戴鈺　劉亦文

摘 要 基于我國1978-2013年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用ARDL邊限協(xié)整檢驗技術(shù)和VECM格蘭杰因果檢驗方法，對經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易與能源消費之間的關(guān)系進(jìn)行了系統(tǒng)地研究.實證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易與能源消費之間存在長期協(xié)整關(guān)系.經(jīng)濟(jì)增長和能源消費不滿足EKC假設(shè)，兩者之間呈現(xiàn)正“U”型變化，目前我國經(jīng)濟(jì)位于曲線右邊，即能源消費隨著經(jīng)濟(jì)的增長而增加.金融發(fā)展對能源消費存在顯著的正向效應(yīng)，對外貿(mào)易的發(fā)展也會增加能源消費.格蘭杰因果檢驗表明存在從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費、金融發(fā)展和對外貿(mào)易的單向因果關(guān)系.金融發(fā)展和能源消費之間存在長期雙向因果關(guān)系，同樣的，這種關(guān)系也被發(fā)現(xiàn)在對外貿(mào)易和能源消費、金融發(fā)展和對外貿(mào)易之間.

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟(jì)增長；金融發(fā)展；對外貿(mào)易；能源消費

中圖分類號 F205 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A

Abstract Based on the autoregressive distributed lag （ARDL） bounds testing approach for cointegration and the vector error correction model （VECM） Granger causality approach， systematically investigates the relationship between economic growth， financial development， trade openness and energy consumption in case of China over the period of 1978-2013. The empirical evidence confirmed the existence of long-term cointegration between economic growth， financial development， trade openness and energy consumption. Further， we find the EKC hypothesis is not supported. There is a U-shaped relationship between economic growth and energy consumption and our economy is at the right of the curve， which means economic growth increases energy consumption. The relationship between financial development and energy consumption is significantly positive. Trade openness also has a positive impact on energy consumption. The Granger causality analysis validates the unidirectional relationship running from economic growth to energy consumption， financial development， and trade openness. There is long-term bidirectional causality between financial development and energy consumption. The feedback relationship also exists between trade openness and energy consumption， and financial development and trade openness.

Key words economic growth； financial development； trade openness； energy consumption

1 引 言

自改革開放以來，我國社會經(jīng)濟(jì)取得了巨大發(fā)展，創(chuàng)造了令人矚目的“中國奇跡”.國內(nèi)生產(chǎn)總值實現(xiàn)了從1978年3645億元到2017年827122億元的跨越式增長，是世界上名副其實的第二大經(jīng)濟(jì)體.但奇跡的背后是能源的大量消耗和生態(tài)環(huán)境的嚴(yán)重破壞.1978年，我國能源消費總量為57144萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，2013年就增長到了375000萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，增長了5倍之多.與此同時，據(jù)《世界能源中國展望（2013～2014）》預(yù)測，2035年中國能源需求總量將占到世界能源需求總量的24%，能源需求增量占比更是達(dá)到38.5%之多.屆時，中國能源在世界能源供需格局中的地位將更加突出.伴隨著社會經(jīng)濟(jì)的快速增長，能源消費持續(xù)增加，環(huán)境污染物排放也進(jìn)一步擴(kuò)大，我國資源環(huán)境面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn).

為了應(yīng)對資源環(huán)境的緊張局勢，我國政府在“十一五”規(guī)劃綱要中正式提出節(jié)能減排的概念，并設(shè)定了在“十一五”期間，實現(xiàn)單位GDP能耗減少20%的目標(biāo).在《節(jié)能減排“十二五”規(guī)劃》中，我國政府不但制定了在“十二五”期間，節(jié)約6.7億噸標(biāo)準(zhǔn)煤能源，單位GDP能耗比2010年降低16%的總體目標(biāo)，同時還根據(jù)實際情況設(shè)定了我國各部門單位GDP能耗的具體目標(biāo).另外，在2009年的哥本哈根世界氣候大會上，我國政府就曾向世界鄭重承諾：2020年，中國GDP能源消耗要比2005年降低40%～45%.這些均表明我國在節(jié)能減排上的決心.

