经济增长金融发展对外贸易与能源消费动态关系研究.docx

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经济增长金融发展对外贸易与能源消费动态关系研究

经济增长、金融发展、对外贸易与能源消费动态关系研究

戴钰　刘亦文

摘要基于我国1978-2013年的统计数据，运用ARDL边限协整检验技术和VECM格兰杰因果检验方法，对经济增长、金融发展、对外贸易与能源消费之间的关系进行了系统地研究.实证结果表明，经济增长、金融发展、对外贸易与能源消费之间存在长期协整关系.经济增长和能源消费不满足EKC假设，两者之间呈现正“U”型变化，目前我国经济位于曲线右边，即能源消费随着经济的增长而增加.金融发展对能源消费存在显著的正向效应，对外贸易的发展也会增加能源消费.格兰杰因果检验表明存在从经济增长到能源消费、金融发展和对外贸易的单向因果关系.金融发展和能源消费之间存在长期双向因果关系，同样的，这种关系也被发现在对外贸易和能源消费、金融发展和对外贸易之间.

关键词经济增长；金融发展；对外贸易；能源消费

中图分类号F205A

Abstractbasedontheautoregressivedistributedlag（ARDL）boundstestingapproachforcointegrationandthevectorerrorcorrectionmodel（VECM）Grangercausalityapproach，systematicallyinvestigatestherelationshipbetweeneconomicgrowth，financialdevelopment，tradeopennessandenergyconsumptionincaseofChinaovertheperiodof1978-2013.Theempiricalevidenceconfirmedtheexistenceoflong-termcointegrationbetweeneconomicgrowth，financialdevelopment，tradeopennessandenergyconsumption.Further，wefindtheEKChypothesisisnotsupported.ThereisaU-shapedrelationshipbetweeneconomicgrowthandenergyconsumptionandoureconomyisattherightofthecurve，whichmeanseconomicgrowthincreasesenergyconsumption.Therelationshipbetweenfinancialdevelopmentandenergyconsumptionissignificantlypositive.Tradeopennessalsohasapositiveimpactonenergyconsumption.TheGrangercausalityanalysisvalidatestheunidirectionalrelationshiprunningfromeconomicgrowthtoenergyconsumption，financialdevelopment，andtradeopenness.Thereislong-termbidirectionalcausalitybetweenfinancialdevelopmentandenergyconsumption.Thefeedbackrelationshipalsoexistsbetweentradeopennessandenergyconsumption，andfinancialdevelopmentandtradeopenness.

Keywordseconomicgrowth；financialdevelopment；tradeopenness；energyconsumption

1引言

自改革開放以来，我国社会经济取得了巨大发展，创造了令人瞩目的“中国奇迹”.国内生产总值实现了从1978年3645亿元到2017年827122亿元的跨越式增长，是世界上名副其实的第二大经济体.但奇迹的背后是能源的大量消耗和生态环境的严重破坏.1978年，我国能源消费总量为57144万吨标准煤，2013年就增长到了375000万吨标准煤，增长了5倍之多.与此同时，据《世界能源中国展望（2013～2014）》预测，2035年中国能源需求总量将占到世界能源需求总量的24%，能源需求增量占比更是达到38.5%之多.届时，中国能源在世界能源供需格局中的地位将更加突出.伴随着社会经济的快速增长，能源消费持续增加，环境污染物排放也进一步扩大，我国资源环境面临严峻挑战.

为了应对资源环境的紧张局势，我国政府在“十一五”规划纲要中正式提出节能减排的概念，并设定了在“十一五”期间，实现单位GDP能耗减少20%的目标.在《节能减排“十二五”规划》中，我国政府不但制定了在“十二五”期间，节约6.7亿吨标准煤能源，单位GDP能耗比2010年降低16%的总体目标，同时还根据实际情况设定了我国各部门单位GDP能耗的具体目标.另外，在2009年的哥本哈根世界气候大会上，我国政府就曾向世界郑重承诺：

2020年，中国GDP能源消耗要比2005年降低40%～45%.这些均表明我国在节能减排上的决心.

