重慶市能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析

胡小渝

(1.重慶市沙坪壩區(qū)委黨校，重慶 400033；2.重慶工商大學，重慶 400067)

隨著經(jīng)濟快速發(fā)展，能源消耗亦不斷增長。目前，中國已成為全球第二大能源消費大國。能源作為經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)性資源，直接影響經(jīng)濟能否長期穩(wěn)定發(fā)展，如何緩解能源資源對經(jīng)濟增長的瓶頸限制，成為當下學者研究的熱點問題之一。習近平總書記強調(diào):“推動能源生產(chǎn)和消費革命是長期戰(zhàn)略，必須從當前做起，加快實施重點任務(wù)和重大舉措。要抓緊制定2030年能源生產(chǎn)和消費革命戰(zhàn)略，研究“十三五”能源規(guī)劃。抓緊修訂一批能效標準，只要是落后的都要加快修訂，定期更新并真正執(zhí)行?！痹诖吮尘跋拢芯恐貞c市能源消費與經(jīng)濟增長間關(guān)系，對于促進重慶市經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展具有一定現(xiàn)實意義。

1 能源消費與經(jīng)濟增長的文獻綜述

1.1 國外文獻綜述

國外研究能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的文獻較多，且起步較早，多集中于通過計量模型分析兩者關(guān)系，為制定能源與經(jīng)濟政策提供參考。Kraft.J等[1]利用1947—1974年的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析美國能源消費與GNP之間的關(guān)系，結(jié)果顯示GNP是能源消費的格蘭杰原因，且這種結(jié)果關(guān)系是單向的，因此作者認為控制能源消費將不會影響經(jīng)濟增長。Stem[2]通過VAR模型分析美國1947—1990年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，結(jié)果表明美國的能源消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。同時，Stem[3]利用靜態(tài)和動態(tài)協(xié)整分析做進一步研究，認為美國能源消費對GDP的影響顯著。Lee[4]基于18個發(fā)展中國家經(jīng)濟增長與能源消費的面板數(shù)據(jù)得出結(jié)論，不管是長期還是短期能源消費都是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，并建議發(fā)展中國家通過采取一定的能源政策，促進國家經(jīng)濟增長。Lee and Chang[5]基于Lee.C.C 的研究結(jié)果另加入了22個發(fā)達國家數(shù)據(jù)，基于這40個國家1960—2001年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析GDP與能源消費的關(guān)系，認為發(fā)展中國家GDP非能源消費的格蘭杰原因，同時能源消費也非GDP的格蘭杰原因。

1.2 國內(nèi)文獻綜述

國內(nèi)學者針對能源消費與經(jīng)濟增長的研究資料豐富，多采用實證研究。林伯強[6]基于協(xié)整和誤差修正模型分析了我國能源需求的影響因素，結(jié)果顯示能源消費總量、GDP、能源價格及能源消費結(jié)構(gòu)變化四者間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。黃玲[7]通過整理福建省近30年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，并進行了實證分析，認為經(jīng)濟增長是能源消費的格蘭杰原因，且兩者間存在長期協(xié)整關(guān)系。汪東等[8]通過研究天津市能源消費與經(jīng)濟增長間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)：天津市經(jīng)濟增長較大程度上依賴于能源消費，尤其是煤炭消費對經(jīng)濟增長的拉動作用明顯，并提出相應能源消費和經(jīng)濟發(fā)展政策。鐘爽等[9]基于吉林省統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用灰色關(guān)聯(lián)法分析吉林省能源消費結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，認為吉林省經(jīng)濟發(fā)展一定程度上依賴于能源消費結(jié)構(gòu)變化。邢毅[10]基于省級面板數(shù)據(jù)分析了經(jīng)濟增長、能源消費和信貸投放三者間的動態(tài)關(guān)系，認為低碳發(fā)展區(qū)和高碳發(fā)展區(qū)三者間動態(tài)關(guān)系有著明顯差異，在低碳發(fā)展區(qū)，能源消費和信貸投放對經(jīng)濟增長有一定正面影響。楊先明等[11]通過構(gòu)建數(shù)據(jù)模型分析，認為城市化與居民直接能源消費兩者間存在U型關(guān)系，但對于北京、上海等城市化水平較高城市而言，城市化與居民直接能源消費間已不存在直接關(guān)系。李曉飛等[12]基于河南省2000—2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，選取河南省能源消費總量、GDP和工業(yè)廢氣排放量三大指標，構(gòu)建河南省能源-經(jīng)濟-環(huán)境的VAR模型，通過脈沖響應函數(shù)和方差分解研究河南省能源、經(jīng)濟和環(huán)境三者間的動態(tài)關(guān)系。分析結(jié)果表明：河南省能源消費與經(jīng)濟增長、環(huán)境污染三者間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，同時能源消費對經(jīng)濟增長起到一定正面影響。何則等[13]通過彈性脫鉤指數(shù)和廣義LMDI方法分析了20世紀50年代以來中國能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，并進一步研究了能源消費增長的驅(qū)動因素,認為能源消費總量與GDP增長均表現(xiàn)為指數(shù)型增長曲線。李博等[14]認為：短時間內(nèi)，經(jīng)濟發(fā)展會帶來資源浪費，引發(fā)一定生態(tài)環(huán)境問題，但長期來看，經(jīng)濟發(fā)展到一定水平，將使生態(tài)環(huán)境重新恢復平衡，從而實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展。馬千里等[15]基于2000—2016年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，探討能源消費、技術(shù)進步和經(jīng)濟增長三者間關(guān)系，得出了能源消費和技術(shù)進步均對經(jīng)濟增長有一定正面影響的結(jié)論。