所謂節(jié)能減排，并不是簡單地減少能源消費，降低污染物排放.能源消費作為人們生產(chǎn)生活的一部分，與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展息息相關(guān).如果強(qiáng)制性地要求企業(yè)、住戶等機(jī)構(gòu)部門減少能源消費，對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的不利影響可能會更大.因此，在節(jié)能減排政策的制定中，我們要考慮節(jié)能減排是否會對經(jīng)濟(jì)造成威脅，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間存在怎樣的因果關(guān)系.目前，已有不少文章探究兩者之間的關(guān)系（Kraft J. and Kraft A.，1978；林伯強(qiáng)，2003）[1，2].近期，也有學(xué)者基于環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）分析經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的關(guān)系（白積洋，2010；趙愛文等，2014）[3，4].但由于實證方法、時間跨度、研究對象的不同，得出了不盡相同的結(jié)論.Kraft J. and Kraft A.（1978）最早基于美國1947～1974年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)美國存在從GNP到能源消費的單向因果關(guān)系[1].然而，Akarca and Long（1980）用1947～1972年的數(shù)據(jù)卻得出GNP和能源消費不存在因果關(guān)系的結(jié)論[5].Masih A.M.M. and Masih R.（1996）基于Johansen協(xié)整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗對亞洲六國能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究發(fā)現(xiàn)只有印度、巴基斯坦、印度尼西亞的能源消費和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系 [6].而Shahbaz、Hye 、Tiwari and Leito（2013）運用ARDL邊限協(xié)整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗研究發(fā)現(xiàn)：印度尼西亞的經(jīng)濟(jì)增長、能源消費、金融發(fā)展、對外貿(mào)易與二氧化碳排放之間存在長期協(xié)整關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)增長和能源消費互為格蘭杰因果關(guān)系[7].在國內(nèi)，學(xué)者們運用不同的方法來探究經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的關(guān)系.林伯強(qiáng)（2003）運用JJ協(xié)整技術(shù)和VECM格蘭杰因果檢驗證明了我國的電力消費和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系[2].趙進(jìn)文等（2007）探究了我國經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間具體的內(nèi)在結(jié)構(gòu)依存關(guān)系，通過非線性STR模型實證研究發(fā)現(xiàn)，我國經(jīng)濟(jì)增長對能源消費的影響具有明顯的非線性、非對稱性和階段性特征[8].李文啟（2015）通過系統(tǒng)廣義矩估計方法實證研究發(fā)現(xiàn)我國能源消費對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正向作用，作用效果東部最大，西部居中，中部最小[9].此外，近年來也有學(xué)者基于EKC曲線來深入研究經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的關(guān)系.白積洋（2010）發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)滿足EKC假設(shè)，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費呈倒“U”型變化，但我國經(jīng)濟(jì)目前尚未達(dá)到轉(zhuǎn)折點，仍位于EKC曲線的左邊，能源消費隨著經(jīng)濟(jì)的增長而增加[3].趙愛文等（2014）基于三次方GDP與能源消費的EKC模型進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，人均GDP與能源強(qiáng)度之間既存在“N”型EKC曲線，又存在拐點；而人均GDP與能源消費總量、人均能源消費之間雖然也符合“N”型EKC曲線，但是并不存在拐點[4].

隨著各國金融發(fā)展研究的不斷深入，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注并研究金融發(fā)展與能源消費之間的關(guān)系.金融發(fā)展對能源消費的影響存在多條傳導(dǎo)路徑.一方面，金融發(fā)展會增加能源消費.隨著金融發(fā)展規(guī)模的不斷擴(kuò)大，金融發(fā)展效率的不斷提高，消費者和企業(yè)都可以以更低的成本和更便利的方法來獲取貸款.其中，消費信貸會增加消費者對汽車、空調(diào)、房子等高能耗商品的購買及使用，企業(yè)貸款也會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行廠房新建、購買機(jī)器設(shè)備等用于擴(kuò)大再生產(chǎn)，而這些行為都將增加對能源的消費.另一方面，金融發(fā)展會減少能源消費.金融發(fā)展鼓勵企業(yè)引進(jìn)節(jié)能環(huán)保的高新技術(shù)及設(shè)備，為知識密集型、技術(shù)密集型的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供金融支持，因此，金融發(fā)展可以降低能源消費.為

了確定能源消費與金融發(fā)展之間的具體關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者做了許多相關(guān)的研究.

Sadorsky（2010）基于廣義矩方法研究了1990～2006年22個新型經(jīng)濟(jì)體金融發(fā)展對能源消費的影響.實證結(jié)果表明，當(dāng)金融發(fā)展用股市指標(biāo)衡量時，金融發(fā)展與能源消費之間存在顯著的正向關(guān)系[10].Sadorsky（2011）用同樣的方法對歐洲中東部邊境九個經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行研究時發(fā)現(xiàn)，當(dāng)使用銀行指標(biāo)衡量金融發(fā)展時，金融發(fā)展與能源消費的關(guān)系顯著為正[11].Shahbaz and Lean（2012）基于ARDL邊限協(xié)整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗對突尼斯的金融發(fā)展和能源消費進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與能源消費互為因果關(guān)系[12].Mielnik and Goldemberg（2002）基于二十個發(fā)展國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明外商直接投資的增加會減少能源能源[13].任力等（2011）基于中國區(qū)域?qū)用娴姆治霰砻鹘鹑诎l(fā)展與能源消費的關(guān)系存在地區(qū)差異性[14].劉劍鋒等（2014）在非線性研究框架下，研究發(fā)現(xiàn)能源消費與金融發(fā)展之間不存在因果關(guān)系[15].

