李鵬雁，許文秀

(1.哈爾濱工業(yè)大學 人文社科與法學學院，黑龍江 哈爾濱 150001; 2.湖州師范學院 求真學院,浙江 湖州 313000)

0 引言

中國經(jīng)濟的高速增長，對于能源的需求越來越大，而傳統(tǒng)化石能源的不可再生性和高污染性已使其不再占有優(yōu)勢[1]。相比之下，可再生能源具有開發(fā)潛力大、清潔、可循環(huán)再生等多重優(yōu)點。各國越來越重視可再生能源的研究開發(fā)，不斷完善相關法律法規(guī)，改善政策環(huán)境[2]。目前，我國已成為全球最大的節(jié)能、利用可再生能源的國家，這對我國經(jīng)濟發(fā)展意義重大。

能源消費、可再生能源消費和經(jīng)濟增長關系的研究，許多專家學者在不同時間段、不同區(qū)域使用的方法、得出的結論不盡相同。Nicholas使用ARDL邊界測試這種較新的方法對坦桑尼亞1971～2006年間的能源消耗和GDP的因果關系進行了研究，得到兩變量間有著長期穩(wěn)定均衡關系且能源消費可以拉動GDP增長的結論[3]。Seyyedeh Fatemeh Naser同樣使用該方法，探究所有經(jīng)合組織國家可再生能源消費對經(jīng)濟增長的影響,發(fā)現(xiàn)能夠通過提升能源使用效率來促進經(jīng)濟增長[4]。陳操操以北京市1980～2008年間的數(shù)據(jù)，借助協(xié)整檢驗、VECM模型格蘭杰因果關系檢驗對北京市能源消費和實際GDP間的關系進行了研究[5]。張優(yōu)智利用1980～2011年間的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，在構建若干個各不相同的STR模型的基礎上，分析出能源消費和經(jīng)濟增長間具有長期動態(tài)非線性關系，而且兩個變量間存在顯著的區(qū)間轉制動態(tài)特點[6]。從現(xiàn)有的文獻看，大部分是對能源消費和經(jīng)濟增長兩個變量間關系的探究，可再生能源消費與經(jīng)濟增長關系的分析較少，而本文正是從這個點著手展開研究。

1 數(shù)據(jù)的選擇和處理

本文使用的是我國1978～2017年的GDP、可再生能源消費量的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，其來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站及相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，為了消除通貨膨脹因素的影響，須借助CPI指數(shù)對名義GDP進行一系列處理得到分析所需的實際GDP數(shù)據(jù)。同時,對實際GDP、可再生能源消費量進行了自然對數(shù)處理，表示為lnGDP、lnne，避免變量時間序列的性質發(fā)生變化，有助于促使變量時間序列趨勢線性化，得到平穩(wěn)的時間序列，同時可以解決模型中可能會出現(xiàn)的異方差問題。實證分析所需數(shù)據(jù)的詳細處理方式如下：

本文以1978年的居民消費價格指數(shù)為基準，即CPIt(1978年=1)，將1978～2017年的上年=100的CPI指數(shù)數(shù)據(jù)，按照以下公式：CPIt(1978年=1)=CPIt-1(1978年=1)*CPIt(上年=100)/100，算出各年以1978年為基期的CPI指數(shù)。接著將根據(jù)當期市場價格計算得到的國內生產(chǎn)總值(即名義國內生產(chǎn)總值)數(shù)據(jù)，按照公式：實際國內生產(chǎn)總值=名義國內生產(chǎn)總值/CPIt(1978年=1)，算出相應年份的實際國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)?？稍偕茉聪M量數(shù)據(jù)的選擇:可再生能源包括風能、太陽能等能源，本文先選取相關年份的能源消費總量數(shù)據(jù)和可再生能源消費占能源消費總量的比重值數(shù)據(jù)，從而算出所選區(qū)間內每年我國可再生能源消費量的數(shù)值(單位：萬噸標準煤)。

2 實證研究

2.1 建立向量自回歸(VAR)模型

VAR模型不同于基于經(jīng)濟理論反映變量間關系的傳統(tǒng)計量經(jīng)濟方法，它能對變量間動態(tài)聯(lián)系做出一個嚴謹縝密的說明，廣泛應用于變量間關系的研究之中。本文建立包含實際GDP、可再生能源消費(ne)兩個變量的二元VAR模型。接著為模型選擇一個最優(yōu)滯后階數(shù)，表1中第一行是進行最優(yōu)滯后階數(shù)選擇所依據(jù)的幾個方法，星號對應著每種標準所選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看到，上述方法中絕大多數(shù)都選擇2作為最優(yōu)滯后階數(shù)，故模型最佳滯后階數(shù)為2。

