金殿臣+李媛

摘要：文章采用E-G兩步法，通過建立誤差修正模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法實證檢驗了中國1953年-2014年間能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系。實證結(jié)果表明：中國能源消費與GDP、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，GDP 每增長1%，會帶動能源消費增長0.77%;第二產(chǎn)業(yè)增加值每增長1%，會帶動能源消費增長0.72%;第三產(chǎn)業(yè)增加值每增長1%，會帶動能源消費增長0.67%;能源消費與GDP、第二產(chǎn)業(yè)存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，能源消費與第三產(chǎn)業(yè)則僅存在第三產(chǎn)業(yè)到能源消費的單向因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：能源消費;經(jīng)濟增長;產(chǎn)業(yè)發(fā)展;E-G兩步法;格蘭杰因果檢驗

能源是人類社會進步與發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，為經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供必要的要素支撐。中國的能源產(chǎn)量自1992年起卻開始跟不上能源消費量的“步伐”，能源供需缺口持續(xù)擴大，能源對外依存度不斷上升，石油消費對外依存度甚至突破了60%。在此背景下，研究中國能源消費、經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的關(guān)系與規(guī)律具有重要的現(xiàn)實意義。

一、 文獻綜述

國外學(xué)者早在20世紀(jì)70年代就已經(jīng)開始對能源消費與經(jīng)濟增長間的關(guān)系進行研究。Kraft（1978）在收集美國1947年～1974年的相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，通過定量研究方法分析了美國經(jīng)濟增長與能源消費間的關(guān)系，他們的研究結(jié)果表明，在這時期內(nèi)，美國存在由國民生產(chǎn)總值到能源消費的單向因果關(guān)系。Glasure和Lee（1997）的研究結(jié)果則顯示，1961年～1990年間，新加坡和韓國兩國的能源消耗與經(jīng)濟增長存在雙向因果關(guān)系。不過，同樣是利用美國的數(shù)據(jù)，Akarca和Long（1980）、Yu和Hwang（1984）等研究結(jié)果表明，美國的能源消費與經(jīng)濟增長間不存在因果關(guān)系。Yu和Jin（1992）收集了美國1974年～1990年間的季度數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上他們對美國的能源消耗與經(jīng)濟增長進行了季度分析，得出的研究結(jié)論則為，該時期內(nèi)，美國的能源消耗與經(jīng)濟增長間不存在長期均衡關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者中林伯強（2001）較早地探討了中國能源需求與經(jīng)濟增長間的關(guān)系，其在建立能源需求模型的基礎(chǔ)上，對中國的能源需求與GDP數(shù)據(jù)進行了協(xié)整分析，并建立了誤差修正模型，最終得出中國的能源需求與GDP存在長期均衡關(guān)系。韓智勇等（2004）對中國1978年～2000年間的經(jīng)濟增長與能源消耗間的關(guān)系進行了協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，研究表明，該時期內(nèi)，中國的能耗與GDP存在雙向因果關(guān)系。在對中國各個時期能源消費與經(jīng)濟增長間的關(guān)系進行研究的同時，部分國內(nèi)學(xué)者逐漸開始對產(chǎn)業(yè)發(fā)展與能源消費間的關(guān)系進行了有益探索。為了研究中國三次產(chǎn)業(yè)增長與能源消耗之間的關(guān)系，張麗峰（2005）收集了中國1980年～2002年的歷史數(shù)據(jù)，通過定量分析發(fā)現(xiàn)，在這一時期內(nèi)的，中國三次產(chǎn)業(yè)增長與能源消耗存在長期關(guān)系。采用中國1952年～2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證研究后，尹碩等（2014）也發(fā)現(xiàn)，中國第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將引起能源消費量的增加。

通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，目前，能源消費與經(jīng)濟增長間的關(guān)系是國內(nèi)外學(xué)者們的研究重點，有關(guān)能源消費與產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的研究成果相對較少，特別是對新中國成立以來的能源消費、經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵進行研究的文章還很少見。在此背景下，本文采用E-G兩步法，利用誤差修正模型與Granger因果關(guān)系檢驗等方法實證檢驗了中國1953年～2014年間能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系，深入剖析中國能源消費、經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系。

