蒲冰

中圖分類號：F016 文獻標識碼：A

內容摘要：本文采用最小二乘估計回歸方法，對我國能源消費與經濟增長關系進行實證研究。得出如下結論：一階差分后的各類能源消費量序列與我國經濟增長之間存在同階單整；我國經濟增長DLNY與能源消費LNE之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系；經濟增長DLNY不是煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLN E（s）、天然氣能源消費DLN E（s）的格蘭杰原因，能源消費與經濟增長之間存在單向因果關系；我國經濟增長與煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLN E（s）、天然氣能源消費DLN E（s）之間均存在正相關關系，估計系數(shù)分別為0.532、0.234、0.147。

關鍵詞：能源消費 經濟增長 格蘭杰原因 最小二乘估計

引言

能源作為人類生產和生活必不可少的物質資源，對人類社會的發(fā)展起到了不可替代的作用，對整個國民經濟體系的發(fā)展起到了極大的物質資源支撐作用，作為一種重要的投入要素，能源投入貫穿于國民經濟生產的整個體系。新中國成立以后，我國對能源的需求量不斷提升，這與我國生產規(guī)模的不斷擴大、人們生活需求的提升密切相關。但同時也應該看到，一些能源，如煤炭、石油、天然氣等屬于非可再生資源，能源緊缺現(xiàn)象凸顯，成為制約我國經濟發(fā)展的重要資源瓶頸。

同時，在提倡“低碳經濟”、“低碳生活”、“節(jié)能減排”的今天，對能源保護和節(jié)約的呼聲也越來越高，節(jié)約資源成為全球經濟發(fā)展規(guī)劃的重要內容。但是能源消費與我國經濟增長之間存在何種關系，我國承擔世界大國責任，進行節(jié)能減排的政策背景下是否會對我國經濟增長產生抑制作用，能源消費與社會生產之間存在何種互動機制等，是當前急切需要解決的重要問題。在現(xiàn)有的文獻研究中，祁成祥、林勇（2015）以甘肅省能源消費為研究案例，提出能源消費與甘肅省地區(qū)經濟發(fā)展呈現(xiàn)正相關關系；賀莉、朱天星、田冰（2015）對長三角地區(qū)的能源消費、要素投入與經濟增長關系進行了實證研究，認為能源消費是促進我國長三角地區(qū)經濟增長的一個重要因素；王火根、沈利生（2013）對我國經濟增長與能源消費之間進行空間面板分析得出，能源消費與經濟增長之間長期存在趨同增長的趨勢。趙靜敏、李惠娟、李煜華、王雙燕（2015）對我國產業(yè)結構調整與能源消費關系進行實證研究，認為我國能源消費與三大產業(yè)增長方向一致。本文以我國能源消費與經濟增長之間的關系為研究對象，探索能源消費與經濟增長之間存在的互動或制約關系，有利于促進我國節(jié)能減排工作的開展，實現(xiàn)能源、環(huán)境、經濟的協(xié)調、可持續(xù)發(fā)展。

我國能源消費與經濟增長現(xiàn)狀

能源消費與生產和生活規(guī)模的擴大密切相關，新中國成立以來，特別是改革開放以后，我國能源消費和經濟增長均呈現(xiàn)同步發(fā)展趨勢。

（一）我國能源消費狀況

由表1可見，2008年以來我國能源消費量呈現(xiàn)逐步遞增的趨勢，2008年我國平均每天能源消費量為768.5萬噸，2014年我國平均每天能源消費量已達到1142.2萬噸。

從具體的能源消費種類來看，煤炭、焦炭、原油、汽油、天然氣、電力等能源的消費量變化較快。2008年，我國平均每天煤炭、焦炭、原油、汽油、天然氣、電力等能源的消費量分別為747.2萬噸標準煤、79.9萬噸標準煤、93.2萬噸標準煤、15.1萬噸標準煤、1.9億立方米、89.6億千瓦小時，增長為2014年的1162.8萬噸標準煤、125.6萬噸標準煤、133.3萬噸標準煤、25.7萬噸標準煤、4.7億立方米、148.5億千瓦小時，其中只有燃料油消費量出現(xiàn)稍微的下滑。

由表2可見，2008年以來，我國生活能源消費量也呈現(xiàn)出逐步遞增的趨勢。2008年我國生活能源消費量為30814萬噸，2014年我國生活能源消費量已達到45531萬噸。

從能源消費各個種類來看，生活煤炭消費量和生活煤氣消費量出現(xiàn)稍微的下滑，由2008年的9761萬噸、186億立方米，分別下降為2014年的9290萬噸、107億立方米。但是生活煤炭消費量、生活煤油消費量、生活液化石油氣消費量、生活天然氣消費量、生活熱力消費量等均出現(xiàn)了上升，特別是生活熱力、電力消費量增速明顯，分別由2008年的57689萬百萬千焦、4063億千瓦小時，增長為2014年的6989萬百萬千焦、6989億千瓦小時。

