文章編號：1003-6636（2012）01-0019-08；中圖分類號：F124.5；文獻標識碼：A

摘要：本文運用Hansen和Seo兩機制閾值協(xié)整研究了中國1955—2009年經(jīng)濟增長與能源總消費以及能源消費各構成部分（包括煤炭、石油、天然氣與電力等）之間的關系。結果發(fā)現(xiàn)：（1）除了石油消費和電力消費外，經(jīng)濟增長與其他變量都存在著非線性協(xié)整關系。（2）在正常（第一）機制中誤差修正對長期均衡的調整是相對較小的，意味著經(jīng)濟增長與能源消費市場存在著持續(xù)的不均衡，因此有必要采取能源需求方管理政策來提高能源效率，從而使二者關系回到長期均衡狀態(tài)。

關鍵詞：閾值協(xié)整；經(jīng)濟增長；能源消費

The Relationship between Economic Growth and Energy Consumption Revisited

- A Threshold Cointegration Analysis

ZHANG Yan瞭ao

(School of Economics, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan, Hubei 430074, China)

Abstract：This paper uses Hansen睸eo two瞨egime threshold cointegration to study the relationship between economic growth on the one hand and total energy consumption and its components (including coal, oil, natural gas, electricity, etc.) on the other. The findings are as follows: (1) Except for oil and electricity consumption, there is a non瞝inear cointegration relationship between economic growth and other variables. (2) In the normal (first) regime, error correction adjusts long瞭erm equilibrium to a relatively small extent, meaning sustained disequilibrium between economic growth and energy consumption market. It is necessary, therefore, to adopt demand瞫ide management policy to improve energy efficiency, so as to bring their relationship back to long瞭erm equilibrium.

Key words：threshold cointegration; economic growth; energy consumption

一、引言

經(jīng)濟增長與能源消費之間的關系一直以來都是人們關注的熱點話題之一，國外最早研究能源消費與經(jīng)濟增長的是Kraft.A和Kraft.J(1978)［1］，此后研究能源消費與經(jīng)濟增長的文獻可謂是汗牛充棟，其中Payne(2010) ［2］和Ilhan Ozturk（2010）［3］比較系統(tǒng)的總結了能源消費與經(jīng)濟增長之間關系的四種假設，即“增長假設”（存在從能源消費到經(jīng)濟增長的單向因果關系）、“節(jié)約假設”（存在著從經(jīng)濟增長到能源消費的因果關系）、“回饋假設”（經(jīng)濟增長與能源消費存在雙向因果關系）和“中性假設”（經(jīng)濟增長與能源消費不存在因果關系）。我國學者運用不同時期的數(shù)據(jù)和方法對這幾種假設做出了相應的檢驗，得出“增長假設”典型文獻有林伯強(2003) ［4］、趙進文與范繼濤(2007) ［5］、Yuan等人(2007) ［6］和李曉嘉與劉鵬(2009) ［7］；支持“節(jié)約假設”的學者主要有吳巧生等 (2005) ［8］、林柏強等 (2007) ［9］；檢驗出“回饋假設”的主要代表有韓智勇等 (2004) ［10］、吳巧生等 (2008) ［11］；有關“中性假設”的典型文獻有王海鵬等 (2006) ［12］和Yuan 等 (2008) ［13］。

本文的主要目標是運用Hansen和Seo（2002）［14］TVECM方法來檢驗中國能源消費與經(jīng)濟增長的非線性（非對稱）協(xié)整。有關能源經(jīng)濟學科領域調整過程的非對稱性這一性質很少有人關注，而最近的許多研究都提供了大部分宏觀經(jīng)濟變量的非對稱性調整（比如Ewing等，2006 ［15］；Maki和Kitasaka，2006 ［16］），忽略經(jīng)濟變量之間的非對稱性調整可能會導致有偏誤的推斷并因此而得出誤導性的結果。正如Balke和Fomby(1997)所指出，面向長期均衡的調整并不是一直不變的，這意味著在正的偏離情況下收斂到均衡可能會比在負偏離情況下更快（或者相反）。［17］因此，如果證明了非對稱調整，那么傳統(tǒng)的向量誤差修正模型（VECM）是一個錯誤的設定。

