中国能源消费与经济增长关系的动态演变——基于状态空间模型的变参数分析-纪成君.pdf

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1、生态经济第32卷第11期(2016年11月) Eco，Dgfc口f鲫D删，V0132，No1l(NoV锄ber 20 1 6)中国能源消费与经济增长关系的动态演变 _于状态空间模型的变参数分析纪成君t，鲁婷，陈振环z，韩家彬(1辽宁工程技术大学工商管理学院，辽宁葫芦岛125105：2朝阳银行股份有限公司，辽宁朝阳122000)摘要：基于19782013年度时间序列数据，采用状态空间模型对中国能源消费与经济增长关系的动态演变过程进行了分析。研究结论显示：中国能源消费与经济增长间存在长期稳定的均衡关系；能源消费与经济增长关系的演变规律近似于“N”型曲线，能源弹性系数的变化可以明显划分为扩张、收敛、

2、再扩张三个阶段；过去大部分时期，中国的经济增长基本是以较高的能源消耗为前提实现的。关键词：能源消费；经济增长：动态演变；状态空间模型中图分类号：F0622 文献标识码：A 文章编号：16714407(2016)1103605The Dynamic Change of Relationship between Energy COnsumption and Economic Growth inChina：Based on State-Space Model of Vhriable Parameter AnalysisJI Chen舀unl，LU Tin91，CHEN zhenhuan2，HAN J

3、iabinl(1College ofBusiness Administration，Liaoning T色chnical University，Hmudao Liaoning 125105，China；2Chaoyang BaIll【co，LTD，Chaoyang Liaoning l 22000，China)Abstract：Based 1 97820 1 3 annual time series data，this paper analyzes the relationship between energy consumptionand economic growth in Chinas

4、dynamic evolution using statespace modelThe study concluded that：Chinas energyconsumption and economic growth exists 10ng-term stable equilibrium relationship；eVolution of trends in energyconsumption and economic gro叭h叩proximatesN”sh叩ed curve，ch柚ges in ene唱y elastic蚵coe币cient can be clearlydivided i

5、nto expansion，conve唱ence，蚰d then eXp孤d into three stages；at most of the period，the economic gro、)nh in Chinais based on the premise of high ener#w consumption to achieve in tlle pastKey words：energy consumption：economic growth：dynamic evolution；state-space model改革开放后，中国既是一个经济快速增长的经济大国，也是一个能源生产和消耗量巨大

6、的工业大国。自2011年起，中国就已成为世界范围内仅次于美国的第二大经济体，高速增长的经济依赖于物质资本和技术进步的持续投入，能源作为物质投入的关键要素，对于中国经济的重要性不言而喻。世界能源年鉴显示，2013年中国能源消费总量占全世界消耗量的224，俨然已经成为全球最大的能源消耗国。由此可见，尽管中国近些年创造了经济高速增长的发展奇迹，但是经济发展过程中的高能耗却是不争事实。考虑当前国内经济下行压力不断增大的背景，控制能源消费来引导中国经济增长的发展路径是否继续有效?一直是理论界所争论的热点问题之一。既往的经验研究已表明，能源消费与经济增长关系并非固定不变，受到经济周期的波动影响，能源消费弹

7、性系数必然会随之变化。因此，针对能源消费与经济增关系虽然已涌现出大量成果，但尚存在以下不足：一是研究方法多采用固定系数模型，不能反映二者弹性系数的历史变化；二是虽有学者采用变参数方法讨论两者关系，但并没有给出明确的阶段性演变规律。鉴于此，本文基于19782013年度时序数据，采用状态空间模型对能源弹性系数进行估计，并明确了两者演变过程的阶段性规律，就具有十分重要的理论与现实意义。1文献回顾在能源经济领域的文献中，针对能源消费与经济增长关系的定量讨论颇多，然而对于二者间的因果关系却并没基金项目：中国博士后基金(2015M581576)：辽宁财政科研基金(15DOl5)；辽宁省教育厅项目(w201

