我國東北三省經濟增長與能源消費關系研究＊

徐明圣，朱天星，張雪麗

（1.中國社會科學院金融研究所，北京 100086；2.沈陽工業大學經濟學院，遼寧 沈陽 110871；3.大連理工大學管理與經濟學部，遼寧 大連116023）

一、引言

從強調通過資源、生產效率促進經濟增長的古典經濟增長理論到近、現代的以規模收益為特征的經濟增長理論都沒有闡述能源在經濟增長中的作用，但是在對能源需求不斷增強的今天，能源越來越成為經濟增長的依賴和制約因素。一方面經濟增長顯著地增加了對能源的需求；另一方面能源提高了資源、勞動的生產效率，是經濟增長的動力源泉［1］。

經濟增長與能源消費間的關系分析始于Kraft和 Kraft的開創性工作［2］。他們用美國1947—1974年年度數據，得出僅存在GNP到能源消費的單向因果關系，即經濟增長將帶動能源消費。Akarca和Long［3］的研究卻發現，當使用同樣的時間序列數據，但樣本區間選取比 Kraft和Kraft更短時，不能得出類似的結果，這意味著樣本區間的不同選擇可能會影響二者之間的實證分析結果。Yu和Hwang［4］使用Engle－Granger提出的E－G兩步法，利用1974—1990年美國季度數據進行檢驗的結果表明，這兩變量之間并不存在長期的協整均衡關系。后來的學者研究發現，其他國家也存在經濟增長與能源消費間不同程度和方向的因果關系。

陳燕武和吳承業［5］應用多變量時間序列間的協整分析理論，分析了臺灣地區1954—1997年GDP與能源消費及其各組成部分（煤、石油、天然氣和電力）之間的長期均衡關系。研究發現GDP與能源總消費、GDP與電力消費之間存在協整關系，而GDP與煤、石油和天然氣消費量之間不存在協整關系。林伯強［6－7］應用協整和誤差修正模型技術研究了我國電力消費與經濟增長的關系，研究結果表明，在GDP、資本、人力資本以及電力消費之間存在著長期的協整均衡關系，并對效率和能源需求等進行了中長期的預測。韓智勇等［8］采用E－G兩步法和未考慮平穩性的標準格蘭杰因果檢驗，對1978—2000年GDP序列及能源消費總量數據進行分析，得出能源消費與GDP之間不存在長期均衡關系、但存在雙向因果關系的結論。馬超群等［9］采用EG兩步法對1954—2003年年度數據進行分析，得出GDP與能源總消費和煤炭消費之間存在著長期均衡關系，與石油、天然氣和水電之間不存在協整關系，同樣在未考慮平穩性條件下采用格蘭杰檢驗得出GDP與能源消費之間存在雙向因果關系的結論。劉小麗和盧鳳君［10］從能源行業固定資產投資、能源消耗量與經濟增長的關系角度出發，基于1981—2004年我國GDP、能源消費量及能源行業固定資產投資等統計數據，利用格蘭杰因果關系和誤差修正模型，檢驗了能源消費量與經濟增長之間的關系，研究結果顯示，在短期內，能源固定資產投資對經濟增長具有促進作用，但不具有長期均衡關系，而能源消耗量與GDP之間不僅具有一定的協整關系，還存在著從GDP到能源消耗量的單向格蘭杰因果關系；從長期均衡來看，GDP每增加1％，能源消耗量增加1.458％。因此，在能源稀缺的條件下，應優化產業結構，節約能源，促進經濟可持續發展。

從檢驗方法來看，大部分是用E－G兩步法或約翰森協整檢驗研究能源消費與經濟增長之間的長期和短期協動關系，然后研究二者間的單向或雙向的因果關系。需要注意的問題是，盡管約翰森協整檢驗的基于回歸系數的極大似然估計比E－G兩步法更有效率，但是協整檢驗依賴于被檢驗變量間是同階整的，即同是I（0）或I（1）的，如果變量間不是同階整的就無法進行檢驗。另外，因果檢驗有時不但對外生變量的引入以及滯后結束的改變很敏感，而且對于樣本區間長度的選擇也很敏感（如Akarca和Long對美國數據的研究［3］）。

從國內研究來看，很多實證研究是針對我國能源消費與經濟增長之間關系的，基于各省的研究較少，同時分析各省能源需求差別的文獻也不多見。因此，本文基于ARDL（自回歸分布滯后模型）方法（該方法不要求同是I（0）或I（1））研究我國東北三省的能源消費與經濟增長的協整和因果關系，避免了一般協整檢驗的同階整的要求。

