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

變量(C,T,K)ADF值臨界值(1%)臨界值(5%)臨界值(10%)結(jié)論e(0,0,2)-3.837 758-2.660 72-1.955 02-1.609 07平穩(wěn)

數(shù)據(jù)來(lái)源：表中數(shù)據(jù)均采用Eviews8.0軟件計(jì)算所得；其中檢驗(yàn)類型(C,T,K)分別表示ADF檢驗(yàn)中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)以及滯后階數(shù)。

由上表可知，殘差序列e在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，可以認(rèn)為變量lnGDP和lnE之間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

在得出lnGDP與lnE之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系的結(jié)果后，接下來(lái)需要建立誤差修正模型來(lái)研究變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。剔除掉回歸系數(shù)不顯著的解釋項(xiàng)后，我們可以得到下列誤差修正模型

lnGDPt=-16.785 31+0.279 881 lnEt+1.107 36 lnKt-1+0.877 917 lnLt-1+1.120 148 lnEt-1+0.922 446ECMt-1

T=(-33.205 72)(4.453 215)(61.702 42) (9.912 920) (15.886 62) (48.289 53)

(4)

此外，誤差項(xiàng)ECMt-1反映了短期波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡時(shí)的調(diào)整力度。方程中的誤差修正項(xiàng)是顯著存在的，該項(xiàng)系數(shù)值為0.922 4，說(shuō)明上期的誤差修正項(xiàng)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值起正向的調(diào)整作用，當(dāng)?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值偏離均衡狀態(tài)時(shí)，上期的誤差修正項(xiàng)以92.24%的力度進(jìn)行調(diào)整，使其重回均衡狀態(tài)。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

接下來(lái)，我們通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的因果性，其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可以得出，滯后二期、三期和四期時(shí)，在10%的顯著性水平下我們拒絕原假設(shè)，認(rèn)為吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起能源消費(fèi)的原因，同樣能源消費(fèi)也是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，二者是典型的雙向格蘭杰因果關(guān)系。同時(shí)，我們?cè)谏厦娴姆治鲋姓J(rèn)為，無(wú)論是在長(zhǎng)期還是短期，能源消費(fèi)均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了明顯的拉動(dòng)作用，因此可以判定：吉林省是非常典型的能源依賴型經(jīng)濟(jì)。

3 對(duì)策與建議

上述分析可知，吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大程度上依然需要能源拉動(dòng)，因此吉林省仍然要保障能源供應(yīng)，以穩(wěn)固經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的成果。但是，吉林省高能耗的產(chǎn)業(yè)眾多且效益低下，如果放縱這些產(chǎn)業(yè)對(duì)能源肆無(wú)忌憚的進(jìn)行消耗，勢(shì)必在未來(lái)對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展帶來(lái)更大的損失[9]。因此，協(xié)調(diào)好吉林省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系尤為重要。綜合上述情況，我們從優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)與發(fā)展能源節(jié)約型經(jīng)濟(jì)兩個(gè)方面來(lái)給出對(duì)策與建議。

表2對(duì)lnE和lnGDP的格蘭杰因果檢驗(yàn)

零假設(shè)滯后期數(shù)F統(tǒng)計(jì)值P值結(jié)論ln E不是ln GDP的格蘭杰原因11.237 690.276 9接受ln GDP不是ln E的格蘭杰原因0.642 510.430 7接受ln E不是ln GDP的格蘭杰原因23.378 040.053 5拒絕ln GDP不是ln E的格蘭杰原因4.847 770.018 6拒絕ln E不是ln GDP的格蘭杰原因32.455 840.096 3拒絕ln GDP不是ln E的格蘭杰原因5.256 390.008 8拒絕ln E不是ln GDP的格蘭杰原因43.434 70.035 0拒絕ln GDP不是ln E的格蘭杰原因4.045 630.020 2拒絕

數(shù)據(jù)來(lái)源：表中數(shù)據(jù)均源于《吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒》，并經(jīng)過(guò)Eviews8.0軟件計(jì)算所得。

(1)注重能源結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，可以達(dá)到引導(dǎo)能源合理消費(fèi)、提高能源消費(fèi)整體效益的效果。如今，國(guó)家正大力推行“節(jié)能減排”政策，吉林省要想避免這一政策可能會(huì)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的損失，首先，應(yīng)該盡量減少煤炭和石油這種帶來(lái)高污染的化石能源的消耗量；其次，提高天然氣和水電這種清潔能源在能源結(jié)構(gòu)中比重；最后，大力發(fā)展新能源和可再生能源，如風(fēng)能、生物質(zhì)能、太陽(yáng)能和地?zé)崮艿?，從而推?dòng)能源內(nèi)部結(jié)構(gòu)向綠色低碳的方向發(fā)展。

(2)吉林省并非能源豐富大省，能源資源畢竟有限。為了經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展，吉林省必須大力發(fā)展能源節(jié)約型經(jīng)濟(jì)。這就需要政府運(yùn)用調(diào)控手段，通過(guò)加大科研投入和實(shí)行優(yōu)惠的稅收、補(bǔ)貼等政策，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行節(jié)能技術(shù)的創(chuàng)新，提高能源利用效率，從而提高整體的經(jīng)濟(jì)效益[10]。同時(shí)，進(jìn)一步引導(dǎo)和扶持低能耗、高效益的新型產(chǎn)業(yè)，降低高能耗產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的比重，形成新的高效、清潔、低碳型的產(chǎn)業(yè)布局。

4 結(jié)論

在上述研究基礎(chǔ)上，我們可以得到如下結(jié)論。

首先，在資本-勞動(dòng)力-能源三要素生產(chǎn)函數(shù)模型框架下，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型驗(yàn)證后，我們認(rèn)為吉林省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整關(guān)系，并且無(wú)論是長(zhǎng)期階段還是短期階段吉林省能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在顯著促進(jìn)作用。

其次，由格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得知，吉林省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者為雙向的格蘭杰因果關(guān)系，吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既是引起能源消費(fèi)總量的原因，同時(shí)能源消費(fèi)總量也是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。因此，結(jié)合上述分析，我們可以認(rèn)為吉林省是非常典型的能源依賴型經(jīng)濟(jì)。

最后，結(jié)合吉林省自身的特點(diǎn)與情況，在節(jié)能減排與可持續(xù)發(fā)展的背景下，本文提出優(yōu)化能源內(nèi)部結(jié)構(gòu)和發(fā)展能源節(jié)約型經(jīng)濟(jì)的政策建議，從而促進(jìn)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的關(guān)系能夠良好穩(wěn)定地發(fā)展。