陳振環(huán)，朱洪革，曹 博

（東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱150040）

一、引言

2017年底召開的中央經(jīng)濟工作會議指出，中國經(jīng)濟已呈現(xiàn)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的特征，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展將是今后制定經(jīng)濟政策、實施宏觀調(diào)控的出發(fā)點。從能源生產(chǎn)和消費的視角而言，高質(zhì)量發(fā)展意味著降低能源消費、提高能源轉(zhuǎn)換效率、大幅減少污染物排放，目的在于破解當(dāng)前面臨的資源環(huán)境問題，引導(dǎo)經(jīng)濟增長由粗放式向集約式轉(zhuǎn)變。為實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，中國政府在2006 年的《“十一五”規(guī)劃綱要》中做出節(jié)能減排的戰(zhàn)略部署，“十一五”和“十二五”期間能源強度分別下降了19.1%、18.4%，節(jié)能減排工作已取得顯著成效。然而，地方政府可能面臨在節(jié)能減排和經(jīng)濟增長間的兩難抉擇：一方面，高污染、高能耗的粗放式增長模式無法持續(xù)，在中央垂直壓力下推行節(jié)能減排不可避免；另一方面，減少作為投入要素的能源可能會導(dǎo)致經(jīng)濟放緩，甚至?xí)I(yè)化和城市化進程形成阻礙。由此本文提出以下值得探討的問題：金融發(fā)展和經(jīng)濟增長是否影響我國能源消費的增加？節(jié)能減排政策是否對經(jīng)濟增長產(chǎn)生消極影響？如何實現(xiàn)節(jié)能減排與經(jīng)濟增長的雙贏模式？借鑒Muhammad et al（.2012）關(guān)于突尼斯節(jié)能政策的研究范式，本文采用1978-2017年的宏觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個多變量動態(tài)時間序列計量模型（ARDL），試圖在考慮工業(yè)化和城市化進程的背景下，理清中國能源消費、金融發(fā)展、經(jīng)濟增長之間長期與短期的動態(tài)影響機制，這對于理論預(yù)期判斷和政策目標(biāo)制定均具有重要意義。

二、文獻回顧

長期以來，對能源消費影響因素的探索一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。然而，有關(guān)能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的結(jié)論卻并不統(tǒng)一。針對能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，目前存在四種主流結(jié)論，即增長假說、保護假說、回饋假說和中性假說。在相關(guān)研究中，所運用的方法、模型和數(shù)據(jù)雖不盡相同，但普遍認(rèn)為二者之間聯(lián)系密切，盡管其中的傳導(dǎo)機制仍然難以明確。隨著研究不斷深入，研究者不再局限于從經(jīng)濟增長視閾展開分析，轉(zhuǎn)而將其他重要社會經(jīng)濟因素納入探討。其中，技術(shù)進步因素備受理論界關(guān)注，進而形成被學(xué)術(shù)界所推崇的能源回彈理論。但長期以來，鮮有文獻涉及金融因素對能源消費的潛在影響，能源問題中金融因素的缺失，使我們難以確定金融因素對能源消費產(chǎn)生抑制或促進作用，進而在能源政策制定中存在遺漏重要調(diào)控媒介的可能，成為現(xiàn)有研究的一大缺陷。慶幸的是，已有學(xué)者注意到了這一問題，如Karanfil（2009）在其研究中指出，能源消費與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系不能根據(jù)簡單的二元模型進行判斷，除了國民收入等經(jīng)濟因素外，金融發(fā)展過程中的信貸傳導(dǎo)機制也可能會對能源消費產(chǎn)生顯著影響。然而Sadorsky（2010）基于22 個主要能源國家的分析發(fā)現(xiàn)，以股票市場衡量的金融發(fā)展與能源消費間存在積極顯著的影響，而采用信貸市場衡量金融發(fā)展的影響并不顯著。Shahbaz et al（.2010）與Za?heer et al（.2011）發(fā)現(xiàn)巴基斯坦的金融發(fā)展對能源消費存在積極顯著的影響，因果關(guān)系檢驗亦表明兩者之間存在著顯著的雙向因果關(guān)系，即金融發(fā)展與能源消費之間的作用機制是相互影響的。值得注意的是，經(jīng)驗研究的結(jié)論有時并不一致。在Mu?hammad et al（.2012）和Slim（2012）的研究中，前者認(rèn)為突尼斯的金融發(fā)展和能源消費間存在著長期因果關(guān)系，而后者分析發(fā)現(xiàn)僅存在從能源消費到金融發(fā)展的單向因果關(guān)系。因此，盡管經(jīng)驗研究證明能源消費與金融發(fā)展之間確實存在關(guān)聯(lián)，但其影響路徑在不同國家間會存在明顯的異質(zhì)性。

