不同發展階段國家能源消費與經濟增長實證研究

李瀟瀟

(中國社會科學院 研究生院，北京 102488)

一、引言

隨著世界經濟規模的不斷增大，世界能源消費量持續增長。同時，世界能源消費呈現不同的增長方式，發達國家增長率明顯低于發展中國家。能源消費結構趨向優質化，但地區差異仍然很大。伴隨著能源需求的增長，各國努力尋求穩定充足的能源供應，化石能源的利用會產生溫室效應、環境污染等，這一系列問題都使可再生能源的開發利用在全球范圍內升溫。從目前世界各國既定能源戰略來看，大規模地開發利用可再生能源已成為未來各國能源戰略的重要組成部分。從世界可再生能源的利用與發展趨勢看，風能、太陽能和生物質能發展最快，產業前景最好，其開發利用增長率遠高于常規能源。風力發電技術成本最接近于常規能源，因而也成為產業化發展最快的清潔能源技術。風電是世界上增長最快的能源，年增長率達27%。國際能源署的研究資料表明，在大力鼓勵可再生能源進入能源市場的條件下，到2020年新的可再生能源(不包括傳統生物質能和大水電)將占全球能源消費的20%，可再生能源在能源消費中總的比例將達30%。無論從能源安全還是環境要求來看，可再生能源將成為新能源的戰略選擇。[1]

能源消費與經濟增長的關系，尤其是可再生能源發展與各國經濟增長的關系引起了各國學者的關注和研究。Hsiao-Ping Chu等運用格蘭杰因果檢驗研究了西方六國集團的能源消費和經濟增長的關系，日本、英國和美國的核能消費促進了經濟增長，而在加拿大、法國和德國兩者關系并不明顯，他們同時對各國石油消費和經濟增長的關系做了研究，并對經濟發展提出政策建議。[2]Eggoh等研究了非洲21國能源消費與經濟增長的關系，按稟賦不同，將研究對象分為能源輸入國和能源輸出國兩種，研究發現各國能源消費、實際GDP、價格、勞動和資本之間存在均衡關系，不同國家的協整關系存在差別。[3]Nazlioglu等探討了OECD國家核能消費與經濟增長的關系，對其做了相關異質面板因果分析，發現使用面板分析與時間序列分析得出的結果差異較大，說明了不同統計分析工具在政策分析中扮演著重要角色。[4]陳詩一認為，改革開放以來中國工業總體上已經實現了以技術驅動為特征的集約型增長方式轉變，能源和資本是技術進步以外主要驅動中國工業增長的源泉，勞動和排放增長貢獻較低甚至為負，但一些行業仍為粗放型增長，必須提高節能減排技術。[5]楊宜勇、池振合認為，中國能源消費與經濟增長在長期內保持均衡狀態且兩者互為因果關系。[6]霍宗杰、周彩云認為，中國存在單向的經濟增長到能源消費和能源結構的因果關系，以及能源結構和能源消費的雙向因果關系。[7]賈功祥等檢驗了中國29個省市地區1997—2009年間經濟發展水平和能源消費量兩者互相對對方的沖擊情況，認為經濟增長和能源消費的互相拉動作用是非對等的，能源總量的消費對經濟增長波動的影響較顯著。[8]

可見，目前國際上的研究主要集中于區域或者經濟體的研究，國內文獻對我國和其他國家能源消費與經濟增長的比較研究相對較少，本文分別選取處于不同發展階段的國家，運用ARDL(Autoregressive distributed lag model)邊界檢驗和誤差修正模型(vector error correction model,VECM) Granger因果分析研究能源消費與經濟增長的關系，并對國家間進行橫向比較，分析發展中國家和發達國家之間在開發利用可再生資源策略方面的差異。

二、模型和方法——ARDL邊界檢驗和VECM Granger因果分析

本研究的目的是根據1980—2009年的年度數據探求不同發展階段國家(選取日本、美國、英國、法國等發達國家，中國、印度、巴西、南非等發展中國家)能源消費和經濟增長的關系。為此，筆者采用柯布-道格拉斯生產函數的對數化變形形式研究能源消費和經濟增長的關系。為了簡化模型，假設函數中勞動作為產出的外在因素，資本作為控制變量，同時假設技術進步保持不變。此外，為了重點分析引起經濟增長的不同能源種類的影響，筆者將能源消費分解為可再生能源消費和不可再生能源消費。經過變換，不同能源消費與經濟增長的關系如下：

lnYt=α0+α1lnRt+α2lnNRt+α3lnK+ut

(1)