1.3 國內(nèi)外文獻評述

通過對國內(nèi)外關(guān)于能源消費與經(jīng)濟增長相關(guān)文獻資料梳理發(fā)現(xiàn)，目前研究成果頗多，且多集中于實證分析。但學者們選擇的研究對象、研究指標、研究方法均具有一定差異性，對于能源消費與經(jīng)濟增長間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系、能源消費對經(jīng)濟增長是否具有影響，具體如何影響等問題均未形成統(tǒng)一結(jié)論。目前，國內(nèi)學者大部分研究結(jié)果表明：能源消費與經(jīng)濟增長間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但對兩者間的格蘭杰原因方向存在一定的爭議。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

本文在穩(wěn)定性檢驗與協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上,通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗以及脈沖響應函數(shù)和方差分解方法,以重慶市1997—2016年近20年的能源消費和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為樣本,分析重慶市能源消費與經(jīng)濟增長間關(guān)系，揭示兩者間的因果及動態(tài)定量關(guān)系，以服務(wù)綠色經(jīng)濟研究。

2.1.1格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰檢驗常用于判斷兩序列的因果關(guān)系，非平穩(wěn)的時間序列，存在產(chǎn)生虛假因果關(guān)系的可能性。因此，在進行格蘭杰檢驗前常需要進行協(xié)整檢驗，穩(wěn)定性檢驗是協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)。一般情況下，通過散點圖或折線圖進行初步平穩(wěn)性判斷。針對非平穩(wěn)序列，協(xié)整檢驗是建模的前提條件，即E-G檢驗。

1)E-G兩步法協(xié)整檢驗

步驟2檢驗步驟1通過模型回歸所得到的殘差序列{εt}的平穩(wěn)性。殘差序列{εt}如平穩(wěn)，則可作出因變量與自變量序列間存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論，反之，則不存在協(xié)整關(guān)系。

2)ADF檢驗法

ADF檢驗法是檢驗序列是否平穩(wěn)的常用方法之一。通過計算自回歸系數(shù)之和是否等于1，從而得出序列是否平穩(wěn)的結(jié)論。

任意p階自回歸模型AR(p)過程：

xt=φ1xt-1+…+φpxt-p+εt

(1)

其中φ是自回歸系數(shù)，把式(1)進行等價變形可以得到：

Δxt=ρxt-1+β1Δxt-1+…-βp-1Δxt-p+1+εt

(2)

