李瀟瀟

(中國社會(huì)科學(xué)院 研究生院，北京 102488)

一、引言

隨著世界經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷增大，世界能源消費(fèi)量持續(xù)增長。同時(shí)，世界能源消費(fèi)呈現(xiàn)不同的增長方式，發(fā)達(dá)國家增長率明顯低于發(fā)展中國家。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨向優(yōu)質(zhì)化，但地區(qū)差異仍然很大。伴隨著能源需求的增長，各國努力尋求穩(wěn)定充足的能源供應(yīng)，化石能源的利用會(huì)產(chǎn)生溫室效應(yīng)、環(huán)境污染等，這一系列問題都使可再生能源的開發(fā)利用在全球范圍內(nèi)升溫。從目前世界各國既定能源戰(zhàn)略來看，大規(guī)模地開發(fā)利用可再生能源已成為未來各國能源戰(zhàn)略的重要組成部分。從世界可再生能源的利用與發(fā)展趨勢看，風(fēng)能、太陽能和生物質(zhì)能發(fā)展最快，產(chǎn)業(yè)前景最好，其開發(fā)利用增長率遠(yuǎn)高于常規(guī)能源。風(fēng)力發(fā)電技術(shù)成本最接近于常規(guī)能源，因而也成為產(chǎn)業(yè)化發(fā)展最快的清潔能源技術(shù)。風(fēng)電是世界上增長最快的能源，年增長率達(dá)27%。國際能源署的研究資料表明，在大力鼓勵(lì)可再生能源進(jìn)入能源市場的條件下，到2020年新的可再生能源(不包括傳統(tǒng)生物質(zhì)能和大水電)將占全球能源消費(fèi)的20%，可再生能源在能源消費(fèi)中總的比例將達(dá)30%。無論從能源安全還是環(huán)境要求來看，可再生能源將成為新能源的戰(zhàn)略選擇。[1]

能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，尤其是可再生能源發(fā)展與各國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系引起了各國學(xué)者的關(guān)注和研究。Hsiao-Ping Chu等運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)研究了西方六國集團(tuán)的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，日本、英國和美國的核能消費(fèi)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而在加拿大、法國和德國兩者關(guān)系并不明顯，他們同時(shí)對各國石油消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做了研究，并對經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出政策建議。[2]Eggoh等研究了非洲21國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)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(fā)現(xiàn)各國能源消費(fèi)、實(shí)際GDP、價(jià)格、勞動(dòng)和資本之間存在均衡關(guān)系，不同國家的協(xié)整關(guān)系存在差別。[3]Nazlioglu等探討了OECD國家核能消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，對其做了相關(guān)異質(zhì)面板因果分析，發(fā)現(xiàn)使用面板分析與時(shí)間序列分析得出的結(jié)果差異較大，說明了不同統(tǒng)計(jì)分析工具在政策分析中扮演著重要角色。[4]陳詩一認(rèn)為，改革開放以來中國工業(yè)總體上已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了以技術(shù)驅(qū)動(dòng)為特征的集約型增長方式轉(zhuǎn)變，能源和資本是技術(shù)進(jìn)步以外主要驅(qū)動(dòng)中國工業(yè)增長的源泉，勞動(dòng)和排放增長貢獻(xiàn)較低甚至為負(fù)，但一些行業(yè)仍為粗放型增長，必須提高節(jié)能減排技術(shù)。[5]楊宜勇、池振合認(rèn)為，中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長在長期內(nèi)保持均衡狀態(tài)且兩者互為因果關(guān)系。[6]霍宗杰、周彩云認(rèn)為，中國存在單向的經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)和能源結(jié)構(gòu)的因果關(guān)系，以及能源結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)的雙向因果關(guān)系。[7]賈功祥等檢驗(yàn)了中國29個(gè)省市地區(qū)1997—2009年間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和能源消費(fèi)量兩者互相對對方的沖擊情況，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)的互相拉動(dòng)作用是非對等的，能源總量的消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)的影響較顯著。[8]