國內(nèi)學(xué)者正開始將金融因素引入到能源問題研究中，討論中國情境下兩者之間的聯(lián)系。在宏觀層面，金融發(fā)展為能源產(chǎn)業(yè)提供更多的信貸資金來源，拓寬能源生產(chǎn)和消費企業(yè)的融資渠道，進而緩解能源產(chǎn)業(yè)的融資約束難題，使其獲取較為稀缺的資金支持。金融發(fā)展會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，由于金融發(fā)展讓企業(yè)內(nèi)部的R&D 部門獲取了大規(guī)模的資金支持，企業(yè)更加容易獲取研發(fā)資金并引致技術(shù)創(chuàng)新，從而促進能源效率的提高。此外，能源效率提升雖會在短期內(nèi)降低能源需求，但從長期影響來看，由于金融發(fā)展也會促進能源產(chǎn)品的消費，會使能源消費同時受到金融發(fā)展正反方向的雙重影響（劉劍鋒，2015）。從微觀角度而言，隨著金融發(fā)展程度的提高，一般消費者家庭更容易申請貸款用于購買私家汽車、空調(diào)等高能耗產(chǎn)品，會進一步提升對能源的需求。此外，隨著資金稀缺性的降低，消費者也會更容易對傳統(tǒng)高能耗產(chǎn)品進行更新?lián)Q代，轉(zhuǎn)而追求價格稍高的節(jié)能型產(chǎn)品，又會抑制能源消費需求的上升?？傮w而言，金融發(fā)展對能源消費的影響究竟是起到了刺激還是抑制作用，最終取決于這兩種效應(yīng)的總和。國內(nèi)學(xué)者在這方面討論中更加傾向于采用實證研究的方法，但因方法、數(shù)據(jù)和變量界定的差異，最終結(jié)論不盡相同。如武力超等（2012）發(fā)現(xiàn)債券市場規(guī)模對可再生能源消費產(chǎn)生了負向影響，而來自金融中介的影響則為正向。孫浦陽等（2011）認(rèn)為金融發(fā)展會促進化石燃料消費的增加，F(xiàn)DI和股票市場的替代效應(yīng)為正，國內(nèi)信貸的替代效應(yīng)為負向。有學(xué)者認(rèn)為，整體上金融發(fā)展與能源消費均會拉動經(jīng)濟增長，三者間的作用機制存在著區(qū)域差異，如李珂等（2016）認(rèn)為中國的金融發(fā)展、能源消費與經(jīng)濟增長之間存在著顯著的正向關(guān)系，具體到不同區(qū)域則存在一定差異。除金融發(fā)展和經(jīng)濟增長因素以外，王振紅等（2014）認(rèn)為城鎮(zhèn)化對能源消費具有顯著的促進效應(yīng)，但未確定金融發(fā)展與能源消費間的作用機制。劉曉劍等（2016）對金融發(fā)展因素展開進一步的討論后，發(fā)現(xiàn)信貸市場的金融發(fā)展與能源消費呈正相關(guān)關(guān)系，而股市市場的金融發(fā)展則與能源消費呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。

綜上所述，盡管現(xiàn)有文獻提供了有益的借鑒，但研究視角仍存在進一步拓展的必要性。已有研究存在的不足包括：首先，多數(shù)學(xué)者在考察能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系時，未考慮金融因素可能帶來的潛在影響；其次，在解釋能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系時，可能會刺激能源消費的重要因素還應(yīng)包括工業(yè)化與城市化（Muhammad et al.，2012），部分文獻雖探討了金融發(fā)展的影響，卻拋開工業(yè)化和城市化這一重要背景，導(dǎo)致結(jié)論的完整性仍有待商榷；最后，大部分學(xué)者在考察變量間的動態(tài)關(guān)系時，未驗證和分析節(jié)能減排政策對經(jīng)濟增長的潛在影響，導(dǎo)致實證結(jié)果可能缺乏現(xiàn)實指導(dǎo)意義。有鑒于此，本文采用自回歸分布滯后模型（ARDL）分析了金融發(fā)展、經(jīng)濟增長與能源消費間影響的同時，將工業(yè)化和城市化作為重要變量一同納入了系統(tǒng)性分析框架，提供了一個全新視角考證經(jīng)濟增長和金融發(fā)展是否存在對能源消費的刺激作用，并深入剖析節(jié)能減排的經(jīng)濟增長效應(yīng)，可對現(xiàn)有結(jié)論作出進一步的驗證和補充。在文章的后續(xù)部分，將采用計量經(jīng)濟模型對此展開深入分析和討論。

