李國君，肖艷霞

（華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北　武漢　430079）

能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究
——以湖北省為例

李國君，肖艷霞

（華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北武漢430079）

在構(gòu)建“資源節(jié)約型、環(huán)境友好型”雙型社會(huì)的背景下，對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行探討是必要的。本文將能源消費(fèi)作為影響經(jīng)濟(jì)增長的獨(dú)立因素，引入到Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)中，并建立新的三生產(chǎn)要素函數(shù)，結(jié)合1995—2014年湖北省的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立誤差修正模型，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出結(jié)論：一是湖北省經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間存在長期協(xié)整關(guān)系；二是湖北省經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間存在短期單向因果關(guān)系。

能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；Granger檢驗(yàn)；三生產(chǎn)要素函數(shù)

一、引言

能源，作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不可或缺的生產(chǎn)要素之一，對(duì)于絕大部分國家和地區(qū)來說，其經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展離不開能源這一強(qiáng)有力的支撐，尤其對(duì)處于工業(yè)化時(shí)期的地區(qū)來說，其常常為促進(jìn)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展，不惜以大量消耗能源為代價(jià)，走一條高污染、高投入、高能耗的發(fā)展道路。從上世紀(jì)七十年代開始，許多專家與學(xué)者對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，并提出了各自不同的見解，本文是以湖北省為例，通過建立計(jì)量模型來論證二者關(guān)系。

相關(guān)年鑒資料顯示，湖北省能源消費(fèi)總量在近二十年來翻了幾番，消費(fèi)總量從1995年的4762.86萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2014年13766.37萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，同時(shí)生產(chǎn)總值也呈現(xiàn)出“總體平穩(wěn)、穩(wěn)中有進(jìn)、進(jìn)中向好”的良好趨勢(shì)，就2014年而言，湖北省完成生產(chǎn)總值27367.04億元，較2013年增加了9.7%，高于全國平均水平2.3個(gè)百分點(diǎn)。此外，能源與GDP之間的關(guān)系也趨向緩和，2005年的單位GDP能耗為1.51，2010年降低到1.18，而2013年更是降至0.84，由此可見，湖北省經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型初見成效，而能源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展二者關(guān)系亦有待探討。

二、理論模型

1、模型建立

在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，生產(chǎn)函數(shù)是指投入到生產(chǎn)過程中的生產(chǎn)要素組合與最大生產(chǎn)產(chǎn)出之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，常用如下公式表示：

Y=f（X1，X2，…Xk）

式中，Y是指產(chǎn)出，X1，X2，…Xk分別指投入到生產(chǎn)過程中的各要素。目前，廣泛被用于經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的是美國數(shù)學(xué)家Charles Cobb與經(jīng)濟(jì)學(xué)家Paul Dauglas提出的Cobb-Douglas雙要素生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AKαLβ

其中，A是指技術(shù)水平，K為資本投入，L為勞動(dòng)投入，α是指資本的產(chǎn)出彈性，β是指勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，其中，α+β=1，則說明規(guī)模報(bào)酬不變；α+β＞1，則說明規(guī)模報(bào)酬遞增；反之，則遞減。

考慮到能源對(duì)社會(huì)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著至關(guān)重要的作用，若對(duì)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出效益進(jìn)行分析僅考慮資本與勞動(dòng)投入這兩個(gè)要素，則易產(chǎn)生誤差，本文采用劉朝明等的研究方法，將能源消費(fèi)量作為解釋變量，引入到Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，建立三生產(chǎn)要素函數(shù)，如下所示：

式中，Yt指產(chǎn)出投入，Kt指技術(shù)投入，Lt指勞動(dòng)力投入，Et指能源投入，α指技術(shù)對(duì)產(chǎn)出的彈性，β指勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)出的彈性，γ指能源對(duì)產(chǎn)出的彈性。同理，若α+β+γ=1，則說明生產(chǎn)報(bào)酬不變；若α+β+γ＜1，則生產(chǎn)報(bào)酬遞減，若α+β+γ＞1，則生產(chǎn)報(bào)酬遞增，Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)是非線性的，可對(duì)上式取對(duì)數(shù)使之線性化。

即：lnYt=lnA+αlnKt+βlnLt+u

2、數(shù)據(jù)來源

出于對(duì)數(shù)據(jù)的權(quán)威性與可得性考慮，所采用的數(shù)據(jù)來自《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文涉及的研究變量分別為：經(jīng)濟(jì)增長（GDP）、資本投入（K）、勞動(dòng)投入（L）與能源消費(fèi)（E）。

Y（t）：采用的是1995—2014年湖北省GDP歷年的統(tǒng)計(jì)結(jié)果（以1994年為基期）。

K（t）：為了更合理與準(zhǔn)確地反映其實(shí)際水平，采用與GDP相同的處理方法。

L（t）：選取的是1995—2014年湖北省的社會(huì)勞動(dòng)就業(yè)人數(shù)，單位為萬人。

E（t）：選取的是1995—2014年湖北省能源消費(fèi)總量，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

