李鵬雁，許文秀

(1.哈爾濱工業(yè)大學(xué) 人文社科與法學(xué)學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001; 2.湖州師范學(xué)院 求真學(xué)院,浙江 湖州 313000)

0 引言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，對(duì)于能源的需求越來越大，而傳統(tǒng)化石能源的不可再生性和高污染性已使其不再占有優(yōu)勢(shì)[1]。相比之下，可再生能源具有開發(fā)潛力大、清潔、可循環(huán)再生等多重優(yōu)點(diǎn)。各國(guó)越來越重視可再生能源的研究開發(fā)，不斷完善相關(guān)法律法規(guī)，改善政策環(huán)境[2]。目前，我國(guó)已成為全球最大的節(jié)能、利用可再生能源的國(guó)家，這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展意義重大。

能源消費(fèi)、可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，許多專家學(xué)者在不同時(shí)間段、不同區(qū)域使用的方法、得出的結(jié)論不盡相同。Nicholas使用ARDL邊界測(cè)試這種較新的方法對(duì)坦桑尼亞1971～2006年間的能源消耗和GDP的因果關(guān)系進(jìn)行了研究，得到兩變量間有著長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系且能源消費(fèi)可以拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)的結(jié)論[3]。Seyyedeh Fatemeh Naser同樣使用該方法，探究所有經(jīng)合組織國(guó)家可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,發(fā)現(xiàn)能夠通過提升能源使用效率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]。陳操操以北京市1980～2008年間的數(shù)據(jù)，借助協(xié)整檢驗(yàn)、VECM模型格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)北京市能源消費(fèi)和實(shí)際GDP間的關(guān)系進(jìn)行了研究[5]。張優(yōu)智利用1980～2011年間的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，在構(gòu)建若干個(gè)各不相同的STR模型的基礎(chǔ)上，分析出能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間具有長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)非線性關(guān)系，而且兩個(gè)變量間存在顯著的區(qū)間轉(zhuǎn)制動(dòng)態(tài)特點(diǎn)[6]。從現(xiàn)有的文獻(xiàn)看，大部分是對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩個(gè)變量間關(guān)系的探究，可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的分析較少，而本文正是從這個(gè)點(diǎn)著手展開研究。

1 數(shù)據(jù)的選擇和處理

本文使用的是我國(guó)1978～2017年的GDP、可再生能源消費(fèi)量的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，其來自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站及相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，為了消除通貨膨脹因素的影響，須借助CPI指數(shù)對(duì)名義GDP進(jìn)行一系列處理得到分析所需的實(shí)際GDP數(shù)據(jù)。同時(shí),對(duì)實(shí)際GDP、可再生能源消費(fèi)量進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)處理，表示為lnGDP、lnne，避免變量時(shí)間序列的性質(zhì)發(fā)生變化，有助于促使變量時(shí)間序列趨勢(shì)線性化，得到平穩(wěn)的時(shí)間序列，同時(shí)可以解決模型中可能會(huì)出現(xiàn)的異方差問題。實(shí)證分析所需數(shù)據(jù)的詳細(xì)處理方式如下：

本文以1978年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基準(zhǔn)，即CPIt(1978年=1)，將1978～2017年的上年=100的CPI指數(shù)數(shù)據(jù)，按照以下公式：CPIt(1978年=1)=CPIt-1(1978年=1)*CPIt(上年=100)/100，算出各年以1978年為基期的CPI指數(shù)。接著將根據(jù)當(dāng)期市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算得到的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(即名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值)數(shù)據(jù)，按照公式：實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值=名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值/CPIt(1978年=1)，算出相應(yīng)年份的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)?？稍偕茉聪M(fèi)量數(shù)據(jù)的選擇:可再生能源包括風(fēng)能、太陽(yáng)能等能源，本文先選取相關(guān)年份的能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)和可再生能源消費(fèi)占能源消費(fèi)總量的比重值數(shù)據(jù)，從而算出所選區(qū)間內(nèi)每年我國(guó)可再生能源消費(fèi)量的數(shù)值(單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)。