表1 滯后階數(shù)選擇

借助Eviews 8.0軟件得到VAR模型：

lnGDPt=1.563lnGDPt-1-0.023lnnet-1-0.607lnGDPt-2+0.076lnnet-2-0.004+μ1tR2=0.999 041 R2=0.998 924

lnnet=0.221lnGDPt-1+0.955lnnet-1-0.014lnGDPt-2-0.180lnnet-2+0.086+μ2tR2=0.997 025 R2=0.996 665

可以看到，VAR模型的擬合效果良好，兩個內生變量方程的可決、調整可決系數(shù)都在99%以上?？稍偕茉聪M對經(jīng)濟增長的影響，第一期是負的0.023，第二期是正的0.076，影響有所增強。從整體來說，可再生能源消費是促進實際GDP增長的一個重要因素,兩個經(jīng)濟變量間存在相關關系。

2.2 序列平穩(wěn)性檢驗

在時間序列的分析中，首先應對所使用序列的平穩(wěn)性進行檢驗。本文使用ADF檢驗法。

表2 實際國內生產(chǎn)總值、可再生能源消費的ADF單位根檢驗結果

ADF單位根檢驗中，顯著性水平是指犯錯誤的概率。由表2可知，在常數(shù)項與線性時間趨勢項三種不同的檢驗模型下，對數(shù)變換后的實際GDP、可再生能源消費量的水平序列的ADF單位根檢驗值均大于1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，此時應接受零假設，即這兩個變量對數(shù)變換后的水平序列都有單位根，為非平穩(wěn)序列。接下來對這兩個宏觀經(jīng)濟變量的自然對數(shù)序列做一階差分處理，得到D(lnGDP)、D(lnne)兩個一階差分序列，然后對其進行單位根檢驗，可以看到，模型一中，序列的ADF檢驗值都比1%顯著性水平下的臨界值要小，此時接受備選假設。lnGDP、lnne序列均是經(jīng)過一次差分后就平穩(wěn)了，故這兩個序列均是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的要求。

2.3 協(xié)整檢驗

盡管lnGDP、lnne序列本身是非平穩(wěn)的,但是兩個序列的線性組合卻有可能將趨勢項的影響互相抵消掉,成為一個平穩(wěn)的時間序列，即兩者間具有長期穩(wěn)定均衡關系。本文檢驗實際GDP與可再生能源消費間的協(xié)整關系，選擇約翰森檢驗法[7]。該法是以VAR模型為基礎檢驗回歸系數(shù)的方法，適用于兩個或多個變量的協(xié)整關系檢驗。前面已構建了最優(yōu)滯后階數(shù)(p=2)的VAR模型，下面是對實際GDP、可再生能源消費自然對數(shù)序列進行約翰森最大似然協(xié)整關系檢驗的結果。

表3 跡檢驗

表4 最大特征值檢驗

宏觀經(jīng)濟變量間協(xié)整關系的數(shù)目要根據(jù)特征根跡檢驗及最大特征值檢驗的結果來確定。從檢驗“變量間不存在協(xié)整關系”的原假設開始，由表3和4可知，檢驗結果中跡檢驗值為19.486 72，大于5%顯著性水平下的臨界值(18.397 71)，最大特征根值為17.770 52，也比對應的5%顯著性水平下的臨界值(17.147 69)要大，此時應接受備選假設；接著檢驗“變量間至多有一個協(xié)整關系”的原假設，對應的跡檢驗值(1.716 198)比5%顯著性水平下的臨界值(3.841 466)小，最大特征根值為1.716 198，小于5%顯著性水平下的臨界值(3.841 466)，故接受至多存在一個協(xié)整關系的原假設。由此可知兩個宏觀經(jīng)濟變量間存在1個協(xié)整關系。