8、4056)；辽宁经济社会发展资助课题(20151slktz场x05)作者简介：纪成君(1962)，男，黑龙江牡丹江人，博士，教授，博士生导师，研究方向为企业理论与制度、产业组织与产业政策：鲁婷(1990)，女，黑龙江鸡西人，硕士生，研究方向为产业经济学、物流工程；陈振环(1989)，男，辽宁朝阳人，管理学硕士，研究方向为计量经济分析；韩家彬(1978)，男，山东泰安人，管理学博士，副教授，研究方向为区域经济。通讯作者：鲁婷Email：3 1 7792209qqcom万方数据生态经济第32卷第ll期(2016年11月) EcD，Dgfc口，Eco甩Dmy，V0132，No1l(NoVember

9、2016)有达成共识。但是，国内外大部分研究均认为能源消费与经济增长之间确实存在着非常密切的相关性。最早针对能源消费与经济增长关系探讨的应为经济学家心aR，其利用美国19471974年度时序数据，分析后认为经济增长(GNP)与能源消费存在单向因果关系，即经济增长是能源消费上升的主要动因悼】。但在后续的研究中，Akarca&Yu等学者在各自的探索中，虽然选取了与an同样的样本数据，却并没有得出与KmR相一致的结论，尤其后者更是发现美国的GNP与能源消费并不存在因果关系，区别仅仅在于所使用的样本区间为19471979年【34】。除此以外，Masih通过计量经济手段对亚洲主要国家的能源消费与经济增长

10、关系进行了分析，认为马来西亚、新加坡和菲律宾两者间的关系十分微弱，印度与印度尼西亚的能源消费与经济增长因果关系呈单向，而在巴基斯坦两者间则呈现出双向因果关系H J。Asa向Adiaye在其研究中进一步指出，印度和印度尼西亚在短期内存在能源消费到经济增长的单向因果关系，但在泰国和菲律宾能源消费与经济增长因果关系却呈现出双向性陋】。由此可见，对于能源消费与经济增长关系的研究结论会受到地区、国别、样本区间、替代变量等各种因素影响，这也是造成迄今有关能源消费与经济增长关系结论存在显著性差异的主要致因。就有关中国样本下的研究而言，有关能源消费与经济增长关系的论题，基本都是遵循实证研究的主流路线加以考证的

11、。现有研究主要集中在两个方面，其一是针对能源消费与经济增长的长期均衡与短期均衡关系，采用协整理论、误差修正模型或向量自回归模型(vAR)加以考察；其二是基于状态空间模型的变参数分析或面板数据(paneldata)的静态回归，采用变参数方法对弹性系数加以探讨。如王秀丽m，宋锋华等以及杨洁吲均采用第一类技术手段进行分析，但所得到的因果关系结论却差异较大。采用第二类技术手段研究能源与经济增长关系的文献较多，如董会忠等【l伽和杜颖等【I”均使用状态空间模型实证考察了两者的动态关系，赵湘莲等【121则利用面板数据计量手段探讨了能源消费与经济增长的引致关系，但得到的结论亦不完全一致。此外，还有部分学者利用

12、环境库兹涅茨曲线、非线性STR模型及Divisia指数法展开研究，但仍以前述两方面分析最为常见。如赵进文等基于非线性sTR模型发现存在能源消费到经济增长的单向格兰杰原因，经济增长却不能引致能源消费增加1 31。杨蕾等基于环境库兹涅茨曲线分析后，认为广东省能源消费与经济增长存在单调的正相关关系1 41。孙巍等采用Divisia指数法，得出中国能源消费与经济增长间存在双向因果关系1 51。综上所述，现有同类研究大部分偏重于协整关系与误差修正模型等静态分析，然而能源消费与经济增长关系不可能存在固定不变的弹性系数，其必然会受到经济周期的冲击影响，因而固定参数模型的检验结论并不可靠。虽部分研究采用了变参