二、東北三省經濟增長與能源消費的基本情況分析

東北三省是我國重要的重工業基地、裝備制造業基地以及糧食生產基地，均有一定的能源稟賦，如煤炭是東北三省的共有資源，尤其黑龍江的煤炭和石油儲備非常豐富，是能源輸出大省。近些年東北三省的經濟增長速度均在10％以上，明顯高于全國平均水平。但是東北三省在經濟結構、能源的需求和供給都存在很大差別。

從表1可以看出，東北三省中黑龍江第一產業、第二產業對經濟增長的貢獻率最高，說明黑龍江農業和工業比較發達，但是其第三產業對經濟增長的貢獻率最低；吉林第三產業對經濟增長的貢獻率在東北三省中最高，說明其服務業很發達，第二產業對經濟增長的貢獻率最低；而遼寧農業貢獻率最低，其工業和服務業對經濟增長的貢獻率分別落后于黑龍江和吉林兩省。

表1 東北三省1991—2009年三大產業對經濟增長的貢獻率 單位：％

產業結構和資源稟賦的差別使東北三省的經濟增長方式和經濟增長路徑存在差別。從經濟增長率看，黑龍江的經濟增長相對平穩，而吉林和遼寧的經濟增長在1993年以前波動較大。更進一步，結合東北三省的不同產業對經濟增長的貢獻率分析，吉林和遼寧1993年前的經濟增長波動源于其第二產業對經濟增長的貢獻率的波動，也體現了吉林和遼寧，特別是遼寧輕重工業比例失調問題，而黑龍江經濟波動較小主要在于其農業的“平滑”作用以及其豐富的能源稟賦。從能源消費看，盡管1993年前吉林和遼寧經濟增長波動很大，但是其能源消費的波動相對較小，一方面說明改革開放后此二省的經濟基礎較低，經濟增長比較容易拉動起來；另一方面也說明此二省的經濟波動容易受到來自能源約束的影響。但是從1994—2009年這一區間段看，東北三省的經濟增長與上一階段相比比較平穩，但是能源消費波動較大，說明在這一階段的經濟增長是以能源的大量消耗為代價。

三、東北三省經濟增長與能源消費的動態因果關系分析

（一）數據來源

本文計量分析中采用1978—2009年年度數據，主要涉及地區生產總值和地區能源消費總量兩個變量。其中2004年之前的數據來源于《新中國五十五年統計資料匯編》，其余數據來自東北三省相應年份的統計年鑒。為了剔除價格因素的影響，本文對GDP進行消脹處理（以1978年為基期），能源消費量直接采用東北三省統計年鑒提供的以發電煤耗計算法計算得到的能源消費總量，單位是萬噸標準煤，它主要包括原煤和原油及其制品、天然氣和電力，不包括低熱值燃料、生物質能和太陽能等的利用。在本文中，HE和HY、JE和JY以及LE與LY分別代表取對數后的黑龍江、吉林和遼寧各省的能源消費與GDP，在變量前標有字母d或是△的，指對變量取了一階差分。

（二）計量方法

1.協整檢驗（邊界檢驗）

協整關系即長期動態關系，假設以E代表能源消費，Y代表地區國內生產總值，則可以使用以下兩個方程研究能源消費與經濟增長之間的動態關系。

以方程（1）為例，T代表時間趨勢，λ和γ代表協整關系，α和β代表短期動態關系，εt為獨立同分布的白噪聲過程，k和q代表最大的滯后階數。如變量間存在長期動態關系的原假設和備擇假設簡寫為：

H0：λ=γ=0

H1：λ和γ至少有一個不為0

這里使用F統計量進行聯合顯著性檢驗，F統計量服從一個非規則的漸進分布。如果計算得到的F統計量大于臨界值，則拒絕原假設，表明能源消費與經濟增長之間存在協整關系；如果計算得到的F統計量小于臨界值，則接受原假設，表明不存在協整關系。

2.格蘭杰因果關系

當兩變量間存在協整關系時，ARDL模型可以通過對變量水平值及其滯后項回歸來確定長期因果關系，同時，還可構造ECM（誤差修正模型）來檢驗變量間的短期因果關系并反映修正機制對偏離長期均衡時的調整。具體方程如下（3）式和（4）式所示，其中ecm代表誤差修正項，m和n分別代表最大的滯后階數。