所谓节能减排，并不是简单地减少能源消费，降低污染物排放.能源消费作为人们生产生活的一部分，与社会经济发展息息相关.如果强制性地要求企业、住户等机构部门减少能源消费，对社会经济发展造成的不利影响可能会更大.因此，在节能减排政策的制定中，我们要考虑节能减排是否会对经济造成威胁，经济增长与能源消费之间存在怎样的因果关系.目前，已有不少文章探究两者之间的关系（KraftJ.andKraftA.，1978；林伯强，2003）[1，2].近期，也有学者基于环境库兹涅茨曲线（EKC）分析经济增长与能源消费之间的关系（白积洋，2010；赵爱文等，2014）[3，4].但由于实证方法、时间跨度、研究对象的不同，得出了不尽相同的结论.KraftJ.andKraftA.（1978）最早基于美国1947～1974年的数据进行研究，发现美国存在从GNP到能源消费的单向因果关系[1].然而，AkarcaandLong（1980）用1947～1972年的数据却得出GNP和能源消费不存在因果关系的结论[5].MasihA.M.M.andMasihR.（1996）基于Johansen协整检验和VECM格兰杰因果检验对亚洲六国能源消费与经济增长的关系进行了研究，研究发现只有印度、巴基斯坦、印度尼西亚的能源消费和经济增长之间存在长期协整关系[6].而Shahbaz、Hye、TiwariandLeito（2013）运用ARDL边限协整检验和VECM格兰杰因果检验研究发现：

印度尼西亚的经济增长、能源消费、金融发展、对外贸易与二氧化碳排放之间存在长期协整关系，且经济增长和能源消费互为格兰杰因果关系[7].在国内，学者们运用不同的方法来探究经济增长与能源消费之间的关系.林伯强（2003）运用JJ协整技术和VECM格兰杰因果检验证明了我国的电力消费和经济增长之间存在长期均衡关系[2].赵进文等（2007）探究了我国经济增长与能源消费之间具体的内在结构依存关系，通过非线性STR模型实证研究发现，我国经济增长对能源消费的影响具有明显的非线性、非对称性和阶段性特征[8].李文启（2015）通过系统广义矩估计方法实证研究发现我国能源消费对经济增长存在显著的正向作用，作用效果东部最大，西部居中，中部最小[9].此外，近年来也有学者基于EKC曲线来深入研究经济增长与能源消费之间的关系.白积洋（2010）发现我国经济满足EKC假设，经济增长与能源消费呈倒“U”型变化，但我国经济目前尚未达到转折点，仍位于EKC曲线的左边，能源消费随着经济的增长而增加[3].赵爱文等（2014）基于三次方GDP与能源消费的EKC模型进行研究发现，人均GDP与能源强度之间既存在“N”型EKC曲线，又存在拐点；而人均GDP与能源消费总量、人均能源消费之间虽然也符合“N”型EKC曲线，但是并不存在拐点[4].

随着各国金融发展研究的不断深入，越来越多的学者开始关注并研究金融发展与能源消费之间的关系.金融发展对能源消费的影响存在多条传导路径.一方面，金融发展会增加能源消费.随着金融发展规模的不断扩大，金融发展效率的不断提高，消费者和企业都可以以更低的成本和更便利的方法来获取贷款.其中，消费信贷会增加消费者对汽车、空调、房子等高能耗商品的购买及使用，企业贷款也会促进企业进行厂房新建、购买机器设备等用于扩大再生产，而这些行为都将增加对能源的消费.另一方面，金融发展会减少能源消费.金融发展鼓励企业引进节能环保的高新技术及设备，为知识密集型、技术密集型的高新技术产业的发展提供金融支持，因此，金融发展可以降低能源消费.为

了确定能源消费与金融发展之间的具体关系，国内外学者做了许多相关的研究.

Sadorsky（2010）基于广义矩方法研究了1990～2006年22个新型经济体金融发展对能源消费的影响.实证结果表明，当金融发展用股市指标衡量时，金融发展与能源消费之间存在显著的正向关系[10].Sadorsky（2011）用同样的方法对欧洲中东部边境九个经济体进行研究时发现，当使用银行指标衡量金融发展时，金融发展与能源消费的关系显著为正[11].ShahbazandLean（2012）基于ARDL边限协整检验和VECM格兰杰因果检验对突尼斯的金融发展和能源消费进行研究，研究发现金融发展与能源消费互为因果关系[12].MielnikandGoldemberg（2002）基于二十个发展国家的数据进行研究，结果表明外商直接投资的增加会减少能源能源[13].任力等（2011）基于中国区域层面的分析表明金融发展与能源消费的关系存在地区差异性[14].刘剑锋等（2014）在非线性研究框架下，研究发现能源消费与金融发展之间不存在因果关系[15].