其中，ρ=φ1+φ2+…+φp-1,βj=-φj+1-φj+2-…-φp,j=1,2,…p-1。如果序列{xt}是平穩(wěn)序列，則φ1+φ2+…+φp<1，等價于0，如果序列{xt}不平穩(wěn)，則至少存在一個單位根，那么有φ1+φ2+…+φp=1，等價于ρ=0。對序列{xt}的單位根檢驗的假設(shè)條件H0：ρ=0?H1:ρ0，構(gòu)造ADF檢驗統(tǒng)計量是參數(shù)ρ的樣本標準差。

2.1.2VAR模型

VAR模型是一種新的多方程模型分析法，主要用于判斷變量是外生變量還是內(nèi)生變量，用于分析預測相互聯(lián)系的多變量時間序列系統(tǒng)，分析隨機干擾項所探討的經(jīng)濟系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，解釋經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量的影響。在向量自回歸模型中，包含多個變量。假定有k個變量，滯后階數(shù)為ρ，則ρ階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型為

BXt=Γ0+Γ1Xt-1+Γ2Xt-2+…ΓpXt-p+μt

(3)

i=1,2,…,p,Γi是內(nèi)生變量向量Xt的滯后i期的前定內(nèi)生變量向量Xt-i的系數(shù)矩陣。

把式(3)左乘B-1得到p階向量自回歸模型的簡約式，標準向量回歸模型:

Xt=A0+A1Xt-1+A2Xt-2+…+ApXt-p+et

(4)

其中A0=B-1Γ0;Ai=B-1Γi,i=1,2,…,p;et=B-1μt[16]。

2.2 數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)可獲得性，本文數(shù)據(jù)來自1998—2017年《重慶市統(tǒng)計年鑒》，能源消費總量(TEC)是實物指標,單位是萬噸標準煤；地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)單位是億元人民幣，GDP數(shù)據(jù)換算成以上年為基期的實際指標。計算過程通過計量經(jīng)濟軟件stata13完成。

3 重慶市經(jīng)濟、能源消耗及環(huán)境現(xiàn)狀

3.1 重慶市經(jīng)濟現(xiàn)狀分析

由圖1可知：自直轄以來，重慶市經(jīng)濟快速發(fā)展，GDP增長率基本與全國經(jīng)濟增長率變化趨勢相同，但增長速度普遍明顯高于全國經(jīng)濟增長速度。

3.2 重慶市能源消耗及環(huán)境狀況

隨著重慶市經(jīng)濟快速發(fā)展，能源消耗亦不斷增長。能源消費總量由1997年的2 030.13萬噸標準煤增加到2016年的8 271.97萬噸標準煤，增長了3倍多。其中，煤炭資源消費占到50%以上，1997—2014年均高達60%多。伴隨經(jīng)濟快速發(fā)展，能源消耗亦不斷增加，但煤炭資源有限，且污染嚴重，尋找新的能源成為重慶乃至全國經(jīng)濟發(fā)展的重要方面。環(huán)境污染方面，以工業(yè)廢水為例，隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，排放量整體處于下降趨勢，但絕對量仍較大，以環(huán)境污染為代價的經(jīng)濟發(fā)展一定程度上仍然存在。因此，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展仍任重道遠。

圖1 重慶與全國GDP增長率比較

4 重慶市能源消費與經(jīng)濟增長的實證分析

4.1 能源消費與經(jīng)濟增長的平穩(wěn)性檢驗

圖2是重慶市能源消費與生產(chǎn)總值的變化趨勢圖，可以看出：1997—2016年重慶市能源消費與地區(qū)生產(chǎn)總值變化是有趨勢的，不平穩(wěn)的。為了消除數(shù)據(jù)間較大的波動，對能源消費和地區(qū)生產(chǎn)總值取對數(shù)，分別記為LnTEC、LnGDP。

圖2 重慶市能源消費與地區(qū)生產(chǎn)總值變化趨勢

由表1單位根檢驗結(jié)果可知：LnTEC、LnGDP和1階差分后的ΔLnTEC、ΔLnGDP的ADF值在1%顯著水平都大于其相對應的Mackinnon臨界值。因此，不能拒絕水平序列以及1階差分序列存在單位根的原假設(shè)。但2階差分后Δ2LnTEC、Δ2LnGDP的ADF值在1%顯著水平下都小于其對應的Mackinnon臨界值，拒絕存在單位根的原假設(shè)，即2階差分后為平穩(wěn)序列，滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件。