三、數(shù)據(jù)說明和計量方法

1.變量定義

（1）金融發(fā)展指標(biāo)（FD）。金融發(fā)展是指金融體系通過合理配置資金，改善金融市場的資本結(jié)構(gòu)，使金融工具不斷完善和金融交易流量不斷增加的過程。研究中對金融發(fā)展的衡量并不一致，常用指標(biāo)包括金融相關(guān)性、金融效率、金融深度三方面。金融效率指標(biāo)使用儲蓄存款與貸款余額比率來表示，反映了金融中介將儲蓄存款轉(zhuǎn)化為貸款的效率。金融深度指標(biāo)一般使用貨幣存量與GDP的比重來表示，也可采用銀行私人信貸規(guī)模與GDP 的比率來反映深化程度。借鑒Goldsmith（1969）對金融相關(guān)性的界定，本文將金融發(fā)展定義為某個時點上金融資產(chǎn)總值與國民財富總值的比率，即使用存款額與貸款額總和與GDP的比值來反映金融發(fā)展程度。這是由于中國的金融市場主要由銀行業(yè)和證券業(yè)所主導(dǎo)，雖然證券業(yè)市場得到空前的發(fā)展，但由于股票市場和債券市場真正走向成熟的時間較短，又受到國家政策的嚴(yán)格管制，故采用銀行市場的數(shù)據(jù)衡量金融發(fā)展水平更為合理。此外，中國銀行業(yè)市場的主要資產(chǎn)表現(xiàn)為儲蓄存款和存量貸款，所以采用存款和貸款的總和很大程度上可以作為金融資產(chǎn)總值的替代。

（2）經(jīng)濟增長指標(biāo)（EG）。經(jīng)濟增長的含義屬于宏觀經(jīng)濟學(xué)的范疇，泛指在比較長的一段時期內(nèi)，人均產(chǎn)出或人均收入的持續(xù)增加，反映了一個國家或地區(qū)的整體經(jīng)濟實力。目前在經(jīng)濟研究領(lǐng)域，對經(jīng)濟增長的變量選擇并不存在太多爭議，很多研究采用實際GDP 或?qū)嶋H人均GDP 反映經(jīng)濟增長水平。在實證研究中，研究人員更傾向使用實際人均GDP作為經(jīng)濟增長的替代變量。有學(xué)者指出人均實際GDP能夠更好地衡量一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，可以真實地刻畫該國（地區(qū)）經(jīng)濟發(fā)展的全貌，這是因為相較反映總體規(guī)模的GDP而言，實際人均GDP剔除了人口規(guī)模因素的影響，能夠較為準(zhǔn)確地反映經(jīng)濟增長的真實情況。因此，本文采用實際人均GDP作為經(jīng)濟增長替代變量。

（3）工業(yè)化指標(biāo)（IN）。工業(yè)化是一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)由低級向高級不斷演化的過程，其實質(zhì)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷地優(yōu)化、調(diào)整與升級，促使經(jīng)濟發(fā)展由第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。狹義的工業(yè)化通常被定義為第二產(chǎn)業(yè)或制造業(yè)產(chǎn)值在國民生產(chǎn)總值中比重不斷上升的過程，或采用工業(yè)行業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重來表示，體現(xiàn)了工業(yè)行業(yè)發(fā)展的演變過程。實際上，工業(yè)發(fā)展雖然是工業(yè)化的顯著標(biāo)志之一，但作為經(jīng)濟增長過程中的重要角色，工業(yè)發(fā)展必然不會作為孤立的過程而存在。如陳其安等（2017）就指出工業(yè)化并不能單純地理解為工業(yè)發(fā)展，工業(yè)化過程是以貿(mào)易發(fā)展、市場范圍擴張以及產(chǎn)權(quán)制度不斷完善為依托來進行的。西方國家的發(fā)展經(jīng)驗表明，工業(yè)化總是伴隨著現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展，二者呈現(xiàn)了相輔相成的特征。因此，本文從廣義的工業(yè)化概念出發(fā)，使用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重來衡量工業(yè)化發(fā)展水平，具體則以第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來進行測算。

（4）城市化指標(biāo)（UR）。城市化指隨著一個國家或地區(qū)生產(chǎn)力的發(fā)展，農(nóng)村人口向城市地區(qū)聚集和鄉(xiāng)村逐漸演變?yōu)槌鞘械倪^程。在國內(nèi)外一些研究中，因不同學(xué)科的分析視角不同，又將城市化從人口、經(jīng)濟、地理等方面分別予以闡述，經(jīng)濟學(xué)研究以人口角度進行衡量居多。簡新華等（2010）認(rèn)為，中國的城市化又被稱作城鎮(zhèn)化，并且被政府部門所采納使用，從城市化的內(nèi)涵和中外情況的對比說明來看，城市化與城鎮(zhèn)化沒有本質(zhì)的區(qū)別。目前用以衡量城鎮(zhèn)化水平的常用指標(biāo)包括非農(nóng)人口比重、非農(nóng)人口的就業(yè)比重或者城鎮(zhèn)人口比重三個指標(biāo)，鑒于當(dāng)前社會人口流動頻繁的特征，采用非農(nóng)人口比重會低估城市人口的實際數(shù)量，非農(nóng)人口就業(yè)比重也會受到農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和私營經(jīng)濟影響而存在統(tǒng)計誤差。根據(jù)中國政府的官方統(tǒng)計口徑，主要從城鎮(zhèn)人口規(guī)模的角度來衡量城市化，即采用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來反映中國的城市化水平，本文采用該方法對城市化指標(biāo)進行度量。

