曹金龍，陳潔赟

(1.上海電力學院 經(jīng)濟與管理學院，上海 200090；2.上海大學 管理學院，上海 200041)

華東地區(qū)經(jīng)濟增長與電力能源消費的關系

曹金龍1，陳潔赟2

(1.上海電力學院 經(jīng)濟與管理學院，上海 200090；2.上海大學 管理學院，上海 200041)

運用面板數(shù)據(jù)協(xié)整理論著重分析中國華東地區(qū)六省一市的經(jīng)濟增長與區(qū)域電力能源消費之間的關系，對各序列進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果關系檢驗以及回歸分析，得出結論：一是經(jīng)濟增長與電力消費之間有長期均衡關系；二是經(jīng)濟增長與電力消費是單向因果關系；三是從地區(qū)對比來看，經(jīng)濟增長與地區(qū)能源消費具有一致性。最后，針對實證結論提出相應的政策建議。

經(jīng)濟增長；電力能源消費；計量研究

能源在當今社會經(jīng)濟發(fā)展中已然成為一個國家經(jīng)濟發(fā)展強有力的支撐點，其影響遍及社會的各個方面。石油、煤炭等能源的大力開發(fā)促進了經(jīng)濟發(fā)展，但同時使環(huán)境惡化日益顯著。由此，中國的能源戰(zhàn)略開始轉(zhuǎn)向積極發(fā)展電力等清潔能源?！吨袊y(tǒng)計年鑒》相關數(shù)據(jù)顯示，2013年中國華東六省一市共消耗電力18 079.3億千瓦小時，占全國電力消費總量的36.33%。中國華東地區(qū)是指上海、江蘇、浙江、安徽、江西、福建、山東六省一市在內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展迅速的地區(qū)。據(jù)國家統(tǒng)計局對2014年全國25省GDP的統(tǒng)計，江蘇省以65 100億元位居第二，山東省、浙江省緊隨其后分列三、四名?？梢?，華東地區(qū)對于國家經(jīng)濟發(fā)展貢獻較大，而電力的充足供應和節(jié)約在其中發(fā)揮了重大作用。

一、文獻綜述

國際學者多采用計量方法來研究能源與經(jīng)濟的關系，大致分為線性回歸模型、時間序列協(xié)整、面板協(xié)整理論三個階段。第一階段，黃和古姆(Hwang & Gum，1991)發(fā)現(xiàn)中國臺灣地區(qū)存在雙向格蘭杰因果關系[1]。斯蒂恩(Stern，1993)采用4個變量分別是GDP、勞動力、資本、能源消費的向量自回歸(VAR)模型，利用格蘭杰因果關系檢驗，得出美國1947—1990年能源消費與GDP是單向格蘭杰因果關系[2]。第二階段，楊(Yang，2000)進一步將臺灣地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)更新為1954—1997年，得到GDP與這些能源消費之間不存在協(xié)整關系，但是與總能源消費、電力、煤炭有雙向格蘭杰因果關系，GDP與石油有單向格蘭杰因果關系，天然氣與GDP有單向格蘭杰因果關系[3]。第三階段為利用時間序列和橫截面兩者相結合的數(shù)據(jù)進行建模分析，是目前世界各國研究的熱點。李(Lee，2005)對18個發(fā)展中國家通過面板數(shù)據(jù)檢驗得出能源消費可能會不利于經(jīng)濟增長[4]。

國內(nèi)學者對能源消費和經(jīng)濟增長關系的研究主要用到面板數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)等。林伯強(2003)在三要素生產(chǎn)函數(shù)框架下研究中國電力消費與經(jīng)濟增長之間的關系，實證得出GDP與電力消費等變量之間有長期均衡關系，且電力消費與經(jīng)濟增長具有單向的因果關系[5]。趙進文和范繼濤(2007)指出中國經(jīng)濟增長對能源消費的影響具有非線性、非對稱性和明顯的階段性特征[6]。張琳和任保平(2009)選取中國中部六省1988—2006年的數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗等方法，得出中部六省GDP與能源消費有長期均衡關系[7]。于鳳玲等(2013)選取1991—2011年中國人均GDP以及能源消費量建立時間序列，并對其分別進行平穩(wěn)性、單位根以及協(xié)整檢驗，得出能源消費量與經(jīng)濟發(fā)展具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，且格蘭杰因果檢驗證明能源消費量與人均GDP之間互為因果關系即雙向因果關系[8]。李鵬(2013)采用1995—2008年中國能源消費與經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，得到能源消費與人均GDP有同方向變動趨勢；本期與滯后期能源消費量也將同方向變動；經(jīng)濟增長的變動是能源消費變動的單向格蘭杰原因[9]。汪澤波(2015)[10]的研究得出同樣的結論。此外，還有學者具體研究了政府采購與節(jié)能環(huán)保的關系[11]。

