能源消費與經濟增長關系研究

楊曉玉+周丹

[摘 要] 基于吉林省1978-2015年的能源消費和經濟增長的數據，運用協整理論和基于誤差修正模型的Granger因果關系的理論和方法，檢驗分析了吉林省能源消費和經濟增長的關系。實證結果表明，吉林省能源消費和經濟增長之間存在長期協整關系，發現吉林省存在長期的經濟增長到能源消費的單向因果關系，即吉林省經濟增長促進了能源消費，而非能源消費促進了經濟增長，吉林省經濟屬于非能源依賴型經濟。吉林省在新一輪產業結構調整中，應積極改造高能耗、低效率的產業；轉變能源發展方式，促進能源結構多元發展，優化能源供給結構；發揮政府調控手段，鼓勵技術創新，在采取適當優惠政策的基礎上促進產業結構從資本、能源密集型向技術密集型方向調整，促進產業結構升級。

[關鍵詞] 吉林省；能源消費；經濟增長；誤差修正模型；格蘭杰因果檢驗；結論；政策建議

[中圖分類號] F840 [文獻標識碼] B

[文章編號] 1009-6043（2017）03-0057-04

引言

目前能源消費和經濟增長的研究已經成為宏觀經濟研究的熱點問題，西方對能源消費和經濟增長的研究始于KraftJ和KraftA（1978）針對美國GDP與能源消費研究，他們利用美國1947-1974年的樣本數據，進行實證分析首次發現了GNP對能源消費的單向因果關系[1]，這意味著節約能源的政策可能會發起而不會對經濟產生副作用。實證研究，后來擴展到包括許多發展中國家，以促進適當的能源政策的實施。例如，采用標準格蘭杰因果關系檢驗方法，Masih等學者利用協整和誤差修正技術，研究了發展中國家的經濟增長和能源消耗之間的因果關系，研究的結果有好有壞和甚至出現沖突[2-4]。

從國內學者的研究看，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濟增長和能源消耗之間的因果關系。例如，林小娟發現從經濟增長到能源消費的單向因果關系[5]。韓智勇等發現中國能源消費與經濟增長之間存在雙向的因果關系，但不具有長期的協整性[6]。Soytas等的研究結論指出中國能源消費和經濟增長之間不存在Granger因果關系。第二類從省域視角來考察經濟增長和能源消耗之間的因果關系[7]。例如王保忠等發現，能源消費總量、能源生產總量與GDP之間存在長期協整關系，能源消費和能源供給一起構成了山西省經濟增長的單向推動引擎[8]。張興平等的分析結果說明：北京市短期存在從經濟增長到能源消費的單向Granger因果關系，而長期存在雙向Granger因果關系[9]。從國內外學者的研究來看，能源消費與經濟增長的結論主要分為雙向因果關系、單向因果關系和無因果關系三類。研究結論存在爭議，可能是由于學者們的研究地域、樣本區間、數據處理、檢驗方法和分析范圍的不同造成的。

能源是整個世界發展和經濟增長的最基本的驅動力，是國民經濟發展的重要物質基礎，2010年能源消費總量32.5億噸標準煤，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，能源消費主要集中在東部地區，但中西部地區用能增長較快。由于我國地域廣闊，不同地域的能源狀況、經濟發展水平和發展模式等差別比較大，因此具體分析某個區域能源消費和經濟增長之間的關系對區域能源政策的制定具有一定的實際意義。吉林省是能源欠豐富地區，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量占全國能源生產總量的1.3%。同時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，經濟發展中的高消耗、低效率現象還相當嚴重。按照國家下達的節能減排壓指標，不僅要完成當年節能減排目標，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加快發展時期，“十二五”節能減排任務更重。由此可見，能源問題已經成為制約吉林省經濟發展的瓶頸問題。本文將運用數據協整理論和誤差修正模型，探求吉林省研究能源消費與經濟增長之間的均衡關系具有重要的理論意義和實際意義。

一、模型和數據

本文的吉林省能源消費數據和GDP數據均直接取《吉林省統計年鑒》，考慮到資料的可得性，將時間跨度定為1978年至2015年，實際GDP為消除價格因素后的數據即以1978年為基礎的吉林省零售物價指數進行平減后得到的數據，能源消費序列用煤當量計算，單位是萬噸標準煤。為消除異方差，對經濟增長與能源消費實施對數化處理，綜合能源與經濟增長關系的研究文獻，建立計量分析模型：