2.4 建立向量誤差修正(VECM)模型

協(xié)整關系僅反映了變量間的長期關系，是一個靜態(tài)的體系，不能反映變量短期波動對被解釋變量的影響。而實際GDP與可再生能源消費之間具有長期穩(wěn)定均衡關系，故能繼續(xù)構建VECM模型探究變量短期波動的影響。由表1知，無約束的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)是2，因此將VECM模型滯后區(qū)間設成“1 1”，下面得到VECM模型的估計結果。

VECM模型:

ecmt=lnGDPt-0.445lnnet-4.635-0.058trend

D(lnGDPt)=-0.271ecmt-1+0.748D(lnGDPt-1)-0.031 D(lnnet-1)+0.022+0.000 16trend

R2=0.469 085 R2=0.404 731

D(lnnet)=0.411ecmt-1-0.001D(lnGDPt-1)+0.0595D(lnnet-1)+0.062 3+0.001trend

R2=0.278 161 R2=0.1906 66

VECM模型給出了協(xié)整方程；而且建立了將誤差修正項當做回歸量的一階差分VAR模型，對應著VECM模型中的幾個內生變量方程。得到的VECM模型的可決系數(shù)很高，是0.469 085，調整的可決系數(shù)是0.404 731，說明模型的擬合效果很好；得到的協(xié)整關系方程：ecmt=lnGDPt-0.445lnnet-4.635-0.058trend,從中可以看到，可再生能源消費增加一個百分點時，實際GDP將增加0.445個百分點[8]。由此可以看到，可再生能源消費對實際GDP增長起著非常重要的作用。

短期內，實際GDP、可再生能源消費量的變動是經(jīng)濟變量短期的變動和變量間長期穩(wěn)定均衡趨勢共同作用的結果，而短期變量間的均衡關系偏離系統(tǒng)長期穩(wěn)定均衡關系又導致了經(jīng)濟變量短期的變動。

從短期內實際GDP增長的角度看，VECM模型中等式右端一次差分項系數(shù)依次是0.748、-0.031，其中D(lnGDPt-1)的系數(shù)0.748表示上一期實際GDP的增長率增加一個百分點時，當期實際GDP增長率將增加0.748個百分點；D(lnnet-1)的系數(shù)-0.031表示上一期可再生能源消費量的增長率增加一個百分點時，當期實際GDP增長率將下降0.031個百分點，這種情況實際是極有可能存在的，盡管短期內增加可再生能源消費，但在實際資本存量、勞動力投入以及包括政策因素等在內的其他影響實際GDP的各因素的共同作用下，下一期實際GDP有可能增加也有可能減少，即使相比上期增長了，那增長率也有可能下降，即可再生能源消費對實際GDP的彈性值(-0.031)為負的情況出現(xiàn)。

對于誤差修正項的系數(shù)即調整系數(shù)，若其比零小，說明誤差修正項對實際GDP的增長起到正向作用，反之則起負向作用，這里誤差修正項的系數(shù)為-0.271，則系統(tǒng)對于實際GDP的增長有增強作用，即短期變量間的均衡關系偏離長期均衡時，模型會以-0.271的調整力度將其從不均衡狀態(tài)調整到均衡狀態(tài)。

2.5 格蘭杰因果關系檢驗

上述分析可知：實際GDP、可再生能源消費間具有長期穩(wěn)定均衡關系，因此，可以直接對兩者進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如下。

表5 格蘭杰因果關系檢驗

由表5可以看到，在對零假設“l(fā)nne不是lnGDP的格蘭杰原因”的檢驗中，滯后一到七期中，對應的P值均比0.05大，即在95%的置信水平下，應當接受零假設；而在滯后八、九、十期中，對應的P值均比0.05小，即在95%的置信水平下，應當拒絕零假設?？傮w來看，短期內，可再生能源消費不是實際GDP變動的格蘭杰原因，長期范圍內，可再生能源消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

對零假設“l(fā)nGDP不是lnne的格蘭杰原因”的檢驗中，其中滯后一期和二期中，對應的P值比0.05小，即在5%的顯著性水平下，應拒絕零假設；而在滯后三期到十期中，對應的P值均大于0.05，即在5%的顯著性水平下，應接受零假設。因此，從整體來看，可認為短期內，實際GDP是可再生能源消費的格蘭杰原因，長期內，則實際GDP不能促進可再生能源消費增長。

2.6 脈沖響應函數(shù)

