可再生能源消費與經濟增長的關系

王永恒+++宋英民+++劉宏福+++王鶴橦

摘 要：本文比較OECD國家與中國可再生能源消費與經濟增長的關系。通過面板協整檢驗，運用VEC、VAR模型和Granger因果檢驗，實證分析了OECD國家與中國可再生能源消費和經濟增長的關系。結果發現：無論是OECD國家還是中國，可再生能源消費和經濟增長之間都存在長期穩定的協整關系。同時，OECD國家可再生能源消費和經濟增長在長期內互為Granger因果，短期內則相互均不構成Granger因果。而中國經濟增長對可再生能源消費無論是長期還是短期均是其Granger原因，可再生能源消費對經濟增長在長期不構成Granger原因，但若基于只包含滯后第二期的VAR模型，就是其Granger原因。最后，根據比較結果，對我國可再生能源產業發展提出建議。

關鍵詞：可再生能源消費；經濟增長；協整；Granger因果關系

中圖分類號：F830.92 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（10）-0027-08

一、問題提出

在經濟增速換擋、資源環境約束趨緊的新常態下，中國推動能源消費革命、可再生能源產業發展勢在必行。可再生能源是來自于自然資源且能夠從自然過程不斷地得到補充的能量來源，發展可再生能源有助于實現資源消耗、環境污染和經濟增長的雙脫鉤發展。

OECD國家化石燃料的使用量正逐漸減少，可再生能源的發電量占比逐步提升。根據國際能源署預測，到2035年可再生能源將提供其總發電量的三分之一。OECD國家在可再生能源的開發利用上具有先行優勢，在發展可再生能源消費和經濟增長的協調上有較豐富的經驗，對我國可再生能源產業具有借鑒意義。中國已經制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消費比重分別達到15%、20%的目標。據預測（見圖1），到2030年可再生能源將增長42%-48%，成為一次能源需求中的第二位。可見，可再生能源將在未來的能源結構中發揮重要作用。可再生能源產業作為新興綠色產業，蘊含著新的經濟增長方式，在此背景下，本文研究的問題是一個亟需解決的問題。

二、文獻綜述

關于可再生能源消費和經濟增長關系的研究在近十年開始出現。對美國的研究較多，Ewing等（2007）用廣義方差分解法對美國2000：1–2005：6月度數據研究得出：可再生能源的消費會增加工業生產指數。Bowden和Payne（2010）同樣運用Toda–Yamamoto方法對美國1949–2006年可再生能源消費和經濟增長之間的因果關系進行檢驗，但采用了部門數據，結果表明商業和工業的可再生能源消費和實際GDP之間沒有因果關系，住宅可再生能源消費對實際國內生產總值有單向因果關系。一些學者對OECD國家的情形進行了研究，Apergis和Payne（2010）對20個經合組織國家在1985—2005年期間的研究表明，可再生能源消費與經濟增長之間在短期和長期均存在雙向因果關系。Salim等（2014）利用1980-2011年的數據，檢驗OECD國家可再生能源和不可再生能源與能源消費、工業產值和GDP增速的動態關系。檢驗表明，在長期和短期內工業總產值與可再生能源和不可再生能源消費之間均有雙向的因果關系。GDP增速與不可再生能源消費之間在短期內存在雙向關系的證據，而與可再生能源之間只有單向因果關系。中國學者郭四代等（2012）選取1990-2010年中國國內生產總值（GDP）和新能源（水電、核電、風電）消費數據，運用Granger因果關系進行檢驗，發現在短期內，新能源的消費是促進國內經濟發展的Granger原因。王瑛（2008）對1953-2006年的年度數據 ，分析了水電、核電、風電消費與實際GDP之間的協整關系和Granger因果關系，得出1953-2006年間這三種能源消費與經濟增長之間具有顯著的協整關系，另外我國可再生能源消費量對GDP增長也有顯著的單向Granger因果關系。

目前文獻結論表明：經濟增長對可再生能源消費較多地具有單向因果關系，但也有部分國家或地區顯現出這兩者間雙向的因果關系。單向因果關系即經濟增長發生在可再生能源消費增長之前，可以在計量上解讀為經濟增長帶動可再生能源的發展；雙向因果關系則說明，從計量分析得到可再生能源消費先于經濟增長，可以作為經濟增長的因，在政策、環境保護的需求之下，可再生能源產業具備了自身發展的動力，甚至進一步刺激經濟增長。

