我国东北三省经济增长与能源消费关系研究＊

徐明圣，朱天星，张雪丽

（1.中国社会科学院金融研究所，北京 100086；2.沈阳工业大学经济学院，辽宁 沈阳 110871；3.大连理工大学管理与经济学部，辽宁 大连116023）

一、引言

从强调通过资源、生产效率促进经济增长的古典经济增长理论到近、现代的以规模收益为特征的经济增长理论都没有阐述能源在经济增长中的作用，但是在对能源需求不断增强的今天，能源越来越成为经济增长的依赖和制约因素。一方面经济增长显著地增加了对能源的需求；另一方面能源提高了资源、劳动的生产效率，是经济增长的动力源泉［1］。

经济增长与能源消费间的关系分析始于Kraft和 Kraft的开创性工作［2］。他们用美国1947—1974年年度数据，得出仅存在GNP到能源消费的单向因果关系，即经济增长将带动能源消费。Akarca和Long［3］的研究却发现，当使用同样的时间序列数据，但样本区间选取比 Kraft和Kraft更短时，不能得出类似的结果，这意味着样本区间的不同选择可能会影响二者之间的实证分析结果。Yu和Hwang［4］使用Engle－Granger提出的E－G两步法，利用1974—1990年美国季度数据进行检验的结果表明，这两变量之间并不存在长期的协整均衡关系。后来的学者研究发现，其他国家也存在经济增长与能源消费间不同程度和方向的因果关系。

陈燕武和吴承业［5］应用多变量时间序列间的协整分析理论，分析了台湾地区1954—1997年GDP与能源消费及其各组成部分（煤、石油、天然气和电力）之间的长期均衡关系。研究发现GDP与能源总消费、GDP与电力消费之间存在协整关系，而GDP与煤、石油和天然气消费量之间不存在协整关系。林伯强［6－7］应用协整和误差修正模型技术研究了我国电力消费与经济增长的关系，研究结果表明，在GDP、资本、人力资本以及电力消费之间存在着长期的协整均衡关系，并对效率和能源需求等进行了中长期的预测。韩智勇等［8］采用E－G两步法和未考虑平稳性的标准格兰杰因果检验，对1978—2000年GDP序列及能源消费总量数据进行分析，得出能源消费与GDP之间不存在长期均衡关系、但存在双向因果关系的结论。马超群等［9］采用EG两步法对1954—2003年年度数据进行分析，得出GDP与能源总消费和煤炭消费之间存在着长期均衡关系，与石油、天然气和水电之间不存在协整关系，同样在未考虑平稳性条件下采用格兰杰检验得出GDP与能源消费之间存在双向因果关系的结论。刘小丽和卢凤君［10］从能源行业固定资产投资、能源消耗量与经济增长的关系角度出发，基于1981—2004年我国GDP、能源消费量及能源行业固定资产投资等统计数据，利用格兰杰因果关系和误差修正模型，检验了能源消费量与经济增长之间的关系，研究结果显示，在短期内，能源固定资产投资对经济增长具有促进作用，但不具有长期均衡关系，而能源消耗量与GDP之间不仅具有一定的协整关系，还存在着从GDP到能源消耗量的单向格兰杰因果关系；从长期均衡来看，GDP每增加1％，能源消耗量增加1.458％。因此，在能源稀缺的条件下，应优化产业结构，节约能源，促进经济可持续发展。

从检验方法来看，大部分是用E－G两步法或约翰森协整检验研究能源消费与经济增长之间的长期和短期协动关系，然后研究二者间的单向或双向的因果关系。需要注意的问题是，尽管约翰森协整检验的基于回归系数的极大似然估计比E－G两步法更有效率，但是协整检验依赖于被检验变量间是同阶整的，即同是I（0）或I（1）的，如果变量间不是同阶整的就无法进行检验。另外，因果检验有时不但对外生变量的引入以及滞后结束的改变很敏感，而且对于样本区间长度的选择也很敏感（如Akarca和Long对美国数据的研究［3］）。