可見，目前國際上的研究主要集中于區(qū)域或者經(jīng)濟(jì)體的研究，國內(nèi)文獻(xiàn)對我國和其他國家能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的比較研究相對較少，本文分別選取處于不同發(fā)展階段的國家，運(yùn)用ARDL(Autoregressive distributed lag model)邊界檢驗(yàn)和誤差修正模型(vector error correction model,VECM) Granger因果分析研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并對國家間進(jìn)行橫向比較，分析發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家之間在開發(fā)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(yàn)和VECM Granger因果分析

本研究的目的是根據(jù)1980—2009年的年度數(shù)據(jù)探求不同發(fā)展階段國家(選取日本、美國、英國、法國等發(fā)達(dá)國家，中國、印度、巴西、南非等發(fā)展中國家)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。為此，筆者采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的對數(shù)化變形形式研究能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。為了簡化模型，假設(shè)函數(shù)中勞動(dòng)作為產(chǎn)出的外在因素，資本作為控制變量，同時(shí)假設(shè)技術(shù)進(jìn)步保持不變。此外，為了重點(diǎn)分析引起經(jīng)濟(jì)增長的不同能源種類的影響，筆者將能源消費(fèi)分解為可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)。經(jīng)過變換，不同能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系如下：

lnYt=α0+α1lnRt+α2lnNRt+α3lnK+ut

(1)

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

能源消費(fèi)(可再生和不可再生)和經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系可以運(yùn)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(tǒng)的協(xié)整分析中由于各變量之間可能存在單整階數(shù)不一致導(dǎo)致無法進(jìn)行分析的窘境，僅要求各變量的單整次數(shù)介于I(0)到I(1)之間即可。如果變量在公式(1)中被發(fā)現(xiàn)是靜止的，那么序列集成度的順序與應(yīng)用ARDL邊界檢驗(yàn)無關(guān)。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(shù)以捕捉數(shù)據(jù)生成過程。ARDL模型的適當(dāng)修正足以校正殘差序列自相關(guān)問題。無限制的誤差修正模型(UECM)探討序列長短期關(guān)系的方程如下：

其中，Δ是差分算子，ut是t期殘差。根據(jù)赤池信息標(biāo)準(zhǔn)(Akaike information criterion，AIC)選擇適當(dāng)?shù)囊浑A差分滯后期數(shù)。合理的F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算取決于模型中序列合適的滯后階數(shù)。滯后變量系數(shù)的共同意義運(yùn)用Pesaran等的F檢驗(yàn)來驗(yàn)證。在公式(2)中，檢驗(yàn)的原假設(shè)是變量之間不存在穩(wěn)定的長期關(guān)系，即H0θY=θR=θNR=0，備擇假設(shè)為：H0θY≠0或θR≠0或θNR≠0，也可以設(shè)置備擇假設(shè)為原假設(shè)。兩個(gè)漸進(jìn)關(guān)鍵值已經(jīng)由Pesaran等產(chǎn)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(xié)整關(guān)系。如果所有變量都是平穩(wěn)的，就運(yùn)用LCB檢驗(yàn)序列之間的協(xié)整。如果變量間是一階單整，就使用UCB檢驗(yàn)序列間的長期關(guān)系。計(jì)算各方程(4)到(6)的F檢驗(yàn)值，例如FY(Y/R,NR),FR(R/Y,NR),FNR(NR/Y,R)。如果計(jì)算的F統(tǒng)計(jì)量大于上臨界值(UCB)，則存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。如果計(jì)算的F統(tǒng)計(jì)量小于下臨界值，則表明變量間無協(xié)整。如果F統(tǒng)計(jì)量介于LCB和UCB之間，則無法確定是否協(xié)整。