其中Yt代表能源消費變量，Xt代表經濟增長變量（包括k個回歸量），α表示截距項，βi為k×1階回歸系數列向量，εt隨機擾動項，下標t是各年份的標識（t=1978，1979，…，2015）。本文數據的處理與分析借助于計量經濟學軟件Eviews6.0完成。

二、研究方法

（一）單位根檢驗

單位根檢驗針對宏觀經濟數據序列中是否具有某種統計特性而提出的一種平穩性檢驗的特殊方法。對時間序列單位根的檢驗就是對時間序列平穩性的檢驗，如果非平穩時間序列存在單位根，則一般可以通過差分的方法來消除單位根，得到平穩序列。單位根檢驗的方法有很多種，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。

（二）協整檢驗

如果經濟變量間確實存在著長期均衡關系，這種均衡關系意味著經濟系統不存在破壞均衡的內在機制，如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整以使其重新回到均衡狀態。兩個序列具有相同的單整階數是序列間具有協整關系的必要條件。為檢驗吉林省能源消費和經濟增長是否具有協整關系，本文建立如下模型：

（三）誤差修正模型

對于非平穩變量，時間序列模型忽視了原變量的信息，而經濟計量模型又忽視了虛假回歸問題。Granger證明了若非平穩變量之間存在協整關系，則必然可以建立誤差修正模型；若用非平穩變量可以建立誤差修正模型，則該變量之間必存在協整關系。本文結合以往的研究文獻和成果，建立如下誤差修正模型：

在式（3）和（4）中，LGDP和LEC分別是吉林省經濟增長變量和能源消費變量的對數形式，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。

對于（3）和（4）式，如果α11的聯合Wald-F檢驗為0，則表明經濟增長不是能源消費的短期格蘭杰原因；如果α22的聯合為0，則表明能源消費不是經濟增長的短期格蘭杰原因。對于λ1的檢驗如果顯著不為0，則表明經濟增長是能源消費的長期格蘭杰原因。對于λ2的檢驗如果顯著不為0，則表明能源消費是經濟增長的長期格蘭杰原因；如果對于λ1和α11聯合Wald-F檢驗顯著不為0，經濟增長是能源消費強的格蘭杰原因；同理λ2和α22聯合Wald-F檢驗顯著不為0，經濟增長是能源消費強的格蘭杰原因。

三、實證結果分析

（一）ADF單位根檢驗

對多個時間序列進行協整分析的第一步就是確定每個時間序列是否平穩，判斷序列平穩特性通常是借助單位根檢驗方法。本文運用ADF單位根檢驗方法對經濟增長與能源消費的時間序列LEC與LGDP進行平穩性檢驗，結果見表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的，即原序列是一階單整序列而非平穩序列。

（二）協整檢驗

協整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數的協整檢驗，如Johansen協整檢驗。另一種是基于回歸殘差的協整檢驗，如EG檢驗。Engle等學者指出后者盡管比較簡單、實用，但檢驗功效比Johansen檢驗小[10]，由于不存在內生變量與外生變量的區別，所有變量都被視為內生變量，還允許對協整關系和速度調整系數施加約束進行檢驗，這些都是后者所不及的，這樣的思想也與能源消費與經濟增長關系較為吻合。

1.VAR模型的確定

Johansen協整檢驗是基于VAR模型進行，其檢驗結果對VAR滯后階數的選擇較為敏感。為了選擇最為合適的k值，本文依據了LR、SC、AIC與HQ信息準則五個指標來綜合進行判斷。判斷結果如表2。

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

2.協整檢驗

分析本文協整檢驗的VAR模型滯后期確定為2。由于Johansen協整檢驗的漸進分布依賴于關于常數項和時間趨勢項的假定，故其檢驗結果對檢驗方程的形式也較敏感。本文按照Johansen（1992）的建議，采用潘圖拉準則來最終確定恰當的協整檢驗模型。確定有截距的模型作為最適合的協整檢驗模型，進一步通過模型選擇的聯合檢驗，具體檢驗結果見表3：

