不同发展阶段国家能源消费与经济增长实证研究

李潇潇

(中国社会科学院 研究生院，北京 102488)

一、引言

随着世界经济规模的不断增大，世界能源消费量持续增长。同时，世界能源消费呈现不同的增长方式，发达国家增长率明显低于发展中国家。能源消费结构趋向优质化，但地区差异仍然很大。伴随着能源需求的增长，各国努力寻求稳定充足的能源供应，化石能源的利用会产生温室效应、环境污染等，这一系列问题都使可再生能源的开发利用在全球范围内升温。从目前世界各国既定能源战略来看，大规模地开发利用可再生能源已成为未来各国能源战略的重要组成部分。从世界可再生能源的利用与发展趋势看，风能、太阳能和生物质能发展最快，产业前景最好，其开发利用增长率远高于常规能源。风力发电技术成本最接近于常规能源，因而也成为产业化发展最快的清洁能源技术。风电是世界上增长最快的能源，年增长率达27%。国际能源署的研究资料表明，在大力鼓励可再生能源进入能源市场的条件下，到2020年新的可再生能源(不包括传统生物质能和大水电)将占全球能源消费的20%，可再生能源在能源消费中总的比例将达30%。无论从能源安全还是环境要求来看，可再生能源将成为新能源的战略选择。[1]

能源消费与经济增长的关系，尤其是可再生能源发展与各国经济增长的关系引起了各国学者的关注和研究。Hsiao-Ping Chu等运用格兰杰因果检验研究了西方六国集团的能源消费和经济增长的关系，日本、英国和美国的核能消费促进了经济增长，而在加拿大、法国和德国两者关系并不明显，他们同时对各国石油消费和经济增长的关系做了研究，并对经济发展提出政策建议。[2]Eggoh等研究了非洲21国能源消费与经济增长的关系，按禀赋不同，将研究对象分为能源输入国和能源输出国两种，研究发现各国能源消费、实际GDP、价格、劳动和资本之间存在均衡关系，不同国家的协整关系存在差别。[3]Nazlioglu等探讨了OECD国家核能消费与经济增长的关系，对其做了相关异质面板因果分析，发现使用面板分析与时间序列分析得出的结果差异较大，说明了不同统计分析工具在政策分析中扮演着重要角色。[4]陈诗一认为，改革开放以来中国工业总体上已经实现了以技术驱动为特征的集约型增长方式转变，能源和资本是技术进步以外主要驱动中国工业增长的源泉，劳动和排放增长贡献较低甚至为负，但一些行业仍为粗放型增长，必须提高节能减排技术。[5]杨宜勇、池振合认为，中国能源消费与经济增长在长期内保持均衡状态且两者互为因果关系。[6]霍宗杰、周彩云认为，中国存在单向的经济增长到能源消费和能源结构的因果关系，以及能源结构和能源消费的双向因果关系。[7]贾功祥等检验了中国29个省市地区1997—2009年间经济发展水平和能源消费量两者互相对对方的冲击情况，认为经济增长和能源消费的互相拉动作用是非对等的，能源总量的消费对经济增长波动的影响较显著。[8]

可见，目前国际上的研究主要集中于区域或者经济体的研究，国内文献对我国和其他国家能源消费与经济增长的比较研究相对较少，本文分别选取处于不同发展阶段的国家，运用ARDL(Autoregressive distributed lag model)边界检验和误差修正模型(vector error correction model,VECM) Granger因果分析研究能源消费与经济增长的关系，并对国家间进行横向比较，分析发展中国家和发达国家之间在开发利用可再生资源策略方面的差异。

二、模型和方法——ARDL边界检验和VECM Granger因果分析

本研究的目的是根据1980—2009年的年度数据探求不同发展阶段国家(选取日本、美国、英国、法国等发达国家，中国、印度、巴西、南非等发展中国家)能源消费和经济增长的关系。为此，笔者采用柯布-道格拉斯生产函数的对数化变形形式研究能源消费和经济增长的关系。为了简化模型，假设函数中劳动作为产出的外在因素，资本作为控制变量，同时假设技术进步保持不变。此外，为了重点分析引起经济增长的不同能源种类的影响，笔者将能源消费分解为可再生能源消费和不可再生能源消费。经过变换，不同能源消费与经济增长的关系如下：

lnYt=α0+α1lnRt+α2lnNRt+α3lnK+ut

(1)