（5）能源消費指標(biāo)（EC）。理論界對于能源消費的概念界定較為清晰，主要指一個國家或地區(qū)在生產(chǎn)和生活中對能源的消耗數(shù)量。在學(xué)術(shù)研究領(lǐng)域，能源消費的衡量指標(biāo)相對固定，主要從能源消費總量或人均能源消費量兩個角度進行考量（Za?heer et al.，2011；武力超等，2012；劉曉劍，2016）。但與經(jīng)濟增長的衡量方法相類似，從總量的視角衡量能源消費水平存在一定缺陷。由于我國的人口基數(shù)過于龐大，導(dǎo)致能源消費總量居于世界前列，但實際上中國仍屬于發(fā)展中國家，許多方面與發(fā)達國家相比尚存在較大差距。大部分學(xué)者傾向于從人均能源消費量的視角衡量能源消費水平，諸如任力等（2011）、Muhammad et al（.2012）及劉劍鋒等（2015）在其研究中均采用了這種方式。因此，我們使用人均能源消費來衡量中國的能源消費水平。

2.數(shù)據(jù)來源

本文采用1978-2017年的宏觀數(shù)據(jù)進行實證分析?；跉v年《中國統(tǒng)計年鑒》，收集了能源消費、金融發(fā)展、經(jīng)濟增長、工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的年度數(shù)據(jù)，研究樣本的時間跨度為40 年，滿足時間序列經(jīng)濟分析的基本要求。為了消除價格因素影響，我們以1978 年作為基期，采用不變價的人均GDP 指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進行平減，將名義人均GDP 轉(zhuǎn)換為實際GDP（單位：萬元/人）。鑒于《中國統(tǒng)計年鑒》并未直接提供人均能源消費量，本文采用歷年能源消費總量與總?cè)丝跀?shù)的比值進行了測算（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤/人）。鑒于城鎮(zhèn)化與工業(yè)化原始數(shù)據(jù)為百分?jǐn)?shù)形式，為了統(tǒng)一原始數(shù)據(jù)的尺度，將其轉(zhuǎn)換為小數(shù)形式。最后，我們對原始數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)處理，這樣做可以有效地降低可能存在的異方差問題。使用Eviews 9.5 軟件對變量數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，包括均值、中位數(shù)、極大值、極小值、偏度、峰度及正態(tài)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計特征

3.模型設(shè)定

本文基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗法評估變量間可能存在的長、短期均衡效應(yīng)。與其他協(xié)整檢驗法相比，ARDL 邊限協(xié)整檢驗法具有以下優(yōu)勢：首先，傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗要求變量必須滿足同階單整條件，而ARDL模型對變量平穩(wěn)性的要求條件相對寬松，一階單整和零階單整變量均可以納入回歸方程；其次，ARDL 邊限協(xié)整檢驗方法在單一模型基礎(chǔ)上建立，允許回歸變量采用不同滯后階數(shù)，對變量的選擇與設(shè)置空間較為靈活；再次，在向量自回歸模型（VAR）中，對數(shù)據(jù)要求通常要大于30期結(jié)論才較為可靠，而利用ARDL模型進行參數(shù)估計在小樣本情況下也非常穩(wěn)健。最后，使用ARDL模型無需考慮解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，還可以通過簡單線性變換得到無約束的動態(tài)誤差修正模型（UECM），同時兼顧了變量之間的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)。如果變量間的協(xié)整關(guān)系存在，可以使用ECMt-1代表誤差修正項，借鑒Muhammad et al（.2012）的研究思路，則基于ARDL的誤差修正模型可表述為如下形式：

四、實證分析與結(jié)果

1.單位根檢驗

對宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析之前，進行平穩(wěn)性檢驗可以有效地避免偽回歸問題。ADF 檢驗、ERS 檢驗、P-P 檢驗與N-P 檢驗等均可用于平穩(wěn)性驗證，ADF 檢驗是當(dāng)前使用頻率較高的方法，本文采用ADF檢驗分別對能源消費等變量進行平穩(wěn)性分析。采用Eviews 9.5 軟件作為分析工具，依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定最優(yōu)滯后階數(shù)，序列趨勢類型的選擇則通過變量數(shù)據(jù)的圖形變化趨勢來確定。表2 給出了ADF 檢驗的結(jié)果，能源消費（LnEC）、經(jīng)濟增長（LnEG）、城市化（LnUR）、金融發(fā)展（LnFD）4 個變量的原序列均為非平穩(wěn)，但在一階差分條件下，它們分別在10%、5%、1%、1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即均為一階單整序列；工業(yè)化（Ln?IN）的原序列則為平穩(wěn)，屬于零階單整序列。因此，傳統(tǒng)E-G兩步檢驗法和Johansen 協(xié)整檢驗方法均存在較大的局限性，但可以采用ARDL邊限協(xié)整檢驗確定變量間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

