我国经济增长与能源消费关系的实证研究

蒲冰

中图分类号：F016 文献标识码：A

内容摘要：本文采用最小二乘估计回归方法，对我国能源消费与经济增长关系进行实证研究。得出如下结论：一阶差分后的各类能源消费量序列与我国经济增长之间存在同阶单整；我国经济增长DLNY与能源消费LNE之间存在长期稳定的协整关系；经济增长DLNY不是煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLN E（s）、天然气能源消费DLN E（s）的格兰杰原因，能源消费与经济增长之间存在单向因果关系；我国经济增长与煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLN E（s）、天然气能源消费DLN E（s）之间均存在正相关关系，估计系数分别为0.532、0.234、0.147。

关键词：能源消费 经济增长 格兰杰原因 最小二乘估计

引言

能源作为人类生产和生活必不可少的物质资源，对人类社会的发展起到了不可替代的作用，对整个国民经济体系的发展起到了极大的物质资源支撑作用，作为一种重要的投入要素，能源投入贯穿于国民经济生产的整个体系。新中国成立以后，我国对能源的需求量不断提升，这与我国生产规模的不断扩大、人们生活需求的提升密切相关。但同时也应该看到，一些能源，如煤炭、石油、天然气等属于非可再生资源，能源紧缺现象凸显，成为制约我国经济发展的重要资源瓶颈。

同时，在提倡“低碳经济”、“低碳生活”、“节能减排”的今天，对能源保护和节约的呼声也越来越高，节约资源成为全球经济发展规划的重要内容。但是能源消费与我国经济增长之间存在何种关系，我国承担世界大国责任，进行节能减排的政策背景下是否会对我国经济增长产生抑制作用，能源消费与社会生产之间存在何种互动机制等，是当前急切需要解决的重要问题。在现有的文献研究中，祁成祥、林勇（2015）以甘肃省能源消费为研究案例，提出能源消费与甘肃省地区经济发展呈现正相关关系；贺莉、朱天星、田冰（2015）对长三角地区的能源消费、要素投入与经济增长关系进行了实证研究，认为能源消费是促进我国长三角地区经济增长的一个重要因素；王火根、沈利生（2013）对我国经济增长与能源消费之间进行空间面板分析得出，能源消费与经济增长之间长期存在趋同增长的趋势。赵静敏、李惠娟、李煜华、王双燕（2015）对我国产业结构调整与能源消费关系进行实证研究，认为我国能源消费与三大产业增长方向一致。本文以我国能源消费与经济增长之间的关系为研究对象，探索能源消费与经济增长之间存在的互动或制约关系，有利于促进我国节能减排工作的开展，实现能源、环境、经济的协调、可持续发展。

我国能源消费与经济增长现状

能源消费与生产和生活规模的扩大密切相关，新中国成立以来，特别是改革开放以后，我国能源消费和经济增长均呈现同步发展趋势。

（一）我国能源消费状况

由表1可见，2008年以来我国能源消费量呈现逐步递增的趋势，2008年我国平均每天能源消费量为768.5万吨，2014年我国平均每天能源消费量已达到1142.2万吨。

从具体的能源消费种类来看，煤炭、焦炭、原油、汽油、天然气、电力等能源的消费量变化较快。2008年，我国平均每天煤炭、焦炭、原油、汽油、天然气、电力等能源的消费量分别为747.2万吨标准煤、79.9万吨标准煤、93.2万吨标准煤、15.1万吨标准煤、1.9亿立方米、89.6亿千瓦小时，增长为2014年的1162.8万吨标准煤、125.6万吨标准煤、133.3万吨标准煤、25.7万吨标准煤、4.7亿立方米、148.5亿千瓦小时，其中只有燃料油消费量出现稍微的下滑。

由表2可见，2008年以来，我国生活能源消费量也呈现出逐步递增的趋势。2008年我国生活能源消费量为30814万吨，2014年我国生活能源消费量已达到45531万吨。

从能源消费各个种类来看，生活煤炭消费量和生活煤气消费量出现稍微的下滑，由2008年的9761万吨、186亿立方米，分别下降为2014年的9290万吨、107亿立方米。但是生活煤炭消费量、生活煤油消费量、生活液化石油气消费量、生活天然气消费量、生活热力消费量等均出现了上升，特别是生活热力、电力消费量增速明显，分别由2008年的57689万百万千焦、4063亿千瓦小时，增长为2014年的6989万百万千焦、6989亿千瓦小时。