其中，Yt为人均国内生产总值(美元)，Rt为可再生能源消费量(千克油当量/人)，NRt为不可再生能源消费量(千克油当量/人)，K为人均资本形成总额(美元)。

能源消费(可再生和不可再生)和经济增长的长期关系可以运用ARDL边界测试模型予以研究。[9]ARDL边界测试模型避免了传统的协整分析中由于各变量之间可能存在单整阶数不一致导致无法进行分析的窘境，仅要求各变量的单整次数介于I(0)到I(1)之间即可。如果变量在公式(1)中被发现是静止的，那么序列集成度的顺序与应用ARDL边界检验无关。对于相对小样本的序列，这种方法也较合适。从一般到具体框架，无限制的ARDL选择合适的滞后阶数以捕捉数据生成过程。ARDL模型的适当修正足以校正残差序列自相关问题。无限制的误差修正模型(UECM)探讨序列长短期关系的方程如下：

其中，Δ是差分算子，ut是t期残差。根据赤池信息标准(Akaike information criterion，AIC)选择适当的一阶差分滞后期数。合理的F统计量的计算取决于模型中序列合适的滞后阶数。滞后变量系数的共同意义运用Pesaran等的F检验来验证。在公式(2)中，检验的原假设是变量之间不存在稳定的长期关系，即H0θY=θR=θNR=0，备择假设为：H0θY≠0或θR≠0或θNR≠0，也可以设置备择假设为原假设。两个渐进关键值已经由Pesaran等产生。上临界值(UCB)和下临界值(LCB)被用来决定变量是否存在长期协整关系。如果所有变量都是平稳的，就运用LCB检验序列之间的协整。如果变量间是一阶单整，就使用UCB检验序列间的长期关系。计算各方程(4)到(6)的F检验值，例如FY(Y/R,NR),FR(R/Y,NR),FNR(NR/Y,R)。如果计算的F统计量大于上临界值(UCB)，则存在一个协整关系。如果计算的F统计量小于下临界值，则表明变量间无协整。如果F统计量介于LCB和UCB之间，则无法确定是否协整。

因为样本量比较小，所以每个国家只包括1980—2009年30个数据，运用Pesaran等的方法产生的临界值是不合适的，因此，采用Narayan的上下临界值法。[10]Pesaran等产生的临界值适用于大样本(T=500到T=40000)。Narayan等指出，Pesaran等提供了序列间协整分析的有偏决定。Pesaran等的临界值显著偏低。Narayan的上下临界值更适合于序列为T=30至T=80的小样本。[11]

一旦证实可再生能源消费、不可再生能源消费与经济增长间的协整存在，就可探讨序列间的因果关系。一旦变量间存在一阶单整I(1)，向量误差修正模型(VECM)就是一种检验变量间因果关系的合适方法。比较而言，向量误差修正模型是一种无限制的向量自回归模型的限制形式。这种限制性主要存在于序列间长期运行关系。由此可见，在这样的环境中，响应变量被它自身的滞后和独立变量的滞后以及误差修正和残差所解释。向量误差修正模型可以写成如下形式：

这里Δ表示差分，uit表示残差，假设其为独立正态分布。滞后误差项的意义即ECTt-1进一步验证了变量间的长期运行关系。ECTt-1的估计也显示出所有模型从短期到长期均衡路径的收敛速度。当序列间存在协整和至少一个方向的因果关系时，向量误差修正模型的Granger因果检验对于检验因果关系是合适的。此外，向量误差修正模型的Granger因果检验有助于区分长短期因果关系。

误差修正项里的负系数确保了系统的收敛，也表明了变量间长期运行的因果关系。同时，短期因果关系通过差分变量来衡量。在目前的背景下，α22,i≠0∀i表明Granger检验可再生能源消费导致了经济增长，β22,i≠0∀i描述了从经济增长到可再生能源消费的因果关系，反之亦然。随后，Wald检验被应用于伴随误差修正项的给定变量的滞后值，误差修正项导出变量间长期运行和短期运行因果关系的最后结论。[11]

三、不同国家经济增长与能源消费的特征分析

从所选各国人均GDP示意图(图1)可以看出，总体来说，各国人均GDP大体呈增长趋势，发展中国家生产总值明显低于发达国家，但近年来增速较快。

由图2可以看出，可再生能源的消费总体呈上升趋势，但发达国家增速较慢，发展中国家中的中国、巴西基本呈直线增长趋势。

*数据来自世界银行(http://data.worldbank.org.cn/ )图1 各国人均GDP示意图

由图3可以看出，对不可再生能源的消费发达国家与发展中国家的差距较大。发达国家多数呈现平稳波动，但其基数较大，消费量不可小觑；发展中国家虽然总量较低，但总体呈现增长趋势，尤其是中国2002年之后不可再生能源消费大幅增加。