（三）實證檢驗結果

1.單位根檢驗

ARDL檢驗方法要求變量的單整階數不能超過1，因此，本文利用PP單位根檢驗法，分別對所有變量的水平值及其一階差分進行檢驗，以判斷其穩定性，判斷結果如表2所示。

表2 各變量一階差分的檢驗結果

從表2可以看出，各省的能源消費量對數的差分序列都是穩定的，而各省的經濟增長的對數差分序列卻不穩定。可見，各省的能源消費與經濟增長序列不是同階整的，因此可以用ARDL模型深入分析各省能源消費與經濟增長的關系。

2.基于ARDL模型的協整分析

ARDL檢驗是通過Microfit4.1軟件操作完成的，協整關系的證明基于方程（1）和（2）進行。在運用方程進行檢驗前，首先采用AIC準則并兼顧自由度確定滯后階數，而是否加入趨勢項則根據該項的顯著性確定，估計結果如表3所示。

表3 邊界檢驗結果

從表3可以看出，黑龍江、吉林和遼寧均存在從經濟增長到能源消費方向的協整關系，并且吉林還存在能源消費到經濟增長方向的較弱的協整關系。因此本文將探討吉林和黑龍江從經濟增長到能源消費的單向因果關系（短期和長期），以及吉林從經濟增長到能源消費的雙向因果關系。

3.協整變量間的因果關系檢驗

邊界檢驗僅證明一些變量間是否存在長期動態關系即協整關系，本文將驗證這些存在協整關系的變量是否存在長期或短期的因果關系。長期關系的確定通過以下的ARDL（p，q）選擇模型進行檢驗。本文采用AIC準則確定滯后階數，在檢驗時設定的最大滯后階數為4階。具體結果在表4的“長期關系”部分給出。

從表4可以看出，HY的系數不顯著，說明黑龍江的能源消費與經濟增長的長期關系不顯著；但是在控制了時間趨勢后，誤差修正項的系數顯著為負，說明存在經濟增長到能源消費方向的長期因果關系；經濟增長項的系數顯著以及F統計量顯著，說明黑龍江存在經濟增長到能源消費方向的短期因果關系。因此，黑龍江存在經濟增長到能源消費方向的長期和短期因果關系。

表4 ARDL（1，2）估計長期關系系數及短期ECM（因變量HE）

從表5可以看出，JY的系數顯著為正，說明在長期內經濟增長對能源消費有顯著的決定作用。誤差修正模型結果顯示，誤差修正項的系數顯著為負，說明存在經濟增長到能源消費方向的長期因果關系；經濟增長的系數顯著以及F統計量顯著說明存在經濟增長到能源消費方向的短期因果關系。因此，吉林存在經濟增長到能源消費方向的長期和短期因果關系。

表5 ARDL（3，0）估計長期關系系數及短期ECM（因變量JE）

從表6可以看出，LY的系數不顯著，說明遼寧能源消費與經濟增長的長期關系不顯著；由誤差修正模型結果發現，誤差修正項的系數顯著為負，說明存在經濟增長到能源消費方向的長期因果關系；經濟增長的系數顯著以及F統計量顯著說明存在經濟增長到能源消費方向的短期因果關系。因此，遼寧存在經濟增長到能源消費方向的長期和短期因果關系。

表6 ARDL（3，4）估計長期關系系數及短期ECM（因變量LE）

四、東北三省經濟增長與能源消費總量間的灰色關聯分析

從第三部分的分析可以發現，東北三省存在經濟增長到能源消費的長期和短期因果關系，說明整體來講東北三省的經濟增長的資源瓶頸不是很明顯，特別是1993年后東北三省的經濟增長是以能源消費為代價的。但是我們從1978—2009年東北三省能源消費與供給之比可以看出，東北三省中的吉林和遼寧是能源缺乏的，二者的能源消費與能源生產之比均大于1，相比之下，吉林能源缺乏程度更大；而黑龍江能源消費與能源生產之比小于1，因此可以看出黑龍江是能源輸出大省。綜上所述，我們認為東北三省地域毗鄰，盡管經濟結構間存在差別，但是其能源消費和經濟增長間存在互補性，如遼寧的煤炭、吉林的電力和黑龍江的石油具有一定的比較優勢；遼寧和黑龍江的黑色金屬冶煉和加工業、裝備制造業和吉林的汽車制造為龍頭的加工業均具有比較優勢。因此，我們將東北三省作為一個整體，通過灰色關聯模型從總量角度研究東北三省間能源消費與經濟增長間的關系。