Lee和Chang(2005)研究表明，忽略結構突變問題意味著不能夠提示每個子樣本期間內的參數(shù)是否穩(wěn)定。［18］Lee和Chang(2007)在傳統(tǒng)的新古典單個部門總生產(chǎn)函數(shù)框架下同時考慮了臺灣能源消費對經(jīng)濟增長的線性和非線性影響，通過兩次能源危機時期的閾值協(xié)整回歸模型分析結果表明，當構造經(jīng)濟增長模型的估計和預測時要考慮到由于存在能源消費閾值導致的結構突變問題，并且得出臺灣能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系可以用倒U形來刻畫。［19］趙進文和范繼濤(2007)運用非線性STR模型，表明我國經(jīng)濟增長對能源消費的影響具有非線性特征并且具有非對稱性。［5］Hu和Lin(2008)認為當達到閾值時存在均值回歸行為，這使得能源總消費及分類能源消費比經(jīng)濟增長更快。［20］Esso(2010)分析了7個非洲國家也表明能源消費與經(jīng)濟增長之間也存在結構突變問題。［21］

本文試圖從另一個角度來提示中國能源消費與經(jīng)濟增長之間關系。隨著中國經(jīng)濟不斷發(fā)展，能源會變得更加稀缺，因此如何維持穩(wěn)定的能源供應并且改善能源效率是今后的重要問題之一。Yang(2000) ［22］、Sari和Soytas(2004) ［23］、Wolde-Rufael(2004) ［24］采用了不同的分類能源消費數(shù)據(jù)，而Hondroyiannis等(2002)［25］區(qū)分了居民和工業(yè)能源消費，Yuan等(2008) ［13］運用傳統(tǒng)的協(xié)整分析了中國經(jīng)濟增長分別與能源總消費及分類能源消費之間關系，此外，Yang(2000)認為利用能源總消費的一個缺點是不同的國家依賴不同的分類能源。因此，用能源總消費來說明分類能源消費的影響是不大合適的?；诖?，本文首次運用TVECM來研究經(jīng)濟增長與能源總消費及分類能源消費之間的關系及其判別能源消費對中國經(jīng)濟增長的影響。

二、數(shù)據(jù)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)

本文所用的數(shù)據(jù)是1955—2009年的年度數(shù)據(jù)，實際GDP是按照GDP指數(shù)轉換為1978不變價格的實際GDP。能源消費序列單位是萬噸標準煤。模型中所用的變量是：實際GDP（RGDP）、能源總消費（Energy）、煤炭消費（Coal）、石油消費(Oil)、天然氣消費（Gas）和電力消費(ELEC)。所有的變量是以自然對數(shù)的形式來進行描述，數(shù)據(jù)來自《新中國60年統(tǒng)計資料》與《中國統(tǒng)計年鑒2010》。

為避免“偽回歸”，在對變量進行計量分析時，就有必要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文主要運用標準的單位根檢驗包括Dickey and Fuller(1979,ADF) ［26］和Elliot 等 (1996,DF-GLS) ［27］在內的兩種單位根檢驗，當所考慮經(jīng)濟時間序列樣本存在結構突變時，這些標準單位根檢驗可能會導致不能拒絕存在單位根的原假設，從而使檢驗結果存在偏誤，因此本文接著運用Zivot和Andrews（1992，后文簡稱ZA檢驗）提出的以零假設的單位根統(tǒng)計量最小負值作為選擇結構突變點的標準。其原始假設是數(shù)據(jù)具有單位根，備選假設是帶有結構突變的趨勢平穩(wěn)過程。①①Zivot,E and Andrews,D.W.K., 1992 ,Further evidence on the great crash, the oil-price shock, and the unit-root hypothesis, Journal of Business and Economic Statistics , 10, 251-270.由于這些時間序列的對數(shù)值的趨勢圖都顯示出有某種趨勢，因此所有的單位根檢驗都帶有截距和趨勢項，表1報告了無結構變化和存在結構變化時單位根檢驗的結果。