國內(nèi)外已有不少學(xué)者研究了對外貿(mào)易與能源消費之間的相互關(guān)系.Erkan、Mucuk and Uysal（2010）基于JJ協(xié)整和VAR格蘭杰因果檢驗得出了土耳其能源消費是出口貿(mào)易的格蘭杰原因[16].Halicioglu（2011）通過ARDL邊限協(xié)整檢驗也得到土耳其的經(jīng)濟(jì)增長、能源消費、出口貿(mào)易之間存在長期協(xié)整關(guān)系的結(jié)論.但VECM格蘭杰因果檢驗卻表明出口貿(mào)易是能源消費的單向格蘭杰原因[17].上述文章是針對單個國家進(jìn)行的分析，Hossain（2012）基于面板格蘭杰因果檢驗研究了1976～2009年SAARC國家經(jīng)濟(jì)增長、出口貿(mào)易、匯款和能源消費之間的關(guān)系，研究結(jié)果顯示出口貿(mào)易和能源消費之間不存在因果關(guān)系[18].此外，還有學(xué)者探討了進(jìn)口貿(mào)易、貿(mào)易總額與能源消費之間的關(guān)系.Sadorsky（2011）基于面板協(xié)整檢驗和FMOLS估計方法研究了八個中東國家進(jìn)、出口貿(mào)易與能源消費之間的關(guān)系.實證結(jié)果表明，從長期來看，進(jìn)、出口貿(mào)易與能源消費之間均存在顯著的正向關(guān)系[19].國內(nèi)學(xué)者結(jié)合中國實際情況，集中對我國出口貿(mào)易與能源消費之間的關(guān)系進(jìn)行了研究.董斌昌等（2006）基于ARDL模型研究發(fā)現(xiàn)：出口貿(mào)易與能源消費之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[20].張傳國等（2009）運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)和方差分解對能源消費和出口貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行了研究.研究發(fā)現(xiàn)我國存在從出口貿(mào)易到能源消費的單向因果關(guān)系[21].此外，為了探究出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與能源消費之間的關(guān)系，陳義平等（2013）通過實證研究發(fā)現(xiàn)：我國初級產(chǎn)品的出口在短期和長期都會增加對能源的消費，且兩者互為因果關(guān)系；工業(yè)制成產(chǎn)品的出口只有在長期會促進(jìn)能源消費，且只存在從工業(yè)制成品出口到能源消費的單項因果關(guān)系[22].也有學(xué)者開始研究進(jìn)口貿(mào)易與能源消費之間關(guān)系.熊研婷（2011）應(yīng)用運用面板協(xié)整和誤差修正等方法研究發(fā)現(xiàn)，我國進(jìn)、出口貿(mào)易與能源消費互為短期因果關(guān)系.且長期均衡估計顯示，我國人均實際進(jìn)、出口每增長1%，人均能源消費將增加分別0.09%和0.103%，人均能源消費對人均實際進(jìn)、出口的長期彈性均約為0.5[23].徐少君（2011）研究發(fā)現(xiàn)我國能源消費與進(jìn)、出口貿(mào)易間的關(guān)系在東、中、西部三大地區(qū)存在差異[24].

越來越多的學(xué)者認(rèn)為，傳統(tǒng)的能源消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究沒有將金融發(fā)展從經(jīng)濟(jì)增長中獨立出來進(jìn)行單獨分析，制約了人們對金融發(fā)展與能源消費關(guān)系的認(rèn)識.因此，考慮到金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的重要性，有必要將金融發(fā)展作為獨立變量納入到研究框架中.同時，對外貿(mào)易與能源消費之間的關(guān)系也值得探討.由赫克歇爾-俄林（H-O）理論可知，國際貿(mào)易將促進(jìn)國際分工的合理化，各國都將生產(chǎn)并出口本國要素密集型產(chǎn)品，進(jìn)口本國要素稀缺型產(chǎn)品.貿(mào)易活動引起產(chǎn)品在國際間的流動，同時也伴隨著能源在國際間的轉(zhuǎn)移，揭示了對外貿(mào)易與能源消費之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性.將在能源EKC曲線的基礎(chǔ)上，把金融發(fā)展和對外貿(mào)易納入到分析框架中，將基于ARDL邊限協(xié)整檢驗和VECM格蘭杰因果檢驗對經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易和能源消費之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析，為政策制定者提供決策意見.