二、 數(shù)據(jù)來源與實證結(jié)果分析

1. 數(shù)據(jù)的選取與處理。

（1）數(shù)據(jù)的選取。本文選取的樣本區(qū)間是1953年～2014年，所有原始數(shù)據(jù)取自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。其中，選取中國能源消費總量（EC）數(shù)據(jù)作為中國能源消費指標(biāo)，單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，選取中國歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）數(shù)據(jù)為經(jīng)濟增長指標(biāo)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)為第二產(chǎn)業(yè)增加值（GDP2）、第三產(chǎn)業(yè)增加值（GDP3），單位為億元人民幣。之所以選擇第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)作為衡量產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標(biāo)，一方面是因為中國的二、三產(chǎn)業(yè)是能源消耗的產(chǎn)業(yè)主體，另一方面是因為一般的工業(yè)化理論往往將二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的標(biāo)志。

（2）數(shù)據(jù)處理。為了保證數(shù)據(jù)的可比性，利用GDP平減指數(shù)將按照當(dāng)年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值與二、三產(chǎn)業(yè)增加值調(diào)整為1952年不變價。另外，由于對變量取自然對數(shù)變換有利于消除時間序列中存在的異方差，且不改變原變量之間的關(guān)系。因此，在運用計量軟件stata14.0進行檢驗與分析之前，首先對國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值與能源消費變量取自然對數(shù)生成對數(shù)時間序列，分別記為LGDP、LGDP2、LGDP3與LEC。

2. 實證結(jié)果分析。

（1）變量的平穩(wěn)性檢驗。本文在應(yīng)用協(xié)整理論對中國1953年～2014年間的能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系在進行實證分析前，首先運用對ADF檢驗法對各變量進行平穩(wěn)定性檢驗，以避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。檢驗結(jié)果顯示，LEC、LGDP、LGDP2與LGDP3的ADF檢驗值分別為-1.196、2.329、0.573與1.715，即使是在10%的顯著性水平上，都顯著地大于相應(yīng)的臨界值，無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，這表明序列LEC、LGDP、LGDP2與LGDP3都是非平穩(wěn)的時間序列。各變量的一階差分DLEC、DLGDP、DLGDP2與DLGDP3的ADF檢驗值則分別為-5.717、-6.02、-3.943與-5.16，均明顯小于1%的顯著性水平上的臨界值，這說明經(jīng)過一階差分后，所有變量在1%的顯著性水平上都是平穩(wěn)的。因此，可以判定LEC、LGDP、LGDP2與LGDP3等序列都是一階單整序列。

（2）協(xié)整檢驗。由協(xié)整理論可知，對于具有相同單整階數(shù)的非平穩(wěn)變量，如果它們的某種線性組合是平穩(wěn)的，那么變量間存在協(xié)整關(guān)系。通過變量的平穩(wěn)性檢驗可知，本文中各變量都是一階單整序列，因此，LEC與LGDP、LGDP2、LGDP3之間可能存在協(xié)整關(guān)系。鑒于本文中的協(xié)整分析僅涉及兩個變量，所以，本文采用E-G兩步法對LEC與LGDP、LGDP2、LGDP3間可能存在協(xié)整關(guān)系進行檢驗。首先，利用普通最小二乘法分別建立LEC與LGDP、LGDP2、LGDP3之間的協(xié)整回歸方程，結(jié)果如下：

LEC=4.328 527+0.770 449 2LGDP（1）

（20.24） （32.01）

R2=0.943 8 DW=0.113 431

LEC=5.420 122+0.719 118LGDP2（2）

（43.00） （45.80）

R2=0.971 7 DW=0.132 300 2

LEC=5.971 379+0.671 781 5LGDP3（3）

（28.74） （25.15）

R2=0.911 9 DW=0.084 656 6

其次，將方程（1）、（2）、（3）的殘差分別提取出來，分別命名為e、e2、e3，通過檢驗三組方程的殘差是否為平穩(wěn)序列，以進一步確定協(xié)整關(guān)系。總體上看，殘差e、e2、e3都沒有表現(xiàn)出明顯的時間趨勢，且都圍繞零值上下波動，所以在對殘差e、e2、e3進行單位根檢驗時，選擇沒有常數(shù)項和漂移項的ADF檢驗。三組方程殘差的單位根檢驗結(jié)果顯示e、e2、e3的ADF檢驗值分別為-3.468、-3.129、-3.531，均小于5%的顯著性水平上的臨界值-2.921。因此，可以判定三組方程的殘差都是平穩(wěn)序列，這表明LEC與LGDP、LGDP1、LGDP2、LGDP3之間存在協(xié)整關(guān)系。

