東北三省能源消費和經濟增長關系研究
——基于面板數據的實證分析

崔明欣，劉 超

(東北石油大學 經濟管理學院，黑龍江 大慶 163318)

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●能源與環境問題研究

東北三省能源消費和經濟增長關系研究
——基于面板數據的實證分析

崔明欣，劉 超

(東北石油大學 經濟管理學院，黑龍江 大慶 163318)

本文通過選取中國東北三省1990-2013年的數據，運用面板單位根、面板協整、廣義修正最小二乘(FMOLS)和基于面板的誤差修正模型，對中國東北三省能源消費和經濟增長關系進行實證分析。結果表明：從異質面板的分析結果看當黑龍江、遼寧和吉林每增加1%單位能源消費時，對應的經濟增長上升0.43%、0.478%、0.442%；從同質面板的角度分析，當東北三省每增加1%單位能源消費時，對應的經濟增長上升0.45025%。從短期來講，能源消費和經濟增長不存在因果關系；從長期來看，能源消費和經濟增長之間存在雙向因果關系。最后提出了發展集約型發展模式、增加能源利用效率、加大能源儲備和供給能力、大力發展服務業等建議。

經濟增長;能源消費;FMOLS估計;面板單位根;面板協整

一、文獻回顧

能源消費和經濟增長關系開始受到廣泛關注是源于Kraft和Kraft(1978)的開創性研究。他們通過研究美國1947～1974年的GNP和能源消費數據，發現僅存在從GNP到能源消費單向的因果關系，建議政府應該采取節能政策。但隨后通過模擬技術，Akarca和Long證實Kraft和Kraft(1978)的結果是偽造的。

Ozturk和Ozturk&Acaravci總結了能源與經濟增長關系四個可能的假說。

第一種假說稱為“中立假說”，意思是能源消費和經濟增長之間沒有因果關系。如果這不是個例，能源消費保守或擴張性政策可能會對經濟增長產生不利影響。根據Belloumi研究發現，能源對經濟增長中性影響的主要原因：能源成本可以忽略不計，因此不太可能對經濟增長產生顯著的影響。能源消耗對經濟增長可能的影響取決于經濟結構和相關國家的經濟增長水平。隨著經濟的發展，其生產結構可能轉向對能源沒有太大依賴的服務業。

第二種假說是“保護假說”，即存在從經濟增長到能源消費的單向因果關系。這意味著，一個國家可以實現節能減排和環境友好型政策，而不會對經濟增長產生不良效應。

第三種假說是“節能導向型經濟增長假說”，存在從能源消費到經濟增長的單向因果關系。在這種情況下，政策制定者會特別關注能源的使用限制，因為這一行為在某種程度上可能會阻礙經濟增長。這一假說的支持者認為，能源是生產的重要投入，并作為土地，勞動力和資本的一個基本補充因素。在這種情況下，能量又被認為是經濟增長的一個限制因素。

第四種假說是“反饋假說”，即能源消費與經濟增長之間的雙向因果關系。能源消費和經濟增長既相互聯系又相互補充，這使得二者的關系相得益彰。

因果關系問題受到廣泛關注，主要有兩個原因：一方面是由于能源消耗和資源匱乏，另一方面是由于氣候變化急需出臺關于減少溫室氣體排放量的國際政策。事實上，能源消費與經濟增長之間的因果關系對于減少溫室氣體排放來控制全球變暖現象的政策制定起到非常重要的作用。由于這些氣體的排放都與能源使用量有關，至少從短期和中期來看，存在從能源消費到經濟增長的因果關系表明：減排計劃將導致國內生產總值減少。

本文基于面板數據，同時采用區域視角對能源消費和經濟增長的因果關系進行研究，希望對東北三省區域能源戰略的制定，以及區域發展和能源協調政策的制定提供參考。

二、研究方法

(一)面板單位根檢驗

首先檢驗變量的穩定性，本文采用5個面板單位根檢驗方法，包括LLC檢驗(Levine,Lin和Chu)，IPS檢驗(Im,Pesaran和Shin)，Fisher檢驗(ADF-Fisher和PP-Fisher)，Breitung檢驗和Hadri檢驗。

考慮面板自回歸模型：

其中：i=1,…,n表示橫截面單位，t=1,…,Ti表示時間，而εit表示平穩序列的干擾項。面板單位根檢驗的原假設與替代假設變為H0:δi=0,?i vs H1:δi<0。