2 變量選取和數(shù)據(jù)說明

2.1 變量選取

所選取的各變量的具體說明如下：經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)選用人均實際GDP來表示經(jīng)濟(jì)增長，人均實際GDP是以2000年不變價格折算得到.金融發(fā)展指標(biāo)選用私人部門信貸占GDP的比重來代表金融發(fā)展水平，用FIN表示.對外貿(mào)易指標(biāo)選用人均實際進(jìn)出口貿(mào)易總額來刻畫，其中實際進(jìn)出口貿(mào)易總額是經(jīng)過相應(yīng)的匯率和以2000年不變價格折算得到，人口數(shù)選用的是年中估算值，估算方法是（人口年初數(shù)+人口年末數(shù)）/2，用TR表示.能源消費指標(biāo)選用人均能源消費總量來表示能源消費，其中人口數(shù)采用的是年中估算值，人均能源消費總量的單位是千克標(biāo)準(zhǔn)煤/人，用EN表示.本文在實證研究中對所有變量均進(jìn)行對數(shù)化處理，這樣可以有效地降低異方差的影響，同時可以使模型的系數(shù)有更好的解釋意義.具體用LnGDP、LnFIN、LnTR、LnEN表示.各變量時間跨度是從1980年至2013年.各變量的統(tǒng)計性描述如下所示：

2.2 模型設(shè)定

本文將在能源EKC理論基礎(chǔ)上研究我國能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，驗證我國能源EKC的存在性及是否存在拐點.同時，還將金融發(fā)展和對外貿(mào)易納入到分析框架中，對經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易和能源消費之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實證分析.式（1）給出的是經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易和能源消費之間的長期均衡方程：

LnENt=α0+α1T+α2LnGDPt+α3LnGDPt2+α4LnFINt+α5LnTRt+εt，（1）

其中，T是時間變量，εt是隨機(jī)擾動項.參數(shù)α2，α3，α4，α5分別表示人均實際GDP，人均實際GDP的平方，金融發(fā)展（私人部門信貸占GDP比重）與人均實際貿(mào)易總額對人均能源消費總量的長期彈性.

基于理論與經(jīng)驗方法對方程（1）中各參數(shù)的正負(fù)情況進(jìn)行猜想：如果我國能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間存在EKC假設(shè)，則有α2>0，α3<0.α4的正負(fù)并不好確定：一方面，金融發(fā)展拉動市場需求、擴(kuò)大企業(yè)生產(chǎn)，從而增加能源消費；另一方面，金融發(fā)展為企業(yè)提供資金支持，鼓勵企業(yè)使用節(jié)能環(huán)保設(shè)備，從而減少能源消費.α5>0，原因有以下3點：一是對外貿(mào)易產(chǎn)品的進(jìn)出口需要借助交通工具來運輸貨物，這個過程必定會消耗能源；二是出口貿(mào)易產(chǎn)品在其生產(chǎn)過程引起的機(jī)器設(shè)備的運轉(zhuǎn)會消耗大量的能源；三是進(jìn)口的汽車、電機(jī)等機(jī)器設(shè)備在使用時會增加對能源的消耗.

3 實證結(jié)果與分析

3.1 單位根檢驗

選用ARDL邊限協(xié)整檢驗方法對經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易和能源消費之間的長期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行探索.由于ARDL邊限協(xié)整檢驗適用于序列為平穩(wěn)或一階單整的情況，且Pesaran、Shin and Smith（2001）[25]和Narayan（2005）[26]對ARDL邊限協(xié)整檢驗的F統(tǒng)計值是基于變量序列是I（0）或I（1）計算所得，所以，為了避免出現(xiàn)二階單整而導(dǎo)致F統(tǒng)計值失效的情況（Ouattara，2004）[27]，在進(jìn)行ARDL邊限協(xié)整檢驗之前，首先要對變量序列進(jìn)行單位根檢驗，保證其是零階單整或一階單整.

在單位根檢驗中，ADF檢驗最為常見，本文給出了各變量的ADF檢驗結(jié)果.