從表1中可以看出，除了煤炭消費序列以外，其他變量在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原始假設，因此我們可認為這些序列是I(1)的。如果考慮到結構突變，那么煤炭消費是一個平穩(wěn)的變量，煤炭消費結構的突變點發(fā)生在1961年。可以結合中國經(jīng)濟發(fā)展歷史來說明煤炭斷點出現(xiàn)在這一年的原因：1958—1960正值中國開展以大煉鋼鐵為中心的“大躍進”運動時期，提出在鋼鐵和其他主要工業(yè)產(chǎn)品的產(chǎn)量方面“趕英超美”，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)和工業(yè)共同躍進，例如提出鋼產(chǎn)量1959年要比1958年翻一番，由1070萬噸到3000萬噸,正是由于片面強調“以鋼為綱”，鋼鐵生產(chǎn)擠占了大量能源,由此帶動了煤炭消費的急劇提高，煤炭消費總量從1957年的8901萬噸標準煤增加到1960年的28347萬噸標準煤，3年期間能源消費的平均增速高達35%，而到了1961年能源消費增長速度為-34%，這主要是由于1961年中國開始大規(guī)模地壓縮基本建設投資規(guī)模，因此煤炭消費也急劇下降， 1961—1963年的煤炭消費出現(xiàn)負增長?；谝陨戏治?我們認為“大躍進”的結束,引發(fā)能源消費的變化,導致了1961年煤炭消費出現(xiàn)結構突變。

（二）計量方法—非對稱調整閾值協(xié)整檢驗

傳統(tǒng)的協(xié)整理論認為變量之間的協(xié)整可以用誤差修正模型來刻畫，其描述了變量對長期均衡的偏離，并認為面向均衡的調整在每個時期都是保持不變的。閾值協(xié)整（或者非線性協(xié)整）的概念是由Balke和Fomby(1997)首先提出的，他們認為由于經(jīng)濟代理人存在調整成本，因此面向長期均衡的調整在每個時期有可能不同，也就是說當偏離均衡超過某個臨界閾值時可能存在面向均衡的不連續(xù)調整，此時調整的收益要大于調整的成本，因此經(jīng)濟代理人傾向于快速調整到均衡。當協(xié)整關系在某個特定區(qū)域不存在而如果系統(tǒng)偏離均衡太遠時它又存在時，閾值協(xié)整能夠刻畫這種不連續(xù)的調整。

計量經(jīng)濟學文獻中有關閾值模型最重要的統(tǒng)計問題之一，就是檢驗閾值效應是否存在。Balke和Fomby(1997)運用已知協(xié)整殘差（即誤差修正項）對單變量進行檢驗（比如Hansen，1996；Tsay，1989）［28］ ［29］，此后的研究如Lo與Zivot(2001) ［30］把Balke與Fomby的方法拓展到在已知協(xié)整情況下的多變量閾值協(xié)整模型；Hansen和Seo(2002)則進一步將其拓展到在未知協(xié)整向量情況下進行閾值協(xié)整檢驗，特別指出的是作者基于誤差修正項提出了一個協(xié)整向量和閾值效應的兩機制閾值誤差修正模型(TVECM)。

Hansen和Seo（2002）考察的兩機制閾值協(xié)整模型可表述如下：

Δxt=A1′Xt－1(β)+ut

A2′Xt－1(β)+ut ， wt－1(β)≤γ

wt－1(β)≥γ(1)

其中，Xt－1(β)=1

wt－1(β)

Δxt－1

Δxt－2

Δxt－l

此處, xt是p維I(1)協(xié)整序列，p×1協(xié)整向量，wt(β)=β'xt表示I(0)誤差修正項，系數(shù)矩陣A1和A2描述了每個機制的動態(tài)情況，γ是閾值參數(shù)，ut是誤差項。

模型(1)中的誤差修正有兩個機制，即wt－1低于或高于閾值γ代表著除協(xié)整向量以外的其他系數(shù)在機制1和機制2之間轉換，特別要指出的是估計出wt－1的系數(shù)意味著變量調整到均衡的不同速度。如果0≤P(wt－1(β)≤γ)≤1就表明存在閾值效應，否則就退化為線性協(xié)整。

TVECM估計算法包括以下三步：首先是分別檢驗平穩(wěn)性和運用Johansen(1991)方法來檢驗協(xié)整；其次是運用I(1)序列到標準線性誤差修正模型中；最后是運用最大似然估計來計算TVECM模型。為此運用以下標準來選擇閾值參數(shù)γ：

ξ()=minlog1n∑nt=1t(γ)t(γ)'