（二）我國經濟增長狀況

由表3可見，2005-2014年我國歷年國民總收入和國內生產總值均呈現(xiàn)遞增發(fā)展趨勢。2005年我國國民總收入和國內生產總值分別為184575.8億元和185895.8億元；2014年我國國民總收入和國內生產總值分別上升為634043.4億元和636138.7億元。

從我國國民總收入和國內生產總值增長率來看，我國經濟增長長久以來保持了10%以上的增長速度，最近幾年有所下滑，2014年我國國民總收入和國內生產總值增長率分別為8.72%和8.18%。

我國能源消費與經濟增長關系的實證研究

（一）模型構建

1.普通最小二乘估計模型。為了有效研究能源消費與經濟增長之間的關系，本文著重選取了最近幾年使用量較大的煤炭、石油、天然氣三類能源，利用普通最小二乘方法，借鑒柯布·道格拉斯生產函數(shù)，構建實證模型如下：

LNY=α+β1LNE+λ （1）

其中，Y表示經濟增長狀況，用國內生產總值來衡量；E表示能源消費量，按照本文選取的煤炭、石油、天然氣消費量三種，分別構建為E（m）、E（s）、E（t）三種，因此，對公式（1）進行深化，得出公式（2），即為本文實證回歸的模型依據(jù)：

LNY=α+β1LNE（m）+β2LN（s）+LNE（t）+λ （2）

2.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗模型。進行回歸估計，最為重要的是要保障數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，由于本文所使用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，因此有可能存在“偽回歸”問題，所以進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗是基礎，本文使用ADF檢驗方法進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，公式如下：

（3）

3.協(xié)整檢驗模型。協(xié)整檢驗模型是檢驗變量之間是否存在長期協(xié)整關系的重要檢驗模型，可以很好地用于模擬我國能源消費與經濟增長之間的變化關系，協(xié)整檢驗公式如下：

（4）

4.格蘭杰因果檢驗模型。協(xié)整檢驗僅是一種單向的關系檢驗，而格蘭杰因果關系檢驗是從雙方變動的角度來分析兩個變量之間存在的雙方影響關系，因此本文采用格蘭杰因果關系檢驗公式來測量我國能源消費與經濟增長之間的因果關系：

（5）

（二）數(shù)據(jù)來源

本文在實證回歸中所使用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，時間周期為2000-2014年，各類能源消費量的數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》。用于描繪經濟增長所使用的國內生產總值的數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局網站上的年度數(shù)據(jù)。本文在數(shù)據(jù)上進行了處理，設立2000作為基期，按照不變價格指數(shù)進行換算。

（三）實證回歸結果

1.單位根檢驗。根據(jù)表4顯示，原始變量LNY、LNE（m）、LNE（s）和LNE（t）的ADF檢驗值為-1.643、-1.563、-1.642、-1.634，均大于5%的臨界值，為-2.875、-2.031、-2.643、-3.142，可見在5%的顯著性水平下，原始變量LNY、LNE（m）、LNE（s）和LNE（t）等序列是不平穩(wěn)的。

對原始變量序列進行一階差分，得到DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）的序列值，對這些序列值繼續(xù)進行單位根檢驗可見，DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）的ADF檢驗值為-5.873、-4.634、-4.742、-4.366，分別小于5%的臨界值，為-5.093、-3.422、-3.942、-3.123，可見一階差分后的DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）序列值是平穩(wěn)的，存在同階單整。

2.協(xié)整檢驗。對殘差序列進行協(xié)整檢驗，得到結果如表5和圖1所示，結果顯示E殘差序列的ADF值為-4.342，大于1%的臨界值-3.987，大于5%的臨界值-2.875，大于10%的臨界值-1.672。可見，殘差序列是平穩(wěn)數(shù)據(jù)變量，這點從圖1得到進一步證實。

殘差序列協(xié)整檢驗表明殘差數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，也就說明了經濟增長變量與能源消費各個變量之間存在平穩(wěn)的線性組合關系，即我國煤炭、石油、天然氣等為代表的能源消費量與我國經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

3.格蘭杰因果關系檢驗。本文繼續(xù)采用格蘭杰因果關系檢驗方法來判斷經濟增長與各類能源消費之間的雙方影響關系，格蘭杰因果關系檢驗結果如表6所示。

對于原假設“經濟增長DLNY不是煤炭能源消費DLNE（m）的格蘭杰原因”，其F值為0.8754，p值為0.343，即不能拒絕原假設，接收原假設；而原假設“煤炭能源消費DLNE（m）不是經濟增長DLNY的格蘭杰原因”的F值為2.9743，p值為0.002，不能接收原假設，接收備擇假設，即煤炭能源消費DLNE（m）是經濟增長DLNY的格蘭杰原因。