從表3中可知，當(dāng)LnEN作為響應(yīng)變量時，其F統(tǒng)計值位于10%顯著性水平下的上、下邊限值之間，因此不能判斷LnGDP、（LnGDP）2、LnFIN、LnTR對LnEN是否具有長期影響關(guān)系.此時，可以根據(jù)誤差修正項的顯著性來判斷長期協(xié)整關(guān)系是否存在.當(dāng)LnFIN、LnTR作為響應(yīng)變量時，其F統(tǒng)計值均高于1%顯著性水平下的上邊限值，說明LnEN、LnGDP、（LnGDP）2、LnTR對LnFIN有長期影響關(guān)系，LnEN、LnGDP、（LnGDP）2、LnFIN對LnTR有長期影響關(guān)系.而當(dāng)LnGDP、（LnGDP）2作為響應(yīng)變量時，其F統(tǒng)計值均低于10%顯著性水平的下邊限值，說明當(dāng)LnGDP、（LnGDP）2作為響應(yīng)變量時，其他變量對其的長期影響關(guān)系不明顯.因此，本文研究的變量之間至少存在2個協(xié)整關(guān)系，說明我國的經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易和能源消費之間存在長期協(xié)整關(guān)系.

3.3 長短期估計

本文選用AIC準(zhǔn)則，確定使用的最大滯后階數(shù)為2.最終得到的模型是ARDL（2，1，0，0，2）.表4、表5分別給出了長期均衡模型和短期誤差修正模型.

由表4可知，中國經(jīng)濟(jì)和能源消費不符合能源EKC的假設(shè).從表中可以看出，LnGDPt的系數(shù)為-2.6195，（LnGDPt）2的系數(shù)為0.17206，兩者系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗，說明中國的經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間呈現(xiàn)正“U”型變化，即在達(dá)到轉(zhuǎn)折點之前，能源消費隨著經(jīng)濟(jì)的增長呈現(xiàn)下降的趨勢，但在達(dá)到轉(zhuǎn)折點之后，能源消費隨著經(jīng)濟(jì)的增長呈現(xiàn)上升的趨勢.同時，該式也提供了轉(zhuǎn)折點的信息，即LnGDPt=--2.61952×0.17206=7.61217進(jìn)而求得GDPt=2022.66，說明當(dāng)中國的人均實際GDP超過2022.66元時，能源消費就會隨著經(jīng)濟(jì)的增長而增長.其中，我國1983年、1984年的人均實際GDP為分別為183.08元和2140.58元，說明轉(zhuǎn)折點介于1983年和1984年之間.1978年至1984年為我國經(jīng)濟(jì)體制改革的探索階段.在此期間，我國政府對工業(yè)生產(chǎn)進(jìn)行了戰(zhàn)略性的調(diào)整，將優(yōu)先發(fā)展目標(biāo)從重工業(yè)轉(zhuǎn)移到了輕工業(yè)，實現(xiàn)了對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整.所以這一階段主要特點是工業(yè)發(fā)展的輕型化，這也解釋了為什么經(jīng)濟(jì)增長和能源消費之間會出現(xiàn)負(fù)相關(guān).而在1984年，中央正式提出社會主義經(jīng)濟(jì)“是在公有制基礎(chǔ)上的有計劃的商品經(jīng)濟(jì)”，突破了把計劃經(jīng)濟(jì)同商品經(jīng)濟(jì)對立起來的傳統(tǒng)觀念.隨后，1992年鄧小平南巡又確立了社會主義市場經(jīng)濟(jì)，經(jīng)濟(jì)體制的改革給我國經(jīng)濟(jì)注入了新的活力，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入快速發(fā)展階段，能源消費也隨著增多.

金融發(fā)展對能源消費的長期彈性為0.33078且通過5%的顯著性檢驗，金融發(fā)展每增加1%，能源消費將增加0.33078%，說明私人部門信貸與能源消費之間存在正向效應(yīng).這種正向效應(yīng)可解釋為：一方面，消費信貸向私人部門的不斷流入，為我們的經(jīng)濟(jì)體系注入了更多的活力，刺激人們對汽車、空調(diào)、房子等高能耗消費品的購買及使用，從而增加了對能源的消費；另一方面，私人部門信貸業(yè)務(wù)規(guī)模的不斷提高，為私企的發(fā)展提供更多更便捷的資金支持，幫助私企進(jìn)行進(jìn)一步的擴(kuò)大生產(chǎn)，從而增加了對能源的需求.