表2 ADF單位根檢驗結(jié)果

2.ARDL邊限協(xié)整檢驗

參照Pesaran et al（.2001）所給出的上下兩組漸近分布臨界值進行比較，上下臨界值分別假設(shè)所有變量均服從一階和零階單整過程，當(dāng)聯(lián)合顯著的F統(tǒng)計量大于上臨界值時，認(rèn)為變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)被拒絕，即變量間存在協(xié)整關(guān)系。如果F統(tǒng)計量小于下臨界值時則認(rèn)為變量間不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)成立，當(dāng)F統(tǒng)計量落入上下臨界值之間則邊限協(xié)整檢驗失效。本文基于SBC準(zhǔn)則確定ARDL模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，研究表明大樣本情況下SBC準(zhǔn)則相對AIC準(zhǔn)則通常具有更加精確的結(jié)果。邊限協(xié)整檢驗的結(jié)果如表3 所示，可以看出分別以LnEC、LnEG、LnFD、LnIN、LnUR 作為因變量的情況下，所有因變量的F 統(tǒng)計量均在1%水平下拒絕原假設(shè)，說明各變量之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.參數(shù)估計與動態(tài)關(guān)系分析

為進一步考察能源消費、經(jīng)濟增長和金融發(fā)展等變量之間的長期均衡系數(shù)與短期動態(tài)關(guān)系，進一步構(gòu)建誤差修正模型（ARDL-ECM）考察變量間的影響效應(yīng)。ARDL-ECM 模型反映了因變量既受到自變量短期波動的影響，還受到變量間存在的長期均衡關(guān)系影響，均衡誤差項ECM 的系數(shù)反映了變量在短期波動中偏離其長期均衡關(guān)系的程度。為了避免可能存在的異方差問題，采用White 異方差一致協(xié)方差法修正參數(shù)估計量的標(biāo)準(zhǔn)差，回歸模型的估計結(jié)果如表4所示，表格中的參數(shù)均采用Eviews 9.5軟件估計。

表3 ARDL邊限協(xié)整檢驗結(jié)果

表4 ARDL-ECM模型的參數(shù)估計結(jié)果

表4給出各回歸方程的系數(shù)、回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差及其顯著性概率，長期均衡系數(shù)呈現(xiàn)了變量間長期影響，短期ECM 參數(shù)估計則呈現(xiàn)了變量間的短期動態(tài)機制。以能源消費作為因變量時，經(jīng)濟增長對能源消費僅存在短期的正向影響，說明經(jīng)濟增長在短期刺激了能源消費的增加；從金融發(fā)展的彈性系數(shù)來看，金融發(fā)展在長、短期對能源消費存在正向的綜合影響；工業(yè)化對能源消費產(chǎn)生了明顯的抑制作用；城市化在長期表現(xiàn)為對能源消費的促進作用，在短期則表現(xiàn)為對能源消費的抑制作用。從影響機理來看，經(jīng)濟增長必然伴隨著能源消費增加，然而這種機制卻僅存在于短期，說明我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正處于優(yōu)化的過程，能源消費與經(jīng)濟增長已呈現(xiàn)出弱脫鉤現(xiàn)象（胡宗義等，2016）。金融發(fā)展不僅會刺激國內(nèi)消費信貸向私人部門的流動，為人們購買汽車等高能耗消費品提供資金便利，還能夠幫助企業(yè)擴大生產(chǎn)能力，從而促進了對能源消費的需求（戴鈺等，2018；Muhammad et al.，2012）。工業(yè)化對能源消費的抑制作用在于：一是本文對工業(yè)化度量采用了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重，第二、三產(chǎn)業(yè)的此消彼長造成能源需求的下跌；二是我國以結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)進步為主的工業(yè)化進程，能夠顯著地提高能源效率并降低能源消費強度。城市化對能源消費的影響機制則呈現(xiàn)U 型關(guān)系，在短期體現(xiàn)為集聚效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)對能源消費的抑制，城市化有助于緩解人口增加對能源的需求；在長期則體現(xiàn)為城市化伴隨著人均收入水平的提高，從而刺激人們對高能耗產(chǎn)品的消費，間接導(dǎo)致能源消費的上升。