其中，Yt為人均國內生產總值(美元)，Rt為可再生能源消費量(千克油當量/人)，NRt為不可再生能源消費量(千克油當量/人)，K為人均資本形成總額(美元)。

能源消費(可再生和不可再生)和經濟增長的長期關系可以運用ARDL邊界測試模型予以研究。[9]ARDL邊界測試模型避免了傳統的協整分析中由于各變量之間可能存在單整階數不一致導致無法進行分析的窘境，僅要求各變量的單整次數介于I(0)到I(1)之間即可。如果變量在公式(1)中被發現是靜止的，那么序列集成度的順序與應用ARDL邊界檢驗無關。對于相對小樣本的序列，這種方法也較合適。從一般到具體框架，無限制的ARDL選擇合適的滯后階數以捕捉數據生成過程。ARDL模型的適當修正足以校正殘差序列自相關問題。無限制的誤差修正模型(UECM)探討序列長短期關系的方程如下：

其中，Δ是差分算子，ut是t期殘差。根據赤池信息標準(Akaike information criterion，AIC)選擇適當的一階差分滯后期數。合理的F統計量的計算取決于模型中序列合適的滯后階數。滯后變量系數的共同意義運用Pesaran等的F檢驗來驗證。在公式(2)中，檢驗的原假設是變量之間不存在穩定的長期關系，即H0θY=θR=θNR=0，備擇假設為：H0θY≠0或θR≠0或θNR≠0，也可以設置備擇假設為原假設。兩個漸進關鍵值已經由Pesaran等產生。上臨界值(UCB)和下臨界值(LCB)被用來決定變量是否存在長期協整關系。如果所有變量都是平穩的，就運用LCB檢驗序列之間的協整。如果變量間是一階單整，就使用UCB檢驗序列間的長期關系。計算各方程(4)到(6)的F檢驗值，例如FY(Y/R,NR),FR(R/Y,NR),FNR(NR/Y,R)。如果計算的F統計量大于上臨界值(UCB)，則存在一個協整關系。如果計算的F統計量小于下臨界值，則表明變量間無協整。如果F統計量介于LCB和UCB之間，則無法確定是否協整。

因為樣本量比較小，所以每個國家只包括1980—2009年30個數據，運用Pesaran等的方法產生的臨界值是不合適的，因此，采用Narayan的上下臨界值法。[10]Pesaran等產生的臨界值適用于大樣本(T=500到T=40000)。Narayan等指出，Pesaran等提供了序列間協整分析的有偏決定。Pesaran等的臨界值顯著偏低。Narayan的上下臨界值更適合于序列為T=30至T=80的小樣本。[11]

一旦證實可再生能源消費、不可再生能源消費與經濟增長間的協整存在，就可探討序列間的因果關系。一旦變量間存在一階單整I(1)，向量誤差修正模型(VECM)就是一種檢驗變量間因果關系的合適方法。比較而言，向量誤差修正模型是一種無限制的向量自回歸模型的限制形式。這種限制性主要存在于序列間長期運行關系。由此可見，在這樣的環境中，響應變量被它自身的滯后和獨立變量的滯后以及誤差修正和殘差所解釋。向量誤差修正模型可以寫成如下形式：

這里Δ表示差分，uit表示殘差，假設其為獨立正態分布。滯后誤差項的意義即ECTt-1進一步驗證了變量間的長期運行關系。ECTt-1的估計也顯示出所有模型從短期到長期均衡路徑的收斂速度。當序列間存在協整和至少一個方向的因果關系時，向量誤差修正模型的Granger因果檢驗對于檢驗因果關系是合適的。此外，向量誤差修正模型的Granger因果檢驗有助于區分長短期因果關系。

誤差修正項里的負系數確保了系統的收斂，也表明了變量間長期運行的因果關系。同時，短期因果關系通過差分變量來衡量。在目前的背景下，α22,i≠0?i表明Granger檢驗可再生能源消費導致了經濟增長，β22,i≠0?i描述了從經濟增長到可再生能源消費的因果關系，反之亦然。隨后，Wald檢驗被應用于伴隨誤差修正項的給定變量的滯后值，誤差修正項導出變量間長期運行和短期運行因果關系的最后結論。[11]

三、不同國家經濟增長與能源消費的特征分析

從所選各國人均GDP示意圖(圖1)可以看出，總體來說，各國人均GDP大體呈增長趨勢，發展中國家生產總值明顯低于發達國家，但近年來增速較快。

由圖2可以看出，可再生能源的消費總體呈上升趨勢，但發達國家增速較慢，發展中國家中的中國、巴西基本呈直線增長趨勢。

*數據來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/ )圖1 各國人均GDP示意圖

由圖3可以看出，對不可再生能源的消費發達國家與發展中國家的差距較大。發達國家多數呈現平穩波動，但其基數較大，消費量不可小覷；發展中國家雖然總量較低，但總體呈現增長趨勢，尤其是中國2002年之后不可再生能源消費大幅增加。