13、数分析手段做出探讨，但由于受样本区间、地域、变量等研究视角限制，并没有对二者的演变规律作明确的阶段性区划。因此，本文考虑以往研究的不足，试图明确能源消费与经济增长关系的动态演变规律，并针对结论提出相关的政策建议。2变量、数据和方法本文选取了跨度19782013年的中国能源消费与人均GDP时序数据，对两者关系的动态演变过程进行分析。能源消费数据(ene唱y)源自于中国统计年鉴2014公布的能源消费总量及其构成表，其中包含了煤炭、石油、天然气、风电、水电、核电的消费量。遵循大多数研究做法，经济增长采用人均GDP(昭咖)作为替代变量，因为经济增长的最终目标是实现全社会共同富裕，采用人均GDP数据更能

14、够真实反映经济增长质量情况。为了消除可能存在的异方差，文中首先采用以1978年为基期的人均GDP指数对数据进行平减处理，并对能源消费与经济增长数据分别取自然对数，并分别简记为lnP门P倒和l泐，以上数据均采集自历年中国统计年鉴及新中国60年统计资料汇编。图l为基于Eviews 70软件绘制的能源消费与经济增长自然对数数据趋势图，可见经自然对数处理后，能源消费与经济增长数据的曲线较为平滑，且具有近似平行滑动增长的同向变动趋势，据此判断能源消费与经济增长可能存在非常强的相关性。l一能潦消费(万吨标准煤)一经济增长(元)I图1能源消费与经济增长的变动趋势经典线性回归方程通过普通最小二乘法估计参数，仅

15、能够得到单一的弹性系数，但在一些情况下，需要得到每一个样本数据的参数信息，以反映弹性系数的变动规律。状态空间模型则通常用来分析系统内变量状态随时间变化的规律，经常被运用于多变量的经济时间序列数据分析。线性状态空间模型主要包含两个方程：状态方程(state)和信号方程(sigIlal)，又分别称作转移方程和测量方程叫21。万方数据生态经济第32卷第11期(2016年11月) EcD，ogfc口，EcD以D州y，V0132，No1l(NoVe加ber 20 l 6)状态空间模型的基本形式可以描述为l 61：只2 cf+口f+vf (1)xt=ctj+_BIxPL+w c式(1)中，弘为通常意义的因

16、变量，葺为可包含不可观测变量的自变量。w，称为状态噪声，vf称为观测噪声，两者之间相互独立且服从均值为。的高斯分布。c，、cj为常数项，仅，、房为回归系数。对状态空间模型进行参数估计，需要设定初始状态向量，并假设初始状态向量服从均值与方差均己知的正态分布，且与随机扰动项(状态噪声和观测噪声)之间相互独立。通常采用卡尔曼滤波法连续对状态向量进行修正，这是在基于可获取信息估计状态向量的最理想递推算法。综上，结合Eviews70计量分析工具，本文设定能源消费与经济增长的状态空间模型函数形式如下：J瑶w口Z ln删P圆2 c(1)+svl4ln馏咖“var=exp(c(2)】J缸把sVl=c(3)+c

17、(4)+sVl(一1)+Var=exp(c(5)(2)3实证分析31平稳性检验若时间序列的均值或自协方差函数随时间而变化，则该序列属于非平稳的时间序列。时间序列经过一阶差分变为平稳序列的过程，被称之为一阶单整。同理，经过，1次差分变为平稳时间序列，则被称之为以阶单整序列。带有时间趋势特征的经济数据，通常都是非平稳的时序数据，使用非平稳数据序列进行回归分析，容易因数据自身的随机性导致信息失真。所以必须对原始数据进行平稳性检验，以避免后续回归分析中出现伪回归现象。DF检验、ADF检验与PP检验三种方法均可以用来验证数据的平稳性，其中又以ADF检验被大多数研究所广泛采用。本文采用ADF方法对能源消费

18、与经济增长的对数序列进行平稳性检验，并根据序列趋势图确定是否包含时间趋势项和截距项，检验结果见表l。由ADF检验结果可知，能源消费与经济增长原始数据均为非平稳，在一阶差分序列条件下均转换为平稳序列，故两组数据均为一阶单整序列。表l单位根检验结果临界值变量 (cL目 ADF值 结果00l O05 O1非平lnP竹P，母7 (c，O，1) O564 750 3639 407 2951 125 2614 300 稳lnP厢B榭 (c，0，0) 3253 075 3639 407 295l 125 2614 300 平稳非平l珥喀和 (c，0，4)1504 482 366l 661 2960 411