對外貿(mào)易對能源消費的長期彈性為正，且在1%的顯著性水平下是顯著的.每當(dāng)人均貿(mào)易總額增加1%，人均能源消費總量將增加0.38678%.對外貿(mào)易對能源消費的正向效應(yīng)可解釋為：第一，國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的新趨勢促進(jìn)了我國能源消費的增長，增大了我國能源消費的壓力.第二，由于我國進(jìn)口大量的汽車、機(jī)電等高耗能型產(chǎn)品，而這些設(shè)備在使用過程中都會增加對能源的消耗.據(jù)中國統(tǒng)計局統(tǒng)計，2013年中國進(jìn)口的機(jī)電產(chǎn)品總金額達(dá)到839699.59萬美元，占到當(dāng)年進(jìn)口總金額的37.91%.

短期誤差修正模型估計結(jié)果如表5所示.結(jié)果顯示在短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源消費之間存在正“U”型的關(guān)系，且ΔLnGDPt和Δ（LnGDPt）2的系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗.金融發(fā)展對能源消費的影響為正且通過10%的顯著性檢驗，但其系數(shù)為0.14523，小于0.33078，說明短期的作用強(qiáng)度要弱于長期.這一點也體現(xiàn)在對外貿(mào)易上，對外貿(mào)易對能源消費的短期彈性為0.091568，通過10%的顯著性檢驗，但小于對外貿(mào)易對能源消費的長期彈性0.38678，說明金融發(fā)展、對外貿(mào)易對能源消費的影響需要一定量的積累.

誤差修正項的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，證明了經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展和對外貿(mào)易對能源消費的影響具有長期性，從而驗證了上文的疑問.誤差修正項的系數(shù)為-0.43906，說明在偏離長期均衡狀態(tài)下，將以每年43.906%的速度對其進(jìn)行修正.

為檢驗ARDL（2，1，0，0，2）模型的穩(wěn)健性，表6給出四項診斷檢驗結(jié)果.從表6中可以看出，四項檢驗的P值均大于10%，說明在10%的顯著性水平下，該ARDL模型分別通過序列自相關(guān)性檢驗、模型設(shè)定正確性檢驗、正態(tài)性檢驗和異方差性檢驗，從而說明該模型是穩(wěn)健的.

首先分析變量間的短期因果關(guān)系.從表7中可以看出，在以能源消費為被解釋變量的模型中，經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展和對外貿(mào)易均不顯著.在以金融發(fā)展為被解釋變量的模型中，能源消費、經(jīng)濟(jì)增長分別通過10%，1%的顯著性檢驗，說明能源消費、經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展的短期格蘭杰原因.在以對外貿(mào)易為被解釋變量的模型中，只有能源消費通過5%的顯著性檢驗，而其他變量均不顯著.

接下來分析變量間的長期因果關(guān)系.從表7中可以看出，能源消費和金融發(fā)展互為格蘭杰因果關(guān)系.金融發(fā)展為企業(yè)的融資提供便利，企業(yè)可以順勢擴(kuò)大其投資活動及生產(chǎn)規(guī)模；人們也可以更便捷地獲取消費信貸用于其對汽車、房子等高耗能產(chǎn)品的消費，兩者都將增加對能源的消費.同樣的，更多的能源消費將促進(jìn)更多的經(jīng)濟(jì)金融活動.能源消費和對外貿(mào)易之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系.對外貿(mào)易的發(fā)展將增加對能源的消費；能源作為對外貿(mào)易的投入要素之一，其增長將促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展.金融發(fā)展和對外貿(mào)易互為對方的格蘭杰原因.隨著金融發(fā)展程度地不斷提高，社會資源得到優(yōu)化配置，對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)實現(xiàn)轉(zhuǎn)型，確保了比較優(yōu)勢的發(fā)揮.同時，對外貿(mào)易的發(fā)展也對金融部門提出了更高的要求，促進(jìn)了對金融工具創(chuàng)新和金融業(yè)發(fā)展.經(jīng)濟(jì)增長是能源消費的單向格蘭杰原因.經(jīng)濟(jì)的不斷增長提高了企業(yè)、住戶等機(jī)構(gòu)部門對能源的需求，從而增加了對能源的消費.

4 結(jié) 論

研究了經(jīng)濟(jì)增長，金融發(fā)展，對外貿(mào)易和能源消費之間的動態(tài)關(guān)系.實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，四個變量之間具有長期協(xié)整關(guān)系，短期誤差修正模型中誤差修正項的顯著性也證明經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展、對外貿(mào)易對能源消費的影響具有長期性.能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不滿足能源EKC假設(shè)，兩者之間的長期關(guān)系呈現(xiàn)正“U”型變化，其中拐點是人均實際GDP為2022.66元，介于1983年和1984年之間，可見如今我國的經(jīng)濟(jì)增長位于曲線的右邊，即能源消費隨著經(jīng)濟(jì)的增長而增加.短期誤差修正模型也得到同樣的結(jié)果，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的變動趨勢呈正“U”型.金融發(fā)展對能源消費的長期彈性和短期彈性分別是0.33078和0.14523，對外貿(mào)易對能源消費的長期彈性系數(shù)為0.38678，短期彈性系數(shù)為0.091568，金融發(fā)展、對外貿(mào)易對能源消費的短期作用強(qiáng)度均弱于長期，說明金融發(fā)展、對外貿(mào)易對能源消費存在正效應(yīng)且其影響需要一定量的積累.

