王永恒+++宋英民+++劉宏福+++王鶴橦

摘 要：本文比較OECD國(guó)家與中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。通過面板協(xié)整檢驗(yàn)，運(yùn)用VEC、VAR模型和Granger因果檢驗(yàn)，實(shí)證分析了OECD國(guó)家與中國(guó)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：無論是OECD國(guó)家還是中國(guó)，可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間都存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)互為Granger因果，短期內(nèi)則相互均不構(gòu)成Granger因果。而中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)無論是長(zhǎng)期還是短期均是其Granger原因，可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期不構(gòu)成Granger原因，但若基于只包含滯后第二期的VAR模型，就是其Granger原因。最后，根據(jù)比較結(jié)果，對(duì)我國(guó)可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出建議。

關(guān)鍵詞：可再生能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整；Granger因果關(guān)系

中圖分類號(hào)：F830.92 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-0017-2016（10）-0027-08

一、問題提出

在經(jīng)濟(jì)增速換擋、資源環(huán)境約束趨緊的新常態(tài)下，中國(guó)推動(dòng)能源消費(fèi)革命、可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢(shì)在必行?？稍偕茉词莵碜杂谧匀毁Y源且能夠從自然過程不斷地得到補(bǔ)充的能量來源，發(fā)展可再生能源有助于實(shí)現(xiàn)資源消耗、環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙脫鉤發(fā)展。

OECD國(guó)家化石燃料的使用量正逐漸減少，可再生能源的發(fā)電量占比逐步提升。根據(jù)國(guó)際能源署預(yù)測(cè)，到2035年可再生能源將提供其總發(fā)電量的三分之一。OECD國(guó)家在可再生能源的開發(fā)利用上具有先行優(yōu)勢(shì)，在發(fā)展可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)上有較豐富的經(jīng)驗(yàn)，對(duì)我國(guó)可再生能源產(chǎn)業(yè)具有借鑒意義。中國(guó)已經(jīng)制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消費(fèi)比重分別達(dá)到15%、20%的目標(biāo)。據(jù)預(yù)測(cè)（見圖1），到2030年可再生能源將增長(zhǎng)42%-48%，成為一次能源需求中的第二位?？梢?，可再生能源將在未來的能源結(jié)構(gòu)中發(fā)揮重要作用?？稍偕茉串a(chǎn)業(yè)作為新興綠色產(chǎn)業(yè)，蘊(yùn)含著新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，在此背景下，本文研究的問題是一個(gè)亟需解決的問題。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究在近十年開始出現(xiàn)。對(duì)美國(guó)的研究較多，Ewing等（2007）用廣義方差分解法對(duì)美國(guó)2000：1–2005：6月度數(shù)據(jù)研究得出：可再生能源的消費(fèi)會(huì)增加工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)。Bowden和Payne（2010）同樣運(yùn)用Toda–Yamamoto方法對(duì)美國(guó)1949–2006年可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，但采用了部門數(shù)據(jù)，結(jié)果表明商業(yè)和工業(yè)的可再生能源消費(fèi)和實(shí)際GDP之間沒有因果關(guān)系，住宅可再生能源消費(fèi)對(duì)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值有單向因果關(guān)系。一些學(xué)者對(duì)OECD國(guó)家的情形進(jìn)行了研究，Apergis和Payne（2010）對(duì)20個(gè)經(jīng)合組織國(guó)家在1985—2005年期間的研究表明，可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間在短期和長(zhǎng)期均存在雙向因果關(guān)系。Salim等（2014）利用1980-2011年的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)OECD國(guó)家可再生能源和不可再生能源與能源消費(fèi)、工業(yè)產(chǎn)值和GDP增速的動(dòng)態(tài)關(guān)系。檢驗(yàn)表明，在長(zhǎng)期和短期內(nèi)工業(yè)總產(chǎn)值與可再生能源和不可再生能源消費(fèi)之間均有雙向的因果關(guān)系。GDP增速與不可再生能源消費(fèi)之間在短期內(nèi)存在雙向關(guān)系的證據(jù)，而與可再生能源之間只有單向因果關(guān)系。中國(guó)學(xué)者郭四代等（2012）選取1990-2010年中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和新能源（水電、核電、風(fēng)電）消費(fèi)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)，新能源的消費(fèi)是促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Granger原因。王瑛（2008）對(duì)1953-2006年的年度數(shù)據(jù) ，分析了水電、核電、風(fēng)電消費(fèi)與實(shí)際GDP之間的協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系，得出1953-2006年間這三種能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有顯著的協(xié)整關(guān)系，另外我國(guó)可再生能源消費(fèi)量對(duì)GDP增長(zhǎng)也有顯著的單向Granger因果關(guān)系。