19、2619 160 稳lnp砌 (c，O，1) 一3074 222 一3646 342 2954 021 2615 817 平稳注：(cr K)分别代表单位根检验过程是否包含截距项、时间趋势项与滞后阶数。+、”、+分别代表在O01、005、01置信水平下显著。32协整关系检验时间序列自身是非平稳的，若其线性组合存在长期稳定的均衡关系，称变量间具有协整关系。协整检验主要包括EG两步法和Johansen协整检验，前者是基于回归方程的残差平稳性进行，后者根据向量自回归模型确定协整向量个数。本文采用JohaIlsen协整检验确定能源消费与经济增长间是否存在长期稳定的均衡关系，依据彳圮、朋、船E、SC、明

20、五个统计量均确定最优滞后阶数为2，并构建了滞后2阶的vAR模型。Joh蛐sen协整检验结果见表2，由表2中胁cP统计值和肘似也枇咒统计值的显著性可判断，两组统计量均在00l的显著性水平下拒绝0个协整向量的原假设，并接受最多有一个协整向量的原假设，因此我们的结论可以得到能源消费与经济增长间存在长期稳定的均衡关系。表2 Johansen协整检验结果原假设 特征值 z砌cP统计量 M口)cEigen统 结果计量O个协整向量 0487 154 23565 80 22036 70 拒绝I最多有一个协整向量 0045 279 1529 099 1529 099 接受注：、”、+分别代表在001、O05、O

21、1置信水平下显著。33参数估计结果与分析经变量平稳性检验与Johansen协整检验，可以确定状态空间模型的参数估计结果在统计意义上是可靠的，本文主要根据参数估计结果，重点对能源消费与经济增长关系的经济意义进行分析。由于所设定的状态方程和信号方程为递归系数形式，需要对初始状态向量进行设定，这里采用普通最小二乘法对能源消费与经济增长的初始参数进行估计。建立能源消费与经济增长的一元线性回归模型，发现回归系数显著性概率均显著异于0值，回归方程的整体拟合系数高达091。常数项的值为5664 54，残差平方和的值为0913 107，据此我们可以设定公式(2)中状态空间模型函数的信号方程系数，设定c(1)的

22、初始值为5664 54。c(2)的初始值可由残差平方和与样本数之比得到，计算得到并设定C(2)初始值为1595 78，其余参数的初始值由系统根据卡尔曼滤波法自动递推求解。经极大似然方法(M姗uardt)进行参数估计后的状态空间方程结果如下：ln卯P圆”6342 726+sVllIl馏咖(7139 322) (3)Jvl=O04l 089+O948 978Jvl(一1)(2609 929) (68017 72)式(3)中，各个回归系数的尸值均为0000，都在001的显著性水平下通过统计检验，括号中的数值为回归系数所对应的Z统计量。由于状态变量误差的方差并不具有经济意义，虽然同样通过了假设检验，但

23、并没有一并列入上述方程。式(3)中svl为变参数，回归系数在O0l的显著性水平下是显著的，说明除人均GDP因素以外，能源消费与经济增长关系还显著受到了其他因素的共同影响。综合状态空间方程的估计结果，发现2013年中国经济增长万方数据生态经济第32卷第ll期(2016年11月) EcD，Dgfc口，Eco玎D肌y，Vbl32，No1 l(NoVember 20 1 6)对能源消费的弹性系数最终值为0839 597，说明当前经济增长每提高1个百分点，将相应的带动能源消费量增加约084个百分点，进一步证明了目前中国经济增长模式依然没有摆脱对高能耗的依赖。同时，svl的估计系数随时间波动较大，表明采用

