崔明欣，劉 超

(東北石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 大慶 163318)

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●能源與環(huán)境問(wèn)題研究

東北三省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究
——基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

崔明欣，劉 超

(東北石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 大慶 163318)

本文通過(guò)選取中國(guó)東北三省1990-2013年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板單位根、面板協(xié)整、廣義修正最小二乘(FMOLS)和基于面板的誤差修正模型，對(duì)中國(guó)東北三省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：從異質(zhì)面板的分析結(jié)果看當(dāng)黑龍江、遼寧和吉林每增加1%單位能源消費(fèi)時(shí)，對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.43%、0.478%、0.442%；從同質(zhì)面板的角度分析，當(dāng)東北三省每增加1%單位能源消費(fèi)時(shí)，對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.45025%。從短期來(lái)講，能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在因果關(guān)系；從長(zhǎng)期來(lái)看，能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系。最后提出了發(fā)展集約型發(fā)展模式、增加能源利用效率、加大能源儲(chǔ)備和供給能力、大力發(fā)展服務(wù)業(yè)等建議。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);能源消費(fèi);FMOLS估計(jì);面板單位根;面板協(xié)整

一、文獻(xiàn)回顧

能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系開(kāi)始受到廣泛關(guān)注是源于Kraft和Kraft(1978)的開(kāi)創(chuàng)性研究。他們通過(guò)研究美國(guó)1947～1974年的GNP和能源消費(fèi)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)僅存在從GNP到能源消費(fèi)單向的因果關(guān)系，建議政府應(yīng)該采取節(jié)能政策。但隨后通過(guò)模擬技術(shù)，Akarca和Long證實(shí)Kraft和Kraft(1978)的結(jié)果是偽造的。

Ozturk和Ozturk&Acaravci總結(jié)了能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系四個(gè)可能的假說(shuō)。

第一種假說(shuō)稱(chēng)為“中立假說(shuō)”，意思是能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間沒(méi)有因果關(guān)系。如果這不是個(gè)例，能源消費(fèi)保守或擴(kuò)張性政策可能會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不利影響。根據(jù)Belloumi研究發(fā)現(xiàn)，能源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中性影響的主要原因：能源成本可以忽略不計(jì)，因此不太可能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的影響。能源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能的影響取決于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和相關(guān)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，其生產(chǎn)結(jié)構(gòu)可能轉(zhuǎn)向?qū)δ茉礇](méi)有太大依賴(lài)的服務(wù)業(yè)。

第二種假說(shuō)是“保護(hù)假說(shuō)”，即存在從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系。這意味著，一個(gè)國(guó)家可以實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排和環(huán)境友好型政策，而不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不良效應(yīng)。

第三種假說(shuō)是“節(jié)能導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)假說(shuō)”，存在從能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系。在這種情況下，政策制定者會(huì)特別關(guān)注能源的使用限制，因?yàn)檫@一行為在某種程度上可能會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這一假說(shuō)的支持者認(rèn)為，能源是生產(chǎn)的重要投入，并作為土地，勞動(dòng)力和資本的一個(gè)基本補(bǔ)充因素。在這種情況下，能量又被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)限制因素。

第四種假說(shuō)是“反饋假說(shuō)”，即能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的雙向因果關(guān)系。能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既相互聯(lián)系又相互補(bǔ)充，這使得二者的關(guān)系相得益彰。

因果關(guān)系問(wèn)題受到廣泛關(guān)注，主要有兩個(gè)原因：一方面是由于能源消耗和資源匱乏，另一方面是由于氣候變化急需出臺(tái)關(guān)于減少溫室氣體排放量的國(guó)際政策。事實(shí)上，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系對(duì)于減少溫室氣體排放來(lái)控制全球變暖現(xiàn)象的政策制定起到非常重要的作用。由于這些氣體的排放都與能源使用量有關(guān)，至少?gòu)亩唐诤椭衅趤?lái)看，存在從能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系表明：減排計(jì)劃將導(dǎo)致國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值減少。