以經(jīng)濟增長作為因變量時，能源消費在短期和長期均對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響，從回歸系數(shù)來看對經(jīng)濟增長的短期影響強度更大，這表明能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系在短期內(nèi)符合反饋機制的假說，而在長期內(nèi)則更符合保護機制的假說。在先前研究中，大部分結(jié)論認(rèn)為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向促進作用（李珂等，2016），而本文結(jié)果與先前的金融促進論有所不同，動態(tài)計量模型檢驗發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負向影響，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響整體呈現(xiàn)抑制作用，這與田衛(wèi)民（2017）的結(jié)論相一致。這是由于金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長的前提是實現(xiàn)資金的優(yōu)化配置，金融資本通過實體企業(yè)實現(xiàn)對經(jīng)濟增長的“造血功能”，然而目前我國的金融市場化程度滯后于經(jīng)濟市場化程度，金融資源配置傾向于資金需求相對較低的國有企業(yè)，導(dǎo)致對資金的使用效率不高；此外，當(dāng)金融發(fā)展的增速超過實體部門經(jīng)濟增速的一定量后，則會形成對經(jīng)濟增長的金融抑制效應(yīng)，因為金融機構(gòu)資產(chǎn)規(guī)模的快速擴張可能會搶占實體部門的企業(yè)生產(chǎn)資金。工業(yè)化在長期和短期均對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著的正向影響，且工業(yè)化對經(jīng)濟增長具有明顯的滯后效應(yīng)。城市化在短期和長期均對經(jīng)濟增長的影響均為正向，表明城市化將在未來成為經(jīng)濟增長的重要推動力。有研究認(rèn)為中國工業(yè)化、城市化和經(jīng)濟增長間之間呈現(xiàn)同方向變化趨勢（馮亞娟等，2013），本文結(jié)果支持了這一觀點。

在金融發(fā)展為因變量的方程中，能源消費長期來看對金融發(fā)展無顯著影響，在短期對金融發(fā)展具有正向促進作用，表明在短期內(nèi)金融機構(gòu)為實體企業(yè)提供的資金支持，一定程度上促進了金融機構(gòu)資產(chǎn)規(guī)模的擴張。經(jīng)濟增長在長期和短期均對金融發(fā)展產(chǎn)生了負向影響，一些研究認(rèn)為經(jīng)濟增長對金融發(fā)展具有促進作用（Muhammad et al.，2012），本文結(jié)果并未支持這一觀點。原因在于使用相關(guān)比率標(biāo)準(zhǔn)衡量金融發(fā)展，其內(nèi)涵反映了金融資產(chǎn)總值增長率滯后于GDP 增長率，在樣本期內(nèi)GDP 的平均增長率為9.5%，而同期金融發(fā)展水平的平均增長率僅為8.5%，表明我國金融發(fā)展水平仍有待深化（胡宗義等，2016）。滯后一期的金融發(fā)展在短期內(nèi)對其自身具有正向促進作用，表明金融發(fā)展過程中的資金乘數(shù)效應(yīng)需要一個釋放過程。工業(yè)化在長期和短期均對金融發(fā)展具有正向影響，說明工業(yè)化進程推動了金融機構(gòu)資產(chǎn)規(guī)模的快速提升，一方面金融發(fā)展為工業(yè)化進程中實體企業(yè)的快速成長提供了直接的資金支持，另一方面實體企業(yè)的機構(gòu)存款又推動了金融機構(gòu)資產(chǎn)規(guī)模的擴張，理論上分析二者應(yīng)具有互相促進的共生關(guān)系，如部分學(xué)者認(rèn)為短期上中國的金融發(fā)展是工業(yè)化的格蘭杰原因，長期上工業(yè)化是金融發(fā)展的格蘭杰原因（陳其安等，2017）。城市化在短期對金融發(fā)展具有促進作用，但在長期對金融發(fā)展具有抑制作用，這與陳其安等（2017）的結(jié)論相類似，原因在于城市化是人口在時間和空間上的集聚過程，城市化會在短期引發(fā)大量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為促進金融機構(gòu)規(guī)模擴張創(chuàng)造有利條件。但城市化亦會導(dǎo)致地方政府的隱性債務(wù)風(fēng)險，阻礙了金融機構(gòu)資產(chǎn)規(guī)模的擴張速度，形成對金融發(fā)展的抑制效應(yīng)。

以工業(yè)化作為因變量時，能源消費在長期和短期均對其產(chǎn)生負向影響，表明傳統(tǒng)的能源依賴性發(fā)展模式并不適合新型工業(yè)化改革，本文結(jié)果與吳巧生（2010）的結(jié)論恰好相反，這可能是因樣本區(qū)間不同而導(dǎo)致。實證結(jié)果并未顯示節(jié)能減排政策的執(zhí)行會對中國工業(yè)化進程產(chǎn)生沖擊，相反，政策推行有利于推動工業(yè)化，因為減排政策的實施會倒逼企業(yè)依靠技術(shù)進步來提高能源利用效率。無論是在短期還是長期，經(jīng)濟增長對工業(yè)化具有正向影響，這與部分研究結(jié)論是一致的（吳巧生，2010；馮亞娟等，2013），表明工業(yè)化是經(jīng)濟增長的直接結(jié)果，經(jīng)濟增長與工業(yè)化具有雙向促進作用。金融發(fā)展的長短期系數(shù)均為正數(shù)，表明其對工業(yè)化具有顯著的正向促進作用，工業(yè)化過程需要依賴大量的物質(zhì)資本、人力資本和技術(shù)進步，而金融資產(chǎn)規(guī)模的擴張可為工業(yè)化提供生產(chǎn)要素方面的強力支撐。此外，實證結(jié)果顯示城市化在長期對工業(yè)化具有促進作用，而短期對工業(yè)化產(chǎn)生了一定的消極影響。長期以來，工業(yè)化與城市化一直被認(rèn)為是實現(xiàn)經(jīng)濟增長的重要動力，二者作為經(jīng)濟增長的雙重過程互相促進，城市化的人口集聚為工業(yè)化提供了人力資本，工業(yè)化為城市人口提供大量就業(yè)機會形成對城市化的反哺機制。然而，我國的經(jīng)濟發(fā)展一直存在“城市化滯后、工業(yè)化超前”的特征，相較發(fā)達國家80%以上的城市化率仍存在較大的上升空間，未來城市化發(fā)展需要加強與工業(yè)化的深度融合，并以穩(wěn)定的經(jīng)濟增長作為保障條件。