国内外已有不少学者研究了对外贸易与能源消费之间的相互关系.Erkan、MucukandUysal（2010）基于JJ协整和VAR格兰杰因果检验得出了土耳其能源消费是出口贸易的格兰杰原因[16].Halicioglu（2011）通过ARDL边限协整检验也得到土耳其的经济增长、能源消费、出口贸易之间存在长期协整关系的结论.但VECM格兰杰因果检验却表明出口贸易是能源消费的单向格兰杰原因[17].上述文章是针对单个国家进行的分析，Hossain（2012）基于面板格兰杰因果检验研究了1976～2009年SAARC国家经济增长、出口贸易、汇款和能源消费之间的关系，研究结果显示出口贸易和能源消费之间不存在因果关系[18].此外，还有学者探讨了进口贸易、贸易总额与能源消费之间的关系.Sadorsky（2011）基于面板协整检验和FMOLS估计方法研究了八个中东国家进、出口贸易与能源消费之间的关系.实证结果表明，从长期来看，进、出口贸易与能源消费之间均存在显著的正向关系[19].国内学者结合中国实际情况，集中对我国出口贸易与能源消费之间的关系进行了研究.董斌昌等（2006）基于ARDL模型研究发现：

出口贸易与能源消费之间存在显著的正相关关系[20].张传国等（2009）运用格兰杰因果检验、脉冲响应和方差分解对能源消费和出口贸易之间的关系进行了研究.研究发现我国存在从出口贸易到能源消费的单向因果关系[21].此外，为了探究出口贸易结构与能源消费之间的关系，陈义平等（2013）通过实证研究发现：

我国初级产品的出口在短期和长期都会增加对能源的消费，且两者互为因果关系；工业制成产品的出口只有在长期会促进能源消费，且只存在从工业制成品出口到能源消费的单项因果关系[22].也有学者开始研究进口贸易与能源消费之间关系.熊研婷（2011）应用运用面板协整和误差修正等方法研究发现，我国进、出口贸易与能源消费互为短期因果关系.且长期均衡估计显示，我国人均实际进、出口每增长1%，人均能源消费将增加分别0.09%和0.103%，人均能源消费对人均实际进、出口的长期弹性均约为0.5[23].徐少君（2011）研究发现我国能源消费与进、出口贸易间的关系在东、中、西部三大地区存在差异[24].

越来越多的学者认为，传统的能源消费与经济增长关系的研究没有将金融发展从经济增长中独立出来进行单独分析，制约了人们对金融发展与能源消费关系的认识.因此，考虑到金融发展在经济系统中的重要性，有必要将金融发展作为独立变量纳入到研究框架中.同时，对外贸易与能源消费之间的关系也值得探讨.由赫克歇尔-俄林（H-O）理论可知，国际贸易将促进国际分工的合理化，各国都将生产并出口本国要素密集型产品，進口本国要素稀缺型产品.贸易活动引起产品在国际间的流动，同时也伴随着能源在国际间的转移，揭示了对外贸易与能源消费之间的内在关联性.将在能源EKC曲线的基础上，把金融发展和对外贸易纳入到分析框架中，将基于ARDL边限协整检验和VECM格兰杰因果检验对经济增长、金融发展、对外贸易和能源消费之间的关系进行实证分析，为政策制定者提供决策意见.

2变量选取和数据说明

2.1变量选取

所选取的各变量的具体说明如下：

经济增长指标选用人均实际GDP来表示经济增长，人均实际GDP是以2000年不变价格折算得到.金融发展指标选用私人部门信贷占GDP的比重来代表金融发展水平，用FIN表示.对外贸易指标选用人均实际进出口贸易总额来刻画，其中实际进出口贸易总额是经过相应的汇率和以2000年不变价格折算得到，人口数选用的是年中估算值，估算方法是（人口年初数+人口年末数）/2，用TR表示.能源消费指标选用人均能源消费总量来表示能源消费，其中人口数采用的是年中估算值，人均能源消费总量的单位是千克标准煤/人，用EN表示.本文在实证研究中对所有变量均进行对数化处理，这样可以有效地降低异方差的影响，同时可以使模型的系数有更好的解释意义.具体用LnGDP、LnFIN、LnTR、LnEN表示.各变量时间跨度是从1980年至2013年.各变量的统计性描述如下所示：

2.2模型设定

本文将在能源EKC理论基础上研究我国能源消费与经济增长之间的关系，验证我国能源EKC的存在性及是否存在拐点.同时，还将金融发展和对外贸易纳入到分析框架中，对经济增长、金融发展、对外贸易和能源消费之间的动态关系进行实证分析.式

（1）给出的是经济增长、金融发展、对外贸易和能源消费之间的长期均衡方程：

LnENt=α0+α1T+α2LnGDPt+α3LnGDPt2+α4LnFINt+α5LnTRt+εt，

（1）

其中，T是时间变量，εt是随机扰动项.参数α2，α3，α4，α5分别表示人均实际GDP，人均实际GDP的平方，金融发展（私人部门信贷占GDP比重）与人均实际贸易总额对人均能源消费总量的长期弹性.