本文基于面板數(shù)據(jù)，同時(shí)采用區(qū)域視角對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系進(jìn)行研究，希望對(duì)東北三省區(qū)域能源戰(zhàn)略的制定，以及區(qū)域發(fā)展和能源協(xié)調(diào)政策的制定提供參考。

二、研究方法

(一)面板單位根檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性，本文采用5個(gè)面板單位根檢驗(yàn)方法，包括LLC檢驗(yàn)(Levine,Lin和Chu)，IPS檢驗(yàn)(Im,Pesaran和Shin)，F(xiàn)isher檢驗(yàn)(ADF-Fisher和PP-Fisher)，Breitung檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)。

考慮面板自回歸模型：

其中：i=1,…,n表示橫截面單位，t=1,…,Ti表示時(shí)間，而εit表示平穩(wěn)序列的干擾項(xiàng)。面板單位根檢驗(yàn)的原假設(shè)與替代假設(shè)變?yōu)镠0:δi=0,?i vs H1:δi<0。

由于方程(2-1)可能存在自相關(guān)，Levin, Lin and Chu(2002)在方程(2-1)的基礎(chǔ)上引入了高階差分滯后項(xiàng)(類(lèi)似于ADF檢驗(yàn)的形式)：

其中，δ為共同的自回歸系數(shù)(共同根)；不同個(gè)體的滯后階數(shù)pi可以不同；{εit}為平穩(wěn)的ARMA過(guò)程；不同個(gè)體的εit互相獨(dú)立(不存在截面相關(guān))，但允許異方差。通過(guò)引入足夠高階的差分滯后項(xiàng)可以保證εit為白噪聲。LLC檢驗(yàn)也是左邊單側(cè)檢驗(yàn)(拒絕域僅分布在最左邊)。LLC檢驗(yàn)是直接進(jìn)行OLS估計(jì)回歸方程，然后再對(duì)自回歸系數(shù)或t統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行校正，以消除動(dòng)態(tài)面板偏差。Breitung檢驗(yàn)(Breitung2000)的基本思路與LLC檢驗(yàn)類(lèi)似；主要區(qū)別在于，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行“向前正交變換”即減去未來(lái)各期的平均值，然后再進(jìn)行回歸，使得回歸后不再需要偏差校正。所得檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量計(jì)為λ，服從漸近標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，然后進(jìn)行左邊單側(cè)檢驗(yàn)。Breitung檢驗(yàn)假設(shè)數(shù)據(jù)生成過(guò)程為AR(1)。如果存在更高階的自回歸項(xiàng)，則應(yīng)先進(jìn)行“預(yù)白噪聲化”，以消除原序列的自相關(guān)，即分別把Δyit與yi,t-1對(duì)(Δyi,t-1,…,Δyi,t-p)進(jìn)行回歸，然后以這兩個(gè)回歸的殘差來(lái)代替Δyit與yi,t-1進(jìn)行Breitung檢驗(yàn)。Breitung(2000)假設(shè)不同個(gè)體的擾動(dòng)項(xiàng)不存在截面相關(guān)。

為了克服個(gè)體的自回歸系數(shù)δ都相等的缺點(diǎn)(LLC檢驗(yàn)與Breitung檢驗(yàn))，Im Pesar- an-Skin檢驗(yàn)提出了如下面板單位根檢驗(yàn)。假設(shè)面板數(shù)據(jù)中共有n個(gè)相互獨(dú)立的個(gè)體，對(duì)每個(gè)個(gè)體分別進(jìn)行DF式回歸：