最后，以城市化作為因變量時，能源消費、經(jīng)濟增長、金融發(fā)展和工業(yè)化四個解釋變量的長期彈性系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗，表明這些因素對城市化的長期影響較弱。而從短期彈性系數(shù)來看，能源消費與城市化呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，這與其對工業(yè)化的影響十分相似，節(jié)能減排政策并不會對城市化產(chǎn)生較大沖擊；經(jīng)濟增長的短期彈性系數(shù)為0.3962，說明經(jīng)濟增長是我國城市化的重要驅(qū)動因素之一，而城市化是經(jīng)濟增長效果的直接體現(xiàn)。金融發(fā)展對城市化的短期綜合影響為正向，我國城市化必然伴隨大規(guī)模的生活服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，而金融發(fā)展對城市化的促進作用通過資金的優(yōu)化配置來實現(xiàn)，主要是通過金融機構(gòu)的儲蓄存款和信貸資金的轉(zhuǎn)換機制來為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供資金支撐。如前所述，受制于我國“城市化滯后、工業(yè)化超前”經(jīng)濟特征的制約，工業(yè)化與城市化在短期動態(tài)方程中呈現(xiàn)出負相關(guān)的關(guān)系，有研究指出雖然工業(yè)部門使用了城市勞動力進行生產(chǎn)活動，但工業(yè)化和城市化也可能會出現(xiàn)逆向的發(fā)展軌跡（汪川，2017），我們的實證結(jié)果印證了該觀點，這也預(yù)示著中國的城市化進程仍然蘊含著巨大的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

4.穩(wěn)定性檢驗

對模型參數(shù)進行穩(wěn)定檢驗是實證研究的重要環(huán)節(jié)，若所建立的動態(tài)計量模型不具有穩(wěn)定性，會導(dǎo)致參數(shù)估計結(jié)果有偏且不一致。Pesaran et al（.2001）推薦使用回歸方程的遞歸殘差累計和（CUSUM）和遞歸殘差平方累計和（CUSUMSQ）對模型進行穩(wěn)定性檢驗，CUSUM 檢驗與CUSUMSQ 檢驗分別給出5%顯著水平下的兩條置信帶，以及CUSUM值和CUSUMSQ值隨時間的趨勢變化圖，如果殘差累計量或殘差平方值累計值落在兩條置信帶間，則說明參數(shù)估計結(jié)果具有穩(wěn)定性?；贓views 9.5 軟件，分別計算了表5 中的各組ARDL 模型的遞歸估計檢驗圖，分別如圖1 至圖5 所示。如圖所示，在整個樣本期內(nèi)LnEC 方程、LnFD方程、LnIN方程、LnUN方程CUSUM值和CUSUMSQ值的波動范圍均控制在5%顯著水平的置信帶之內(nèi)，LnEG方程的CUSUM值和CUSUMSQ值的波動范圍僅在個別年份超出了置信帶下限，因此就模型的整體穩(wěn)定性而言，回歸參數(shù)估計具有穩(wěn)定性與可靠性。

圖1 LnEC方程的CUSUM與CUSUMSQ檢驗結(jié)果

圖2 LnEG方程的CUSUM與CUSUMSQ檢驗結(jié)果

圖4 LnIN方程的CUSUM與CUSUMSQ檢驗結(jié)果

圖5 LnUN方程的CUSUM與CUSUMSQ檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文基于1978-2017 年的年度數(shù)據(jù)，采用ARDL 邊限檢驗法構(gòu)建了一個包含能源消費、經(jīng)濟增長、金融發(fā)展、工業(yè)化和城市化在內(nèi)的動態(tài)計量分析模型，對各變量之間的長期均衡系數(shù)與短期動態(tài)關(guān)系進行了系統(tǒng)剖析。實證結(jié)果顯示：在樣本期內(nèi)，我國的能源消費、經(jīng)濟增長、金融發(fā)展、工業(yè)化和城市化之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，變量之間存在著非常明顯的系統(tǒng)性影響；金融發(fā)展和城市化在長期關(guān)系上刺激了國內(nèi)能源消費的增加，經(jīng)濟增長在短期關(guān)系上刺激了能源消費的增加，即金融發(fā)展、城市化與經(jīng)濟增長是刺激能源消費的重要因素；能源消費與經(jīng)濟增長在短期內(nèi)互為促進因素，兩者關(guān)系契合了反饋機制假說，由于長期僅存在能源消費對經(jīng)濟增長的影響路徑，更加符合保護機制假說，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的抑制效應(yīng)明顯；能源消費的增加對經(jīng)濟增長和金融發(fā)展具有促進作用，對工業(yè)化和城市化卻呈現(xiàn)了截然相反的抑制效應(yīng)，意味著高能耗的粗放增長模式雖有利于GDP規(guī)模上升，但在長期卻不利于城市化與工業(yè)化進程的推進。研究結(jié)論的政策含義主要包括：