由圖4可以看出，發達國家人均資本總額明顯高于發展中國家，但波動較大，2008年受金融危機影響，近年來呈下降趨勢，發展中國家基本呈增長趨勢，增長較為平穩。

四、模型分析

將序列的一階差分做ADF單位根檢驗，在10%的顯著性水平下，拒絕原假設，認為序列的一階差分是平穩的。

運用Microfit 5.0進行ARDL邊界檢驗,分別對每個國家的Y、R、NR取對數后的LnY、LnR、LnNR進行不同參數組合，以最小二乘法(OLS)估計一階差分的回歸結果，計算各模型F值，選擇各模型中最大的F值并與臨界值比較，判斷各變量間是否存在協整關系，具體見表1。

*數據來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/ )圖2 各國可再生能源消費量示意圖

*數據來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/ )圖3 各國不可再生能源消費量示意圖

*數據來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/ )圖4 各國人均資本形成總額示意圖

各國能源消費與經濟增長之間普遍存在協整關系。該結論不依賴于它們是I(0)還是I(1)過程。協整關系的存在，表明自變量與因變量間存在長期的均衡關系。對存在控制變量和協整關系的變量做向量誤差修正模型，其長期平衡關系為誤差修正項加控制變量的形式:y*=k0+k1x1+k2x2+k3x3，得到各國經濟增長和能源消費的長期關系如表2所示。

表1 各國最優F檢驗

*數據均來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/)

表2 各國經濟增長和能源消費的長期關系

∑Y-nb0-b1∑X1-b2∑X2-…-bm∑Xm-bm+1∑Xm+1-…-bn∑Xn=0

調整后的各國能源消費和經濟增長的長期關系見表3。

表3 調整后的各國經濟增長和能源消費的長期關系

各國的能源消費不同程度地促進經濟增長。能源消費對發達國家的影響小于發展中國家。能源消費每增加一個百分點，對發達國家經濟增加的百分點小于發展中國家。這與各國產業結構消費習慣以及基數不同有關。發達國家產業結構較為合理，對能源的依賴性較小，且能源消費本身基數較大，經濟發展潛力小于發展中國家。雖然彈性系數較小，但不可與增長量較小等同。大部分國家不可再生能源消費彈性大于可再生能源消費彈性。這是由于各國技術差距的不同，不可再生能源的使用時間較長，技術相對成熟，使用效率相對較高。但考慮到不可再生能源的局限性、可再生能源的潛力以及環境保護等因素，可再生能源將在未來能源供應中起重要作用。

表3反映了各國能源消費和經濟增長的長期關系，而根據表1的結果，對存在協整關系的變量間，求出其向量誤差修正模型，反映短期中可再生能源和不可再生能源對經濟增長的關系。經濟增長的VECM方程的可決系數和誤差修正系數如表4所示。

表4 經濟增長的VECM方程的可決系數和誤差修正系數

在經濟增長的VECM方程中，可決系數分別為0.8206,0.8894,0.8014,0.8394,0.6653,0.7712,0.9264,0.8654，這是經濟增長變動率可由能源消費的短期變動、它們之間長期均衡關系和人均資本形成總額的解釋部分，即中國的人均GDP可由可再生能源、不可再生能源的長短期變化及當期人均資本形成總額解釋為82.06%，南非的人均GDP可由可再生能源、不可再生能源的長短期變化及當期人均資本形成總額解釋為88.94%，印度、巴西、日本、法國、美國、英國的人均GDP由能源消費及資本解釋的部分分別為80.14%、83.94%、66.53%、77.12%、92.64%、86.54%。發展中國家經濟增長對能源的依賴作用較強，英美由于消費結構和消費習慣的原因對能源的依賴也很強。可決系數較大，說明能源消費的長短期變動和人均資本形成總額對經濟增長的解釋效果良好。各國誤差修正系數反映各國短期內經濟增長向長期均衡狀態調整的速度，分別以0.5104,0.8510,0.4373,0.7589,1.2123,0.4285,0.2134,0.4923的比例影響后一期的經濟增長的變化。

運用脈沖響應函數方法，分析當一個誤差項發生變化，或者模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，做出其脈沖響應函數。各國可再生能源的對數和不可再生能源的對數對人均GDP的對數的脈沖，人均GDP的對數和不可再生能源的對數對可再生能源的對數的脈沖，人均GDP的對數和可再生能源的對數對不可再生能源的對數的脈沖趨勢值見表5。