由图4可以看出，发达国家人均资本总额明显高于发展中国家，但波动较大，2008年受金融危机影响，近年来呈下降趋势，发展中国家基本呈增长趋势，增长较为平稳。

四、模型分析

将序列的一阶差分做ADF单位根检验，在10%的显著性水平下，拒绝原假设，认为序列的一阶差分是平稳的。

运用Microfit 5.0进行ARDL边界检验,分别对每个国家的Y、R、NR取对数后的LnY、LnR、LnNR进行不同参数组合，以最小二乘法(OLS)估计一阶差分的回归结果，计算各模型F值，选择各模型中最大的F值并与临界值比较，判断各变量间是否存在协整关系，具体见表1。

*数据来自世界银行(http://data.worldbank.org.cn/ )图2 各国可再生能源消费量示意图

*数据来自世界银行(http://data.worldbank.org.cn/ )图3 各国不可再生能源消费量示意图

*数据来自世界银行(http://data.worldbank.org.cn/ )图4 各国人均资本形成总额示意图

各国能源消费与经济增长之间普遍存在协整关系。该结论不依赖于它们是I(0)还是I(1)过程。协整关系的存在，表明自变量与因变量间存在长期的均衡关系。对存在控制变量和协整关系的变量做向量误差修正模型，其长期平衡关系为误差修正项加控制变量的形式:y*=k0+k1x1+k2x2+k3x3，得到各国经济增长和能源消费的长期关系如表2所示。

表1 各国最优F检验

*数据均来自世界银行(http://data.worldbank.org.cn/)

表2 各国经济增长和能源消费的长期关系

∑Y-nb0-b1∑X1-b2∑X2-…-bm∑Xm-bm+1∑Xm+1-…-bn∑Xn=0

调整后的各国能源消费和经济增长的长期关系见表3。

表3 调整后的各国经济增长和能源消费的长期关系

各国的能源消费不同程度地促进经济增长。能源消费对发达国家的影响小于发展中国家。能源消费每增加一个百分点，对发达国家经济增加的百分点小于发展中国家。这与各国产业结构消费习惯以及基数不同有关。发达国家产业结构较为合理，对能源的依赖性较小，且能源消费本身基数较大，经济发展潜力小于发展中国家。虽然弹性系数较小，但不可与增长量较小等同。大部分国家不可再生能源消费弹性大于可再生能源消费弹性。这是由于各国技术差距的不同，不可再生能源的使用时间较长，技术相对成熟，使用效率相对较高。但考虑到不可再生能源的局限性、可再生能源的潜力以及环境保护等因素，可再生能源将在未来能源供应中起重要作用。

表3反映了各国能源消费和经济增长的长期关系，而根据表1的结果，对存在协整关系的变量间，求出其向量误差修正模型，反映短期中可再生能源和不可再生能源对经济增长的关系。经济增长的VECM方程的可决系数和误差修正系数如表4所示。

表4 经济增长的VECM方程的可决系数和误差修正系数

在经济增长的VECM方程中，可决系数分别为0.8206,0.8894,0.8014,0.8394,0.6653,0.7712,0.9264,0.8654，这是经济增长变动率可由能源消费的短期变动、它们之间长期均衡关系和人均资本形成总额的解释部分，即中国的人均GDP可由可再生能源、不可再生能源的长短期变化及当期人均资本形成总额解释为82.06%，南非的人均GDP可由可再生能源、不可再生能源的长短期变化及当期人均资本形成总额解释为88.94%，印度、巴西、日本、法国、美国、英国的人均GDP由能源消费及资本解释的部分分别为80.14%、83.94%、66.53%、77.12%、92.64%、86.54%。发展中国家经济增长对能源的依赖作用较强，英美由于消费结构和消费习惯的原因对能源的依赖也很强。可决系数较大，说明能源消费的长短期变动和人均资本形成总额对经济增长的解释效果良好。各国误差修正系数反映各国短期内经济增长向长期均衡状态调整的速度，分别以0.5104,0.8510,0.4373,0.7589,1.2123,0.4285,0.2134,0.4923的比例影响后一期的经济增长的变化。

运用脉冲响应函数方法，分析当一个误差项发生变化，或者模型受到某种冲击时对系统的动态影响，做出其脉冲响应函数。各国可再生能源的对数和不可再生能源的对数对人均GDP的对数的脉冲，人均GDP的对数和不可再生能源的对数对可再生能源的对数的脉冲，人均GDP的对数和可再生能源的对数对不可再生能源的对数的脉冲趋势值见表5。