因?yàn)闃颖玖勘容^小，所以每個(gè)國家只包括1980—2009年30個(gè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Pesaran等的方法產(chǎn)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(chǎn)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(xié)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(shí)可再生能源消費(fèi)、不可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間的協(xié)整存在，就可探討序列間的因果關(guān)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(yàn)變量間因果關(guān)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(yùn)行關(guān)系。由此可見，在這樣的環(huán)境中，響應(yīng)變量被它自身的滯后和獨(dú)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(shè)其為獨(dú)立正態(tài)分布。滯后誤差項(xiàng)的意義即ECTt-1進(jìn)一步驗(yàn)證了變量間的長期運(yùn)行關(guān)系。ECTt-1的估計(jì)也顯示出所有模型從短期到長期均衡路徑的收斂速度。當(dāng)序列間存在協(xié)整和至少一個(gè)方向的因果關(guān)系時(shí)，向量誤差修正模型的Granger因果檢驗(yàn)對于檢驗(yàn)因果關(guān)系是合適的。此外，向量誤差修正模型的Granger因果檢驗(yàn)有助于區(qū)分長短期因果關(guān)系。

誤差修正項(xiàng)里的負(fù)系數(shù)確保了系統(tǒng)的收斂，也表明了變量間長期運(yùn)行的因果關(guān)系。同時(shí)，短期因果關(guān)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(yàn)可再生能源消費(fèi)導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長，β22,i≠0?i描述了從經(jīng)濟(jì)增長到可再生能源消費(fèi)的因果關(guān)系，反之亦然。隨后，Wald檢驗(yàn)被應(yīng)用于伴隨誤差修正項(xiàng)的給定變量的滯后值，誤差修正項(xiàng)導(dǎo)出變量間長期運(yùn)行和短期運(yùn)行因果關(guān)系的最后結(jié)論。[11]

三、不同國家經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)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(fā)展中國家生產(chǎn)總值明顯低于發(fā)達(dá)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(fèi)總體呈上升趨勢，但發(fā)達(dá)國家增速較慢，發(fā)展中國家中的中國、巴西基本呈直線增長趨勢。

*數(shù)據(jù)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(fèi)發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的差距較大。發(fā)達(dá)國家多數(shù)呈現(xiàn)平穩(wěn)波動(dòng)，但其基數(shù)較大，消費(fèi)量不可小覷；發(fā)展中國家雖然總量較低，但總體呈現(xiàn)增長趨勢，尤其是中國2002年之后不可再生能源消費(fèi)大幅增加。

由圖4可以看出，發(fā)達(dá)國家人均資本總額明顯高于發(fā)展中國家，但波動(dòng)較大，2008年受金融危機(jī)影響，近年來呈下降趨勢，發(fā)展中國家基本呈增長趨勢，增長較為平穩(wěn)。

四、模型分析

將序列的一階差分做ADF單位根檢驗(yàn)，在10%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列的一階差分是平穩(wěn)的。

運(yùn)用Microfit 5.0進(jìn)行ARDL邊界檢驗(yàn),分別對每個(gè)國家的Y、R、NR取對數(shù)后的LnY、LnR、LnNR進(jìn)行不同參數(shù)組合，以最小二乘法(OLS)估計(jì)一階差分的回歸結(jié)果，計(jì)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(xié)整關(guān)系，具體見表1。

*數(shù)據(jù)來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/ )圖2 各國可再生能源消費(fèi)量示意圖

*數(shù)據(jù)來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/ )圖3 各國不可再生能源消費(fèi)量示意圖

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

表1 各國最優(yōu)F檢驗(yàn)

*數(shù)據(jù)均來自世界銀行(http://data.worldbank.org.cn/)

表2 各國經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)的長期關(guān)系

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

調(diào)整后的各國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系見表3。

表3 調(diào)整后的各國經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)的長期關(guān)系

各國的能源消費(fèi)不同程度地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。能源消費(fèi)對發(fā)達(dá)國家的影響小于發(fā)展中國家。能源消費(fèi)每增加一個(gè)百分點(diǎn)，對發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)增加的百分點(diǎn)小于發(fā)展中國家。這與各國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)消費(fèi)習(xí)慣以及基數(shù)不同有關(guān)。發(fā)達(dá)國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理，對能源的依賴性較小，且能源消費(fèi)本身基數(shù)較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿π∮诎l(fā)展中國家。雖然彈性系數(shù)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(fèi)彈性大于可再生能源消費(fèi)彈性。這是由于各國技術(shù)差距的不同，不可再生能源的使用時(shí)間較長，技術(shù)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(huán)境保護(hù)等因素，可再生能源將在未來能源供應(yīng)中起重要作用。