24、变参数方法分析能源消费与经济增长关系的必要性。为了进一步分析能源消费与经济增关系的演变趋势，将经卡尔曼滤波算法估计得到的预测弹性系数作图，以便于清晰展示两者之间的动态关系。以横轴表示年份，纵轴代表能源弹性系数，得到的预测弹性系数趋势见图2。兰s JVHU IVx、 quIJ qq、 jcJ jj 二l【l图2能源消费与经济增长的预测弹性系数图2反映了19782013年中国能源消费与经济增长间的弹性系数变动趋势，结合图2中曲线拐点的变化规律来看，能源消费与经济增长关系的演变趋势近似于“N”型曲线，并可以明显区分为三个阶段。特别指出的是，本文关于能源消费与经济增长弹性系数演变趋势与张兴等的研究结果

25、十分接近，区别在于后者采用19782007年度GDP刻画经济增长，并在模型中加入了产业结构和技术进步因素进行分析，但后者并没有对其演变规律进行明确的阶段性区划【17】。第一阶段的时间跨度为19781987年，这一时期的能源消费与经济增长关系特点为弹性系数在小幅波动中呈上升趋势。1978年党的十一届三中全会召开之后，中国经济状况重新进入快速发展阶段，大量现代化工业企业开始陆续出现，能源消费量开始随经济增长而激增。从19781987年，能源消费总量由57 144万吨标准煤增加到86 632万吨标准煤，同期的人均GDP按可比价格计算由38123元增加到53832元人民币，此期间的能源消费量增加了51

26、6，而实际人均GDP净增加了412。但是，这一阶段的能源弹性系数却由O775 753上升到0799 356，意味着单位人均GDP的增加需要投入更多的能源消耗量。因此，尽管经济增长得到了较大幅度的提升，但能源消费量也一直居高不下，从侧面反映了这一时期的能源利用效率是呈下降趋势，经济的高速增长是以高能耗为基础进行的。第二阶段的时间跨度为19881998年，这一时期的能源消费与经济增长关系特点为弹性系数在微弱波动中呈下降趋势。这一阶段国内外经济形势呈现出复杂多变的特征，虽然受到了经济周期因素的明显冲击影响，整体来看能源消费与经济增长关系维持了一个比较稳定的动态关系。影响国内经济发展的制度因素较大，改

27、革开放政策得到中国政府继续深入的贯彻执行，并彻底打破了计划经济体制的束缚，社会主义市场经济制度被提出并建立，实现了由计划经济向市场经济的过渡转轨。1988年的能源消费量为92 997万吨标准煤，到1998年这一数字上升至129 834万吨标准煤，该阶段的能源消费量上升了396个百分点，能源消费总量在1991年起即突破10亿吨大关。同期的人均GDP按照可比价格计算，由人均60346元上升为135545元，1994年的实际人均GDP达到并超过1000元，这意味着以实际人均GDP反映的经济增长在此期间提高了约225倍。从1988年起，10年间的能源弹性系数由0796 167一直下降至O753103，

28、能源在经济增长中的使用效率得到提高。此外，始于20世纪90年代初的房地产投资泡沫和1997年发生的亚洲金融危机，都促使市场结构的部分工业企业向房地产投资、进出口贸易等产业转移，转移后的企业经营特性对能源消费需求降低，这可能是能源消费增加量明显低于上一阶段的重要致因之一。第三阶段的时间跨度为19992013年，这一时期的能源消费与经济增长关系特点为能源弹性系数在略微波动中恢复上升趋势。自1999年开始，亚洲经济开始逐步走出亚洲金融危机的阴影，中国经济又一次步入快速发展的轨道。尤其在20022008年间，中国GDP的年增长速度一直维持在10以上的水平，而19992013年的GDP平均增长速度更是达

29、到了964，中国经济成为拉动世界经济增长的重要引擎。伴随着宏观经济形势的不断好转，国有企业改革拉开了序幕，全国工业企业数量也随之剧烈调整，根据中国统计年鉴公布的数据，规模以上工业企业数量在2013年虽降为352 546家，而这一数据在1999年的时候为7 929 900家，但工业企业的总产值却在此期间提高了816倍。尽管规模以上工业企业数量有所下降，却产生了一大批具有国际市场竞争力的优秀企业，工业生产活动较国有企业改革前更为活跃，工业能源消费所占能源消费总量比重依然是最大项。能源弹性系数在这一阶段的不断上升表明能源消耗急剧增加，此期间能源消费量上升了284倍，而同期的实际人均GDP则上升了17