一旦最小化上式的閾值參數(shù)γ被選擇，那么每個機制就要包含新的約束至少是預先設定的總樣本(π0)到格子搜索過程中： π0≤P(|wt－1|≤γ)≤1－π0。閾值參數(shù)γ（冗余參數(shù)）的統(tǒng)計顯著性包含了非標準推斷，因此作者通過自助法來計算SupLM的P值。此外，作者提出了兩種異方差一致LM檢驗統(tǒng)計量來檢驗是否存在線性協(xié)整（原假設）、備選假設閾值協(xié)整。如果在原假設下不存在閾值，那么模型就轉換為傳統(tǒng)的VECM。第一種檢驗統(tǒng)計量是當協(xié)整向量為已知的，具體形式為：

SupLM0=SupγL≤γ≤γULM(β0,γ)

其中，β0在固定β情況下的已知值（即β0=1）。而第二種檢驗統(tǒng)計量是協(xié)整向量為未知的，其具體形式為：

SupLM=SupγL≤γ≤γULM(,γ)

其中是β的估計值，在兩種檢驗中γL,γU是搜索區(qū)域，因此γL是t－1的π0分位數(shù)，γU是t－1的(1－π0)分位數(shù)。Andrews(1993)建議π0設置在0.05與0.15之間較好。通過γL,γU 閾值來確定兩機制。

三、兩機制閾值誤差修正模型結果

基于前文的閾值協(xié)整檢驗結果，我們運用非對稱誤差修正模型來代替模型誤設的線性誤差修正模型。也就是說估計兩機制VECM從而來進一步研究經(jīng)濟增長分別與能源總消費及分類能源消費的非對稱動調整態(tài)行為，如前文所提的，閾值誤差修正模型與傳統(tǒng)誤差修正模型所不同的是它允許面向長期均衡調整過程中的非對稱性。

經(jīng)濟增長分別與能源總消費及分類能源消費的兩機制誤差修正模型在下文①①通過檢驗發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長分別與石油消費和電力消費不存在閾值協(xié)整，因此后文也沒有相應的TVECM。。在每個VECM方程中模型中最優(yōu)滯后階數(shù)是根據(jù)AIC準則來選擇。括號中數(shù)值表示的是異方差一致（Eicker-White）估計標準誤的t值，因為沒有參數(shù)估計量和標準誤的正式分布，因此解釋時要注意。

（一） 經(jīng)濟增長與能源總消費

ΔGDPt=－0.58－0.05wt－1+0.68ΔGDPt－1－0.61ΔECt－1－0.60ΔGDPt－2

(－1.67)(－1.91)(3.10)(－2.49)(－1.86)

+0.82ΔECt－2+0.36ΔGDPt－3－0.75ΔECt－3+u1twt－1≤－12.68

(2.77)(1.48)(－4.55)

－4.33－0.36wt－1－0.79ΔGDPt－1+0.58ΔECt－1－0.09ΔGDPt－2

(－4.60)(－4.70)(－3.86)(5.51)(－0.46)

－0.54ΔECt－2+0.60ΔGDPt－3－0.86ΔECt－3+u1twt－1>－12.68

(－3.91)(3.84)(－7.96)

ΔECt=－0.10+0.002wt－1+0.21ΔGDPt－1+0.05ΔECt－1－0.56ΔGDPt－2

(0.21)(0.06)(0.62)(0.14)(－1.33)

+0.75ΔECt－2+0.37ΔGDPt－3－1.04ΔECt－3+u2twt－1≤－12.68

(1.75)(1.08)(－3.73)

3.00+0.24wt－1－0.77ΔGDPt－1+0.84ΔECt－1－1.64ΔGDPt－2

(2.09)(2.02)(－2.60)(5.35)(－6.58)

0.68ΔECt－2+0.97ΔGDPt－3－1.19ΔECt－3+u2twt－1>－12.68

(3.59)(4.93)(－11.92)

經(jīng)濟增長與能源消費的TVECM估計結果如上，估計的閾值γ=－1268②②括號中的t值是根據(jù)Eicker-White標準誤計算得出，自助法次數(shù)設為1000，格子搜索為50，后文類同。，檢驗閾值系數(shù)的顯著性的LM檢驗值為2719(自助法5%的臨界值為2127)，這表明存在閾值效應。