其中：δi為個(gè)體i的自回歸系數(shù)；εit服從相互獨(dú)立的正態(tài)分布(擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān))，但允許異方差。假設(shè)T固定，而n→∞或固定。面板單位根的原假設(shè)為“H0:δi=0,?in1/n”而替代假設(shè)為“服從平穩(wěn)過(guò)程的個(gè)體比例大于零”，即當(dāng)n→∞時(shí)，n1/n收斂至某非零正數(shù)，其中n1為服從平穩(wěn)過(guò)程的個(gè)體數(shù)。

Fisher檢驗(yàn)原理是在面板數(shù)據(jù)中對(duì)每個(gè)個(gè)體分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后匯總得到n個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量以及相應(yīng)的p值為{p1,…,pn}。

Hadri檢驗(yàn)是將對(duì)時(shí)間序列/截面數(shù)據(jù)中的各截面序列建立如下回歸：yit=δi+ηi+uit然后利用各截面回歸的殘差項(xiàng)建立LM統(tǒng)計(jì)量，統(tǒng)計(jì)量的形式：

(2-4)

其中fi0為第i個(gè)截面回歸所對(duì)應(yīng)的頻率為零時(shí)的殘差譜密度。最后，根據(jù)得到的LM統(tǒng)計(jì)量計(jì)算Z統(tǒng)計(jì)量：

(二)面板協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)茉聪M(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，這里引用Pedroni(1999)面板協(xié)整方法：

其中，yit代表(N*T)×1維觀測(cè)變量，Xit代表(N*T)×m維觀測(cè)變量。開(kāi)發(fā)漸近和有限樣本性質(zhì)的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，檢驗(yàn)零假設(shè)是“無(wú)協(xié)整關(guān)系”的面板模型。由于各個(gè)國(guó)家的參數(shù)不一樣，所以要求檢驗(yàn)考慮到面板個(gè)體的異質(zhì)性差異，這些差異包括短期動(dòng)態(tài)效應(yīng)和不同的長(zhǎng)期協(xié)整向量。Pedroni提出兩種類(lèi)型的檢驗(yàn)，一類(lèi)是基于組內(nèi)尺度檢驗(yàn)方法，包括panel v統(tǒng)計(jì)量，panelρ統(tǒng)計(jì)量，panel PP統(tǒng)計(jì)量和panel ADF統(tǒng)計(jì)量4個(gè)統(tǒng)計(jì)量。這些統(tǒng)計(jì)量包含了不同變量的自回歸系數(shù)對(duì)估計(jì)的殘差的單位根檢驗(yàn)。第二類(lèi)檢驗(yàn)是基于組間尺度檢驗(yàn)方法，包括groupρ統(tǒng)計(jì)量，group PP統(tǒng)計(jì)量和group ADF統(tǒng)計(jì)量3個(gè)統(tǒng)計(jì)量。異質(zhì)面板和異質(zhì)組面板均值協(xié)整統(tǒng)計(jì)量通過(guò)下列式子計(jì)算出來(lái)：

Panel v統(tǒng)計(jì)量：

panel rho統(tǒng)計(jì)量：

panel PP統(tǒng)計(jì)量：

panel ADF統(tǒng)計(jì)量：

Group rho統(tǒng)計(jì)量：

group PP統(tǒng)計(jì)量：

group ADF統(tǒng)計(jì)量：

(三)完全修正最小二乘估計(jì)(FMOLS)

鑒于變量是協(xié)整的，下一步涉及估算能源消費(fèi)與GDP之間的長(zhǎng)期關(guān)系。本文采用Pedroni(2001)提出的FMOLS估計(jì)的方法。

在協(xié)整面板中，用普通最小二乘法(OLS)會(huì)導(dǎo)致方程出現(xiàn)有偏估計(jì)，除非回歸方程變量嚴(yán)格外生，否則OLS不能直接用于參數(shù)估計(jì)。由于考慮到誤差項(xiàng)和回歸量的一階差分項(xiàng)以及常數(shù)項(xiàng)可能存在的相關(guān)性，F(xiàn)MOLS采用非參數(shù)估計(jì)去修正序列相關(guān)性。與此同時(shí)，F(xiàn)MOLS還提供了可用于推斷標(biāo)準(zhǔn)差一致的估計(jì)。FMOLS根據(jù)以下方程進(jìn)行估計(jì)：