目前文獻(xiàn)結(jié)論表明：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)較多地具有單向因果關(guān)系，但也有部分國(guó)家或地區(qū)顯現(xiàn)出這兩者間雙向的因果關(guān)系。單向因果關(guān)系即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)生在可再生能源消費(fèi)增長(zhǎng)之前，可以在計(jì)量上解讀為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)可再生能源的發(fā)展；雙向因果關(guān)系則說明，從計(jì)量分析得到可再生能源消費(fèi)先于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，可以作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因，在政策、環(huán)境保護(hù)的需求之下，可再生能源產(chǎn)業(yè)具備了自身發(fā)展的動(dòng)力，甚至進(jìn)一步刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

本文將能源消費(fèi)分為可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)，作為生產(chǎn)要素考慮Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，選取1994-2013年的數(shù)據(jù)，對(duì)OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分別進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。首先，通過面板單位根、協(xié)整檢驗(yàn)分析OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系；建立VEC 模型，進(jìn)行因果檢驗(yàn)分析二者的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系，并進(jìn)行長(zhǎng)期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。其次，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析了中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并進(jìn)行長(zhǎng)期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。最后，結(jié)合實(shí)證分析結(jié)果，對(duì)我國(guó)可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出了建議。

三、OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

（一）模型構(gòu)建

本節(jié)利用現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的分析框架，構(gòu)建了包含可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)面板數(shù)據(jù)在內(nèi)的生產(chǎn)函數(shù)，實(shí)證研究OECD國(guó)家和可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）

其中，Y■為OECD國(guó)家實(shí)際GDP，K■是OECD國(guó)家資本存量，L■為OECD國(guó)家總勞動(dòng)力人數(shù)，RE■表示OECD各國(guó)可再生能源消費(fèi)總量，NRE■表示OECD各國(guó)不可再生能源消費(fèi)總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風(fēng)能、地?zé)崮芎蜕镔|(zhì)能。不可再生能源包括：石油、天然氣和煤。

本文采取以下自然對(duì)數(shù)形式的面板計(jì)量模型和時(shí)間序列模型：

Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）

其中，i表示橫截面，t表示時(shí)間， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■為殘差項(xiàng)。

（二）實(shí)證研究

1.單位根檢驗(yàn)。利用面板單位根LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF Fisher檢驗(yàn)、PP Fisher檢驗(yàn)，對(duì)34個(gè)OECD國(guó)家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一階差分序列上分別進(jìn)行含有截距項(xiàng)以及含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)得到的。一階差分值均在1%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均為一階差分平穩(wěn)序列，即為I（1）。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。在面板單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Pedroni提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法。Pedroni構(gòu)造了四個(gè)“聯(lián)合組內(nèi)”統(tǒng)計(jì)量和三個(gè)“組間”統(tǒng)計(jì)量。這七個(gè)統(tǒng)計(jì)量均漸進(jìn)服從（0，1）的正態(tài)分布，并且給出了臨界值。如果計(jì)算出來的統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，表明存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。對(duì)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■進(jìn)行Pedroni面板協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

以上是包含截距項(xiàng)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，滯后期長(zhǎng)度按照SIC標(biāo)準(zhǔn)自動(dòng)選擇。有四個(gè)統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，又因?yàn)樵跇颖玖枯^小的情況下以ADF統(tǒng)計(jì)量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，通過面板最小二乘估計(jì)，對(duì)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長(zhǎng)期協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

為了能夠修正面板數(shù)據(jù)的異方差性，在估計(jì)的權(quán)重選項(xiàng)中選擇了Period weights，進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)。由表3可見，四個(gè)解釋變量均在1%的水平上顯著，不可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大。可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響超過了勞動(dòng)力，為0.09。這說明，OECD整體可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系已經(jīng)確立。