（一）灰色關聯模型

關聯度分析是對一個發展變化著的系統進行發展態勢的量化比較分析，發展態勢的量化比較就是對各時間序列幾何關系的比較。依據數學中的空間理論，并結合規范性、偶對稱性、整體性和接近性原則，在灰色系統理論中確立了參考數列x0與若干比較數列xi間的關聯系數［11］：

把關聯系數這一分散的信息集中起來，再做平均處理，便可得到比較曲線數列xi對參考曲線數列x0的關聯度：

在復雜系統中，如果參考數列是多個，比較數列也是多個，灰色系統理論則稱參考數列為母數列或母因素，稱比較數列為子數列或子因素。分別對某一母因素與全體子因素進行關聯分析，得出關聯度，則可建立關聯度矩陣，從而可對系統進行因素分析。

（二）灰色分析結果

用灰色系統理論的關聯矩陣對東北三省1978—2009年的能源消費與經濟增長進行關聯度分析。以東北三省的GDP對數值作為母因素，以東北三省的能源消費作為子因素建立關聯矩陣R如下：

首先，矩陣R以行進行求和表明某一省的能源消費對各省經濟增長的關聯程度，用Ri（i =1，2，3）分別表示黑龍江、吉林和遼寧能源消費對各省經濟增長的關聯程度，其值越大，表明對經濟增長的影響越顯著。從Ri的數值發現吉林能源消費與各省的經濟增長關聯程度最大，說明吉林能源消費對東北三省的經濟增長貢獻率較大，其次是黑龍江和遼寧兩省。

其次，矩陣R以列進行求和表明某一省的經濟增長對各省能源的依存度，用R'j（j=1，2，3）分別表示黑龍江、吉林和遼寧經濟增長對能源消費的依存度，其值越大，表明對能源消費的依存度越大（即經濟依靠外延式的增長）。從這些數值來看，吉林經濟增長對各省能源消費的依存度最低，黑龍江經濟增長對能源消費的依存度最大。

五、結論

本文通過ARDL模型和灰色關聯模型分別研究東北三省經濟增長與能源消費的總量和結構的關系。通過研究發現：第一，黑龍江、吉林和遼寧均存在從經濟增長到能源消費方向的短期和長期因果關系，但是這種趨勢是在控制了時間趨勢后才存在的，因此，黑龍江和遼寧兩省的經濟增長要防止對能源的過度浪費。第二，黑龍江和遼寧兩省的經濟增長對能源消費不具有長期決定關系。第三，吉林經濟增長對各省能源消費的依存度較低，這與其較為合理的經濟結構有關系。因此，黑龍江和遼寧兩省應該加快發展第三產業，尤其是生產性服務業和現代服務業，這樣不但可以減少對能源的浪費，更可以提高產品的附加值和競爭力。

能源高投入的發展模式不能保證經濟的持續增長，能源投入的減少更不會給經濟造成較大的沖擊，因此，集約型發展模式是東北振興的最佳選擇。

［1］林伯強.現代能源經濟學［M］.北京：中國財政經濟出版社，2007.15－23.

［2］Kraft，J.，Kraft，A.On the Relationship between Energy and GNP［J］.Journal of Energy and Development，1978，41（3）：401－403.

［3］Akarca，A.T.，Long，T.On the Relationship between Energy and GNP：A Reexamination［J］.Journal of Energy and Development，1980，12（5）：326－331.

［4］Yu，E.S.H.，Hwang，B.K.The Relationship between Energy and GNP：Further Results［J］.Energy Economics，1980，67（6）：186－190.

［5］陳燕武，吳承業.臺灣地區GDP和能源消費的長期均衡關系分析［J］.華僑大學學報（哲學社會科學版），2003，（3）：26－31.

［6］林伯強.結構變化、效率改進與能源需求預測——以中國電力行業為例［J］.經濟研究，2003，（5）：57－66.

［7］林伯強.電力消費與中國經濟增長：基于生產函數的研究［J］.管理世界，2003，（11）：18－27.

［8］韓智勇，魏一嗚，焦建玲，等.中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系分析［J］.系統工程，2004，（12）：19－23.

［9］馬超群，儲慧斌，李科，等.中國能源消費與經濟增長的協整與誤差校正模型研究［J］.系統工程，2004，（10）：22－27.

［10］劉小麗，盧鳳君.中國能源消費與國民經濟增長的關系研究［J］.工業技術經濟，2007，（9）：55－58.

［11］朱天星，高麗峰.遼寧產業投資與經濟增長關系的實證研究［J］.沈陽工業大學學報（社會科學版），2010，（3）：240－243.