2 實(shí)證研究

2.1 建立向量自回歸(VAR)模型

VAR模型不同于基于經(jīng)濟(jì)理論反映變量間關(guān)系的傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，它能對(duì)變量間動(dòng)態(tài)聯(lián)系做出一個(gè)嚴(yán)謹(jǐn)縝密的說明，廣泛應(yīng)用于變量間關(guān)系的研究之中。本文建立包含實(shí)際GDP、可再生能源消費(fèi)(ne)兩個(gè)變量的二元VAR模型。接著為模型選擇一個(gè)最優(yōu)滯后階數(shù)，表1中第一行是進(jìn)行最優(yōu)滯后階數(shù)選擇所依據(jù)的幾個(gè)方法，星號(hào)對(duì)應(yīng)著每種標(biāo)準(zhǔn)所選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看到，上述方法中絕大多數(shù)都選擇2作為最優(yōu)滯后階數(shù)，故模型最佳滯后階數(shù)為2。

表1 滯后階數(shù)選擇

借助Eviews 8.0軟件得到VAR模型：

lnGDPt=1.563lnGDPt-1-0.023lnnet-1-0.607lnGDPt-2+0.076lnnet-2-0.004+μ1tR2=0.999 041 R2=0.998 924

lnnet=0.221lnGDPt-1+0.955lnnet-1-0.014lnGDPt-2-0.180lnnet-2+0.086+μ2tR2=0.997 025 R2=0.996 665

可以看到，VAR模型的擬合效果良好，兩個(gè)內(nèi)生變量方程的可決、調(diào)整可決系數(shù)都在99%以上?？稍偕茉聪M(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，第一期是負(fù)的0.023，第二期是正的0.076，影響有所增強(qiáng)。從整體來說，可再生能源消費(fèi)是促進(jìn)實(shí)際GDP增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素,兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量間存在相關(guān)關(guān)系。

2.2 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在時(shí)間序列的分析中，首先應(yīng)對(duì)所使用序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文使用ADF檢驗(yàn)法。

表2 實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、可再生能源消費(fèi)的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

ADF單位根檢驗(yàn)中，顯著性水平是指犯錯(cuò)誤的概率。由表2可知，在常數(shù)項(xiàng)與線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)三種不同的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ拖?，?duì)數(shù)變換后的實(shí)際GDP、可再生能源消費(fèi)量的水平序列的ADF單位根檢驗(yàn)值均大于1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，此時(shí)應(yīng)接受零假設(shè)，即這兩個(gè)變量對(duì)數(shù)變換后的水平序列都有單位根，為非平穩(wěn)序列。接下來對(duì)這兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的自然對(duì)數(shù)序列做一階差分處理，得到D(lnGDP)、D(lnne)兩個(gè)一階差分序列，然后對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以看到，模型一中，序列的ADF檢驗(yàn)值都比1%顯著性水平下的臨界值要小，此時(shí)接受備選假設(shè)。lnGDP、lnne序列均是經(jīng)過一次差分后就平穩(wěn)了，故這兩個(gè)序列均是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的要求。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

盡管lnGDP、lnne序列本身是非平穩(wěn)的,但是兩個(gè)序列的線性組合卻有可能將趨勢(shì)項(xiàng)的影響互相抵消掉,成為一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列，即兩者間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。本文檢驗(yàn)實(shí)際GDP與可再生能源消費(fèi)間的協(xié)整關(guān)系，選擇約翰森檢驗(yàn)法[7]。該法是以VAR模型為基礎(chǔ)檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，適用于兩個(gè)或多個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。前面已構(gòu)建了最優(yōu)滯后階數(shù)(p=2)的VAR模型，下面是對(duì)實(shí)際GDP、可再生能源消費(fèi)自然對(duì)數(shù)序列進(jìn)行約翰森最大似然協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。

表3 跡檢驗(yàn)