第一機制發(fā)生在當GDPt≤199ECt－1268時，其包含了約78%的觀測值，此時經(jīng)濟增長有超過1268%的點要高于能源消費；第二機制發(fā)生在當GDPt≥199ECt－1268時余下的22%的觀測值中。從第一機制來看，ΔGDPt方程中的存在著顯著的誤差修正效應和動態(tài)效應，而對于ΔECt而言，其誤差修正項和動態(tài)系數(shù)基本都是不顯著的；從第二機制來看，對于ΔGDPt和ΔECt方程都存在著顯著的誤差修正效應和動態(tài)效應。

圖1經(jīng)濟增長與能源總消費的誤差修正效應（1955—2009）圖1在TVECM框架下顯示了經(jīng)濟增長與能源消費的非對稱調整圖，橫軸是誤差修正項，其代表了對長期均衡的偏離，縱軸代表隊了經(jīng)濟增長和能源消費對誤差修正的調整狀況。從中可以看出在第一機制中（第一機制占了總樣本的78%的觀測值，對應的年份是1997年），對長期均衡的調整是相對較小的，主要是靠經(jīng)濟增長來調整的，但調整速度很慢，其值是-005，意味著在1955—1997年期間，經(jīng)濟增長與能源消費市場存在著持續(xù)的不均衡，閾值越大非均衡狀態(tài)就保持得越持久，這意味著更高的調整成本和低水平的能源市場化；而在1997—1999年中國經(jīng)濟在增長155%的同時，能源消費總量卻下降了56%，主要認為是國內市場需求疲軟，一批污染大、高能耗的企業(yè)相繼被關閉，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化，技術進步等多種因素共同作用的結果。

此外，圖1顯示出了誤差修正效應，即在保持其他變量不變的情況下ΔGDPt和ΔECt是誤差修正項wt－1的回歸估計，從中可以看出，閾值左邊的誤差修正效應對于經(jīng)濟增長來說是負的效應，而對于能源消費來說是相對穩(wěn)定的；在閾值的右邊顯示出了明顯的非對稱性，因為誤差修正效應對能源消費的影響為正，對經(jīng)濟增長而言則為負。該結果表明當誤差修正值超過閾值時，其對經(jīng)濟增長的反應要大于對能源消費的反應。在此機制中，由于諸如世界石油市場沖擊或者突發(fā)經(jīng)濟事件等的外生沖擊會導致能源消費偏離均值水平，而經(jīng)濟增長則會收斂到長期均衡。因此對于管理當局來說應該采取能源需求管理政策來提高能源效率。

（二）經(jīng)濟增長與煤炭消費

ΔGDPt=－172－013wt－1+007ΔGDPt－1+011ΔCOALt－1+025ΔGDPt－2

(－457)(－469)(038)(159)(175)

－032ΔCOALt－2－051ΔGDPt－3－037ΔCOALt－3－005ΔGDPt－4+023ΔCOALt－4

(－316)(－324)(－460)(－034)(223)

+001ΔGDPt－5－034ΔCOALt－5+u1twt－1≤－1381

(008)(－485)

－611－048wt－1－180ΔGDPt－1+057ΔCOALt－1－106ΔGDPt－2

(－1311)(－1336)(－1613)(1734)(－1574)

－023ΔCOALt－2－022ΔGDPt－3－081ΔCOALt－3+072ΔGDPt－4－107ΔCOALt－4

(－561)(－258)(－2593)(746)(－1072)

－010ΔGDPt－5－017ΔCOALt－5+u1twt－1>－1381

(－243)(－377)

經(jīng)濟增長與煤炭消費的TVECM估計結果如上，估計的閾值γ=－1381，檢驗閾值系數(shù)的顯著性的LM檢驗值為2792（其P值009，自助法5%的臨界值為3076)，其在10%的顯著性水平下存在閾值效應。

第一機制發(fā)生在當GDPt≤21COALt－1381時，其包含了約73%的觀測值，此時經(jīng)濟增長有超過1381%的點要高于煤炭消費；第二機制或者發(fā)生在當GDPt>21COALt－1381時余下的27%的觀測值中。

從第一機制來看，ΔGDPt方程中存在著顯著的誤差修正效應和動態(tài)效應；對于第二機制而言，ΔGDPt和ΔCOALt方程存在著顯著的誤差修正效應和動態(tài)效應。