首先，在2015年12月份召開的巴黎氣候大會上，中國領(lǐng)導(dǎo)人在會上莊嚴(yán)承諾將于2030年前后使二氧化碳排放達到峰值，同期單位國內(nèi)生產(chǎn)總值的二氧化碳排放較2005 年下降60%-65%，非化石能源占一次能源消費比重達到20%左右，森林蓄積量比2005年增加45億立方米左右，可見節(jié)能減排已被納入國家發(fā)展戰(zhàn)略。在此背景下，一方面要確保經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定的增長，另一方面要在經(jīng)濟穩(wěn)定基礎(chǔ)上實現(xiàn)節(jié)能減排，如何兼顧兩方面目標(biāo)進而實現(xiàn)雙贏模式，是值得深入思考的戰(zhàn)略性議題。在宏觀層面來看，短期內(nèi)大幅度下調(diào)經(jīng)濟增長目標(biāo)雖可有效減少能源消費量，但會引發(fā)諸如失業(yè)率上升等其他社會問題，故節(jié)能減排政策不能實行“一刀切”；從實證結(jié)果看，可以通過金融監(jiān)管部門的信貸調(diào)控機制，為商業(yè)銀行的信貸投放設(shè)立明確的標(biāo)準(zhǔn)和導(dǎo)向，適度限制部分高能源消耗型企業(yè)的融資額度，轉(zhuǎn)而大力支持低能耗型企業(yè)的資金需求，通過融資約束和政策引導(dǎo)的方式，促使“兩高一?！鳖惼髽I(yè)通過能源需求轉(zhuǎn)型，逐步實現(xiàn)節(jié)能減排的目標(biāo)。

其次，我國經(jīng)濟已經(jīng)進入新常態(tài)，當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化速度不斷加快，能源消費的增速明顯放緩，經(jīng)測算“十二五”期間全國能源消費的年平均增速為3.84%，而“十三五”以來能源消費的年均增速僅為2.19%，節(jié)能減排政策的實施效果非常明顯。國務(wù)院下發(fā)的《“十三五”節(jié)能減排綜合工作方案》提出，到2020 年全國萬元GDP 能耗比2015 年下降15%，能源消費總量控制在50億噸標(biāo)準(zhǔn)煤以內(nèi)的整體目標(biāo)。然而，能源消費屬于經(jīng)濟增長中的剛性要素，隨著我國城市化進程加快和消費結(jié)構(gòu)升級，短期內(nèi)期望出現(xiàn)能源消費的“斷崖式”下降顯然不太現(xiàn)實，今后節(jié)能減排的任務(wù)壓力依然嚴(yán)峻。本文認(rèn)為可通過三種途徑推進我國節(jié)能減排政策的實施，即依托融資約束倒逼企業(yè)提高能源效率、通過經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整引導(dǎo)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級、鼓勵發(fā)展和采用核能、風(fēng)電、太陽能等新型能源，利用多重路徑來深挖節(jié)能減排的潛力，從供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略入手，依托技術(shù)進步和結(jié)構(gòu)調(diào)整實現(xiàn)經(jīng)濟的綠色增長。

最后，能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系存在的短期雙向反饋機制與長期保護機制，以及能源消費對其他變量的潛在影響評估，預(yù)示著節(jié)能減排政策將會對經(jīng)濟增長造成一定程度的短期消極影響，但該政策的出臺并不會對我國的工業(yè)化與城市化進程形成阻礙。在短期內(nèi)，政府部門可以通過采用新的技術(shù)和方法，進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，并讓金融部門參與進來的方式達成目標(biāo)。此外，當(dāng)前央行實施的降息與降準(zhǔn)等寬松型貨幣政策雖然可以穩(wěn)定股市，但大量資金流入市場可能反而不利于降低國內(nèi)能源消費。以降低能源強度和減少污染排放為目標(biāo)的環(huán)保政策，包括提高效率的措施和需求方面的管控政策，在短時間內(nèi)必然會對我國經(jīng)濟活動產(chǎn)生一些不利影響，但從長期來看這種消極影響會逐漸減弱，因此節(jié)能減排政策可以被長期實施下去。節(jié)能減排意味著要放棄一部分短期經(jīng)濟利益，但只有經(jīng)歷了結(jié)構(gòu)調(diào)整的陣痛期，才能換取經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展，真正實現(xiàn)“騰籠換鳥，鳳凰涅槃”。