30、倍，2008年的全球金融危机并未对能源消费量形成长期冲击。整体而言，这一阶段的经济增长仍然是通过高能耗产业投资的迅速扩张实现的，尤其在2008年的金融危机之后，“两高一剩”类企业成为促经济转型的重中之重。万方数据生态经济第32卷第11期(2016年11月) EcD，Dgfc口，EcDHDmy，Vbl32，No1 1(November 2016)4结论与启示本文基于19782013年中国能源消费与经济增长时间序列数据，采用状态空间模型对能源弹性系数进行变参数分析。得到的主要结论如下：(1)现有针对能源消费与经济增长因果关系的观点虽不完全一致，但本文发现中国能源消费与经济增长间确实存在长期稳定的均

31、衡关系；(2)卡尔曼滤波法估计得到的弹性系数显示，能源消费与经济增长关系的演变趋势近似于“N”型曲线，期间能源消费弹性系数经历了扩张、收敛、再扩张的波动过程：(3)变参数分析结果表明，能源消费弹性系数并可以明显划分为三个阶段，即以19781987年为上升区间的第一阶段，以19881998年为下降区间的第二阶段，以及时间跨度为19992013年的再上升阶段；(4)中国经济在19782013年虽然实现了快速发展，但过去大部分时期都是以较高的能源消耗为前提实现的。通过理论和实证分析，本文得出以下几方面政策启示：首先，扭转以往注重“GDP数字”的经济发展理念，从经济发展质量的角度制定战略。在过去很长时

32、期内，考核地方政府官员的主要标准为GDP增加值，由于长期以来中国普通民众的消费意愿不强烈，出口贸易又受到地理条件和经济周期影响，投资成为推动地方经济增长的主要手段。以传统的能源和资源开发为主线，投资主要分为两个方面：一是以房地产投资和公共基础设施建设为主要领域；二是各地方政府不断上马的一些高能耗、高污染的工业投资项目。科学的经济增长必须以经济增长质量为前提，故近年来中国政府一直在大力推进产业结构调整战略，通过“优胜劣汰”的市场选择机制，逐步走出“先污染后治理”的传统经济增长模式。其次，大力发展核电、风电、水电等新能源，逐步减少煤炭和石油等不可再生能源消耗量。2013年中国能源消费总量构成中，原

33、煤、原油和天然气占据了891的比重，核能、风能等新型能源比重仅占据了109，新能源的使用存在巨大潜力和发展空间。传统能源不仅是不可再生的，而且在使用过程中会产生大量的碳排放，新能源在使用中则可以完全避免此类问题。2015年12月初举行的巴黎世界气候大会上，183个国家提出了减少碳排放量的承诺，以避免未来全球气温上升可能造成的灾害。而大力发展新型能源，还可以减少中国企业的减排压力。最后，必须尽快适应经济新常态，完善节能降耗的市场化激励机制。经过30多年的经济高速增长，当前的国内外环境和条件已经发生诸多改变，传统的粗放经济增长模式已经不能适应未来的发展需要。尽管我们发现能源消耗的增加依然能够刺激经

34、济增长，但经济发展转入速度适宜、结构优化、社会和谐的新常态是必然选择，中国企业要尽快适应这种全新的经济发展模式。推进经济结构转型，还需要完善市场化的激励机制，提高企业的转型积极性。对于大幅节能降耗的优质企业，可以考虑对其予以税收优惠、财政补贴等政策。同时，结构调整的最终主线依赖于技术进步，政府的研发投入与技术支持是经济结构转型的有力保障。同参考文献：1】徐盈之，王进我国能源消费与经济增长动态关系研究基于非参数逐点回归分析【J】软科学，2013(8)：15【2】KmfI J，K阻f【A0n the relationship be研een ene唱y and GNPJ】Tlle Jo啪al ofE

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