表5 各國各變量脈沖趨勢值

從表5可以看出，短期中，在人均GDP為因變量，可再生和不可再生能源為自變量的模型中，在本期給人均可再生能源一個正沖擊后，對各國人均GDP有促進作用。在以可再生能源為因變量，人均GDP和不可再生能源為自變量的模型中，分別給人均GDP和不可再生能源一個正的沖擊，對可再生能源都會產生拉動作用，其中人均GDP的作用大于不可再生能源。人均GDP的脈沖對各國可再生能源消費量沖擊呈正向關系，人均GDP的增加將使可再生能源消費增加。

五、結論與建議

通過以上實證分析，可以得到以下幾點結論：

第一，從長期關系看，能源消費對發達國家的影響小于發展中國家。總體來說，目前不可再生能源利用效率大于可再生能源的利用效率。可再生能源利用效率還存在一定的潛在空間，可再生能源的發展應該作為可持續發展的趨勢之一。

第二，在經濟增長的VECM方程中，計算了可決系數，即經濟增長變動率可由能源消費和資本的短期變動及它們之間的長期均衡關系解釋部分，可以看出，發展中國家經濟增長對能源消費的依賴性相對更強。可決系數較大，說明能源消費的長短期變動和人均資本形成總額對經濟增長的解釋效果良好。各國誤差修正系數反映了各國短期內經濟增長向長期均衡狀態調整的速度，除個別國家外，發展中國家的誤差修正系數普遍偏高。

第三，在短期內，經濟發展將對可再生能源的消費起促進作用，而人均GDP的沖擊對不可再生能源影響并不明顯。這可能與各國在經濟社會發展中調節經濟增長方式、改變經濟結構以及能源消費結構有關。

基于以上結論可知，隨著經濟增長，各國能源消費呈現不同的消費模式，其中可再生能源的消費是逐步增加的。可再生能源技術的進一步成熟和市場化應用可以促進經濟更好更快發展。同時，各國都應鼓勵和加大可再生能源的消費，節約和減少不可再生能源的消費，提高能源利用效率，重視經濟增長對提高發展中國家可再生能源消費的作用。各國應當采取各種政策支持，加快可再生資源的技術開發和推廣應用，使可再生能源得到快速發展，提高產業化水平和其在能源構成中的比重。

[參 考 文 獻]

[1]中華人民共和國國家發展和改革委員會.世界能源消費現狀和可再生能源發展趨勢[EB/OL].(2006-10-20).[2013-07-20].http://www.sdpc.gov.cn/nyjt/gjdt/t20061020_89236.htm.

[2]CHU H P, CHANG T.Nuclear energy consumption,oil consumption and economic growth in G-6 countries:Bootstrap panel causality test[J].Energy Policy，2012(48)：762-769.

[3]EGGOH J C, BANGAK C, RAULT C.Energy consumption and economic growth revisited in African countries[J].Energy Policy，2011(39)：7408-7421.

[4]NAZLIOGLU S, LEBE F, KAYHAN S.Nuclear energy consumption and economic growth in OECD countries:Cross-sectionally dependent heterogeneous panel causality analysis[J].Energy Policy,2011(39)：6615-6621.

[5]陳詩一.能源消耗、二氧化碳排放與中國工業的可持續發展[J].經濟研究，2009(4):41-55.

[6]楊宜勇，池振合.中國能源消費與經濟增長關系研究——基于誤差修正模型[J].經濟與管理研究，2009(9):39-45.

[7]霍宗杰，周彩云.我國經濟增長、能源結構與能源消費關系的實證分析[J].當代經濟管理， 2010(5):10-14.

[8]賈功祥，謝湘生.中國經濟增長與能源消費動態關系——基于面板向量自回歸模型的分析[J].首都經濟貿易大學學報，2011(4):34-40.

[9]PESARAN M H, SHIN Y, SMITH R J.Bounds testing approaches to the analysis of level relationships[J].Journal of Applied Econometrics,2001(16)：289-326.

[10]NARAYAN P K, NARAYAN S.Estimating income and price elasticities of imports for Fiji in a cointegration framework[J].Economic Modelling,2005(22)：423-438.

[11]SHAHBAZ M, ZESHAN M, Afza T.Is energy consumption effective to spur economic growth in Pakistan? New evidence from bounds test to level relationships and Granger causality tests[J].Economic Modelling,2012(29)：2310-2319.

[12]謝忠秋.非負系數線性回歸模型的構建[J].統計教育，2006(1):22-26.