本文將能源消費分為可再生能源消費和不可再生能源消費，作為生產要素考慮Cobb-Douglas生產函數，選取1994-2013年的數據，對OECD國家和中國可再生能源消費與經濟增長的關系分別進行了實證檢驗。首先，通過面板單位根、協整檢驗分析OECD國家可再生能源消費與經濟增長的長期關系；建立VEC 模型，進行因果檢驗分析二者的短期動態調整關系，并進行長期和短期的Granger因果檢驗。其次，通過單位根檢驗、協整檢驗、基于VAR模型的脈沖響應函數，分析了中國可再生能源消費與經濟增長間長期協整關系和短期動態關系，并進行長期和短期的Granger因果檢驗。最后，結合實證分析結果，對我國可再生能源產業發展提出了建議。

三、OECD國家可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究

（一）模型構建

本節利用現代經濟增長理論的分析框架，構建了包含可再生能源消費和不可再生能源消費面板數據在內的生產函數，實證研究OECD國家和可再生能源消費與經濟增長的關系。生產函數的構造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）

其中，Y■為OECD國家實際GDP，K■是OECD國家資本存量，L■為OECD國家總勞動力人數，RE■表示OECD各國可再生能源消費總量，NRE■表示OECD各國不可再生能源消費總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風能、地熱能和生物質能。不可再生能源包括：石油、天然氣和煤。

本文采取以下自然對數形式的面板計量模型和時間序列模型：

Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）

其中，i表示橫截面，t表示時間， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■為殘差項。

（二）實證研究

1.單位根檢驗。利用面板單位根LLC檢驗、IPS檢驗、ADF Fisher檢驗、PP Fisher檢驗，對34個OECD國家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等數據進行平穩性檢驗，檢驗結果見表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一階差分序列上分別進行含有截距項以及含有截距項和時間趨勢項的檢驗得到的。一階差分值均在1%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均為一階差分平穩序列，即為I（1）。

2.協整檢驗。在面板單位根檢驗平穩的基礎上，本節采用Pedroni提出的面板協整檢驗方法。Pedroni構造了四個“聯合組內”統計量和三個“組間”統計量。這七個統計量均漸進服從（0，1）的正態分布，并且給出了臨界值。如果計算出來的統計量大于臨界值，則拒絕原假設，表明存在長期協整關系。對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■進行Pedroni面板協整檢驗，結果見表2。

以上是包含截距項的協整檢驗結果，滯后期長度按照SIC標準自動選擇。有四個統計量在1%的水平上顯著，又因為在樣本量較小的情況下以ADF統計量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長期協整關系。在此基礎上，通過面板最小二乘估計，對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長期協整方程進行估計，估計結果如下：

為了能夠修正面板數據的異方差性，在估計的權重選項中選擇了Period weights，進行廣義最小二乘估計。由表3可見，四個解釋變量均在1%的水平上顯著，不可再生能源消費對經濟增長的貢獻最大。可再生能源消費對經濟增長的影響超過了勞動力，為0.09。這說明，OECD整體可再生能源消費與經濟增長的長期關系已經確立。

3.VEC模型分析。存在協整關系的變量可以建立向量誤差修正（VEC）模型來揭示變量之間的短期關系，故建立以下VEC模型：

△z■=αβ■z■+■Γi△z■+ε■ （3）

其中，z■的各分量是OECD生產函數中I（1）的各變量；α是調整參數矩陣，其每一行元素是出現在第i個方程中的對應誤差修正項的系數；β為協整向量矩陣，其每一列所表示的變量的線性組合都是一種協整形式；p為滯后階數，此處根據SIC原則確定為2；ε■是擾動項。

模型（3）的協整向量估計結果如表4。

得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的長期協整關系，即：

1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）

式中ecm■表示實際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費和不可再生能源消費的線性組合序列，也是協整方程（4）的殘差項，并將作為后面誤差修正模型的誤差修正項。實際GDP的VEC模型的估計結果為：

△1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）

+0.130△1ny■-0.127△1ny■+0.017△1nk■+0.020△1nk■+0.144△1nL■

+0.247△1nL■+0.07△1nre■-0.016△1nre■+0.075△1nnre■+0.018△1nnre■+0.043 （5）

以上估計結果可以說明：對實際GDP當期的變化量解釋作用最強的是上一期和上兩期的勞動力變化，解釋作用分別達到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實際GDP變化量解釋，可再生能源消費和不可再生能源消費的上一期和上兩期變化對其解釋作用都較弱。同時，ecm■表示短期波動向上期均衡的調整，其系數為-0.029，即以0.029的速度負向調整。