綜上，本文將以華東地區(qū)六省一市的電力能源消費為主要出發(fā)點，研究能源消費與經(jīng)濟之間的關系。為使得研究更為深入，故選取華東地區(qū)六省一市1994—2013年的面板數(shù)據(jù)，通過面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟學的處理方法，采用合適的模型對華東地區(qū)GDP與電力消費、固定資產(chǎn)投資、勞動力各個生產(chǎn)要素之間的定量關系進行實證分析，為今后華東地區(qū)設計規(guī)劃電力資源提供理論和決策依據(jù)。更重要的是，以華東地區(qū)為出發(fā)點，科學找出地區(qū)差異，為中國地區(qū)政策的制定提供理論支持。

二、模型構建與數(shù)據(jù)來源

(一)模型構建

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，最初是美國數(shù)學家柯布(Cobb)和經(jīng)濟學家道格拉斯(Douglas)提出并用來預測國家和地區(qū)工業(yè)系統(tǒng)或大企業(yè)生產(chǎn)和分析發(fā)展生產(chǎn)途徑的一種經(jīng)濟數(shù)學模型，廣泛使用于經(jīng)濟學和計量科學中[5]。本文將電力消費視為內(nèi)生變量，采用柯布-道格拉斯函數(shù)模型，故設定GDP為被解釋變量，資本存量、勞動力、電力消費總量為解釋變量的生產(chǎn)函數(shù)，見式(1)：

GDP=AKαLβENγeμ

(1)

其中，GDP為各省市地區(qū)生產(chǎn)總值，A代表綜合技術水平，K為固定資產(chǎn)投資量，L為勞動力，EN為電力消費總量，α、β、γ分別代表各要素產(chǎn)出的彈性系數(shù)，μ為隨機干擾。通過對變量趨勢圖的分析，同時對模型等式左右兩邊取對數(shù)，得到線性模型見式(2)：

lnGDP=A+αlnK+βlnL+γlnEN+μ

(2)

(二)數(shù)據(jù)來源

本文選取1994—2013年華東地區(qū)六省一市的GDP、固定資產(chǎn)投資量、勞動力、電力能源消費總量等相關數(shù)據(jù)，所有變量的相關數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《江蘇統(tǒng)計年鑒》《上海統(tǒng)計年鑒》《浙江統(tǒng)計年鑒》《安徽統(tǒng)計年鑒》《江西統(tǒng)計年鑒》《福建統(tǒng)計年鑒》《山東統(tǒng)計年鑒》。其中GDP數(shù)據(jù)來源于各個省、市統(tǒng)計年鑒地區(qū)生產(chǎn)總值(以當年價格計價)，本文以1994年為基期，調(diào)整計算得出1994—2013年華東六省一市的實際GDP。固定資產(chǎn)投資量數(shù)據(jù)直接來源各省、市統(tǒng)計年鑒固定資產(chǎn)投資總額。勞動力數(shù)據(jù)直接選取各省、市統(tǒng)計年鑒1994—2013年“按三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)”指標。電力能源消費總量取值于《中國統(tǒng)計年鑒》“分地區(qū)電力消費量”，小部分數(shù)據(jù)取值于省市統(tǒng)計年鑒“電力平衡表”。

三、實證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

為了確保研究結果的準確性，本文對各變量樣本數(shù)據(jù)采用適用于相同根的LLC檢驗法，以及適用于不同根的Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗，檢驗結果見表1。

表1 各變量的單位根檢驗結果

注：各變量單位根檢驗為無趨勢項和無截距項形式；※表示通過檢驗。

由表1可知，所有變量在水平檢驗下均不平穩(wěn)，一階差分檢驗各變量的平穩(wěn)性也不盡相同，二階差分所得出的檢驗結果是各變量全部平穩(wěn)，即各個面板數(shù)據(jù)是二階平穩(wěn)的，可以進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