基于理论与经验方法对方程

（1）中各参数的正负情况进行猜想：

如果我国能源消费与经济增长之间存在EKC假设，则有α2>0，α3<0.α4的正负并不好确定：

一方面，金融发展拉动市场需求、扩大企业生产，从而增加能源消费；另一方面，金融发展为企业提供资金支持，鼓励企业使用节能环保设备，从而减少能源消费.α5>0，原因有以下3点：

一是对外贸易产品的进出口需要借助交通工具来运输货物，这个过程必定会消耗能源；二是出口贸易产品在其生产过程引起的机器设备的运转会消耗大量的能源；三是进口的汽车、电机等机器设备在使用时会增加对能源的消耗.

3实证结果与分析

3.1单位根检验

选用ARDL边限协整检验方法对经济增长、金融发展、对外贸易和能源消费之间的长期协整关系进行探索.由于ARDL边限协整检验适用于序列为平稳或一阶单整的情况，且Pesaran、ShinandSmith（2001）[25]和Narayan（2005）[26]对ARDL边限协整检验的F统计值是基于变量序列是I（0）或I

（1）计算所得，所以，为了避免出现二阶单整而导致F统计值失效的情况（Ouattara，2004）[27]，在进行ARDL边限协整检验之前，首先要对变量序列进行单位根检验，保证其是零阶单整或一阶单整.

在单位根检验中，ADF检验最为常见，本文给出了各变量的ADF检验结果.

从表3中可知，当LnEN作为响应变量时，其F统计值位于10%显著性水平下的上、下边限值之间，因此不能判断LnGDP、（LnGDP）2、LnFIN、LnTR对LnEN是否具有长期影响关系.此时，可以根据误差修正项的显著性来判断长期协整关系是否存在.当LnFIN、LnTR作为响应变量时，其F统计值均高于1%显著性水平下的上边限值，说明LnEN、LnGDP、（LnGDP）2、LnTR对LnFIN有长期影响关系，LnEN、LnGDP、（LnGDP）2、LnFIN对LnTR有长期影响关系.而当LnGDP、（LnGDP）2作为响应变量时，其F统计值均低于10%显著性水平的下边限值，说明当LnGDP、（LnGDP）2作为响应变量时，其他变量对其的长期影响关系不明显.因此，本文研究的变量之间至少存在2个协整关系，说明我国的经济增长、金融发展、对外贸易和能源消费之间存在长期协整关系.

3.3长短期估计

本文选用AIC准则，确定使用的最大滞后阶数为2.最终得到的模型是ARDL（2，1，0，0，2）.表4、表5分别给出了长期均衡模型和短期误差修正模型.

由表4可知，中国经济和能源消费不符合能源EKC的假设.从表中可以看出，LnGDPt的系数为-2.6195，（LnGDPt）2的系数为0.17206，兩者系数均通过1%的显著性检验，说明中国的经济增长与能源消费之间呈现正“U”型变化，即在达到转折点之前，能源消费随着经济的增长呈现下降的趋势，但在达到转折点之后，能源消费随着经济的增长呈现上升的趋势.同时，该式也提供了转折点的信息，即LnGDPt=--2.61952×0.17206=7.61217进而求得GDPt=2022.66，说明当中国的人均实际GDP超过2022.66元时，能源消费就会随着经济的增长而增长.其中，我国1983年、1984年的人均实际GDP为分别为183.08元和2140.58元，说明转折点介于1983年和1984年之间.1978年至1984年为我国经济体制改革的探索阶段.在此期间，我国政府对工业生产进行了战略性的调整，将优先发展目标从重工业转移到了轻工业，实现了对经济结构的调整.所以这一阶段主要特点是工业发展的轻型化，这也解释了为什么经济增长和能源消费之间会出现负相关.而在1984年，中央正式提出社会主义经济“是在公有制基础上的有计划的商品经济”，突破了把计划经济同商品经济对立起来的传统观念.随后，1992年邓小平南巡又确立了社会主义市场经济，经济体制的改革给我国经济注入了新的活力，中国经济进入快速发展阶段，能源消费也随着增多.