ΔCOALt=－112－009wt－1－035ΔGDPt－1+0371ΔCOALt－1+034ΔGDPt－2

(－157)(－174)(－127)(236)(151)

－003ΔCOALt－2－051ΔGDPt－3－064ΔCOALt－3－003ΔGDPt－4+037ΔCOALt－4

(－015)(－185)(－481)(－018)(215)

－034ΔGDPt－5－051ΔCOALt－5+u2twt－1≤－1381

(－117)(－284)

－1406－109wt－1－204ΔGDPt－1－001ΔCOALt－1－153ΔGDPt－2

(－561)(－562)(－339)(－007)(－424)

－075ΔCOALt－2－089ΔGDPt－3－092ΔCOALt－3+116ΔGDPt－4－218ΔCOALt－4

(－343)(－195)(－547)(225)(－407)

140ΔGDPt－5－135ΔCOALt－5+u2twt－1>－1381

(628)(－560)

圖2經(jīng)濟增長與煤炭消費的誤差修正效應(1955—2009)圖2顯示出了誤差修正效應，即在保持其他變量不變的情況下ΔGDPt和ΔCOALt對誤差修正項wt－1的估計回歸，從中可以看出，在第一機制中（第一機制占了總樣本的73%的觀測值，對應的年份是1995年），在此階段經(jīng)濟增長調整速度要大于煤炭消費的調整速度，煤炭消費調整接近于零，因此在該階段主要靠經(jīng)濟增長調整從而使二者恢復到長期均衡，這說明在該階段煤炭消費效率是較低的，這可能是由于在1995年之前我國市場經(jīng)濟體制還處在起步階段，煤炭價格主要以國家指導價格為準，這是導致在此之前煤炭消費低效率的主要原因之一。而從自1995年之后，國有企業(yè)改革從以往的放權讓利、政策調整進入到轉換機制、制度創(chuàng)新階段，在此之后我國進入了以建立社會主義市場經(jīng)濟體制和經(jīng)濟調整增長為基本特征的發(fā)展新階段，逐步建立起主要由市場形成價格的機制，在這一時期對國有企業(yè)進行了改革，對于煤炭工業(yè)而言，在該階段加快了國有重點煤礦建設，促進地方礦、鄉(xiāng)鎮(zhèn)礦的改造和提高，提出煤炭工業(yè)要實行開發(fā)與節(jié)約并重的方針，做到能源、經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調發(fā)展。［31］在第二機制中，誤差修正值對煤炭消費和經(jīng)濟增長的效應都是負的，但是在第二機制中煤炭消費調整速度更快，這說明當上一期偏離均衡時煤炭消費調整的效率更高。經(jīng)濟增長與煤炭消費在第二機制中的誤差修正效應都大于第一機制中的誤差修正效應，表現(xiàn)了明顯的非對稱性。

（三） 經(jīng)濟增長與天然氣消費

ΔGDPt=007+001wt－1+038ΔGDPt－1－019ΔGast－1+u2t,wt－1≤152

(815)(080)(542)(－722)

－018+006wt－1+078ΔGDPt－1－021ΔGaslt－1+u2t,wt－1>152

(－084)(113)(089)(－107)

ΔGast=0004+002wt－1+071ΔGDPt－1+016ΔGast－1+u2t,wt－1≤152

(014)(056)(247)(224)

327－048wt－1－1388ΔGDPt－1+320ΔGast－1+u2t,wt－1>152

(309)(－243)(－305)(281)

經(jīng)濟增長與天然氣消費的TVECM估計結果如上，估計的閾值γ=152，檢驗閾值系數(shù)的顯著性的LM檢驗值為1712(自助法5%的臨界值為1472)，這表明存在閾值效應。

第一機制發(fā)生在當GDPt≤119GASt+152時，其包含了約89%的觀測值，此時經(jīng)濟增長有超過152%的點要高于能源消費；第二機制或者發(fā)生在當GDPt>119GASt+152時余下的11%的觀測值中。

從第一機制來看，ΔGDPt和ΔGASt方程都不存在著顯著的誤差修正效應；另一方面，對于第二機制而言，ΔGASt方程存在著顯著的誤差修正效應和動態(tài)效應，而對于ΔGDPt則不存在，這說明ΔGDPt在此機制中接近于白噪聲。