由于方程(2-1)可能存在自相關，Levin, Lin and Chu(2002)在方程(2-1)的基礎上引入了高階差分滯后項(類似于ADF檢驗的形式)：

其中，δ為共同的自回歸系數(共同根)；不同個體的滯后階數pi可以不同；{εit}為平穩的ARMA過程；不同個體的εit互相獨立(不存在截面相關)，但允許異方差。通過引入足夠高階的差分滯后項可以保證εit為白噪聲。LLC檢驗也是左邊單側檢驗(拒絕域僅分布在最左邊)。LLC檢驗是直接進行OLS估計回歸方程，然后再對自回歸系數或t統計量進行校正，以消除動態面板偏差。Breitung檢驗(Breitung2000)的基本思路與LLC檢驗類似；主要區別在于，首先對數據進行“向前正交變換”即減去未來各期的平均值，然后再進行回歸，使得回歸后不再需要偏差校正。所得檢驗統計量計為λ，服從漸近標準正態分布，然后進行左邊單側檢驗。Breitung檢驗假設數據生成過程為AR(1)。如果存在更高階的自回歸項，則應先進行“預白噪聲化”，以消除原序列的自相關，即分別把Δyit與yi,t-1對(Δyi,t-1,…,Δyi,t-p)進行回歸，然后以這兩個回歸的殘差來代替Δyit與yi,t-1進行Breitung檢驗。Breitung(2000)假設不同個體的擾動項不存在截面相關。

為了克服個體的自回歸系數δ都相等的缺點(LLC檢驗與Breitung檢驗)，Im Pesar- an-Skin檢驗提出了如下面板單位根檢驗。假設面板數據中共有n個相互獨立的個體，對每個個體分別進行DF式回歸：

其中：δi為個體i的自回歸系數；εit服從相互獨立的正態分布(擾動項無自相關)，但允許異方差。假設T固定，而n→∞或固定。面板單位根的原假設為“H0:δi=0,?in1/n”而替代假設為“服從平穩過程的個體比例大于零”，即當n→∞時，n1/n收斂至某非零正數，其中n1為服從平穩過程的個體數。

Fisher檢驗原理是在面板數據中對每個個體分別進行單位根檢驗，然后匯總得到n個檢驗統計量以及相應的p值為{p1,…,pn}。

Hadri檢驗是將對時間序列/截面數據中的各截面序列建立如下回歸：yit=δi+ηi+uit然后利用各截面回歸的殘差項建立LM統計量，統計量的形式：

(2-4)

其中fi0為第i個截面回歸所對應的頻率為零時的殘差譜密度。最后，根據得到的LM統計量計算Z統計量：

(二)面板協整檢驗

為了檢驗能源消費和經濟增長關系，這里引用Pedroni(1999)面板協整方法：

其中，yit代表(N*T)×1維觀測變量，Xit代表(N*T)×m維觀測變量。開發漸近和有限樣本性質的統計量檢驗，檢驗零假設是“無協整關系”的面板模型。由于各個國家的參數不一樣，所以要求檢驗考慮到面板個體的異質性差異，這些差異包括短期動態效應和不同的長期協整向量。Pedroni提出兩種類型的檢驗，一類是基于組內尺度檢驗方法，包括panel v統計量，panelρ統計量，panel PP統計量和panel ADF統計量4個統計量。這些統計量包含了不同變量的自回歸系數對估計的殘差的單位根檢驗。第二類檢驗是基于組間尺度檢驗方法，包括groupρ統計量，group PP統計量和group ADF統計量3個統計量。異質面板和異質組面板均值協整統計量通過下列式子計算出來：

Panel v統計量：

panel rho統計量：

panel PP統計量：

panel ADF統計量：

Group rho統計量：

group PP統計量：

group ADF統計量：

(三)完全修正最小二乘估計(FMOLS)

鑒于變量是協整的，下一步涉及估算能源消費與GDP之間的長期關系。本文采用Pedroni(2001)提出的FMOLS估計的方法。

在協整面板中，用普通最小二乘法(OLS)會導致方程出現有偏估計，除非回歸方程變量嚴格外生，否則OLS不能直接用于參數估計。由于考慮到誤差項和回歸量的一階差分項以及常數項可能存在的相關性，FMOLS采用非參數估計去修正序列相關性。與此同時，FMOLS還提供了可用于推斷標準差一致的估計。FMOLS根據以下方程進行估計：