（二）我国经济增长状况

由表3可见，2005-2014年我国历年国民总收入和国内生产总值均呈现递增发展趋势。2005年我国国民总收入和国内生产总值分别为184575.8亿元和185895.8亿元；2014年我国国民总收入和国内生产总值分别上升为634043.4亿元和636138.7亿元。

从我国国民总收入和国内生产总值增长率来看，我国经济增长长久以来保持了10%以上的增长速度，最近几年有所下滑，2014年我国国民总收入和国内生产总值增长率分别为8.72%和8.18%。

我国能源消费与经济增长关系的实证研究

（一）模型构建

1.普通最小二乘估计模型。为了有效研究能源消费与经济增长之间的关系，本文着重选取了最近几年使用量较大的煤炭、石油、天然气三类能源，利用普通最小二乘方法，借鉴柯布·道格拉斯生产函数，构建实证模型如下：

LNY=α+β1LNE+λ （1）

其中，Y表示经济增长状况，用国内生产总值来衡量；E表示能源消费量，按照本文选取的煤炭、石油、天然气消费量三种，分别构建为E（m）、E（s）、E（t）三种，因此，对公式（1）进行深化，得出公式（2），即为本文实证回归的模型依据：

LNY=α+β1LNE（m）+β2LN（s）+LNE（t）+λ （2）

2.数据平稳性检验模型。进行回归估计，最为重要的是要保障数据的平稳性，由于本文所使用的数据为时间序列数据，因此有可能存在“伪回归”问题，所以进行数据的平稳性检验是基础，本文使用ADF检验方法进行数据的平稳性检验，公式如下：

（3）

3.协整检验模型。协整检验模型是检验变量之间是否存在长期协整关系的重要检验模型，可以很好地用于模拟我国能源消费与经济增长之间的变化关系，协整检验公式如下：

（4）

4.格兰杰因果检验模型。协整检验仅是一种单向的关系检验，而格兰杰因果关系检验是从双方变动的角度来分析两个变量之间存在的双方影响关系，因此本文采用格兰杰因果关系检验公式来测量我国能源消费与经济增长之间的因果关系：

（5）

（二）数据来源

本文在实证回归中所使用的数据为时间序列数据，时间周期为2000-2014年，各类能源消费量的数据主要来源于历年《中国能源统计年鉴》。用于描绘经济增长所使用的国内生产总值的数据主要来源于国家统计局网站上的年度数据。本文在数据上进行了处理，设立2000作为基期，按照不变价格指数进行换算。

（三）实证回归结果

1.单位根检验。根据表4显示，原始变量LNY、LNE（m）、LNE（s）和LNE（t）的ADF检验值为-1.643、-1.563、-1.642、-1.634，均大于5%的临界值，为-2.875、-2.031、-2.643、-3.142，可见在5%的显著性水平下，原始变量LNY、LNE（m）、LNE（s）和LNE（t）等序列是不平稳的。

对原始变量序列进行一阶差分，得到DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）的序列值，对这些序列值继续进行单位根检验可见，DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）的ADF检验值为-5.873、-4.634、-4.742、-4.366，分别小于5%的临界值，为-5.093、-3.422、-3.942、-3.123，可见一阶差分后的DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）序列值是平稳的，存在同阶单整。

2.协整检验。对残差序列进行协整检验，得到结果如表5和图1所示，结果显示E残差序列的ADF值为-4.342，大于1%的临界值-3.987，大于5%的临界值-2.875，大于10%的临界值-1.672。可见，残差序列是平稳数据变量，这点从图1得到进一步证实。

残差序列协整检验表明残差数据的平稳性，也就说明了经济增长变量与能源消费各个变量之间存在平稳的线性组合关系，即我国煤炭、石油、天然气等为代表的能源消费量与我国经济增长之间存在长期稳定的协整关系。

3.格兰杰因果关系检验。本文继续采用格兰杰因果关系检验方法来判断经济增长与各类能源消费之间的双方影响关系，格兰杰因果关系检验结果如表6所示。

对于原假设“经济增长DLNY不是煤炭能源消费DLNE（m）的格兰杰原因”，其F值为0.8754，p值为0.343，即不能拒绝原假设，接收原假设；而原假设“煤炭能源消费DLNE（m）不是经济增长DLNY的格兰杰原因”的F值为2.9743，p值为0.002，不能接收原假设，接收备择假设，即煤炭能源消费DLNE（m）是经济增长DLNY的格兰杰原因。

原假设“煤炭能源消费DLNE（m）不是经济增长DLNY的格兰杰原因”，其F值为0.3245，p值为0.453，即不能拒绝原假设，接收原假设；而原假设“石油能源消费DLNE（s）不是经济增长DLNY的格兰杰原因”的F值为3.3563，p值为0.001，不能接收原假设，接收备择假设，即石油能源消费DLNE（s）是经济增长DLNY的格兰杰原因。