表4 最大特征值檢驗(yàn)

宏觀經(jīng)濟(jì)變量間協(xié)整關(guān)系的數(shù)目要根據(jù)特征根跡檢驗(yàn)及最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果來確定。從檢驗(yàn)“變量間不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)開始，由表3和4可知，檢驗(yàn)結(jié)果中跡檢驗(yàn)值為19.486 72，大于5%顯著性水平下的臨界值(18.397 71)，最大特征根值為17.770 52，也比對(duì)應(yīng)的5%顯著性水平下的臨界值(17.147 69)要大，此時(shí)應(yīng)接受備選假設(shè)；接著檢驗(yàn)“變量間至多有一個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，對(duì)應(yīng)的跡檢驗(yàn)值(1.716 198)比5%顯著性水平下的臨界值(3.841 466)小，最大特征根值為1.716 198，小于5%顯著性水平下的臨界值(3.841 466)，故接受至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。由此可知兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

2.4 建立向量誤差修正(VECM)模型

協(xié)整關(guān)系僅反映了變量間的長(zhǎng)期關(guān)系，是一個(gè)靜態(tài)的體系，不能反映變量短期波動(dòng)對(duì)被解釋變量的影響。而實(shí)際GDP與可再生能源消費(fèi)之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，故能繼續(xù)構(gòu)建VECM模型探究變量短期波動(dòng)的影響。由表1知，無約束的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)是2，因此將VECM模型滯后區(qū)間設(shè)成“1 1”，下面得到VECM模型的估計(jì)結(jié)果。

VECM模型:

ecmt=lnGDPt-0.445lnnet-4.635-0.058trend

D(lnGDPt)=-0.271ecmt-1+0.748D(lnGDPt-1)-0.031 D(lnnet-1)+0.022+0.000 16trend

R2=0.469 085 R2=0.404 731

D(lnnet)=0.411ecmt-1-0.001D(lnGDPt-1)+0.0595D(lnnet-1)+0.062 3+0.001trend

R2=0.278 161 R2=0.1906 66

VECM模型給出了協(xié)整方程；而且建立了將誤差修正項(xiàng)當(dāng)做回歸量的一階差分VAR模型，對(duì)應(yīng)著VECM模型中的幾個(gè)內(nèi)生變量方程。得到的VECM模型的可決系數(shù)很高，是0.469 085，調(diào)整的可決系數(shù)是0.404 731，說明模型的擬合效果很好；得到的協(xié)整關(guān)系方程：ecmt=lnGDPt-0.445lnnet-4.635-0.058trend,從中可以看到，可再生能源消費(fèi)增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，實(shí)際GDP將增加0.445個(gè)百分點(diǎn)[8]。由此可以看到，可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP增長(zhǎng)起著非常重要的作用。

短期內(nèi)，實(shí)際GDP、可再生能源消費(fèi)量的變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)變量短期的變動(dòng)和變量間長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡趨勢(shì)共同作用的結(jié)果，而短期變量間的均衡關(guān)系偏離系統(tǒng)長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系又導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)變量短期的變動(dòng)。

從短期內(nèi)實(shí)際GDP增長(zhǎng)的角度看，VECM模型中等式右端一次差分項(xiàng)系數(shù)依次是0.748、-0.031，其中D(lnGDPt-1)的系數(shù)0.748表示上一期實(shí)際GDP的增長(zhǎng)率增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，當(dāng)期實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將增加0.748個(gè)百分點(diǎn)；D(lnnet-1)的系數(shù)-0.031表示上一期可再生能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)率增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，當(dāng)期實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將下降0.031個(gè)百分點(diǎn)，這種情況實(shí)際是極有可能存在的，盡管短期內(nèi)增加可再生能源消費(fèi)，但在實(shí)際資本存量、勞動(dòng)力投入以及包括政策因素等在內(nèi)的其他影響實(shí)際GDP的各因素的共同作用下，下一期實(shí)際GDP有可能增加也有可能減少，即使相比上期增長(zhǎng)了，那增長(zhǎng)率也有可能下降，即可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP的彈性值(-0.031)為負(fù)的情況出現(xiàn)。

