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中国新能源消费与经济增长影响关系的实证分析
作者：黄韬
来源：《经营管理者·下旬刊》2016年第06期
摘 要：新能源获取便捷、潜力巨大，对我国制定新时期节能降耗和环境保护策略具有极其深远的意义。本文在分析方法上采用协整和格兰杰因果检验，数据选取了1991-2014年我国国内生产总值和新能源消费量，对我国新能源发展与经济增长之间的影响关系进行了分析。可以得到在长期这两个变量之间存在稳定的均衡关系，经济逐年上涨能够引致新能源消费增加，但是新能源使用量增加反过来不能显著推进经济水平发展。最后本文针对我国经济的长期可持续发展提出了相关建议，提出了实现科学技术、人、自然与社会的共塑互生，和谐发展的愿景。
关键词：新能源 经济增长 协整分析 Granger检验 一、引言
20世纪90年代以来，我国居民生活水平日益提高，与此同时我国对于能源消费的需求量也不断增加，充足而稳定的能源是我国未来经济长期稳定发展的不竭动力。我国目前主要是以传统的矿物质为主的能源使用结构，2015年传统能源的消耗在全国能源消耗中的占比为82.1%。然而值得注意的是经济发展水平的提高相应的也带来了污染物排放量的大幅攀升，日益严重的环境污染问题对人民的健康生活造成了影响。从可持续发展的角度来看，未来我国将形成以低碳能源为主的能源消费结构。2016年是十三五的开局之年，党中央、国务院对我国能源消费结构的改善提出了新的要求，指出要以“去产能”为主线的绿色发展理念，旨在推动能源结构优化升级、节能降耗，大力推动以清洁能源为主的新型能源消费，合理改善空间布局，因地制宜发挥各地的区域优势，积极推进适用于当地人民生产生活的新能源基础设施建设。新能源资源丰富、使用方便、享有极其优越的市场潜力，对我国贯彻落实节能环保政策具有深远的战略意义。因此，在上述背景下研究我国国民经济增长值与新能源消费量之间的关系，对发展以清洁能源为主的新型低碳经济具有重要的理论指导意义。 二、文献综述
上世纪70年代以来，经济学界逐渐提高了对能源与经济之间关系的重视，并据此展开了一系列研究。此项工作起始于Kraft J和Kraft A （1978），两位经济学家基于美国1947-1974年间能源消费以及经济增长量，使用Sim方法进行分析，结论是国民生产总值的上涨对于能源消费的上涨具有正向促进作用，反之却不明显。Soytas U和Sari R（2003）对16个市场经济国家两者间的关系进行了研究，发现其中7个国家在以上两者间存在平稳的协整关系。林伯强（2001）在研究我国能源需求是由哪些原因决定时，采用ECM模型，发现在长期国内生产总
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值、能源消费总量存在均衡关系。汪旭晖等（2007）基于我国1978-2005年的能源消费量以及实际国内生产总值的数值，采用协整、Granger检验进行研究，结果显示能源消费的上升对经济水平的发展有促进作用。海内外经济研究者关于经济发展水平与能源使用的研究大部分都针对能源总体的消费量来探索，但是关注以清洁低碳能源为主的经济发展与新能源消费情况关系的研究并不多。近年来新能源产业的兴起带动了低碳消费的热潮，为经济发展注入了新的活力，那么我国新能源消费和经济増长之间的关系究竟如何呢？本文将使用计量经济软件对两者进行实证分析。
三、新能源消费与经济增长的计量经济分析
1.数据来源。本文从2015年《中国统计年鉴》中选取1991-2014年我国新能源使用量和国内生产总值来反映新能源产业与经济发展水平之间的关系。近年来物价水平变动幅度比较大，因此为了消除通货膨胀因素的影响，本文以1991年为基期，根据当年的居民价格消费指数（CPI）生成每年的实际国民生产总值，记作RG，单位为亿元。选用以水能、风能、核能为主的清洁能源使用情况代表我国新能源消费量，记作NC，单位是万吨标准煤。本文基于Eviews8.0绘制了RG和NC按时间序列的趋势图，如图1所示，其中横轴表示年份，纵轴表示RG和NC的产值。图1上部的蓝色曲线显示了RG的变化量，从图1可以看出RG随着时间的发展有明显的增长。2005年以后RG的增长速度较前一时间有了显著的提高，这也符合了我国实际经济的发展现状。图中红色曲线表示了NC的变化量，1991-2014年间NC的变化幅度虽然没有RG那么显著，但仍然可以看出NC随着时间变化呈现了增长趋势。因此，二者都是非平稳的序列。如果直接对RG和NC做回归分析，回归结果很可能存在严重的异方差性，回归方程不能够真实反映实际情况。