原假设“经济增长DLNY不是天然气能源消费DLNE（t）的格兰杰原因”，其F值为0.1452，p值为0.732，即不能拒绝原假设，接收原假设；而原假设“天然气能源消费DLNE（s）不是经济增长DLNY的格兰杰原因”的F值为4.3544，p值为0.000，不能接收原假设，接收备择假设，即天然气能源消费DLNE（s）是经济增长DLNY的格兰杰原因。

可见，煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLNE（s）、天然气能源消费DLNE（s）均是经济增长DLNY的格兰杰原因，经济增长DLNY不是煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLNE（s）、天然气能源消费DLNE（s）的格兰杰原因，我国能源消费与经济增长之间存在单向因果关系。

4.普通最小二乘回归估计。利用公式（2）对我国经济增长DLNY与煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLNE（s）、天然气能源消费DLNE（s）之间进行普通最小二乘回归估计，结果如表7所示。

煤炭能源消费LNE（m）的估计系数为0.532，在5%显著性检验水平的p值为0.003，煤炭能源消费LNE（m）变量是显著的，与我国经济增长DLNY之间呈现正相关关系。我国煤炭能源消费LNE（m）每提升1%，我国经济增长DLNY则提升0.5325；石油能源消费LNE（s）的估计系数为0.234，在5%显著性检验水平的p值为0.000，石油能源消费LNE（s）变量是显著的，与我国经济增长DLNY之间呈现正相关关系。我国石油能源消费LNE（s）每提升1%，我国经济增长DLNY则提升0.234；天然气能源消费LNE（t）的估计系数为0.147，在5%显著性检验水平的p值为0.000，天然气能源消费LNE（t）变量是显著的，与我国经济增长DLNY之间呈现正相关关系。我国天然气能源消费LNE（t）每提升1%，我国经济增长DLNY则提升0.147。

结论和建议

本文对我国经济增长DLNY与煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLNE（s）、天然气能源消费DLNE（s）之间进行最小二乘回归估计，得出如下结论：第一，采用ADF平稳性检验得出，原始变量序列LNY、LNE（m）、LNE（s）和LNE（t）等序列是不平稳的，一阶差分后的DLNY、DLNE（m）、DLNE（s）和DLNE（t）序列值是平稳的，存在同阶单整。第二，采用协整关系检验得出，我国煤炭、石油、天然气等为代表的能源消费量与我国经济增长之间存在长期稳定的协整关系。第三，采用格兰杰因果关系检验得出，煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLNE（s）、天然气能源消费DLNE（s）均是经济增长DLNY的格兰杰原因，经济增长DLNY不是煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLNE（s）、天然气能源消费DLNE（s）的格兰杰原因，我国能源消费与经济增长之间存在单向因果关系。第四，采用最小二乘回归估计得出，我国经济增长与煤炭能源消费DLNE（m）、石油能源消费DLNE（s）、天然气能源消费DLNE（s）之间均存在正相关关系，估计系数分别为0.532、0.234、0.147。

针对以上研究结论，本文提出合理进行能源消费，促进我国经济可持续增长的相关建议：

首先，基于长远发展的考虑，我国经济未来增长过程中必须制定中长期能源消费需求规划，实现经济增长与能源消费的良性互动发展。

其次，加强产业结构调整，促进我国经济增长方式的优化和升级，大力发展高科技节能型产业、环保产业，以科技提升产业产能和绩效，降低后期经济增长对能源高度依赖的现状。

再次，对我国现有能源消费结构进行调整，加强新能源、清洁能源及相关产业的发展，实现我国能源消费结构的优化和平衡。

最后，加强我国企业自主研发和创新技术发展，提高产业能源利用效率，借鉴国外先进技术和设备，促进高效、清洁转换技术的发展。

参考文献：

1.陈乐一，喻霞，粟壬波.我国农产品流通效率对农村消费影响的实证分析[J].商业经济研究，2015（9）

2.祁成祥，林勇.甘肃省能源消费碳排放的因素分解实证研究[J].工业技术经济，2015（1）

3.贺莉，朱天星，田冰.长三角地区能源消费、要素投入与经济增长关系研究[J].商业经济研究，2015（24）

4.王火根，沈利生.中国经济增长与能源消费空间面板分析[J].数量经济技术经济研究，2013（12）

5.赵静敏，李惠娟，李煜华等.我国产业结构调整与能源消费关系实证研究[J].商业经济研究，2015（4）

6.赵进文，范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究，2015（8）

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