研究某個內生變量對于來自誤差項的沖擊的響應，可以通過脈沖響應函數(shù)圖反映出來。

由圖1可知，當期給可再生能源消費一個正向標準差大小的沖擊后，實際GDP并沒有立刻作出反應，而在第一期末第二期初，實際GDP對可再生能源消費沖擊的反應才開始表現(xiàn)出來，表現(xiàn)為較小的負向反應，反應從第二期開始到第九期呈逐漸增強趨勢，達到一個最大響應值，并在以后保持穩(wěn)定水平[9]。

圖1 lnGDP、lnne對各變量一個標準差沖擊的響應

圖1中，可再生能源消費對實際GDP一個標準差大小的正沖擊的反應從當期末第二期初開始表現(xiàn)出來，最初為較小的負向反應，從第二期至第十期呈明顯增強趨勢，達到一個較高的水平后，保持穩(wěn)定水平。

通過比較可發(fā)現(xiàn)，實際GDP一個標準差大小的正沖擊對可再生能源消費的正向作用要明顯大于后者一個標準差大小的正沖擊對前者的影響，即經(jīng)濟增長對可再生能源消費的影響更大。

2.7 方差分解

方差分解可得到每個隨機擾動的貢獻程度，進而對不同結構沖擊的重要程度做出評價。

表6 lnGDP的方差分解結果

表6反映了實際GDP、可再生能源消費變動對實際GDP變動的影響程度?？梢园l(fā)現(xiàn)：實際GDP的變動，受自身誤差項的沖擊的影響很大，但隨著時間的推移，這種影響在逐漸減弱，從第一期的100%降到第二十期的91%；可再生能源消費變動對實際GDP變動的影響程度從總體上來說是比較大的，呈現(xiàn)持續(xù)增長的趨勢，第二十期達8.8%?？傮w來說，可再生能源消費是促進經(jīng)濟增長一個重要因素。

3 可再生能源發(fā)展的政策建議

通過上述分析可知，可再生能源消費對經(jīng)濟增長起著重要的拉動作用。在未來，可再生能源消費是大勢所趨。因此，應進一步推進可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展，本文從增加市場需求、提高技術水平、降低開發(fā)利用成本、完善相關政策法規(guī)角度提出了政策建議。

3.1 推動可再生能源市場的實際需求

必須從源頭出發(fā)解決市場需求不足的問題，讓公眾認可可再生能源，切實體會到使用可再生能源產(chǎn)品給自身帶來的益處。比如，可以先在非再生能源利用中弊端已經(jīng)明顯顯露出來的城市設立試點，如北京，北京多從內蒙古購買火電，火力發(fā)電帶來了嚴重的污染問題，而若從風力資源充足的內蒙古買風電，既可推動當?shù)仫L電產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展、風能的開發(fā)利用，又使北京、石家莊沙塵暴上游的風力風速減小，緩解了這些城市的沙塵暴問題，使當?shù)鼐用袷芤?。與此同時，政府部門可以制定政府采購的導向政策、適當采取強制性的配額制措施、在最大程度上給購買者稅收和價格方面的優(yōu)惠或補貼。

3.2 加大技術研發(fā)投入 提高科技發(fā)展水平

當前經(jīng)濟呈下行趨勢，加之可再生能源投資本身風險很大，許多企業(yè)將減少相關技術的研發(fā)投入。因此，不能再單靠市場的力量，政府要提供大力支持，加大科研資金投入力度；制定合理科學的科研規(guī)劃；加快尋找與太陽能、生物質能等可再生能源開發(fā)利用密切相關的新技術；對現(xiàn)有的科研資源進行整合，提倡由科研能力領先的企業(yè)、科研院所、高校實驗室通力合作共同完成技術研究任務；加強和各國的人才交流，充分實現(xiàn)優(yōu)勢互補[10]。

3.3 進一步完善相關產(chǎn)業(yè)政策及制度體系

政府部門應進一步完善可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展的管理及決策機制，促使相關部門之間高效合作、科學決策；有條件的話，設立一個專門負責可再生能源開發(fā)利用的機構，負責開發(fā)利用中的管理、決策、監(jiān)督等事務。另外，政府部門應繼續(xù)致力于完善可再生能源設備、產(chǎn)品的標準體系，檢測認證制度及違規(guī)嚴懲制度，從而進一步完善我國可再生能源交易市場的準入制度和監(jiān)查制度，促進市場不斷趨向合理化。