表1 TEC和GDP的單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗形式(C、T、L)中C、T、L分別代表常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)。***表示在 1%顯著水平下拒絕零假設(shè)。

4.2 重慶市能源消耗與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析

本文采用E-G兩步法來進行協(xié)整檢驗。

步驟1建立回歸方程：

LnTEC=2.759+0.668LnGDP

(5)

(27.29) (55.36)

括號里面為t統(tǒng)計量。

調(diào)整后R2=0.993 8，DW=0.474 7，F(xiàn)=3 064.39

由式(5)可知：F統(tǒng)計量是顯著的，所以估計方程是顯著的，t統(tǒng)計量是顯著的，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達0.993 8，說明方程擬合較好。DW統(tǒng)計值為0.474 7，說明不存在序列相關(guān)。

步驟2檢驗殘差序列是否平穩(wěn)，對殘差的單位根檢驗結(jié)果如下：

LnTEC-2.759-0.668LnGDP

(6)

由表2可知：殘差序列et是平穩(wěn)序列，即存在LnTEC和LnGDP的平穩(wěn)性組合。

表2 殘差項的平穩(wěn)性檢驗

4.3 格蘭杰因果檢驗

由表3分析可知：在滯后期為1的情況下，對于LnTEC不是LnGDP的原因的原假設(shè)，F(xiàn)值為25.38，P值為0.000 1，拒絕原假設(shè)，即LnTEC是LnGDP的原因。而對于LnGDP不是LnTEC的原因的原假設(shè)，F(xiàn)值為1.43，P值為0.248 5，不能拒絕原假設(shè)，即LnGDP不是LnTEC的原因成立。分析可知：重慶市能源消費是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，即重慶市能源消費發(fā)生變化會導致經(jīng)濟增長隨之產(chǎn)生一定變化，但地區(qū)生產(chǎn)總值并不是能源消費的格蘭杰原因，即重慶市經(jīng)濟增長的變化并不導致能源消費的變化。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

4.4 重慶市能源消費與經(jīng)濟增長的VAR模型分析

1)VAR模型估計

根據(jù)AIC與BIC信息準則最小化，得出最佳滯后階數(shù)為4，估計4階向量自回歸模型，估計出VAR模型如下：

LnGDPt=0.91LnGDPt-1+0.98LnGDPt-2-

0.24LnGDPt-3-0.61LnGDPt-4-

0.14LnTECt-1-0.58LnTECt-2-

0.24LnTECt-3+0.08LnTECt-4+

0.064+et

LnTECt=-1.13LnGDPt-1+4.96LnGDPt-2-

1.74LnGDPt-3-1.58LnGDPt-4+

0.17LnTECt-1-1.72LnTECt-2-

0.5LnTECt-3+0.52LnTECt-4+

0.13+et

根據(jù)VAR模型分析規(guī)則，檢驗VAR的穩(wěn)定性是進行脈沖響應分析的前提條件，如VAR模型穩(wěn)定，則可進行下一步的脈沖響應分析。從圖3可知：VAR模型的全部特征根倒數(shù)值均位于單位圓內(nèi)，說明VAR模型具有穩(wěn)定性。

圖3 VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性判別圖

2)脈沖響應函數(shù)分析

VAR模型通過脈沖響應函數(shù)分析隨機干擾項對其內(nèi)生變量的影響軌跡，但并不分析每個變量對自己和其他變量的變動如何反應。本文對LnTEC(重慶能源消費)和LnGDP(重慶地區(qū)生產(chǎn)總值)VAR進行脈沖響應分析。

由圖4(a)可知：GDP對自身的響應函數(shù)時間路徑表現(xiàn)為波折，且后期逐漸變寬，由此可見重慶GDP的增加對后期影響逐漸趨于穩(wěn)定態(tài)勢；圖4(b)反映了GDP對TEC的響應緩慢增加，說明能源消費對經(jīng)濟增長的影響在逐步增大；圖4(c)圖中TEC對自身的響應函數(shù)逐步升高，說明重慶能源消費的提高對后期的影響亦漸趨于穩(wěn)定。圖4(d)反映TEC對GDP的響應一直在0處上下浮動，由此可見，經(jīng)濟增長對能源消費的影響并不大。