3.VEC模型分析。存在協(xié)整關(guān)系的變量可以建立向量誤差修正（VEC）模型來揭示變量之間的短期關(guān)系，故建立以下VEC模型：

△z■=αβ■z■+■Γi△z■+ε■ （3）

其中，z■的各分量是OECD生產(chǎn)函數(shù)中I（1）的各變量；α是調(diào)整參數(shù)矩陣，其每一行元素是出現(xiàn)在第i個(gè)方程中的對(duì)應(yīng)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)；β為協(xié)整向量矩陣，其每一列所表示的變量的線性組合都是一種協(xié)整形式；p為滯后階數(shù)，此處根據(jù)SIC原則確定為2；ε■是擾動(dòng)項(xiàng)。

模型（3）的協(xié)整向量估計(jì)結(jié)果如表4。

得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，即：

1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）

式中ecm■表示實(shí)際GDP、資本存量、勞動(dòng)力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)的線性組合序列，也是協(xié)整方程（4）的殘差項(xiàng)，并將作為后面誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)。實(shí)際GDP的VEC模型的估計(jì)結(jié)果為：

△1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）

+0.130△1ny■-0.127△1ny■+0.017△1nk■+0.020△1nk■+0.144△1nL■

+0.247△1nL■+0.07△1nre■-0.016△1nre■+0.075△1nnre■+0.018△1nnre■+0.043 （5）

以上估計(jì)結(jié)果可以說明：對(duì)實(shí)際GDP當(dāng)期的變化量解釋作用最強(qiáng)的是上一期和上兩期的勞動(dòng)力變化，解釋作用分別達(dá)到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實(shí)際GDP變化量解釋，可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)的上一期和上兩期變化對(duì)其解釋作用都較弱。同時(shí)，ecm■表示短期波動(dòng)向上期均衡的調(diào)整，其系數(shù)為-0.029，即以0.029的速度負(fù)向調(diào)整。

4.因果檢驗(yàn)。本節(jié)運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)研究變量長(zhǎng)期的因果關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)的因果關(guān)系。本文主要研究可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，故下表中只報(bào)告這兩者的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果?；陂L(zhǎng)期協(xié)整方程的Granger因果檢驗(yàn)如結(jié)果表5，滯后階數(shù)選擇4階。

在“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)檢驗(yàn)中，在1%的水平上拒絕了該假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)的原因。同時(shí)，在5%的水平上拒絕了 “LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，說明可再生能源消費(fèi)在長(zhǎng)期也是OECD經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

基于VEC模型的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表6。

從表6結(jié)果來看，在“DLnY■不是DLnRE■的格蘭杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格蘭杰原因”的原假設(shè)檢驗(yàn)均在10%的顯著性水平上被拒絕，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)不是OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)短期波動(dòng)的原因，同樣，OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)短期波動(dòng)也不是其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)的原因。二者在統(tǒng)計(jì)上因果關(guān)系均不顯著。

由以上可得，OECD國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期顯著地是可再生能源消費(fèi)的原因，可以解釋為：從長(zhǎng)期來看，保障經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)才能負(fù)擔(dān)可再生能源發(fā)展初期普遍較高的成本。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期并不構(gòu)成可再生能源消費(fèi)的原因，可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在短期內(nèi)的迅速增長(zhǎng)大多是能源轉(zhuǎn)型的政策引導(dǎo)結(jié)果?？稍偕茉聪M(fèi)在滯后4階的長(zhǎng)期狀況下是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，說明OECD國(guó)家可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在大約4期之后可以明顯表現(xiàn)出來。短期內(nèi)，可再生能源消費(fèi)波動(dòng)外生于實(shí)際GDP的概率達(dá)到52%，這可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在能源消費(fèi)中的占比還較小，短期內(nèi)不足以表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。

四、中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

（一）模型構(gòu)建

本節(jié)實(shí)證研究中國(guó)可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：

Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）

其中，Y■為中國(guó)實(shí)際GDP， K■是中國(guó)資本存量，L■為中國(guó)總勞動(dòng)力人數(shù)，RE■表示中國(guó)可再生能源消費(fèi)總量，NRE■為中國(guó)不可再生能源消費(fèi)總量。