4.因果檢驗。本節運用Granger因果檢驗研究變量長期的因果關系和短期動態的因果關系。本文主要研究可再生能源消費和經濟增長的關系，故下表中只報告這兩者的Granger因果檢驗結果。基于長期協整方程的Granger因果檢驗如結果表5，滯后階數選擇4階。

在“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設檢驗中，在1%的水平上拒絕了該假設，說明經濟增長是OECD國家可再生能源消費的原因。同時，在5%的水平上拒絕了 “LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，說明可再生能源消費在長期也是OECD經濟增長的格蘭杰原因。

基于VEC模型的Granger因果檢驗結果如表6。

從表6結果來看，在“DLnY■不是DLnRE■的格蘭杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格蘭杰原因”的原假設檢驗均在10%的顯著性水平上被拒絕，說明經濟增長的短期波動不是OECD國家可再生能源消費短期波動的原因，同樣，OECD國家可再生能源消費短期波動也不是其經濟增長的短期波動的原因。二者在統計上因果關系均不顯著。

由以上可得，OECD國家經濟增長在長期顯著地是可再生能源消費的原因，可以解釋為：從長期來看，保障經濟穩定增長才能負擔可再生能源發展初期普遍較高的成本。經濟增長在短期并不構成可再生能源消費的原因，可能是因為目前可再生能源消費在短期內的迅速增長大多是能源轉型的政策引導結果。可再生能源消費在滯后4階的長期狀況下是經濟增長的原因，說明OECD國家可再生能源消費對經濟增長的影響在大約4期之后可以明顯表現出來。短期內，可再生能源消費波動外生于實際GDP的概率達到52%，這可能是因為目前可再生能源消費在能源消費中的占比還較小，短期內不足以表現為經濟增長的原因。

四、中國可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究

（一）模型構建

本節實證研究中國可再生能源消費與經濟增長的關系。生產函數的構造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）

其中，Y■為中國實際GDP， K■是中國資本存量，L■為中國總勞動力人數，RE■表示中國可再生能源消費總量，NRE■為中國不可再生能源消費總量。

為了增強數據的顯性化趨勢、避免異方差，采用自然對數形式的時間序列模型：

Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）

t表示時間，t=1994，1995，……2013；μ■是殘差。

（二）實證研究

1.單位根檢驗。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一階差分序列上的單位根檢驗結果不平穩，故下表列出這五個序列在二階差分上的檢驗結果，可以看出均在5%的顯著性水平上通過。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二階平穩的，即I（2）。

2.協整檢驗。在單位根檢驗平穩的基礎上，本節采用Johansen協整檢驗。結果表明變量之間存在協整關系，跡檢驗和最大特征根檢驗都表明在5%的顯著性水平下存在4個協整方程。可知：中國LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之間存在長期均衡關系。

在此基礎之上，先進行ARCH LM條件異方差檢驗，檢驗得到F統計量為122.02，相應P值為0.00，說明估計方程的殘差序列存在ARCH效應。因此，選擇ARCH模型進行估計，從估計結果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數估計結果較不顯著；第二，DW統計量為0.13。懷疑存在序列相關問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優度將不可信，因此，應進行進一步檢驗。采用LM檢驗。

LM統計量顯示，在1%的水平上拒絕原假設，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關性。同時，觀察相關圖和Q統計量，得到殘差序列在1、5和6階上存在序列相關。通過將擾動項的滯后項ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回歸結果：

由表10可見，四個解釋變量均在1%的水平上顯著。中國在1994-2013年間，資本存量對經濟增長的影響最大，其次是不可再生能源消費。可再生能源消費對經濟增長的協整系數超過了勞動力，為0.17。說明對中國來說，可再生能源消費和經濟增長的長期關系在這20年已經得到了顯現。中國在這三十年間的可再生能源構成主要是以水力發電為主，全球已開發水電資源中，中國占27%。DW統計量為1.78，序列相關得到解決。

3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統中的每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后項的函數來構造模型，可以用于分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊。本節構造的VAR（p）模型為中國的實際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費和不可再生能源消費五變量系統，主要分析可再生能源消費和經濟增長之間的短期動態影響。在無約束VAR模型條件下，依據LR、FRE、AIC、SC和HQ等準則得到最優滯后期階數為2，因此，選擇VAR（2）模型。