由于面板數(shù)據(jù)均為二階單整，因而本文采用Kao協(xié)整檢驗來檢驗變量lnGDP、lnK、lnL、lnEN是否存在協(xié)整關系。Kao協(xié)整檢驗以Engle-Granger協(xié)整檢驗方法為基礎構造檢驗統(tǒng)計量，對lnGDP、lnK、lnL、lnEN是否存在協(xié)整關系進行分析，原假設為“變量之間不存在協(xié)整關系”，備擇假設為“變量之間存在協(xié)整關系”。如表2所示，檢驗結果的T統(tǒng)計量小于1%顯著性水平的臨界值，相伴概率為0.000 3，則拒絕原假設，接受lnK、lnGDP、lnL、lnEN之間存在協(xié)整關系的備擇假設。

表2 Kao協(xié)整檢驗結果

(三)模型回歸分析

綜上，可以認為華東六省一市的變量lnGDP、lnK、lnL、lnEN之間存在顯著協(xié)整關系，不存在“虛假回歸”現(xiàn)象，可以進行回歸分析。本文采用Hausman檢驗方法確定模型形式，原假設是橫截面為隨機影響，由表3可知在1%的顯著性水平下拒絕原假設，接受個體固定效應模型。

表3 Hausman檢驗結果

為消除面板數(shù)據(jù)個體之間的同期相關性和異方差性，本文采用加權最小二乘法估計模型，見式(3)：

(-0.677 6)(5.407 6) (2.776 0) (13.577 6)

(3)

表4 各省市固定個體影響系數(shù)

表5 Granger因果檢驗結果

說明存在地區(qū)固定效應，華東地區(qū)六省一市l(wèi)nGDP、lnK、lnL、lnEN之間有長期均衡關系，從整個回歸方程來看，lnGDP對lnL的彈性系數(shù)最高，其次是lnEN彈性系數(shù)，最后是lnK。從各地區(qū)固定影響系數(shù)有所不同可以看出：各省之間經(jīng)濟發(fā)展水平有所不同，能源效率也有所不同。

(四)Granger因果檢驗分析

綜上，GDP與固定資本投資、勞動力、電力消費量之間有長期均衡關系。為了明確它們之間的因果關系，還需要采用Granger因果檢驗，即通過受約束的F檢驗，包含滯后變量，因此要選擇變量的滯后期。根據(jù)AIC信息準則得到的最優(yōu)滯后期是2，檢驗結果如表5所示?！發(fā)nEN不是lnGDP的Granger原因”在5%的顯著水平上被接受，而“l(fā)nGDP不是lnEN的Granger原因”被拒絕。檢驗結果表明：1994—2013年存在經(jīng)濟增長對電力能源消費量的單向因果關系。同理，lnGDP是lnL的Granger原因，lnEN是lnL的Granger原因，lnEN不是lnK的Granger原因等。

四、結論與建議

本文采用面板數(shù)據(jù)的計量方法對華東六省一市1994—2013年的相關數(shù)據(jù)進行分析，并以此為基礎，類比再加之資料收集得出以下實證結論：

(1)各地區(qū)電力消費與經(jīng)濟增長有著長期均衡關系。根據(jù)經(jīng)濟學理論，資本、勞動力和電力消費的彈性系數(shù)應為正值，如式(3)所示，系數(shù)與經(jīng)濟意義相符合。其次，回歸模型待估參數(shù)顯著，電力消費對數(shù)的長期收入彈性為0.699 1，即長期內(nèi)電力能源消費對數(shù)增長1%，GDP對數(shù)增長0.699 1個百分點。

(2)Granger因果檢驗表明：各地區(qū)1994—2013年存在經(jīng)濟增長與電力消費的單向因果關系，即經(jīng)濟增長會帶動電力能源消費量的增加。同時，固定資產(chǎn)投資量、勞動力投入都不是電力能源消費量的Granger成因，即各地區(qū)固定資產(chǎn)投資和勞動力投入的增長，最終不會引起電力能源消費量的增長。因此，經(jīng)濟政策的制定者在考慮經(jīng)濟與社會發(fā)展的同時，還應考慮提高投資利用率和能源消費的內(nèi)涵包容式發(fā)展，而不是數(shù)量擴張型的發(fā)展，走可持續(xù)發(fā)展道路。

(3)各地區(qū)之間能源效率有所不同，地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長具有一致性。地區(qū)固定影響系數(shù)不同，再加之資源、技術稟賦不同，因而各地區(qū)對于資源的利用效率、循環(huán)利用的技術支持也不盡相同。上海的固定影響系數(shù)最高，為0.508 4，說明能源利用效率最高；而山東、安徽的固定影響系數(shù)低，說明能源利用效率增長還有很大的潛力。