最后，協(xié)整分析表明，1953年～2014年期間，中國的能源消費與GDP、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從宏觀經(jīng)濟總量上看，GDP對能源消費的彈性約為0.770 449 2，即GDP 每增長1%，會帶動能源消費增長0.770 449 2%。從中觀產(chǎn)業(yè)層面看，第二產(chǎn)業(yè)對能源消費的彈性約為0.719 118，這表明第二產(chǎn)業(yè)增加值每增長1%，會帶動能源消費增長0.719 118%;第三產(chǎn)業(yè)對能源消費的彈性最小，僅為0.671 781 5，這表明第三產(chǎn)業(yè)增加值每增長1%，會帶動能源消費增長0.671 781 5%。這也從側(cè)面印證了，1953年～2014年間，中國第三產(chǎn)業(yè)的能源利用效高于第二產(chǎn)業(yè)。對于GDP對能源消費的彈性大于第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的合理解釋，可能是由于第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平高于第一產(chǎn)業(yè)，使得這兩個產(chǎn)業(yè)的能源利用效率高于第一產(chǎn)業(yè)，最終導(dǎo)致GDP對能源消費的彈性大于第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)果。

3. 誤差修正模型。由Granger定理可知，對于存在協(xié)整關(guān)系的變量，如果想進一步分析它們間存在的短期動態(tài)和長期調(diào)整特征，我們需要建立誤差修正模型。由上述協(xié)整檢驗可以斷定，中國能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值間均存在協(xié)整關(guān)系。雖然三組協(xié)整回歸方程得到的調(diào)整后 較高，各自的回歸系數(shù)也均通過了顯著性檢驗，不過明顯偏小的DW值表明三組協(xié)整回歸方程的殘差存在自相關(guān)。因此，有必要通過加入變量的滯后值重新回歸三組方程，以建立單方程誤差修正模型。

首先，我們重新對LEC、LGDP進行回歸，并加入一階滯后變量，估計誤差修正模型。雖然該模型得到的回歸系數(shù)均較為顯著，調(diào)整的R2也很高，但得到的DW離2較遠(yuǎn)，可以判定殘差仍存在一定程度的自相關(guān)，所以，我們繼續(xù)加入二階滯后變量，并適當(dāng)變換方程形式后，估計出的二階誤差修正模型為：

DLECt=0.684 3DLECt-1+1.399 5DLGDPt-0.696 2DLGDPt-1-0.081 3（LECt-1-0.647LGDPt-1-4.991 4）+？著t（4）

方程（5）的R2（0.997 3）接近1;各個系數(shù)都通過了顯著性檢驗，DW值（2.3）在2附近，這些均表明模型擬合效果較好。接著，我們重復(fù)上述過程，分別估計出能源消費量與二、三產(chǎn)業(yè)增加值間的誤差修正模型，結(jié)果如下：

DLECt=0.479DLECt-1+0.705 6DLGDP2，t-0.186 8DLGDP2，t-1-0.111（LECt-1-0.666 7LGDP2，t-1-5.760 4）+？著t（5）

DLECt=0.398 1DLECt-1+0.943 6DLGDP3，t-0.222 2DLGDP3，t-1-0.099 9（LECt-1-0.511 5LGDP3，t-1-6.996）+？著t（6）

最后，從誤差修正模型（4）、（5）和（6）可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)本期的變化會對當(dāng)期能源消費變化產(chǎn)生正向促進作用，但它們的前一期變化則對本期能源消費變化產(chǎn)生反向作用。三個誤差修正模型中括號部分即誤差修正項，其前面的負(fù)號意味著能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的長期均衡關(guān)系能夠使短期內(nèi)能源消費的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近。另外，對長期均衡狀態(tài)偏離的調(diào)整力度可以通過誤差修正項系數(shù)的大小來反映。從方程（4）、（5）和（6）中可知，三個誤差項的系數(shù)分別為-0.081 3、-0.111和-0.099 9，這表明國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)分別以-0.081 3、-0.111和-0.099 9的速度對短期內(nèi)能源消費的非均衡狀態(tài)進行修正。

三、 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了明確究竟是國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值變動引起能源消耗的提高，還是能源消費的增加引起國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值的變動，我們需要進一步對LEC與LGDP、LGDP2、LGDP3進行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗，各變量格蘭杰因果關(guān)系檢驗的具體結(jié)果見表1。