从国内研究来看，很多实证研究是针对我国能源消费与经济增长之间关系的，基于各省的研究较少，同时分析各省能源需求差别的文献也不多见。因此，本文基于ARDL（自回归分布滞后模型）方法（该方法不要求同是I（0）或I（1））研究我国东北三省的能源消费与经济增长的协整和因果关系，避免了一般协整检验的同阶整的要求。

二、东北三省经济增长与能源消费的基本情况分析

东北三省是我国重要的重工业基地、装备制造业基地以及粮食生产基地，均有一定的能源禀赋，如煤炭是东北三省的共有资源，尤其黑龙江的煤炭和石油储备非常丰富，是能源输出大省。近些年东北三省的经济增长速度均在10％以上，明显高于全国平均水平。但是东北三省在经济结构、能源的需求和供给都存在很大差别。

从表1可以看出，东北三省中黑龙江第一产业、第二产业对经济增长的贡献率最高，说明黑龙江农业和工业比较发达，但是其第三产业对经济增长的贡献率最低；吉林第三产业对经济增长的贡献率在东北三省中最高，说明其服务业很发达，第二产业对经济增长的贡献率最低；而辽宁农业贡献率最低，其工业和服务业对经济增长的贡献率分别落后于黑龙江和吉林两省。

表1 东北三省1991—2009年三大产业对经济增长的贡献率 单位：％

产业结构和资源禀赋的差别使东北三省的经济增长方式和经济增长路径存在差别。从经济增长率看，黑龙江的经济增长相对平稳，而吉林和辽宁的经济增长在1993年以前波动较大。更进一步，结合东北三省的不同产业对经济增长的贡献率分析，吉林和辽宁1993年前的经济增长波动源于其第二产业对经济增长的贡献率的波动，也体现了吉林和辽宁，特别是辽宁轻重工业比例失调问题，而黑龙江经济波动较小主要在于其农业的“平滑”作用以及其丰富的能源禀赋。从能源消费看，尽管1993年前吉林和辽宁经济增长波动很大，但是其能源消费的波动相对较小，一方面说明改革开放后此二省的经济基础较低，经济增长比较容易拉动起来；另一方面也说明此二省的经济波动容易受到来自能源约束的影响。但是从1994—2009年这一区间段看，东北三省的经济增长与上一阶段相比比较平稳，但是能源消费波动较大，说明在这一阶段的经济增长是以能源的大量消耗为代价。

三、东北三省经济增长与能源消费的动态因果关系分析

（一）数据来源

本文计量分析中采用1978—2009年年度数据，主要涉及地区生产总值和地区能源消费总量两个变量。其中2004年之前的数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》，其余数据来自东北三省相应年份的统计年鉴。为了剔除价格因素的影响，本文对GDP进行消胀处理（以1978年为基期），能源消费量直接采用东北三省统计年鉴提供的以发电煤耗计算法计算得到的能源消费总量，单位是万吨标准煤，它主要包括原煤和原油及其制品、天然气和电力，不包括低热值燃料、生物质能和太阳能等的利用。在本文中，HE和HY、JE和JY以及LE与LY分别代表取对数后的黑龙江、吉林和辽宁各省的能源消费与GDP，在变量前标有字母d或是△的，指对变量取了一阶差分。

（二）计量方法

1.协整检验（边界检验）

协整关系即长期动态关系，假设以E代表能源消费，Y代表地区国内生产总值，则可以使用以下两个方程研究能源消费与经济增长之间的动态关系。

以方程（1）为例，T代表时间趋势，λ和γ代表协整关系，α和β代表短期动态关系，εt为独立同分布的白噪声过程，k和q代表最大的滞后阶数。如变量间存在长期动态关系的原假设和备择假设简写为：

H0：λ=γ=0

H1：λ和γ至少有一个不为0

这里使用F统计量进行联合显著性检验，F统计量服从一个非规则的渐进分布。如果计算得到的F统计量大于临界值，则拒绝原假设，表明能源消费与经济增长之间存在协整关系；如果计算得到的F统计量小于临界值，则接受原假设，表明不存在协整关系。

2.格兰杰因果关系

当两变量间存在协整关系时，ARDL模型可以通过对变量水平值及其滞后项回归来确定长期因果关系，同时，还可构造ECM（误差修正模型）来检验变量间的短期因果关系并反映修正机制对偏离长期均衡时的调整。具体方程如下（3）式和（4）式所示，其中ecm代表误差修正项，m和n分别代表最大的滞后阶数。