能源消費是經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)物，不是經(jīng)濟(jì)增長的必要投入要素，說明我國經(jīng)濟(jì)可以脫鉤發(fā)展.降低能源消費不會對經(jīng)濟(jì)增長造成影響，這為中國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展提供了一條切實可行的建議.為了我國經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的脫鉤發(fā)展能夠保持下去，我們可以加快節(jié)能技術(shù)的研發(fā)和推廣，提高能源使用效率.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，實現(xiàn)從第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型.制定合理的經(jīng)濟(jì)增長速度，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長同能源消費的可持續(xù)發(fā)展.另外，由經(jīng)濟(jì)增長對金融發(fā)展、對外貿(mào)易的單向因果關(guān)系可知，經(jīng)濟(jì)增長可帶動金融發(fā)展和對外貿(mào)易，從而對能源消費產(chǎn)生影響.

金融發(fā)展對能源消費的正向效應(yīng)說明金融貸款的消費者和投資者增加了對能源的需求，但研究發(fā)現(xiàn)，能源消費是金融發(fā)展的長期和短期格蘭杰因果原因，說明僅實施節(jié)能減排政策會抑制金融發(fā)展.因此，我們需要尋求金融發(fā)展與能源消費之間的平衡，在促進(jìn)金融發(fā)展的同時，調(diào)整能源消費結(jié)構(gòu)，提高能源使用效率，減少節(jié)能政策對金融發(fā)展的影響.金融機(jī)構(gòu)可以讓資金流向信息技術(shù)、生物技術(shù)、新材料技術(shù)等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，優(yōu)先為那些研發(fā)節(jié)能技術(shù)的企業(yè)提供資金支持，為那些需要購買節(jié)能環(huán)保設(shè)備的企業(yè)提供低利率貸款，實現(xiàn)綠色金融.同時還可以投資水能、風(fēng)能、太陽能等替代能源，改變長期以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)，在能源消費總量不變的情況下保證能源的品質(zhì)，降低對金融發(fā)展的沖擊.從而走上節(jié)能減排和金融發(fā)展的良性循環(huán)之路.

對外貿(mào)易對能源消費的影響表現(xiàn)為顯著的正向效應(yīng)，不但對外貿(mào)易對能源消費有長期格蘭杰因果關(guān)系，而且能源消費對對外貿(mào)易也具有長期和短期的因果關(guān)系.僅從“量”上減少能源消費無疑會從“投入”的角度對對外貿(mào)易造成不利的影響.因此，為了保持對外貿(mào)易的發(fā)展水平，我們應(yīng)該努力尋求有效的方法來改變原有的能源消費方式，而不應(yīng)該只是簡單地實施節(jié)能減排類計劃.一方面，可以通過改進(jìn)原有的技術(shù)、提升能源傳輸效率等方法提升能源利用效率，從而減少不必要的能源消耗.同時，注重優(yōu)化對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，尤其是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，積極鼓勵出口電子、新材料、生物制品等低能耗產(chǎn)品，并為其提供相應(yīng)的政策支持，降低高能耗、高污染等資源密集型產(chǎn)品的出口比重，真正實現(xiàn)節(jié)能減排和對外貿(mào)易的共同發(fā)展.

因此，為了經(jīng)濟(jì)、金融、貿(mào)易、能源四者的和諧發(fā)展，我們應(yīng)該提高金融發(fā)展水平，帶動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，大力發(fā)展新能源，改善能源消費結(jié)構(gòu)，改進(jìn)能源使用技術(shù)，提高能源利用效率，改善出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，保持經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的脫鉤發(fā)展，實現(xiàn)社會、經(jīng)濟(jì)、資源、環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展.

參考文獻(xiàn)

[1] Kraft J， Kraft A. On the relationship between energy and GNP[J]. Journal of Energy and Development， 1978（3）： 401-403.

[2] 林伯強(qiáng). 電力消費與中國經(jīng)濟(jì)增長：基于生產(chǎn)函數(shù)的研究[J]. 管理世界， 2003（11）： 18-27.