FMOLS估計(jì)：

(四)模型建立、數(shù)據(jù)來(lái)源

總結(jié)得到能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證模型：

其中，GDPit表示i省第t年的實(shí)際GDP(以1990為基期，單位為億元)，ECit表示i省第t年能源消費(fèi)量(單位為萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤)，αi表示各面板單位的協(xié)整關(guān)系中存在著不同的固定效應(yīng)，βi表示各面板單位中的協(xié)整系數(shù)，εit表示誤差修正項(xiàng)。

本文實(shí)證部分采用1990～2013年年度數(shù)據(jù)，主要是地區(qū)能源消費(fèi)總量、地區(qū)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資額三個(gè)變量，數(shù)據(jù)均來(lái)自1991～2014年?yáng)|北三省各省的年度統(tǒng)計(jì)年鑒。能源消費(fèi)量直接采用東北三省各省統(tǒng)計(jì)年鑒提供的以發(fā)電煤耗計(jì)算法計(jì)算得到的能源消費(fèi)總量，單位是萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。資本存量數(shù)據(jù)用固定資產(chǎn)投資額代替。在實(shí)證部分，為了克服數(shù)據(jù)異方差和數(shù)據(jù)波動(dòng)的影響，分別對(duì)GDP、能源消費(fèi)和資本存量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

本文對(duì)能源消費(fèi)和GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)及其一階差分進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方程中包含兩種情況：一種情況是包含常數(shù)項(xiàng)，另一種情況是包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1-表3所示。

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1-表3可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源消費(fèi)和資本存量在水平值是存在單位根的，其一階差分項(xiàng)均在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，即變量不存在單位根。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)單位根檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)各變量均一階單整，符合面板協(xié)整分析的前提，可以進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，進(jìn)一步檢驗(yàn)變量是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表4 Pedroni殘差協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表4的Pedroni面板協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，10個(gè)統(tǒng)計(jì)量中有8個(gè)統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明能源消費(fèi)、資本存量和GDP存在協(xié)整關(guān)系。

(三)FMOLS回歸分析結(jié)果

采用Pedroni提出的完全修正最小二乘法(FMOLS)對(duì)系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5所示：

表5 東北三省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)FMOLS估計(jì)結(jié)果

由表5異質(zhì)面板分析結(jié)果可知，當(dāng)黑龍江、遼寧和吉林每增加1%單位能源消費(fèi)時(shí)，對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.43%、0.478%、0.442%，當(dāng)黑龍江、遼寧和吉林的資本存量每增加1%時(shí)，對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.618%、0.538%、0.586%。三個(gè)省份中遼寧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的彈性系數(shù)最大為0.47，說(shuō)明遼寧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗的依賴(lài)性較大，其次為吉林，黑龍江。從同質(zhì)面板分析結(jié)果可以看到，當(dāng)東北三省每增加1%單位能源消費(fèi)時(shí)，對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.45025%。

(四)面板因果關(guān)系檢驗(yàn)

能源消費(fèi)和GDP協(xié)整，預(yù)示著變量之間可能存在長(zhǎng)期關(guān)系，但是不能確定因果關(guān)系的方向性。我們采用兩步法來(lái)檢驗(yàn)長(zhǎng)期因果關(guān)系，第一步是估計(jì)長(zhǎng)期模型殘差，第二步是將擬合殘差作為自變量放入到動(dòng)態(tài)誤差修正模型中。下列是動(dòng)態(tài)誤差修正模型：