為了增強(qiáng)數(shù)據(jù)的顯性化趨勢(shì)、避免異方差，采用自然對(duì)數(shù)形式的時(shí)間序列模型：

Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）

t表示時(shí)間，t=1994，1995，……2013；μ■是殘差。

（二）實(shí)證研究

1.單位根檢驗(yàn)。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一階差分序列上的單位根檢驗(yàn)結(jié)果不平穩(wěn)，故下表列出這五個(gè)序列在二階差分上的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出均在5%的顯著性水平上通過。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二階平穩(wěn)的，即I（2）。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。在單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)都表明在5%的顯著性水平下存在4個(gè)協(xié)整方程?？芍褐袊?guó)LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

在此基礎(chǔ)之上，先進(jìn)行ARCH LM條件異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)得到F統(tǒng)計(jì)量為122.02，相應(yīng)P值為0.00，說明估計(jì)方程的殘差序列存在ARCH效應(yīng)。因此，選擇ARCH模型進(jìn)行估計(jì)，從估計(jì)結(jié)果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數(shù)估計(jì)結(jié)果較不顯著；第二，DW統(tǒng)計(jì)量為0.13。懷疑存在序列相關(guān)問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優(yōu)度將不可信，因此，應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。采用LM檢驗(yàn)。

LM統(tǒng)計(jì)量顯示，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關(guān)性。同時(shí)，觀察相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量，得到殘差序列在1、5和6階上存在序列相關(guān)。通過將擾動(dòng)項(xiàng)的滯后項(xiàng)ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回歸結(jié)果：

由表10可見，四個(gè)解釋變量均在1%的水平上顯著。中國(guó)在1994-2013年間，資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大，其次是不可再生能源消費(fèi)?？稍偕茉聪M(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整系數(shù)超過了勞動(dòng)力，為0.17。說明對(duì)中國(guó)來說，可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期關(guān)系在這20年已經(jīng)得到了顯現(xiàn)。中國(guó)在這三十年間的可再生能源構(gòu)成主要是以水力發(fā)電為主，全球已開發(fā)水電資源中，中國(guó)占27%。DW統(tǒng)計(jì)量為1.78，序列相關(guān)得到解決。

3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)來構(gòu)造模型，可以用于分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊。本節(jié)構(gòu)造的VAR（p）模型為中國(guó)的實(shí)際GDP、資本存量、勞動(dòng)力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)五變量系統(tǒng)，主要分析可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的短期動(dòng)態(tài)影響。在無約束VAR模型條件下，依據(jù)LR、FRE、AIC、SC和HQ等準(zhǔn)則得到最優(yōu)滯后期階數(shù)為2，因此，選擇VAR（2）模型。

對(duì)VAR模型，當(dāng)其所有特征根的模的倒數(shù)小于1時(shí)，表示該模型是穩(wěn)定的。由圖2可知該VAR（2）模型所有特征根的模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，該模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

因此，模型VAR（2）構(gòu)造如下：

1ny1nk1nl1nre1nnre=A*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C （8）

A=0.740 -0.164 -1.626 0.038 0.4112.344 0.556 -9.011 0.038 0.2100.049 -0.019 0.475 0.007 0.0392.540 -0.094 10.368 0.164 0.400-0.137 0.313 -4.265 0.093 1.231

估計(jì)結(jié)果表明：

B=0.205 0.047 1.687 0.045 -0.202-0.970 -0.258 2.678 0.210 -0.3920.002 0.016 0.066 -0.014 -0.061-0.528 -0.001 -18.234 -0.284 -0.695-0.583 -0.093 9.344 0.174 -0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145

基于上述VAR（2）模型，進(jìn)一步用脈沖響應(yīng)函數(shù)研究當(dāng)外部環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生沖擊后對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響，以及可再生能源消費(fèi)收到外部環(huán)境沖擊后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。得到的這兩者的脈沖響應(yīng)圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設(shè)定為10年，縱軸表示變量相應(yīng)的大小。