從表3可以看出能源消費與經濟增長之間存在一個長期穩定的協整關系。更進一步估計對（2）公式進行估計，協整關系式表示如下：

對ECM時間序列進行單位根檢驗得到表4：

從表4中看出，ECM序列已經是平穩時間序列了，這也驗證了經濟增長與能源消費時間序列的長期協整關系是成立的。再從公式（5）的二者的回歸系數可以看出，從長期看，經濟增長與能源消費是正相關關系，表明吉林省實際GDP上升（下降）1%，將導致能源消費上升（下降）變化0.373%。用向量誤差修正模型來進一步考察它們的短期波動與長期均衡的聯系。

（三）向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗還可以分為兩種形式：一種是傳統的基于VAR模型的檢驗；另一種則是最近發展起來的基于VEC模型的檢驗。Feldstein指出如果非平穩變量間存在著協整關系，則應考慮使用基于VEC模型進行因果檢驗，即不能省去模型中的誤差修正項，否則得出的結論可能會出現偏差[11]。本文所采用基于VEC的Granger長短期因果檢驗可以同時考察變量間短期因果關系和長期因果關系，并用Wald-F法對VEC方程中估計出的系數的顯著性進行聯合檢驗，來判斷各變量長短期因果關系的方向。具體估計誤差修正模型結果見公式（7）和（8）。

公式（7）和（8）中ECMt項表示對變量長期均衡關系在短期內的偏離可以起到糾正調節作用。而它前面的調整系數估計值分別為-0.184和-0.029，反映了經濟增長和能源消費變量間受短期沖擊后向長期均衡值調整的速度，其絕對值越大，則調整的速度越快，符合反向修正機制。

在表5中給出了Wald-F檢驗（原假設為聯合檢驗系數為零）的F值。結果表明，在10%的顯著水平下，經濟增長短期對能源消費無因果關系，但長期對能源消費有因果關系；能源消費短期和長期對經濟增長都沒有因果關系。

（四）方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同沖擊的重要性。為進一步來了解能源消費與經濟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，結果見表6。

從表6可以看出，能源消費在滯后期為1時，100%的來自于自身，經濟增長對能源消費的相對方差貢獻率從第2期的0.819%，增加到第5期4.391%后，到第10期上升為12.078%，并呈現繼續增長的趨勢，因此能源消費對經濟增長在短期貢獻不顯著，從長期來看，經濟增長對能源消費的方差貢獻率逐漸增大。從0.819%到12.078%，也說明從長期來看經濟增長對能源消費具有顯著的影響。經濟增長在滯后期為1時，100%的來自于自身，此后盡管略有降低，但最后穩定在95.896%以上，能源消費對經濟增長的相對方差貢獻率從第2期的2.714%，增加到第5期4.761%后，在第10期下降為4.104%，并呈現逐漸收斂的趨勢，因此能源消費對經濟增長無論在短期還是長期來看方差貢獻率都不顯著。方差的分析結果為因果關系提供了有力的證據。

四、結論及政策建議

本文運用協整理論和誤差修正模型對吉林省的能源消費與經濟增長的關系進行了研究。研究表明，吉林省經濟增長和能源消費兩者之間存在長期協整關系，且存在從經濟增長到能源消費的單向Granger因果關系，即吉林省經濟增長促進了能源消費，而非能源消費促進了經濟增長，吉林省經濟屬于非能源依賴型經濟。從實證研究結論可以得出以下政策：

1.吉林省經濟屬于非能源依賴型經濟。說明該吉林省能源依賴程度比較小，執行保守的能源政策可能不會對經濟增長產生影響或者影響比較小。吉林省在新一輪產業結構調整中，積極改造高能耗、低效率的產業，對全省經濟增長的負面影響應該較小。

2.轉變能源發展方式，促進能源結構多元發展，優化能源供給結構。以吉林省自身資源條件和環境承載力為依據，優化發展火電，加快開發水電，科學有序開發風電，并大力開發利用生物質能、太陽能和地熱能，積極推進核電項目，積極推進分布式能源發展，優化能源結構。

3.發揮政府調控手段，鼓勵技術創新，對低能耗、高效益的高新產業加以引導和扶持，在采取適當優惠政策的基礎上促進產業結構從資本、能源密集型向技術密集型方向調整，促進產業結構升級。

[參 考 文 獻]

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[責任編輯：潘洪志]