其中，Δ代表差值，k表示滯后階數(shù)，ETit是長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的滯后誤差修正項(xiàng)；αi，θi和λi為調(diào)整系數(shù)。采用SC(Schwarz information criterion)和HQ(Hannan-Quinn information criterion)標(biāo)準(zhǔn)確定滯后階數(shù)為1；u是連續(xù)未校正誤差項(xiàng)。由于資本存量與要求的因果關(guān)系不相關(guān)，所以資本存量方程在此省略。與此同時(shí)，可以通過(guò)檢驗(yàn)方程(3-1)和(3-2)因變量系數(shù)顯著性來(lái)判定因果關(guān)系的原因。如果衡量弱因果關(guān)系，應(yīng)該檢驗(yàn)方程(3-1)中HA=θ12=θ13=θ14,?i，檢驗(yàn)方程(3-2)中HA=θ22=θ23=θ24,?i。

Masih 和 Masih(1996)解釋弱格蘭杰因果關(guān)系為“短期”因果關(guān)系，在一定意義上，因變量只對(duì)隨機(jī)環(huán)境中的短期震蕩有所響應(yīng)。長(zhǎng)期因果關(guān)系是否存在，可以通過(guò)檢驗(yàn)調(diào)整速度顯著性來(lái)判定。調(diào)整速度也就是誤差修正項(xiàng)系數(shù)。

ETit代表系數(shù)偏離長(zhǎng)期均衡的速度消失后每個(gè)變量的變化。內(nèi)生變量的變動(dòng)，不僅因?yàn)樗麄兊臏螅以谒缴弦膊黄胶庠斐傻?。λi的顯著性表示協(xié)整過(guò)程的長(zhǎng)期關(guān)系；沿著這個(gè)路徑的運(yùn)動(dòng)被認(rèn)為是永久的。檢驗(yàn)長(zhǎng)期因果關(guān)系，我們只需檢驗(yàn)H0:λ1i=0對(duì)于方程(3-1)中所有i；H0:λ2i=0對(duì)于方程(3-2)中所有i。如果λ1i=λ2i=0對(duì)于方程中所有i，則GDP不能反應(yīng)來(lái)自前期長(zhǎng)期均衡的偏離，也就表示兩個(gè)格蘭杰非因果關(guān)系的長(zhǎng)期和弱外生性(Hatanaka,1996；Mehrara,2007)。

表6 面板因果檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)面板因果檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)東北地區(qū)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在短期因果關(guān)系，而是存在長(zhǎng)期雙向的因果關(guān)系，且長(zhǎng)期因果關(guān)系在1%的顯著性水平下顯著。

四、結(jié)論及建議

(一)結(jié)論

從廣義修正最小二乘回歸的分析結(jié)果來(lái)看：在同質(zhì)面板條件下，當(dāng)東北三省每增加1%單位能源消費(fèi)時(shí)，對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.45025%，能源消耗和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)正比例關(guān)系，說(shuō)明東北三省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嚴(yán)重依賴(lài)于能源消耗。在異質(zhì)面板條件下，當(dāng)黑龍江、遼寧和吉林每增加1%單位能源消費(fèi)時(shí)，對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.43%、0.478%、0.442%，遼寧省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率略高于其他兩省，說(shuō)明遼寧省的能源利用效率相對(duì)較高。

從面板因果檢驗(yàn)分析結(jié)果可以看出：在控制了時(shí)間趨勢(shì)的條件下，東北三省不存在短期因果關(guān)系，說(shuō)明政策推動(dòng)的能源消耗不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響；東北三省存在能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期雙向的因果關(guān)系，符合“反饋假說(shuō)”。因此，東北三省在追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，應(yīng)避免能源的過(guò)度浪費(fèi)。