由圖3可知，當(dāng)外界給可再生能源消費(fèi)一個(gè)單位的沖擊，GDP開始顯示一個(gè)較小的正響應(yīng)，之后在第二期先增長(zhǎng)達(dá)到最強(qiáng)，第三期到第四期為減弱期，第四期時(shí)有一個(gè)短暫的小于零的過程，之后又拉升新一輪的正效應(yīng)不斷增長(zhǎng)的階段，第六期時(shí)達(dá)到第二個(gè)峰值，且該峰值與上一個(gè)峰值十分接近，第八期是降到零，但未出現(xiàn)負(fù)值，最后兩期又出現(xiàn)上升的正相應(yīng)。而外界給GDP一個(gè)單位沖擊，可再生能源的響應(yīng)在第二期出現(xiàn)由零到負(fù)的微小降低，并在進(jìn)入第四期時(shí)回到零并啟動(dòng)直達(dá)第八期的增長(zhǎng)，達(dá)到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零?？梢姡稍偕茉聪M(fèi)受一個(gè)正的外部沖擊后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在其滯后十期內(nèi)，除第四期例外以外，其余均為正，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正響應(yīng)會(huì)階段性的反復(fù)出現(xiàn)，這符合可再生能源消費(fèi)的特性。而GDP受一個(gè)正的外部沖擊后對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響在開始時(shí)并不明顯，在第四期之后也增長(zhǎng)緩慢，最大的正相應(yīng)在第七至第八期才能表現(xiàn)，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)并不能起到立竿見影的作用，但在較長(zhǎng)階段都會(huì)有穩(wěn)步增加的促進(jìn)作用。

4.因果檢驗(yàn)。本小節(jié)研究中國(guó)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，首先對(duì)中國(guó)五個(gè)變量的原序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，得到與的Granger因果關(guān)系。

從以上結(jié)果來看，Granger因果檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)，從而表明在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。但與OECD國(guó)家的檢驗(yàn)結(jié)果不同的是，檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。

基于上述VAR（2）模型檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系，運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)，其中，中國(guó)實(shí)際GDP和可再生能源消費(fèi)的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：在包含二階滯后的VAR模型中，這兩種變量的因果關(guān)系與長(zhǎng)期較接近，Granger因果檢驗(yàn)在10%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)，肯定了LnRE■對(duì)LnY■的解釋作用，從而表明在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，可再生能源消費(fèi)有60%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

由因果檢驗(yàn)的結(jié)果可知，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)的影響在較大概率上得到了確認(rèn)，無論是建立在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系還是短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。而可再生能源消費(fèi)則在長(zhǎng)期內(nèi)有53%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即在較大概率上還不能構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滯后設(shè)置，可再生能源消費(fèi)仍然不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。但筆者發(fā)現(xiàn)，當(dāng)把VAR的模型只設(shè)定滯后第二期時(shí)，可再生能源消費(fèi)在93%的概率上成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也在94%的概率上Granger引起可再生能源消費(fèi)。這樣的設(shè)定是來源于上一節(jié)的脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果，同時(shí)，此時(shí)的VAR模型也是平穩(wěn)的。因此，我們可以認(rèn)為中國(guó)的可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在這滯后的影響。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

運(yùn)用OECD國(guó)家和中國(guó)1994-2013年的數(shù)據(jù)，本文研究得出OECD和中國(guó)在可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間都存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，還主要得到了如表12所示的因果關(guān)系結(jié)果。

通過實(shí)證研究，本文發(fā)現(xiàn)OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的相同之處：即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源的長(zhǎng)期引領(lǐng)作用，這可以解釋為：第一，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到一定階段時(shí)，化石能源推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不可持續(xù)性日漸突顯，這隨之帶來了改變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、發(fā)展可再生能源的需求；第二，從率先發(fā)展可再生能源的國(guó)家可以看出，該產(chǎn)業(yè)發(fā)展的起始階段均需投入大量成本，應(yīng)建立在經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)足發(fā)展的基礎(chǔ)之上。同時(shí)，研究發(fā)現(xiàn)了OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)在短期內(nèi)均不能引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這說明可再生能源消費(fèi)短期內(nèi)無論在發(fā)達(dá)國(guó)家還是中國(guó)都還不能顯著地帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化，目前的可再生能源消費(fèi)的比例仍然較小，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)也只在小概率下是受到它的影響。