表3反映了各國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系，而根據(jù)表1的結(jié)果，對存在協(xié)整關(guān)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(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長的VECM方程的可決系數(shù)和誤差修正系數(shù)如表4所示。

表4 經(jīng)濟(jì)增長的VECM方程的可決系數(shù)和誤差修正系數(shù)

在經(jīng)濟(jì)增長的VECM方程中，可決系數(shù)分別為0.8206,0.8894,0.8014,0.8394,0.6653,0.7712,0.9264,0.8654，這是經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)率可由能源消費(fèi)的短期變動(dòng)、它們之間長期均衡關(guān)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(dāng)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(dāng)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(fèi)及資本解釋的部分分別為80.14%、83.94%、66.53%、77.12%、92.64%、86.54%。發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長對能源的依賴作用較強(qiáng)，英美由于消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)習(xí)慣的原因?qū)δ茉吹囊蕾囈埠軓?qiáng)?？蓻Q系數(shù)較大，說明能源消費(fèi)的長短期變動(dòng)和人均資本形成總額對經(jīng)濟(jì)增長的解釋效果良好。各國誤差修正系數(shù)反映各國短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長向長期均衡狀態(tài)調(diào)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(jīng)濟(jì)增長的變化。

運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)方法，分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者模型受到某種沖擊時(shí)對系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，做出其脈沖響應(yīng)函數(shù)。各國可再生能源的對數(shù)和不可再生能源的對數(shù)對人均GDP的對數(shù)的脈沖，人均GDP的對數(shù)和不可再生能源的對數(shù)對可再生能源的對數(shù)的脈沖，人均GDP的對數(shù)和可再生能源的對數(shù)對不可再生能源的對數(shù)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(gè)正沖擊后，對各國人均GDP有促進(jìn)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(gè)正的沖擊，對可再生能源都會(huì)產(chǎn)生拉動(dòng)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(fèi)量沖擊呈正向關(guān)系，人均GDP的增加將使可再生能源消費(fèi)增加。

五、結(jié)論與建議

通過以上實(shí)證分析，可以得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，從長期關(guān)系看，能源消費(fèi)對發(fā)達(dá)國家的影響小于發(fā)展中國家?？傮w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?？稍偕茉蠢眯蔬€存在一定的潛在空間，可再生能源的發(fā)展應(yīng)該作為可持續(xù)發(fā)展的趨勢之一。

第二，在經(jīng)濟(jì)增長的VECM方程中，計(jì)算了可決系數(shù)，即經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)率可由能源消費(fèi)和資本的短期變動(dòng)及它們之間的長期均衡關(guān)系解釋部分，可以看出，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)的依賴性相對更強(qiáng)?？蓻Q系數(shù)較大，說明能源消費(fèi)的長短期變動(dòng)和人均資本形成總額對經(jīng)濟(jì)增長的解釋效果良好。各國誤差修正系數(shù)反映了各國短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度，除個(gè)別國家外，發(fā)展中國家的誤差修正系數(shù)普遍偏高。

第三，在短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展將對可再生能源的消費(fèi)起促進(jìn)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(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長方式、改變經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)有關(guān)。

基于以上結(jié)論可知，隨著經(jīng)濟(jì)增長，各國能源消費(fèi)呈現(xiàn)不同的消費(fèi)模式，其中可再生能源的消費(fèi)是逐步增加的?？稍偕茉醇夹g(shù)的進(jìn)一步成熟和市場化應(yīng)用可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更好更快發(fā)展。同時(shí)，各國都應(yīng)鼓勵(lì)和加大可再生能源的消費(fèi)，節(jié)約和減少不可再生能源的消費(fèi)，提高能源利用效率，重視經(jīng)濟(jì)增長對提高發(fā)展中國家可再生能源消費(fèi)的作用。各國應(yīng)當(dāng)采取各種政策支持，加快可再生資源的技術(shù)開發(fā)和推廣應(yīng)用，使可再生能源得到快速發(fā)展，提高產(chǎn)業(yè)化水平和其在能源構(gòu)成中的比重。

[參 考 文 獻(xiàn)]

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