金融发展对能源消费的长期弹性为0.33078且通过5%的显著性检验，金融发展每增加1%，能源消费将增加0.33078%，说明私人部门信贷与能源消费之间存在正向效应.这种正向效应可解释为：

一方面，消费信贷向私人部门的不断流入，为我们的经济体系注入了更多的活力，刺激人们对汽车、空调、房子等高能耗消费品的购买及使用，从而增加了对能源的消费；另一方面，私人部门信贷业务规模的不断提高，为私企的发展提供更多更便捷的资金支持，帮助私企进行进一步的扩大生产，从而增加了对能源的需求.

对外贸易对能源消费的长期弹性为正，且在1%的显著性水平下是显著的.每当人均贸易总额增加1%，人均能源消费总量将增加0.38678%.对外贸易对能源消费的正向效应可解释为：

第一，国际产业转移的新趋势促进了我国能源消费的增长，增大了我国能源消费的压力.第二，由于我国进口大量的汽车、机电等高耗能型产品，而这些设备在使用过程中都会增加对能源的消耗.据中国统计局统计，2013年中国进口的机电产品总金额达到839699.59万美元，占到当年进口总金额的37.91%.

短期误差修正模型估计结果如表5所示.结果显示在短期内，经济发展和能源消费之间存在正“U”型的关系，且ΔLnGDPt和Δ（LnGDPt）2的系数均通过1%的显著性检验.金融发展对能源消费的影响为正且通过10%的显著性检验，但其系数为0.14523，小于0.33078，说明短期的作用强度要弱于长期.这一点也体现在对外贸易上，对外贸易对能源消费的短期弹性为0.091568，通过10%的显著性检验，但小于对外贸易对能源消费的长期弹性0.38678，说明金融发展、对外贸易对能源消费的影响需要一定量的积累.

误差修正项的系数在1%的显著性水平下显著为负，证明了经济增长、金融发展和对外贸易对能源消费的影响具有长期性，从而验证了上文的疑问.误差修正项的系数为-0.43906，说明在偏离长期均衡状态下，将以每年43.906%的速度对其进行修正.

为检验ARDL（2，1，0，0，2）模型的稳健性，表6给出四项诊断检验结果.从表6中可以看出，四项检验的P值均大于10%，说明在10%的显著性水平下，该ARDL模型分别通过序列自相关性检验、模型设定正确性检验、正态性检验和异方差性检验，从而说明该模型是稳健的.

首先分析变量间的短期因果关系.从表7中可以看出，在以能源消费为被解释变量的模型中，经济增长、金融发展和对外贸易均不显著.在以金融发展为被解释变量的模型中，能源消费、经济增长分别通过10%，1%的显著性检验，说明能源消费、经济增长是金融发展的短期格兰杰原因.在以对外贸易为被解释变量的模型中，只有能源消费通过5%的显著性检验，而其他变量均不显著.

接下来分析变量间的长期因果关系.从表7中可以看出，能源消费和金融发展互为格兰杰因果关系.金融发展为企业的融资提供便利，企业可以顺势扩大其投资活动及生产规模；人们也可以更便捷地获取消费信贷用于其对汽车、房子等高耗能产品的消费，两者都将增加对能源的消费.同样的，更多的能源消费将促进更多的经济金融活动.能源消费和对外贸易之间存在双向的格兰杰因果关系.对外贸易的发展将增加对能源的消费；能源作为对外贸易的投入要素之一，其增长将促进对外贸易的发展.金融发展和对外贸易互为对方的格兰杰原因.随着金融发展程度地不断提高，社会资源得到优化配置，对外贸易规模不断扩大，对外贸易结构实现转型，确保了比较优势的发挥.同时，对外贸易的发展也对金融部门提出了更高的要求，促进了对金融工具创新和金融业发展.经济增长是能源消费的单向格兰杰原因.经济的不断增长提高了企业、住户等机构部门对能源的需求，从而增加了对能源的消费.

4结论

研究了经济增长，金融发展，对外贸易和能源消费之间的动态关系.实证结果发现，四个变量之间具有长期协整关系，短期误差修正模型中误差修正项的显著性也证明经济增长、金融发展、对外贸易对能源消费的影响具有长期性.能源消费与经济增长之间的关系不满足能源EKC假设，两者之间的长期关系呈现正“U”型变化，其中拐点是人均实际GDP为2022.66元，介于1983年和1984年之间，可见如今我国的经济增长位于曲线的右边，即能源消费随着经济的增长而增加.短期误差修正模型也得到同样的结果，经济增长与能源消费之间的变动趋势呈正“U”型.金融发展对能源消费的长期弹性和短期弹性分别是0.33078和0.14523