由統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)可知，lnGDP、lnE、lnK序列隨時(shí)間變化的走勢(shì)十分類似，都是逐年上升且較為平穩(wěn)的，可初步預(yù)測湖北省的GDP與資本投入（K）、勞動(dòng)力投入（L）、能源消費(fèi)（E）具有協(xié)整關(guān)系，但這一預(yù)測是否準(zhǔn)確，還需作相關(guān)的實(shí)證分析。

三、實(shí)證分析

由上文理論分析可知，能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長之間在長期內(nèi)均是呈同向變動(dòng)的趨勢(shì)。但這二者之間是否存在均衡關(guān)系、因果關(guān)系以及何種因果關(guān)系，這需要實(shí)證分析來加以說明。

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。運(yùn)用eviews軟件計(jì)算得出檢驗(yàn)結(jié)果，如表1所示。

表1　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，lnGDP、lnK、lnL、lnE原序列是不平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后，就是平穩(wěn)的，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

下面對(duì)上述四者進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，靜態(tài)回歸方程可表示為：

LnGDP=0.201576lnK-0.608642lnL+0.182845lnE+

3.326891

可得，R2的值為0.994621，調(diào)整后R2值為0.992834，則說明方程擬合較好，相對(duì)較好解釋經(jīng)濟(jì)增長。lnK、lnL、lnE的P檢驗(yàn)值分別為0.0000，0.0121，0.2974，則說明資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響較為顯著，其次是能源消費(fèi)，勞動(dòng)力對(duì)其影響微乎甚微。

出于方程的合理性考慮，需要對(duì)方程的殘差e作單位根檢驗(yàn)，可用下式表示：

e=lnGDP-0.201576lnK+0.608642lnL-0.182845lnE-3.326891

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，殘差序列在5%的顯著水平下通過ADF檢驗(yàn)，滿足一階單整序列，說明lnGDP、lnK、lnL、lnE這四個(gè)變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，長期模型變量的選取是合理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟(jì)意義。

3、誤差修正模型的建立

依據(jù)協(xié)整相關(guān)理論，假定變量存在協(xié)整關(guān)系，即說明變量間具有長期穩(wěn)定關(guān)系，而這種長期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整之下得以維持的。綜合考慮其他因素的影響，建立誤差修正模型，計(jì)算可得：

lnGDPt=0.524237lnKt-2.278431lnLt-1+0.368246lnEt-0.326547ecmt-1+16.27601

表2　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表

R2的值為0.994527，調(diào)整后的R2值為0.992171，說明擬合度較優(yōu)?；貧w結(jié)果表明，對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長影響較大的因素為當(dāng)期資本投入與能源消費(fèi)，其次是滯后一期的勞動(dòng)投入。ecmt-1是方程的誤差項(xiàng)，其系數(shù)為-0.326547，這說明湖北省GDP與能源消費(fèi)K之間長期均衡關(guān)系對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)整力度較大。

4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)可知，lnE和lnGDP序列之間存在協(xié)整關(guān)系，但這兩變量之間是否存在因果關(guān)系以及為何種因果關(guān)系，還有待進(jìn)一步論證，分別選取滯后期為一到四，對(duì)lnE與lnGDP序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2顯示，在滯后前三期時(shí)，“l(fā)nGDP不是lnE的格蘭杰原因”發(fā)生的概率很小，這說明從短期來看，經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)的格蘭杰原因，在滯后四期時(shí)，原零假設(shè)均檢驗(yàn)通過，這說明從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長不是能源消費(fèi)增加的格蘭杰原因。在滯后前四期內(nèi)，假設(shè)均不能被拒絕，可見能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。此外，隨著滯后期的增長，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)關(guān)系逐漸不再顯著，這可能是由于格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后期長度較為敏感。

四、結(jié)論

本文是在新的三生產(chǎn)要素函數(shù)的基礎(chǔ)上，結(jié)合1995—2014年的時(shí)間序列，對(duì)湖北省的經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量作了協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)，得出如下結(jié)論。

第一，湖北省經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間存在長期協(xié)整關(guān)系，而在短時(shí)間內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量之間并不存在十分明顯的均衡關(guān)系。這可能是由于經(jīng)濟(jì)增長除了受勞動(dòng)投入、資本投入、能源消費(fèi)這三個(gè)因素的影響之外，還會(huì)受其他因素的影響，如政府出臺(tái)的相關(guān)政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)、地方性法律法規(guī)等。

第二，由格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，湖北省經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量之間存在短期單向因果關(guān)系。一方面，經(jīng)濟(jì)增長會(huì)帶來能源消費(fèi)總量的增加，這正好與近年來湖北省GDP與能源消費(fèi)總量的曲線相吻合。另一方面，能源消費(fèi)總量并不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，能源消費(fèi)僅是影響經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)因素，難以在短期內(nèi)就對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作出顯著的貢獻(xiàn)。

［1］張寶山、袁曉玲、張小妮：環(huán)境污染、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長［J］.科學(xué)決策，2012（11）.

［2］劉慧媛：能源、環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長研究［D］.上海交通大學(xué)，2013.

［3］趙愛文：中國碳排放、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究［D］.南京航空航天大學(xué)，2012.

［4］俞鑫：安徽省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究［D］.安徽大學(xué)，2013.

（責(zé)任編輯：胡春雨）