對(duì)于誤差修正項(xiàng)的系數(shù)即調(diào)整系數(shù)，若其比零小，說明誤差修正項(xiàng)對(duì)實(shí)際GDP的增長(zhǎng)起到正向作用，反之則起負(fù)向作用，這里誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.271，則系統(tǒng)對(duì)于實(shí)際GDP的增長(zhǎng)有增強(qiáng)作用，即短期變量間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，模型會(huì)以-0.271的調(diào)整力度將其從不均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。

2.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述分析可知：實(shí)際GDP、可再生能源消費(fèi)間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，因此，可以直接對(duì)兩者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如下。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表5可以看到，在對(duì)零假設(shè)“l(fā)nne不是lnGDP的格蘭杰原因”的檢驗(yàn)中，滯后一到七期中，對(duì)應(yīng)的P值均比0.05大，即在95%的置信水平下，應(yīng)當(dāng)接受零假設(shè)；而在滯后八、九、十期中，對(duì)應(yīng)的P值均比0.05小，即在95%的置信水平下，應(yīng)當(dāng)拒絕零假設(shè)?？傮w來看，短期內(nèi)，可再生能源消費(fèi)不是實(shí)際GDP變動(dòng)的格蘭杰原因，長(zhǎng)期范圍內(nèi)，可再生能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

對(duì)零假設(shè)“l(fā)nGDP不是lnne的格蘭杰原因”的檢驗(yàn)中，其中滯后一期和二期中，對(duì)應(yīng)的P值比0.05小，即在5%的顯著性水平下，應(yīng)拒絕零假設(shè)；而在滯后三期到十期中，對(duì)應(yīng)的P值均大于0.05，即在5%的顯著性水平下，應(yīng)接受零假設(shè)。因此，從整體來看，可認(rèn)為短期內(nèi)，實(shí)際GDP是可再生能源消費(fèi)的格蘭杰原因，長(zhǎng)期內(nèi)，則實(shí)際GDP不能促進(jìn)可再生能源消費(fèi)增長(zhǎng)。

2.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

研究某個(gè)內(nèi)生變量對(duì)于來自誤差項(xiàng)的沖擊的響應(yīng)，可以通過脈沖響應(yīng)函數(shù)圖反映出來。

由圖1可知，當(dāng)期給可再生能源消費(fèi)一個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，實(shí)際GDP并沒有立刻作出反應(yīng)，而在第一期末第二期初，實(shí)際GDP對(duì)可再生能源消費(fèi)沖擊的反應(yīng)才開始表現(xiàn)出來，表現(xiàn)為較小的負(fù)向反應(yīng)，反應(yīng)從第二期開始到第九期呈逐漸增強(qiáng)趨勢(shì)，達(dá)到一個(gè)最大響應(yīng)值，并在以后保持穩(wěn)定水平[9]。

圖1 lnGDP、lnne對(duì)各變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)

圖1中，可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際GDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正沖擊的反應(yīng)從當(dāng)期末第二期初開始表現(xiàn)出來，最初為較小的負(fù)向反應(yīng)，從第二期至第十期呈明顯增強(qiáng)趨勢(shì)，達(dá)到一個(gè)較高的水平后，保持穩(wěn)定水平。

通過比較可發(fā)現(xiàn)，實(shí)際GDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正沖擊對(duì)可再生能源消費(fèi)的正向作用要明顯大于后者一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正沖擊對(duì)前者的影響，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響更大。

2.7 方差分解

方差分解可得到每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的貢獻(xiàn)程度，進(jìn)而對(duì)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要程度做出評(píng)價(jià)。