FMOLS估計：

(四)模型建立、數據來源

總結得到能源消費與經濟增長關系的實證模型：

其中，GDPit表示i省第t年的實際GDP(以1990為基期，單位為億元)，ECit表示i省第t年能源消費量(單位為萬噸標準煤)，αi表示各面板單位的協整關系中存在著不同的固定效應，βi表示各面板單位中的協整系數，εit表示誤差修正項。

本文實證部分采用1990～2013年年度數據，主要是地區能源消費總量、地區生產總值和固定資產投資額三個變量，數據均來自1991～2014年東北三省各省的年度統計年鑒。能源消費量直接采用東北三省各省統計年鑒提供的以發電煤耗計算法計算得到的能源消費總量，單位是萬噸標準煤。資本存量數據用固定資產投資額代替。在實證部分，為了克服數據異方差和數據波動的影響，分別對GDP、能源消費和資本存量進行對數處理。

三、實證結果及分析

(一)單位根檢驗結果

本文對能源消費和GDP數據進行對數及其一階差分進行面板單位根檢驗，檢驗方程中包含兩種情況：一種情況是包含常數項，另一種情況是包含常數項和趨勢項，檢驗結果如表1-表3所示。

表1 面板單位根檢驗結果

表2 面板單位根檢驗結果

表3 面板單位根檢驗結果

由表1-表3可知，經濟增長、能源消費和資本存量在水平值是存在單位根的，其一階差分項均在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，即變量不存在單位根。

(二)協整檢驗結果

通過單位根檢驗，可以發現各變量均一階單整，符合面板協整分析的前提，可以進行面板協整檢驗，進一步檢驗變量是否存在長期均衡關系。

表4 Pedroni殘差協整檢驗結果

通過表4的Pedroni面板協整檢驗發現，10個統計量中有8個統計量均在1%的顯著性水平下拒絕原假設，說明能源消費、資本存量和GDP存在協整關系。

(三)FMOLS回歸分析結果

采用Pedroni提出的完全修正最小二乘法(FMOLS)對系數進行估計，估計結果如表5所示：

表5 東北三省能源消費和經濟增長FMOLS估計結果

由表5異質面板分析結果可知，當黑龍江、遼寧和吉林每增加1%單位能源消費時，對應的經濟增長上升0.43%、0.478%、0.442%，當黑龍江、遼寧和吉林的資本存量每增加1%時，對應的經濟增長上升0.618%、0.538%、0.586%。三個省份中遼寧經濟增長對能源消費的彈性系數最大為0.47，說明遼寧經濟增長對能源消耗的依賴性較大，其次為吉林，黑龍江。從同質面板分析結果可以看到，當東北三省每增加1%單位能源消費時，對應的經濟增長上升0.45025%。

(四)面板因果關系檢驗

能源消費和GDP協整，預示著變量之間可能存在長期關系，但是不能確定因果關系的方向性。我們采用兩步法來檢驗長期因果關系，第一步是估計長期模型殘差，第二步是將擬合殘差作為自變量放入到動態誤差修正模型中。下列是動態誤差修正模型：

其中，Δ代表差值，k表示滯后階數，ETit是長期協整關系的滯后誤差修正項；αi，θi和λi為調整系數。采用SC(Schwarz information criterion)和HQ(Hannan-Quinn information criterion)標準確定滯后階數為1；u是連續未校正誤差項。由于資本存量與要求的因果關系不相關，所以資本存量方程在此省略。與此同時，可以通過檢驗方程(3-1)和(3-2)因變量系數顯著性來判定因果關系的原因。如果衡量弱因果關系，應該檢驗方程(3-1)中HA=θ12=θ13=θ14,?i，檢驗方程(3-2)中HA=θ22=θ23=θ24,?i。

Masih 和 Masih(1996)解釋弱格蘭杰因果關系為“短期”因果關系，在一定意義上，因變量只對隨機環境中的短期震蕩有所響應。長期因果關系是否存在，可以通過檢驗調整速度顯著性來判定。調整速度也就是誤差修正項系數。

ETit代表系數偏離長期均衡的速度消失后每個變量的變化。內生變量的變動，不僅因為他們的滯后，而且在水平上也不平衡造成的。λi的顯著性表示協整過程的長期關系；沿著這個路徑的運動被認為是永久的。檢驗長期因果關系，我們只需檢驗H0:λ1i=0對于方程(3-1)中所有i；H0:λ2i=0對于方程(3-2)中所有i。如果λ1i=λ2i=0對于方程中所有i，則GDP不能反應來自前期長期均衡的偏離，也就表示兩個格蘭杰非因果關系的長期和弱外生性(Hatanaka,1996；Mehrara,2007)。