對VAR模型，當其所有特征根的模的倒數小于1時，表示該模型是穩定的。由圖2可知該VAR（2）模型所有特征根的模的倒數都在單位圓內，該模型是穩定的，可以進行脈沖響應分析。

因此，模型VAR（2）構造如下：

1ny1nk1nl1nre1nnre=A*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C （8）

A=0.740 -0.164 -1.626 0.038 0.4112.344 0.556 -9.011 0.038 0.2100.049 -0.019 0.475 0.007 0.0392.540 -0.094 10.368 0.164 0.400-0.137 0.313 -4.265 0.093 1.231

估計結果表明：

B=0.205 0.047 1.687 0.045 -0.202-0.970 -0.258 2.678 0.210 -0.3920.002 0.016 0.066 -0.014 -0.061-0.528 -0.001 -18.234 -0.284 -0.695-0.583 -0.093 9.344 0.174 -0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145

基于上述VAR（2）模型，進一步用脈沖響應函數研究當外部環境對經濟增長產生沖擊后對可再生能源消費的影響，以及可再生能源消費收到外部環境沖擊后對經濟增長的影響。得到的這兩者的脈沖響應圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設定為10年，縱軸表示變量相應的大小。

由圖3可知，當外界給可再生能源消費一個單位的沖擊，GDP開始顯示一個較小的正響應，之后在第二期先增長達到最強，第三期到第四期為減弱期，第四期時有一個短暫的小于零的過程，之后又拉升新一輪的正效應不斷增長的階段，第六期時達到第二個峰值，且該峰值與上一個峰值十分接近，第八期是降到零，但未出現負值，最后兩期又出現上升的正相應。而外界給GDP一個單位沖擊，可再生能源的響應在第二期出現由零到負的微小降低，并在進入第四期時回到零并啟動直達第八期的增長，達到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零。可見，可再生能源消費受一個正的外部沖擊后對經濟增長的影響在其滯后十期內，除第四期例外以外，其余均為正，且經濟增長的正響應會階段性的反復出現，這符合可再生能源消費的特性。而GDP受一個正的外部沖擊后對可再生能源消費的影響在開始時并不明顯，在第四期之后也增長緩慢，最大的正相應在第七至第八期才能表現，說明經濟增長對可再生能源消費并不能起到立竿見影的作用，但在較長階段都會有穩步增加的促進作用。

4.因果檢驗。本小節研究中國可再生能源消費和經濟增長的因果關系，首先對中國五個變量的原序列進行Granger因果檢驗，得到與的Granger因果關系。

從以上結果來看，Granger因果檢驗在5%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設，從而表明在中國經濟增長能夠Granger引起可再生能源的消費。但與OECD國家的檢驗結果不同的是，檢驗接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，表明可再生能源消費不是中國經濟增長的Granger原因。

基于上述VAR（2）模型檢驗變量之間的因果關系，運用Granger因果檢驗，其中，中國實際GDP和可再生能源消費的檢驗結果。可以發現：在包含二階滯后的VAR模型中，這兩種變量的因果關系與長期較接近，Granger因果檢驗在10%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設，肯定了LnRE■對LnY■的解釋作用，從而表明在中國經濟增長能夠Granger引起可再生能源的消費。檢驗接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，表明可再生能源消費不是中國經濟增長的Granger原因，可再生能源消費有60%的概率外生于經濟增長。

由因果檢驗的結果可知，中國的經濟增長對可再生能源消費的影響在較大概率上得到了確認，無論是建立在長期穩定的關系還是短期內的動態關系。而可再生能源消費則在長期內有53%的概率外生于經濟增長，即在較大概率上還不能構成經濟增長的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滯后設置，可再生能源消費仍然不是經濟增長的Granger原因。但筆者發現，當把VAR的模型只設定滯后第二期時，可再生能源消費在93%的概率上成為經濟增長的Granger原因；經濟增長也在94%的概率上Granger引起可再生能源消費。這樣的設定是來源于上一節的脈沖響應函數的結果，同時，此時的VAR模型也是平穩的。因此，我們可以認為中國的可再生能源消費對經濟增長存在這滯后的影響。