表6 lnGDP的方差分解結(jié)果

表6反映了實(shí)際GDP、可再生能源消費(fèi)變動(dòng)對(duì)實(shí)際GDP變動(dòng)的影響程度?？梢园l(fā)現(xiàn)：實(shí)際GDP的變動(dòng)，受自身誤差項(xiàng)的沖擊的影響很大，但隨著時(shí)間的推移，這種影響在逐漸減弱，從第一期的100%降到第二十期的91%；可再生能源消費(fèi)變動(dòng)對(duì)實(shí)際GDP變動(dòng)的影響程度從總體上來說是比較大的，呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，第二十期達(dá)8.8%。總體來說，可再生能源消費(fèi)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一個(gè)重要因素。

3 可再生能源發(fā)展的政策建議

通過上述分析可知，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要的拉動(dòng)作用。在未來，可再生能源消費(fèi)是大勢(shì)所趨。因此，應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展，本文從增加市場(chǎng)需求、提高技術(shù)水平、降低開發(fā)利用成本、完善相關(guān)政策法規(guī)角度提出了政策建議。

3.1 推動(dòng)可再生能源市場(chǎng)的實(shí)際需求

必須從源頭出發(fā)解決市場(chǎng)需求不足的問題，讓公眾認(rèn)可可再生能源，切實(shí)體會(huì)到使用可再生能源產(chǎn)品給自身帶來的益處。比如，可以先在非再生能源利用中弊端已經(jīng)明顯顯露出來的城市設(shè)立試點(diǎn)，如北京，北京多從內(nèi)蒙古購(gòu)買火電，火力發(fā)電帶來了嚴(yán)重的污染問題，而若從風(fēng)力資源充足的內(nèi)蒙古買風(fēng)電，既可推動(dòng)當(dāng)?shù)仫L(fēng)電產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展、風(fēng)能的開發(fā)利用，又使北京、石家莊沙塵暴上游的風(fēng)力風(fēng)速減小，緩解了這些城市的沙塵暴問題，使當(dāng)?shù)鼐用袷芤?。與此同時(shí)，政府部門可以制定政府采購(gòu)的導(dǎo)向政策、適當(dāng)采取強(qiáng)制性的配額制措施、在最大程度上給購(gòu)買者稅收和價(jià)格方面的優(yōu)惠或補(bǔ)貼。

3.2 加大技術(shù)研發(fā)投入 提高科技發(fā)展水平

當(dāng)前經(jīng)濟(jì)呈下行趨勢(shì)，加之可再生能源投資本身風(fēng)險(xiǎn)很大，許多企業(yè)將減少相關(guān)技術(shù)的研發(fā)投入。因此，不能再單靠市場(chǎng)的力量，政府要提供大力支持，加大科研資金投入力度；制定合理科學(xué)的科研規(guī)劃；加快尋找與太陽(yáng)能、生物質(zhì)能等可再生能源開發(fā)利用密切相關(guān)的新技術(shù)；對(duì)現(xiàn)有的科研資源進(jìn)行整合，提倡由科研能力領(lǐng)先的企業(yè)、科研院所、高校實(shí)驗(yàn)室通力合作共同完成技術(shù)研究任務(wù)；加強(qiáng)和各國(guó)的人才交流，充分實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)[10]。

3.3 進(jìn)一步完善相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策及制度體系

政府部門應(yīng)進(jìn)一步完善可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展的管理及決策機(jī)制，促使相關(guān)部門之間高效合作、科學(xué)決策；有條件的話，設(shè)立一個(gè)專門負(fù)責(zé)可再生能源開發(fā)利用的機(jī)構(gòu)，負(fù)責(zé)開發(fā)利用中的管理、決策、監(jiān)督等事務(wù)。另外，政府部門應(yīng)繼續(xù)致力于完善可再生能源設(shè)備、產(chǎn)品的標(biāo)準(zhǔn)體系，檢測(cè)認(rèn)證制度及違規(guī)嚴(yán)懲制度，從而進(jìn)一步完善我國(guó)可再生能源交易市場(chǎng)的準(zhǔn)入制度和監(jiān)查制度，促進(jìn)市場(chǎng)不斷趨向合理化。