表6 面板因果檢驗結果

通過面板因果檢驗，可以發現東北地區能源消費和經濟增長不存在短期因果關系，而是存在長期雙向的因果關系，且長期因果關系在1%的顯著性水平下顯著。

四、結論及建議

(一)結論

從廣義修正最小二乘回歸的分析結果來看：在同質面板條件下，當東北三省每增加1%單位能源消費時，對應的經濟增長上升0.45025%，能源消耗和經濟增長呈現正比例關系，說明東北三省能源消費和經濟增長呈現正相關關系，經濟增長嚴重依賴于能源消耗。在異質面板條件下，當黑龍江、遼寧和吉林每增加1%單位能源消費時，對應的經濟增長上升0.43%、0.478%、0.442%，遼寧省經濟增長率略高于其他兩省，說明遼寧省的能源利用效率相對較高。

從面板因果檢驗分析結果可以看出：在控制了時間趨勢的條件下，東北三省不存在短期因果關系，說明政策推動的能源消耗不會對經濟增長產生影響；東北三省存在能源消費和經濟增長長期雙向的因果關系，符合“反饋假說”。因此，東北三省在追求經濟增長的同時，應避免能源的過度浪費。

(二)建議

1.優化產業結構，扶植新興產業。為擺脫區域經濟對能源消費的過度依賴，東北三省應降低第一產業比重，維持第二產業比重保持較高水平，提升第三產業比重；加強發展能耗低、附加值高的產業，尤其是現代服務業和生產性服務業；加速中蒙俄經濟合作走廊建設，積極響應國家“一帶一路”戰略號召；重點推動新材料、節能環保、軟件、高端裝備制造、智能電網、光電等新興產業。黑龍江省和吉林省應發揮旅游業和農業等優勢，開展低碳綠色旅游；遼寧省應依托靠海優勢，發展海洋文化特色產業。

2.促進東北三省可再生能源開發和利用。東北三省富含巨大風能資源，而2015年上半年東北三省風電裝機市場份額僅占全國的1.51%，應增加對風電裝機市場投資。此外，加大對東北三省太陽能、生物質能、地熱能的開發力度。其次，應提高黑龍江省水能發電開發率，深度開發遼寧沿海海洋潮汐能發電。

3.加大對能源利用效率研究的科技投入力度。東北三省(尤其是黑龍江省和吉林省兩省)應該提高能源利用效率，實行技術創新激勵政策、加強用能單位考核和評價，引導各地區和各用能單位進行節能減排，從而達到高效利用能源的目的。

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(責任編輯：李瀟雨)

A Study on Causalities Between Energy Consumption and Economic Growth in Three Northeastern Provinces——Based on an Empirical Analysis of Panel Data

CUI Ming-xin, LIU Chao

(School of Economics and Management,Northeast Petroleum University,Daqing 163318,China)

In this paper, by choosing data of three Northeastern provinces of China, from 1990 to 2013 using panel unit root, panel cointegration and error correction model based on a panel of the three northeastern provinces of energy consumption and economic growth in China by empirical study. The results showed that: from the analysis results of heterogeneous panel, when the province of Heilongjiang, Liaoning and Jilin 1% increase per unit energy consumption, the corresponding economic growth by 0.43%, 0.478%, 0.442%. From the perspective of homogenous panel, whenever energy consumption of three northeast provinces rises by 1%, the economic growth rises correspondingly by 0.45025%. In short term, there is no causal relationship between energy consumption and economic growth; in long run, there is a two-way causal relationship between energy consumption and economic growth. Finally, the paper puts forward some recommendations about the development of intensive development mode, increasing energy efficiency, increasing large energy reserves and supply capacity and the development of the service industry.

energy consumption; economic growth; FMOLS estimation; panel unit root; panel cointegration

2015-11-19

2014年國家社科基金項目“我國油氣資源開發的水土保持補償制度研究”(項目編號：14BJY028)；中國石油天然氣集團公司軟科學研究課題“油氣資源開采生態環境稅費的相關法律問題研究提綱”(項目編號：中油研20140208)。

崔明欣，女，東北石油大學經濟管理學院副教授，博士；劉超，男，東北石油大學經濟管理學院碩士研究生。

F206

A

1008-2603(2016)01-0001-08