[3] 白積洋. 經(jīng)濟(jì)增長、城市化與中國能源消費——基于EKC理論的實證研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)情況， 2010（7）： 57-64.

[4] 趙愛文， 何穎， 王雙英， 李東. 中國能源消費的EKC檢驗及影響因素[J]. 系統(tǒng)管理學(xué)報， 2014， 23（3）： 416-422.

[5] Akarca A T， Long T V. On the relationship between energy and GNP： a reexamination[J]. Journal of Energy and Development， 1980（5）： 326-331.

[6] Masih A M M， Masih R. Energy consumption， real income and temporal causality： results from a multi-country study based on cointegration and error-correction modeling techniques[J]. Energy Economics， 1996（18）： 165-183.

[7] Shahbaz M， Hye Q M A， Tiwari A K， Leito N C. Economic growth， energy consumption， financial development， international trade and CO2 emissions in Indonesia[J]. Renewable and Sustainable Energy Reviews， 2013（25）： 109-121.

[8] 趙進(jìn)文， 范繼濤. 經(jīng)濟(jì)增長與能源消費內(nèi)在依從關(guān)系的實證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2007（8）： 31-42.

[9] 李文啟. 金融發(fā)展、能源消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 生態(tài)經(jīng)濟(jì)， 2015， 31（1）： 70-74.

[10]Sadorsky P. The impact of financial development on energy consumption in emerging economies[J]. Energy Policy， 2010， 38（5）： 2528-2535.

[11]Sadorsky P. Financial development and energy consumption in Central and Eastern European frontier economies[J]. Energy Policy， 2011， 39（2）： 999-1006.

[12]Shahbaz M， Lean H H. Does financial development increase energy consumption？ The role of industrialization and urbanization in Tunisia[J]. Energy Policy， 2012（40）： 473-479.

[14]Mielnik O， Goldemberg J. Foreign direct investment and decoupling between energy and gross domestic product in developing countries[J]. Energy Policy， 2002， 30（2）： 87-89.

[14]任力， 黃崇杰. 中國金融發(fā)展會影響能源消費嗎？——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)管理， 2011， 31（5）： 7-14.

[15]劉劍鋒， 黃敏. 能源消費與金融發(fā)展——基于MS-VAR的研究[J]. 貴州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報， 2014（1）： 7-13.

[16]Erkan C， Mucuk M， Uysal D. The impact of energy consumption on exports： The Turkish case[J]. Asian Journal of Business Management， 2010， 2（1）： 17-23.

[17]Halicioglu F. A dynamic econometric study of income， energy and exports in Turkey[J]. Energy， 2011， 36（5）： 3348-3354.

[18]Hossain M S. Multivariate Granger causality between economic growth， electricity consumption， exports and remittance for the panel of three SAARC countries[J]. European Scientific Journal， 2012， 8（1）： 347-376.

[19]Sadorsky P. Trade and energy consumption in the Middle East[J]. Energy Economics， 2011， 33（5）： 739-749.

[20]董斌昌， 杜希垚. 中國能源消費與出口貿(mào)易之間關(guān)系的實證研究[J]. 廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報， 2006， 19（5）： 98-100.

[21]張傳國， 陳蔚娟. 中國能源消費與出口貿(mào)易關(guān)系實證研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究， 2009（8）： 26-30.

[22]陳義平， 殷功利. 我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與能源消費關(guān)系——基于誤差修正模型檢驗[J]. 江西社會科學(xué)， 2013（7）： 66-69.

[23]熊妍婷. 對外貿(mào)易與能源消耗：基于中國面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J]. 財貿(mào)研究， 2011（6）： 70-75.

[24]徐少君. 能源消費與對外貿(mào)易的關(guān)系——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 國際商務(wù)（對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報）， 2011（6）： 5-16.

[25]Pesaran M H， Shin Y， Smith R. Bounds testing approaches to the analysis of level relationships[J]. Journal of Applied Econometrics， 2001， 16（3）： 289-326.

[26]Narayan P K. The saving and investment nexus for China： evidence from cointegration tests[J]. Applied Economics， 2005， 37（17）： 1979-1990.

[27]Ouattara B. Foreign aid and fiscal policy in Senegal[D]. Manchester： University of Manchester， 2004.

[28]Bahmani-Oskooee M， Nasir A B M. ARDL approach to test the productivity bias hypothesis[J]. Review of Development Economics， 2004， 8（3）： 483-488.

[29]Lütkepohl H. Structural Vector Autoregressive Analysis for Cointegrated Variables[J]. Advances in Statistical Analysis， 2006， 90（1）： 75-88.