原假設“煤炭能源消費DLNE（m）不是經濟增長DLNY的格蘭杰原因”，其F值為0.3245，p值為0.453，即不能拒絕原假設，接收原假設；而原假設“石油能源消費DLNE（s）不是經濟增長DLNY的格蘭杰原因”的F值為3.3563，p值為0.001，不能接收原假設，接收備擇假設，即石油能源消費DLNE（s）是經濟增長DLNY的格蘭杰原因。

原假設“經濟增長DLNY不是天然氣能源消費DLNE（t）的格蘭杰原因”，其F值為0.1452，p值為0.732，即不能拒絕原假設，接收原假設；而原假設“天然氣能源消費DLNE（s）不是經濟增長DLNY的格蘭杰原因”的F值為4.3544，p值為0.000，不能接收原假設，接收備擇假設，即天然氣能源消費DLNE（s）是經濟增長DLNY的格蘭杰原因。

可見，煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLNE（s）、天然氣能源消費DLNE（s）均是經濟增長DLNY的格蘭杰原因，經濟增長DLNY不是煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLNE（s）、天然氣能源消費DLNE（s）的格蘭杰原因，我國能源消費與經濟增長之間存在單向因果關系。

4.普通最小二乘回歸估計。利用公式（2）對我國經濟增長DLNY與煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLNE（s）、天然氣能源消費DLNE（s）之間進行普通最小二乘回歸估計，結果如表7所示。

煤炭能源消費LNE（m）的估計系數(shù)為0.532，在5%顯著性檢驗水平的p值為0.003，煤炭能源消費LNE（m）變量是顯著的，與我國經濟增長DLNY之間呈現(xiàn)正相關關系。我國煤炭能源消費LNE（m）每提升1%，我國經濟增長DLNY則提升0.5325；石油能源消費LNE（s）的估計系數(shù)為0.234，在5%顯著性檢驗水平的p值為0.000，石油能源消費LNE（s）變量是顯著的，與我國經濟增長DLNY之間呈現(xiàn)正相關關系。我國石油能源消費LNE（s）每提升1%，我國經濟增長DLNY則提升0.234；天然氣能源消費LNE（t）的估計系數(shù)為0.147，在5%顯著性檢驗水平的p值為0.000，天然氣能源消費LNE（t）變量是顯著的，與我國經濟增長DLNY之間呈現(xiàn)正相關關系。我國天然氣能源消費LNE（t）每提升1%，我國經濟增長DLNY則提升0.147。

結論和建議

本文對我國經濟增長DLNY與煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLNE（s）、天然氣能源消費DLNE（s）之間進行最小二乘回歸估計，得出如下結論：第一，采用ADF平穩(wěn)性檢驗得出，原始變量序列LNY、LNE（m）、LNE（s）和LNE（t）等序列是不平穩(wěn)的，一階差分后的DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）序列值是平穩(wěn)的，存在同階單整。第二，采用協(xié)整關系檢驗得出，我國煤炭、石油、天然氣等為代表的能源消費量與我國經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。第三，采用格蘭杰因果關系檢驗得出，煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLNE（s）、天然氣能源消費DLNE（s）均是經濟增長DLNY的格蘭杰原因，經濟增長DLNY不是煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLNE（s）、天然氣能源消費DLNE（s）的格蘭杰原因，我國能源消費與經濟增長之間存在單向因果關系。第四，采用最小二乘回歸估計得出，我國經濟增長與煤炭能源消費DLNE（m）、石油能源消費DLNE（s）、天然氣能源消費DLNE（s）之間均存在正相關關系，估計系數(shù)分別為0.532、0.234、0.147。

針對以上研究結論，本文提出合理進行能源消費，促進我國經濟可持續(xù)增長的相關建議：

首先，基于長遠發(fā)展的考慮，我國經濟未來增長過程中必須制定中長期能源消費需求規(guī)劃，實現(xiàn)經濟增長與能源消費的良性互動發(fā)展。

其次，加強產業(yè)結構調整，促進我國經濟增長方式的優(yōu)化和升級，大力發(fā)展高科技節(jié)能型產業(yè)、環(huán)保產業(yè)，以科技提升產業(yè)產能和績效，降低后期經濟增長對能源高度依賴的現(xiàn)狀。

再次，對我國現(xiàn)有能源消費結構進行調整，加強新能源、清潔能源及相關產業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)我國能源消費結構的優(yōu)化和平衡。

最后，加強我國企業(yè)自主研發(fā)和創(chuàng)新技術發(fā)展，提高產業(yè)能源利用效率，借鑒國外先進技術和設備，促進高效、清潔轉換技術的發(fā)展。

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