研究結果表明，經(jīng)濟增長與固定資本存量、勞動力和電力消費之間存在長期均衡關系，勞動力數(shù)量和素質(zhì)對經(jīng)濟發(fā)展有重要的推動作用，電力消費對各省市經(jīng)濟的增長也起到了不可替代的作用，但是各省市之間經(jīng)濟發(fā)展水平不同，能源效率也有表現(xiàn)出不同。從各省市對比來看，電力消費與經(jīng)濟增長具有一致性?；谖闹械膶嵶C研究所得出的結論，本文提出以下幾個建議：

1.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，大力發(fā)展新能源經(jīng)濟，走可持續(xù)發(fā)展道路

中國在經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)健發(fā)展的過程中，也暴露出很嚴重的環(huán)境污染問題。通過本研究可以看出，并不只是煤炭、石油等不可再生能源對中國經(jīng)濟增長有促進作用，電力能源同樣也發(fā)揮了很重要的作用。因此，政府應當積極建立新能源發(fā)展機制，建立財政補貼和稅收優(yōu)惠等制度，有相關政策鼓勵，幫助新能源企業(yè)的發(fā)展。同時，對不可再生資源的消費進行一定的限制，加大對相關企業(yè)節(jié)能降耗的考察力度，嚴格把關；對關鍵節(jié)能技術、高效節(jié)能產(chǎn)品的研究開發(fā)，應鼓勵高等院校等科研機構參與，對高耗能企業(yè)的節(jié)能技術改造項目給予財政資金支持。

2.加大科技、財政投入，促進技術進步，提高能源利用效率

華東地區(qū)各個省、市地理位置優(yōu)越，處在東南沿海地區(qū)，經(jīng)濟較為發(fā)達，且有豐富的自然資源：如山東勝利油田，安徽淮南、淮北煤礦等。得天獨厚的發(fā)展條件，但是電力能源消費對于地區(qū)生產(chǎn)總值的增長帶來的作用并不如一開始預期的效果那么明顯，因而地區(qū)政府應當加大財力、物力的投入，提高能源利用效率，在有限的時間里利用更多的能源來推動地區(qū)經(jīng)濟的增長。

3.加大勞動力教育力度，增加就業(yè)崗位

由本研究可以看出，地區(qū)生產(chǎn)總值對勞動力的彈性系數(shù)最高，可見勞動力素質(zhì)和數(shù)量對于推動經(jīng)濟增長起到了重要作用。因而，各地區(qū)政府應積極與企業(yè)合作探索、建立完善的勞動力培訓機制，并對其給予相應的培訓補貼、政策優(yōu)惠；或是當?shù)卣梢岳孟鄳姆伞⒎ㄒ?guī)對企業(yè)行為進行約束，從而提高在職勞動者的素質(zhì)、技術熟練程度；同時，各地區(qū)政府也應根據(jù)自身狀況，加大財政力度，增加地區(qū)就業(yè)。

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[11]曹潤林，張景華.中國政府采購發(fā)揮節(jié)能環(huán)保效應了嗎——來自省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].貴州財經(jīng)大學學報，2015(4)：25-33.

(責任編輯：蔣 琰)

East China’s Economic Growth and Electric Energy Consumption

CAO Jinlong1，CHEN Jieyun2

(1.Shanghai University of Electric and Power，Shanghai 200090，China;2.Shanghai University,Shanghai 200041,China)

This paper empirically studies the relationship between economic growth and regional electric energy consumption of six provinces and one city of East China by using panel data analysis methods，such as the stationarity test，the cointegration test，the Granger causality test and the regression analysis.The conclusions are shown as follows:Firstly，there exists a long-term equilibrium relationship between economic growth and electric energy consumption.Secondly，economic growth and electricity consumption are in a one-way causal relationship.Thirdly，by contrast from areas，regional electric energy consumption is consistent with economic growth.Finally,based on the empirical results,this paper also puts forward some corresponding policy recommendations.

economic growth；electric energy consumption；econometric research

10.13504/j.cnki.issn1008-2700.2017.02.007

2016-04-06

國家社會科學基金重大項目“全面提升金融為實體經(jīng)濟服務的水平與質(zhì)量研究”(12&ZD074)

曹金龍(1974—)，男，上海電力學院經(jīng)濟與管理學院講師，博士；陳潔赟(1994—)，女，上海大學管理學院碩士研究生。

F407.2

A

1008-2700(2017)02-0060-05