3)方差分解

圖5(a)中，LnGDP對自身的方差分解路徑一直為正，且在下降到80%附近時漸趨于平穩(wěn)。由此可見，重慶地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)在后期的貢獻呈現(xiàn)減小趨勢，并最終穩(wěn)定在80%左右；圖5(b)中LnTEC對LnGDP的方差分解路徑一直為正且呈現(xiàn)為波折中穩(wěn)步上升趨勢，可見重慶GDP對能源消費的貢獻不斷增大，但增加幅度較緩慢；圖5(c)中，LnGDP對LnTEC的方差分解時間路徑不斷增長，最后在20%～25%范圍穩(wěn)定下來，說明能源消費對重慶經(jīng)濟增長的貢獻后期趨于穩(wěn)定；圖5(d)中LnTEC對自身的方差分解路徑較為曲折，在波折中不斷下降，說明能源消費對自身的影響前期不太穩(wěn)定，但隨著技術(shù)進步，能源消費對自身的貢獻逐步穩(wěn)定在25%左右。

圖4 VAR模型脈沖響應

圖5 LnGDP、LnTEC對自身及相互方差分解時間路徑

5 結(jié)論及對策建議

本文基于重慶市1997—2016年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在穩(wěn)定性檢驗與協(xié)整分析基礎(chǔ)上，通過格蘭杰檢驗與脈沖響應及方差分解等研究方法，對重慶市能源消費與經(jīng)濟增長之間的因果與及定量關(guān)系進行了分析，得到如下結(jié)論：

1)格蘭杰因果檢驗顯示：重慶市能源消費是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，但地區(qū)生產(chǎn)總值并不是能源消費的格蘭杰原因。一定程度上說明重慶市能源消費的變化直接影響地區(qū)生產(chǎn)總值的變化，即能源消費對經(jīng)濟增長存在一定的正向影響，但地區(qū)生產(chǎn)總值的變化并不導致能源消費的變化。以上分析表明：重慶市經(jīng)濟增長一定程度上依賴于對能源消費。

2)VAR模型估計和脈沖響應函數(shù)分析結(jié)果表明：重慶市能源消費對經(jīng)濟增長的影響在逐步增大，即能源消費的微小波動將在極大程度上影響經(jīng)濟增長。

3)方差分解路徑分析結(jié)果顯示：重慶市能源消費對經(jīng)濟增長的方差分解時間路徑不斷增長，并在20%～25%范圍穩(wěn)定下來，可見能源消費對重慶經(jīng)濟增長的貢獻后期趨于穩(wěn)定

本文基于以上結(jié)論，提出如下對策建議：

1)做好能源消費規(guī)劃，科學有計劃地開發(fā)能源資源。近年來，重慶市經(jīng)濟快速發(fā)展，對能源的消費逐年增加。但能源資源是有限的，做好能源消費規(guī)劃，有計劃、節(jié)制地開發(fā)使用能源資源，避免能源成為經(jīng)濟發(fā)展的短板。

2)加強全民節(jié)能教育，營造節(jié)約用能氛圍。加大節(jié)能宣傳力度，提高全民節(jié)能意識，尤其是加強對企業(yè)節(jié)能培訓，在全社會營造節(jié)約用能大氛圍。加大高技術(shù)節(jié)能產(chǎn)品的應用推廣力度，引導企業(yè)采用節(jié)能新技術(shù)，尊重市場經(jīng)濟規(guī)律，逐步淘汰高耗能產(chǎn)品。

3)加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，嚴格控制高耗能產(chǎn)業(yè)發(fā)展。提高第三產(chǎn)業(yè)、戰(zhàn)略性新興技術(shù)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加速淘汰高耗能、高污染等落后產(chǎn)業(yè)。對于不宜直接淘汰的高能源消費型產(chǎn)業(yè)，加大產(chǎn)業(yè)技術(shù)工藝改造，降低能耗，提高整體經(jīng)濟效益。