（三）实证检验结果

1.单位根检验

ARDL检验方法要求变量的单整阶数不能超过1，因此，本文利用PP单位根检验法，分别对所有变量的水平值及其一阶差分进行检验，以判断其稳定性，判断结果如表2所示。

表2 各变量一阶差分的检验结果

从表2可以看出，各省的能源消费量对数的差分序列都是稳定的，而各省的经济增长的对数差分序列却不稳定。可见，各省的能源消费与经济增长序列不是同阶整的，因此可以用ARDL模型深入分析各省能源消费与经济增长的关系。

2.基于ARDL模型的协整分析

ARDL检验是通过Microfit4.1软件操作完成的，协整关系的证明基于方程（1）和（2）进行。在运用方程进行检验前，首先采用AIC准则并兼顾自由度确定滞后阶数，而是否加入趋势项则根据该项的显著性确定，估计结果如表3所示。

表3 边界检验结果

从表3可以看出，黑龙江、吉林和辽宁均存在从经济增长到能源消费方向的协整关系，并且吉林还存在能源消费到经济增长方向的较弱的协整关系。因此本文将探讨吉林和黑龙江从经济增长到能源消费的单向因果关系（短期和长期），以及吉林从经济增长到能源消费的双向因果关系。

3.协整变量间的因果关系检验

边界检验仅证明一些变量间是否存在长期动态关系即协整关系，本文将验证这些存在协整关系的变量是否存在长期或短期的因果关系。长期关系的确定通过以下的ARDL（p，q）选择模型进行检验。本文采用AIC准则确定滞后阶数，在检验时设定的最大滞后阶数为4阶。具体结果在表4的“长期关系”部分给出。

从表4可以看出，HY的系数不显著，说明黑龙江的能源消费与经济增长的长期关系不显著；但是在控制了时间趋势后，误差修正项的系数显著为负，说明存在经济增长到能源消费方向的长期因果关系；经济增长项的系数显著以及F统计量显著，说明黑龙江存在经济增长到能源消费方向的短期因果关系。因此，黑龙江存在经济增长到能源消费方向的长期和短期因果关系。

表4 ARDL（1，2）估计长期关系系数及短期ECM（因变量HE）

从表5可以看出，JY的系数显著为正，说明在长期内经济增长对能源消费有显著的决定作用。误差修正模型结果显示，误差修正项的系数显著为负，说明存在经济增长到能源消费方向的长期因果关系；经济增长的系数显著以及F统计量显著说明存在经济增长到能源消费方向的短期因果关系。因此，吉林存在经济增长到能源消费方向的长期和短期因果关系。

表5 ARDL（3，0）估计长期关系系数及短期ECM（因变量JE）

从表6可以看出，LY的系数不显著，说明辽宁能源消费与经济增长的长期关系不显著；由误差修正模型结果发现，误差修正项的系数显著为负，说明存在经济增长到能源消费方向的长期因果关系；经济增长的系数显著以及F统计量显著说明存在经济增长到能源消费方向的短期因果关系。因此，辽宁存在经济增长到能源消费方向的长期和短期因果关系。

表6 ARDL（3，4）估计长期关系系数及短期ECM（因变量LE）

四、东北三省经济增长与能源消费总量间的灰色关联分析

从第三部分的分析可以发现，东北三省存在经济增长到能源消费的长期和短期因果关系，说明整体来讲东北三省的经济增长的资源瓶颈不是很明显，特别是1993年后东北三省的经济增长是以能源消费为代价的。但是我们从1978—2009年东北三省能源消费与供给之比可以看出，东北三省中的吉林和辽宁是能源缺乏的，二者的能源消费与能源生产之比均大于1，相比之下，吉林能源缺乏程度更大；而黑龙江能源消费与能源生产之比小于1，因此可以看出黑龙江是能源输出大省。综上所述，我们认为东北三省地域毗邻，尽管经济结构间存在差别，但是其能源消费和经济增长间存在互补性，如辽宁的煤炭、吉林的电力和黑龙江的石油具有一定的比较优势；辽宁和黑龙江的黑色金属冶炼和加工业、装备制造业和吉林的汽车制造为龙头的加工业均具有比较优势。因此，我们将东北三省作为一个整体，通过灰色关联模型从总量角度研究东北三省间能源消费与经济增长间的关系。