由表3可知，95%的置信水平下，1953年～2014年間，中國能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，即能源消費的增加會導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值的增加，國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值的增長也會引發(fā)能源消費的增加;不過這一時期，中國能源消費與第三產(chǎn)業(yè)間僅存在第三產(chǎn)業(yè)到能源消費的單向因果關(guān)系，即中國第三產(chǎn)業(yè)的增長會提升中國的能源消費水平，但第三產(chǎn)業(yè)的增長并不是由能源消費增加所引起的。

四、 結(jié)論與建議

1. 結(jié)論。本文采用E-G兩步法，通過建立誤差修正模型與Granger因果關(guān)系檢驗等方法實證檢驗了中國1953年～2014年間能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系。得出的研究主要有：

（1）協(xié)整分析表明，1953年～2014年間，中國能源消費與GDP、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)間存在長期的均衡關(guān)系：GDP每增長1%，會帶動能源消費增長0.770 449 2%;第二產(chǎn)業(yè)增加值每增長1%，會帶動能源消費增長0.719 118%;第三產(chǎn)業(yè)增加值每增長1%，會帶動能源消費增長0.671 781 5%。建立的誤差修正模型表明，中國能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)間存在短期波動關(guān)系。具體來看，國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)本期的變化會對當(dāng)期能源消費變化產(chǎn)生正向促進作用，但它們的前一期變化則對本期能源消費變化產(chǎn)生反向作用，且國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)分別以-0.081 3、-0.111和-0.099 9的速度對短期內(nèi)能源消費的非均衡狀態(tài)進行修正。

（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，1953年～2014年間，中國能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，即能源消費的增加會導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值的增加，國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)增加值的增長也會引發(fā)能源消費的增加;不過這一時期，中國能源消費與第三產(chǎn)業(yè)間僅存在第三產(chǎn)業(yè)到能源消費的單向因果關(guān)系，即中國第三產(chǎn)業(yè)的增長會提升中國的能源消費水平，但第三產(chǎn)業(yè)的增長并不是由能源消費增加所引起的。

2. 相關(guān)建議。

（1）優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，夯實能源保障基礎(chǔ)。以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動以水電、核電、風(fēng)能、太陽能等為代表的清潔能源、新能源的發(fā)展，尤其是中國在核電領(lǐng)域尚有巨大發(fā)展空間與潛力，在未來能源結(jié)構(gòu)的優(yōu)化方向上，核電勢必將扮演更為重要的角色。通過積極拓寬能源供給增量、提升可再生能源消費比重、逐步降低傳統(tǒng)能源的消費比重等方式優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，夯實能源保障基礎(chǔ)，以更好支撐經(jīng)濟社會持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

（2）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，實現(xiàn)綠色發(fā)展。綠色發(fā)展是實現(xiàn)經(jīng)濟新常態(tài)的根本出路。中國應(yīng)以循環(huán)經(jīng)濟、低碳經(jīng)濟、生態(tài)經(jīng)濟、與綠色經(jīng)濟為著力點，加快轉(zhuǎn)變高耗能的傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展方式，促進經(jīng)濟增長方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，加快推動形成綠色低碳循環(huán)發(fā)展新方式，用綠色發(fā)展確保經(jīng)濟與能源需求的協(xié)調(diào)增長的同時，提高國民經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量。

（3）調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低產(chǎn)品能耗。加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，減少產(chǎn)業(yè)發(fā)展對能源的依賴。一方面，既要適當(dāng)加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展等低耗能產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，也要抑制高耗能產(chǎn)業(yè)的不合理發(fā)展，以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展節(jié)能降耗的目標(biāo)。另一方面，應(yīng)重點鼓勵與支持有利于提高能源利用效率的更新改造投資和技術(shù)創(chuàng)新，特別是在“富煤、缺油、少氣”的能源資源稟賦情況下，中國未來的能源消費仍將以煤炭為主。因此，可以提高煤炭清潔高效開發(fā)利用為切入點和立足點，提高中國能源利用效率，降低單位產(chǎn)業(yè)增加值的能耗水平。

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作者簡介：金殿臣（1989-），男，漢族，浙江省溫州市人，中國社會科學(xué)院研究生院博士生，研究方向為產(chǎn)業(yè)組織;李媛（1989-），女，漢族，安徽省廬江縣人，中國社會科學(xué)院研究生院博士生，研究方向為國際貿(mào)易。

收稿日期：2017-03-18。