消除异方差的方法一般有对数法和加权最小二乘法，为了操作便捷，本文采用第一种方法对RG和NC分别取对数，原序列变换后记为LRG和LNC。 2.新能源消费与经济增长的平稳性分析。在研究NC和RG的协整关系之前，要确保两者均为平稳的时间序列，避免伪回归，从而保证回归模型的精确性，使模型的分析具有实际意义，因此本文先采取单位根法检查NC和RG两者的平稳性。如果检验结果显示NC和RG存在单位根，则两者为非平稳的，一般的去除单位根的处理方式是运用差分法获得平稳的时间序列。计量经济学中对单位根检验的方式有很多，较为常用的是ADF检验法、PP检验法、NP检验法等。本文使用第一种方法对NC和RG的平稳性来检验，ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验法针对以下3个模型来检验（模型里α表示截距项，δt表示时间趋势项，l表示因变量滞后阶数）。本文基于Eviews8.0，采用ADF法分别对LNC和LRG的原始序列和其1阶、2阶差分序列进行检验，结果如表1所示（表中c代表存在截距项、t代表存在时间趋势项、k代表时间序列的滞后阶数、）：
上表列出了 LRG、LNC原始序列及其1阶和2阶差分序列的ADF检验值，并依次列出了α值为1%、5%、10%下相对应的MacKinnon临界值。由表1中的第一行和第四行可知：在3个不同的α值下，LRG和LNC原始序列的ADF值均大于MacKinnon临界值，因此LRG和LNC的原始序列均不平稳。本文接着对两序列做1阶差分，得到的结果为表1中第二行和第五行的数据，在3个不同的α值下，LRG的1阶差分序列ADF值仍然大于MacKinnon临界值；
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LNC的1阶差分序列ADF值-3.5783-3.7856， 表明LNC的1阶差分序列在为α值为1%时仍然是非平稳的。因此本文再对两序列做2阶差分，得到的结果可见表1中第三行和第六行，LRG和LNC的2阶差分序列的ADF值分别为-4.0206和-6.9714，均小于α值为1%时的MacKinnon临界值-2.6819，可得LRG和LNC都是2 阶单整序列，于是本文接下来对LRG和LNC进行协整性检验。
3.新能源消费与经济增长的协整性分析。协整检验的方法有多种，本文采用E-G两步检验法对回归方程的残差进行检验，首先用OLS法对LRG和LNC进行回归，得到协整后的回归方程；接着对残差序列ut来做单位根检验，若ut通过了检验，即残差平稳，那么表明在长期LRG和LNC之间有协整关系，反之则不存在。
接着对残差序列ut来做ADF检验，结果如表2（表中c代表存在截距项、t代表存在时间趋势项、k代表时间序列的滞后阶数、）：
观察表2第一行数据可知，在模型1下，即常数项α和趋势项δt都不存在时，ADF值小于α为1%的MacKinnon临界值，ut是平稳序列。观察表2第二行数据可知，在模型2下，即只有常数项α存在时，ADF检验值小于5%的MacKinnon临界值，即在5%显著性水平下ut为平稳序列。因此，在长期LNC和LRG之间存在着稳定的均衡关系，实际生产总值上涨1%将会带动新能源消费值上涨0.94%，可见当社会整体的经济水平上升时能够显著带动以清洁低碳能源为主的新能源产业发展。
4.新能源消费与经济增长的Granger因果关系分析。上文通过对两者的协整性分析，得出在长期LNC和LRG有着稳定的均衡关系，那么究竟是经济上涨引致新能源消费增加，还是新能源消费增加反过来带动经济上涨呢。为了深入研究两者是否有相互作用，在检验方法上本文根据格兰杰因果关系分析，建立如下两变量模型：
本文依次对两变量做了滞后阶数为1、2、3阶的格兰杰检验。当滞后阶数为1阶时，RG不是NC的格兰杰原因能通过检验，而NC不是RG的格兰杰原因不能通过。因此本文继续做滞后2阶的格兰杰检验，结果显示RG不是NC的格兰杰原因能通过检验，但NC不是RG的格兰杰原因不能通过。本文继续做滞后3阶的检验，发现RG不是NC的格兰杰原因和NC不是RG的格兰杰原因均被接受了，如果继续增加滞后阶数将会丧失更多的自由度，也失去了实际的检验意义。由此可以得知在1阶和2阶滞后的情况下，RG是NC的单向格兰杰原因，NC不是RG的单向格兰杰原因，也就是说经济上涨能够引致新能源消费增加，但是新能源消费增加不能显著带动经济上涨。 四、结论与政策建议
本文选取1991-2014年我国实际国内生产总值（RG）和新能源消费量（NC）的数据，对新能源消费与经济增长之间的影响关系进行了实证检验，可以得到在长期我国新能源产业发展与经济增长之间存在着稳定的均衡关系，实际生产总值增加1%将会带动新能源消费值上涨