圖3經(jīng)濟增長與天然氣消費的誤差修正效應，1955—2009此外，圖3顯示出了誤差修正效應，即在保持其他變量不變的情況下ΔGDPt和ΔGASt是誤差修正項wt－1的回歸估計，從圖中可以看出當誤差項小于閾值時，在閾值左邊（第一機制占了總樣本的89%的觀測值，對應的年份是2004年）顯示出了接近于零的誤差效應，此階段經(jīng)濟增長與天然氣消費市場存在著持續(xù)的不均衡，閾值越大非均衡狀態(tài)就保持得越持久，這意味著更高的調整成本和低水平市場化的天然氣消費；但是在閾值的右邊，誤差修正對天然氣消費的影響為負，而對經(jīng)濟增長的影響接近為零，因此主要由天然氣消費調整來使二者關系達到長期均衡。該結果表明當誤差修正值超過閾值時，其對天然氣消費的反應要大于對經(jīng)濟增長的反應，從而導致天然氣消費效率下降。因此，對于管理當局來說應該采取天然氣消費需求管理政策來提高其使用效率。

四、結論及進政策啟示

本文主要運用Hansen和Seo(2002)閾值協(xié)整研究了1955—2009年中國經(jīng)濟增長分別與能源總消費、煤炭消費、石油消費、天然氣消費和電力消費之間非線性長期均衡關系，并得出如下結論：

第一，經(jīng)濟增長與能源總消費存在著閾值協(xié)整。當誤差修正項低于閾值時，即在1955—1997年期間，經(jīng)濟增長與能源消費市場存在著持續(xù)的不均衡，閾值越大非均衡狀態(tài)就保持得越持久，這意味著更高的調整成本和低水平的能源市場化。當誤差修正值超過閾值時，其對經(jīng)濟增長的反應要大于對能源消費的反應。在此機制中，由于諸如世界石油市場沖擊或者突發(fā)經(jīng)濟事件此類的外生沖擊會導致能源消費偏離均值水平，而經(jīng)濟增長則會收斂到長期均衡。

第二，經(jīng)濟增長與煤炭消費的TVECM分析結果表明，在兩個機制中，誤差修正項對經(jīng)濟增長與煤炭消費的影響都是負的，并且在第二機制的煤炭消費誤差修正效應要大于經(jīng)濟增長的誤差修正效應，也就是說煤炭消費調整比經(jīng)濟增長更有效，從而使二者保持長期均衡。

第三，經(jīng)濟增長與天然氣消費的TVECM分析結果表明：在第一機制中，誤差修正對經(jīng)濟增長與煤炭消費的影響都是正的，因此在該階段中二者存在非均衡的長期關系，而在第二機制中主要是靠天然氣消費來調整，從而使二者保持均衡關系。

為了能提高能源效率，中國有關政策當局有必要在能源市場實施一些策略。首先，由于政策管制和法律限制，中國能源市場是一個壟斷市場。與諸如日本、韓國等東亞經(jīng)濟體相比，中國的能源市場化水平較低導致相對較低的能源價格，從而部分程度上降低了能源使用效率并且產(chǎn)生了過度的環(huán)境污染。為了提高能源效率和降低生產(chǎn)成本，政府應該逐步放開能源市場和征收碳稅，此外要宣傳和教育消費者和企業(yè)樹立節(jié)能的意識。其次，相關當局應該因地制宜地投資“熱電聯(lián)產(chǎn)”項目，因為“熱電聯(lián)產(chǎn)”既生產(chǎn)電能同時又生產(chǎn)熱能，它將高品位的熱能用于發(fā)電，低品位的熱能用于供熱，實現(xiàn)了能源梯級利用，是一種高效率的能源利用形式，具有節(jié)約能源、改善環(huán)境的綜合效益，符合環(huán)保需要。再次，有關當局應該發(fā)展包括天然氣、水能、風能、太陽能、熱能和生物能等在內的綠色能源。最后，政府應該建立和健全一種有效能源需求管理制度來降低能源消費的增長速度，從而提高能源效率。

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責任編輯：常明明

收稿日期：2011-09-27

作者簡介：張炎濤（1981-），男，湖北云夢人，華中科技大學經(jīng)濟學院博士生，研究方向為數(shù)量經(jīng)濟學。