五、結論與建議

（一）主要結論

運用OECD國家和中國1994-2013年的數據，本文研究得出OECD和中國在可再生能源消費與經濟增長之間都存在長期穩定的協整關系。同時，還主要得到了如表12所示的因果關系結果。

通過實證研究，本文發現OECD國家和中國可再生能源消費和經濟增長關系的相同之處：即經濟增長對可再生能源的長期引領作用，這可以解釋為：第一，當經濟增長到一定階段時，化石能源推動經濟增長的不可持續性日漸突顯，這隨之帶來了改變能源消費結構、發展可再生能源的需求；第二，從率先發展可再生能源的國家可以看出，該產業發展的起始階段均需投入大量成本，應建立在經濟長足發展的基礎之上。同時，研究發現了OECD國家和中國可再生能源消費在短期內均不能引起經濟增長，這說明可再生能源消費短期內無論在發達國家還是中國都還不能顯著地帶來經濟增長的變化，目前的可再生能源消費的比例仍然較小，經濟增長的波動也只在小概率下是受到它的影響。

OECD國家和中國可再生能源消費和經濟增長關系的不同之處也表現在兩個方面。一方面，肯定了OECD國家在長期內可再生能源消費也對經濟增長有引領作用。OECD在這20年內可再生能源的發展說明可再生能源消費的增長在較大概率上會引起經濟增長，這為可再生能源消費發展相對落后的國家和地區在一定程度上打消了顧慮，中國應該更加信心堅定地可再生能源消費的發展。同時，本文發現中國包含可再生能源消費滯后四期變量的模型檢驗中，它對經濟增長的Granger原因也得到了確認，這說明在一定條件下，中國存在著可再生能源消費對經濟增長的原因。另一方面，短期的經濟增長對可再生能源消費的因果關系中，OECD的檢驗中拒絕了這一關系，而中國則接受。中國近年來的經濟增長堪稱“奇跡”，在推動可再生能源產業的發展過程了給予了大量補貼，支持國民生產總值的增長，對我國發展可再生能源產業的促進作用更加突出；相比而言，OECD作為發達國家的集體，其GDP在長時間內保持在較高的穩定水平，他們發展可再生能源在短期更多地是依賴技術突破。

（二）相關建議

第一，加快綠色金融發展，提升可再生能源產業活力。引導銀行業金融機構推出綠色信貸體系，嚴控“兩高一剩”行業信貸，將環境責任標準融入銀行業經營管理，積極應對可再生能源產業發展中的市場失靈和政府缺位。引導綠色債券在可再生能源項目中的規范發展，建立政策激勵措施體系，增加綠色債券市場流動性，增加投資主體與市場規模。把握綠色金融在經濟綠色轉型中的機遇，積極適應經濟結構和產業結構調整，形成可再生能源發展和綠色金融的良性循環，培育新的經濟增長點。

第二， 加強能源供給側改革，促進能源消費結構優化。利用市場機制強化可再生能源市場優先供給，通過可再生能源配額制和綠色電力證書等在OECD國家運用成熟的體制，促進可再生能源電力價格發現，減小國家可再生能源產業補貼缺口。推進能源扶貧，推動農網改造升級，提高農網對分布式發電的接納能力，一方面使農村成為推動可再生能源消費提升的重要陣地， 另一方面推進光伏扶貧等精準扶貧模式落地，發揮好可再生能源對脫貧攻堅的助力作用。

參考文獻

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The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth

——A Comparison between OECD Countries and China

WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong

（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）

Abstract：The paper compares the relationship between renewable energy consumption and economic growth of OECD countries with China. Based on panel cointegration test， VEC model ， VAR model and Granger causality test， the paper empirically analyzes the relationship between renewable energy consumption and economic growth of OECD countries and that of China. The results show that there exists a long-term stable cointegration relationship between renewable energy consumption and economic growth in both OECD countries and China. At the same time， there is the long-term mutual Granger causality between renewable energy consumption and economic growth in OECD countries， while in short term there is no Granger causality. But for China， the economic growth is the one-way Granger reason of renewable energy consumption both in long term and short term， and renewable energy consumption is not the Granger reason of economic growth in long term. But if only based on VAR model lagging two periods， renewable energy consumption is the Granger reason of economic growth. At last， according to the comparison results， the paper puts forward some advices on the development of Chinas renewable energy industry.

Key words：Renewable Energy Consumption ； Economic Growth ； Cointegration ； Granger Causality

責任編輯、校對：續靜