（一）灰色关联模型

关联度分析是对一个发展变化着的系统进行发展态势的量化比较分析，发展态势的量化比较就是对各时间序列几何关系的比较。依据数学中的空间理论，并结合规范性、偶对称性、整体性和接近性原则，在灰色系统理论中确立了参考数列x0与若干比较数列xi间的关联系数［11］：

把关联系数这一分散的信息集中起来，再做平均处理，便可得到比较曲线数列xi对参考曲线数列x0的关联度：

在复杂系统中，如果参考数列是多个，比较数列也是多个，灰色系统理论则称参考数列为母数列或母因素，称比较数列为子数列或子因素。分别对某一母因素与全体子因素进行关联分析，得出关联度，则可建立关联度矩阵，从而可对系统进行因素分析。

（二）灰色分析结果

用灰色系统理论的关联矩阵对东北三省1978—2009年的能源消费与经济增长进行关联度分析。以东北三省的GDP对数值作为母因素，以东北三省的能源消费作为子因素建立关联矩阵R如下：

首先，矩阵R以行进行求和表明某一省的能源消费对各省经济增长的关联程度，用Ri（i =1，2，3）分别表示黑龙江、吉林和辽宁能源消费对各省经济增长的关联程度，其值越大，表明对经济增长的影响越显著。从Ri的数值发现吉林能源消费与各省的经济增长关联程度最大，说明吉林能源消费对东北三省的经济增长贡献率较大，其次是黑龙江和辽宁两省。

其次，矩阵R以列进行求和表明某一省的经济增长对各省能源的依存度，用R'j（j=1，2，3）分别表示黑龙江、吉林和辽宁经济增长对能源消费的依存度，其值越大，表明对能源消费的依存度越大（即经济依靠外延式的增长）。从这些数值来看，吉林经济增长对各省能源消费的依存度最低，黑龙江经济增长对能源消费的依存度最大。

五、结论

本文通过ARDL模型和灰色关联模型分别研究东北三省经济增长与能源消费的总量和结构的关系。通过研究发现：第一，黑龙江、吉林和辽宁均存在从经济增长到能源消费方向的短期和长期因果关系，但是这种趋势是在控制了时间趋势后才存在的，因此，黑龙江和辽宁两省的经济增长要防止对能源的过度浪费。第二，黑龙江和辽宁两省的经济增长对能源消费不具有长期决定关系。第三，吉林经济增长对各省能源消费的依存度较低，这与其较为合理的经济结构有关系。因此，黑龙江和辽宁两省应该加快发展第三产业，尤其是生产性服务业和现代服务业，这样不但可以减少对能源的浪费，更可以提高产品的附加值和竞争力。

能源高投入的发展模式不能保证经济的持续增长，能源投入的减少更不会给经济造成较大的冲击，因此，集约型发展模式是东北振兴的最佳选择。

［1］林伯强.现代能源经济学［M］.北京：中国财政经济出版社，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］陈燕武，吴承业.台湾地区GDP和能源消费的长期均衡关系分析［J］.华侨大学学报（哲学社会科学版），2003，（3）：26－31.

［6］林伯强.结构变化、效率改进与能源需求预测——以中国电力行业为例［J］.经济研究，2003，（5）：57－66.

［7］林伯强.电力消费与中国经济增长：基于生产函数的研究［J］.管理世界，2003，（11）：18－27.

［8］韩智勇，魏一呜，焦建玲，等.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析［J］.系统工程，2004，（12）：19－23.

［9］马超群，储慧斌，李科，等.中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究［J］.系统工程，2004，（10）：22－27.

［10］刘小丽，卢凤君.中国能源消费与国民经济增长的关系研究［J］.工业技术经济，2007，（9）：55－58.

［11］朱天星，高丽峰.辽宁产业投资与经济增长关系的实证研究［J］.沈阳工业大学学报（社会科学版），2010，（3）：240－243.