(二)建議

1.優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，扶植新興產(chǎn)業(yè)。為擺脫區(qū)域經(jīng)濟(jì)對(duì)能源消費(fèi)的過(guò)度依賴(lài)，東北三省應(yīng)降低第一產(chǎn)業(yè)比重，維持第二產(chǎn)業(yè)比重保持較高水平，提升第三產(chǎn)業(yè)比重；加強(qiáng)發(fā)展能耗低、附加值高的產(chǎn)業(yè)，尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；加速中蒙俄經(jīng)濟(jì)合作走廊建設(shè)，積極響應(yīng)國(guó)家“一帶一路”戰(zhàn)略號(hào)召；重點(diǎn)推動(dòng)新材料、節(jié)能環(huán)保、軟件、高端裝備制造、智能電網(wǎng)、光電等新興產(chǎn)業(yè)。黑龍江省和吉林省應(yīng)發(fā)揮旅游業(yè)和農(nóng)業(yè)等優(yōu)勢(shì)，開(kāi)展低碳綠色旅游；遼寧省應(yīng)依托靠海優(yōu)勢(shì)，發(fā)展海洋文化特色產(chǎn)業(yè)。

2.促進(jìn)東北三省可再生能源開(kāi)發(fā)和利用。東北三省富含巨大風(fēng)能資源，而2015年上半年?yáng)|北三省風(fēng)電裝機(jī)市場(chǎng)份額僅占全國(guó)的1.51%，應(yīng)增加對(duì)風(fēng)電裝機(jī)市場(chǎng)投資。此外，加大對(duì)東北三省太陽(yáng)能、生物質(zhì)能、地?zé)崮艿拈_(kāi)發(fā)力度。其次，應(yīng)提高黑龍江省水能發(fā)電開(kāi)發(fā)率，深度開(kāi)發(fā)遼寧沿海海洋潮汐能發(fā)電。

3.加大對(duì)能源利用效率研究的科技投入力度。東北三省(尤其是黑龍江省和吉林省兩省)應(yīng)該提高能源利用效率，實(shí)行技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)政策、加強(qiáng)用能單位考核和評(píng)價(jià)，引導(dǎo)各地區(qū)和各用能單位進(jìn)行節(jié)能減排，從而達(dá)到高效利用能源的目的。

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(責(zé)任編輯：李瀟雨)

A Study on Causalities Between Energy Consumption and Economic Growth in Three Northeastern Provinces——Based on an Empirical Analysis of Panel Data

CUI Ming-xin, LIU Chao

(School of Economics and Management,Northeast Petroleum University,Daqing 163318,China)

In this paper, by choosing data of three Northeastern provinces of China, from 1990 to 2013 using panel unit root, panel cointegration and error correction model based on a panel of the three northeastern provinces of energy consumption and economic growth in China by empirical study. The results showed that: from the analysis results of heterogeneous panel, when the province of Heilongjiang, Liaoning and Jilin 1% increase per unit energy consumption, the corresponding economic growth by 0.43%, 0.478%, 0.442%. From the perspective of homogenous panel, whenever energy consumption of three northeast provinces rises by 1%, the economic growth rises correspondingly by 0.45025%. In short term, there is no causal relationship between energy consumption and economic growth; in long run, there is a two-way causal relationship between energy consumption and economic growth. Finally, the paper puts forward some recommendations about the development of intensive development mode, increasing energy efficiency, increasing large energy reserves and supply capacity and the development of the service industry.

energy consumption; economic growth; FMOLS estimation; panel unit root; panel cointegration

2015-11-19

2014年國(guó)家社科基金項(xiàng)目“我國(guó)油氣資源開(kāi)發(fā)的水土保持補(bǔ)償制度研究”(項(xiàng)目編號(hào)：14BJY028)；中國(guó)石油天然氣集團(tuán)公司軟科學(xué)研究課題“油氣資源開(kāi)采生態(tài)環(huán)境稅費(fèi)的相關(guān)法律問(wèn)題研究提綱”(項(xiàng)目編號(hào)：中油研20140208)。

崔明欣，女，東北石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，博士；劉超，男，東北石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生。

F206

A

1008-2603(2016)01-0001-08