OECD國(guó)家和中國(guó)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的不同之處也表現(xiàn)在兩個(gè)方面。一方面，肯定了OECD國(guó)家在長(zhǎng)期內(nèi)可再生能源消費(fèi)也對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有引領(lǐng)作用。OECD在這20年內(nèi)可再生能源的發(fā)展說明可再生能源消費(fèi)的增長(zhǎng)在較大概率上會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這為可再生能源消費(fèi)發(fā)展相對(duì)落后的國(guó)家和地區(qū)在一定程度上打消了顧慮，中國(guó)應(yīng)該更加信心堅(jiān)定地可再生能源消費(fèi)的發(fā)展。同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)中國(guó)包含可再生能源消費(fèi)滯后四期變量的模型檢驗(yàn)中，它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因也得到了確認(rèn)，這說明在一定條件下，中國(guó)存在著可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。另一方面，短期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)可再生能源消費(fèi)的因果關(guān)系中，OECD的檢驗(yàn)中拒絕了這一關(guān)系，而中國(guó)則接受。中國(guó)近年來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)堪稱“奇跡”，在推動(dòng)可再生能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程了給予了大量補(bǔ)貼，支持國(guó)民生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，對(duì)我國(guó)發(fā)展可再生能源產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用更加突出；相比而言，OECD作為發(fā)達(dá)國(guó)家的集體，其GDP在長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)保持在較高的穩(wěn)定水平，他們發(fā)展可再生能源在短期更多地是依賴技術(shù)突破。

（二）相關(guān)建議

第一，加快綠色金融發(fā)展，提升可再生能源產(chǎn)業(yè)活力。引導(dǎo)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)推出綠色信貸體系，嚴(yán)控“兩高一剩”行業(yè)信貸，將環(huán)境責(zé)任標(biāo)準(zhǔn)融入銀行業(yè)經(jīng)營(yíng)管理，積極應(yīng)對(duì)可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的市場(chǎng)失靈和政府缺位。引導(dǎo)綠色債券在可再生能源項(xiàng)目中的規(guī)范發(fā)展，建立政策激勵(lì)措施體系，增加綠色債券市場(chǎng)流動(dòng)性，增加投資主體與市場(chǎng)規(guī)模。把握綠色金融在經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型中的機(jī)遇，積極適應(yīng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成可再生能源發(fā)展和綠色金融的良性循環(huán)，培育新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。

第二， 加強(qiáng)能源供給側(cè)改革，促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。利用市場(chǎng)機(jī)制強(qiáng)化可再生能源市場(chǎng)優(yōu)先供給，通過可再生能源配額制和綠色電力證書等在OECD國(guó)家運(yùn)用成熟的體制，促進(jìn)可再生能源電力價(jià)格發(fā)現(xiàn)，減小國(guó)家可再生能源產(chǎn)業(yè)補(bǔ)貼缺口。推進(jìn)能源扶貧，推動(dòng)農(nóng)網(wǎng)改造升級(jí)，提高農(nóng)網(wǎng)對(duì)分布式發(fā)電的接納能力，一方面使農(nóng)村成為推動(dòng)可再生能源消費(fèi)提升的重要陣地， 另一方面推進(jìn)光伏扶貧等精準(zhǔn)扶貧模式落地，發(fā)揮好可再生能源對(duì)脫貧攻堅(jiān)的助力作用。

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The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth

——A Comparison between OECD Countries and China

WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong

（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）

Abstract：The paper compares the relationship between renewable energy consumption and economic growth of OECD countries with China. Based on panel cointegration test， VEC model ， VAR model and Granger causality test， the paper empirically analyzes the relationship between renewable energy consumption and economic growth of OECD countries and that of China. The results show that there exists a long-term stable cointegration relationship between renewable energy consumption and economic growth in both OECD countries and China. At the same time， there is the long-term mutual Granger causality between renewable energy consumption and economic growth in OECD countries， while in short term there is no Granger causality. But for China， the economic growth is the one-way Granger reason of renewable energy consumption both in long term and short term， and renewable energy consumption is not the Granger reason of economic growth in long term. But if only based on VAR model lagging two periods， renewable energy consumption is the Granger reason of economic growth. At last， according to the comparison results， the paper puts forward some advices on the development of Chinas renewable energy industry.

Key words：Renewable Energy Consumption ； Economic Growth ； Cointegration ； Granger Causality

責(zé)任編輯、校對(duì)：續(xù)靜