表5 各国各变量脉冲趋势值

从表5可以看出，短期中，在人均GDP为因变量，可再生和不可再生能源为自变量的模型中，在本期给人均可再生能源一个正冲击后，对各国人均GDP有促进作用。在以可再生能源为因变量，人均GDP和不可再生能源为自变量的模型中，分别给人均GDP和不可再生能源一个正的冲击，对可再生能源都会产生拉动作用，其中人均GDP的作用大于不可再生能源。人均GDP的脉冲对各国可再生能源消费量冲击呈正向关系，人均GDP的增加将使可再生能源消费增加。

五、结论与建议

通过以上实证分析，可以得到以下几点结论：

第一，从长期关系看，能源消费对发达国家的影响小于发展中国家。总体来说，目前不可再生能源利用效率大于可再生能源的利用效率。可再生能源利用效率还存在一定的潜在空间，可再生能源的发展应该作为可持续发展的趋势之一。

第二，在经济增长的VECM方程中，计算了可决系数，即经济增长变动率可由能源消费和资本的短期变动及它们之间的长期均衡关系解释部分，可以看出，发展中国家经济增长对能源消费的依赖性相对更强。可决系数较大，说明能源消费的长短期变动和人均资本形成总额对经济增长的解释效果良好。各国误差修正系数反映了各国短期内经济增长向长期均衡状态调整的速度，除个别国家外，发展中国家的误差修正系数普遍偏高。

第三，在短期内，经济发展将对可再生能源的消费起促进作用，而人均GDP的冲击对不可再生能源影响并不明显。这可能与各国在经济社会发展中调节经济增长方式、改变经济结构以及能源消费结构有关。

基于以上结论可知，随着经济增长，各国能源消费呈现不同的消费模式，其中可再生能源的消费是逐步增加的。可再生能源技术的进一步成熟和市场化应用可以促进经济更好更快发展。同时，各国都应鼓励和加大可再生能源的消费，节约和减少不可再生能源的消费，提高能源利用效率，重视经济增长对提高发展中国家可再生能源消费的作用。各国应当采取各种政策支持，加快可再生资源的技术开发和推广应用，使可再生能源得到快速发展，提高产业化水平和其在能源构成中的比重。

[参 考 文 献]

[1]中华人民共和国国家发展和改革委员会.世界能源消费现状和可再生能源发展趋势[EB/OL].(2006-10-20).[2013-07-20].http://www.sdpc.gov.cn/nyjt/gjdt/t20061020_89236.htm.

[2]CHU H P, CHANG T.Nuclear energy consumption,oil consumption and economic growth in G-6 countries:Bootstrap panel causality test[J].Energy Policy，2012(48)：762-769.

[3]EGGOH J C, BANGAK C, RAULT C.Energy consumption and economic growth revisited in African countries[J].Energy Policy，2011(39)：7408-7421.

[4]NAZLIOGLU S, LEBE F, KAYHAN S.Nuclear energy consumption and economic growth in OECD countries:Cross-sectionally dependent heterogeneous panel causality analysis[J].Energy Policy,2011(39)：6615-6621.

[5]陈诗一.能源消耗、二氧化碳排放与中国工业的可持续发展[J].经济研究，2009(4):41-55.

[6]杨宜勇，池振合.中国能源消费与经济增长关系研究——基于误差修正模型[J].经济与管理研究，2009(9):39-45.

[7]霍宗杰，周彩云.我国经济增长、能源结构与能源消费关系的实证分析[J].当代经济管理， 2010(5):10-14.

[8]贾功祥，谢湘生.中国经济增长与能源消费动态关系——基于面板向量自回归模型的分析[J].首都经济贸易大学学报，2011(4):34-40.

[9]PESARAN M H, SHIN Y, SMITH R J.Bounds testing approaches to the analysis of level relationships[J].Journal of Applied Econometrics,2001(16)：289-326.

[10]NARAYAN P K, NARAYAN S.Estimating income and price elasticities of imports for Fiji in a cointegration framework[J].Economic Modelling,2005(22)：423-438.

[11]SHAHBAZ M, ZESHAN M, Afza T.Is energy consumption effective to spur economic growth in Pakistan? New evidence from bounds test to level relationships and Granger causality tests[J].Economic Modelling,2012(29)：2310-2319.

[12]谢忠秋.非负系数线性回归模型的构建[J].统计教育，2006(1):22-26.