田文甫慧

(云南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，昆明 650500)

如何平衡能源節(jié)約與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系一直以來都是學(xué)界研究熱點(diǎn)、政府工作重點(diǎn)和社會(huì)關(guān)注焦點(diǎn)?！笆濉逼陂g，云南貫徹踐行新發(fā)展理念，全力打造世界一流“綠色能源牌”，能源產(chǎn)業(yè)躍升為全省第一支柱產(chǎn)業(yè)，能源工業(yè)成為全省經(jīng)濟(jì)增長主要拉動(dòng)力，云南由能源資源大省向能源消費(fèi)大省轉(zhuǎn)變。面向“十四五”，要實(shí)現(xiàn)能源資源配置更加合理，確保生態(tài)文明排頭兵建設(shè)取得新進(jìn)展，推動(dòng)全省高質(zhì)量跨越式發(fā)展，當(dāng)務(wù)之急是要厘清能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系。作為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，云南能否實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的雙贏？根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《云南統(tǒng)計(jì)年鑒》最新數(shù)據(jù)，2019年云南能源消費(fèi)量占全國能源消費(fèi)總量的2.5%，為全國生產(chǎn)總值貢獻(xiàn)了2.35%，單位產(chǎn)值能耗低于全國平均水平的6.52%?？梢?，從經(jīng)驗(yàn)角度看，云南能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在某種聯(lián)系。故從實(shí)證出發(fā)，對(duì)云南40年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析，以期揭示二者之間更貼合云南實(shí)際的影響機(jī)制和發(fā)展規(guī)律。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來，國內(nèi)許多學(xué)者使用協(xié)整研究這個(gè)“魚和熊掌”的問題。常用的協(xié)整檢驗(yàn)法有兩種：一是Engle和Granger提出的E-G兩步法[1]，即先用OLS方法估計(jì)方程系數(shù)并計(jì)算非均衡誤差，再檢驗(yàn)非均衡誤差的平穩(wěn)性。二是Johansen[2]提出的基于回歸系數(shù)的似然比檢驗(yàn)法，主要用來分析由多變量組成的向量自回歸系統(tǒng)，在向量自回歸模型基礎(chǔ)上使用極大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和確定協(xié)整關(guān)系。前者由于操作簡便，受到國內(nèi)多數(shù)實(shí)證應(yīng)用者的青睞，于東平等[3]、晏正春等[4]、王秀麗[5]均采用E-G兩步法對(duì)國內(nèi)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行雙變量、單方程的靜態(tài)協(xié)整分析。Johansen檢驗(yàn)較其復(fù)雜很多，但檢驗(yàn)功效更大，能夠進(jìn)行多變量、多方程的動(dòng)態(tài)協(xié)整檢驗(yàn)，能確定出多個(gè)變量之間可能存在的所有協(xié)整向量，它將所有變量內(nèi)生化，從而避免了因變量選擇的主觀性，并且由于極大似然法是在向量誤差修正模型(VECM)中進(jìn)行的，從而為協(xié)整檢驗(yàn)提供了統(tǒng)一的分析框架，即單位根檢驗(yàn)到協(xié)整檢驗(yàn)到建立VECM。VECM很好地補(bǔ)充了長期靜態(tài)模型的不足，它是一種有約束的VAR模型，即自變量中含有協(xié)整約束，因此適用于存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。目前，多數(shù)研究止步于對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行長期均衡關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)，忽略了變量短期波動(dòng)對(duì)均衡狀態(tài)的動(dòng)態(tài)影響[6-8]。

新古典C-D生產(chǎn)函數(shù)作為研究生產(chǎn)要素和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的一種較好途徑，已被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)研究中，但其基本構(gòu)成只解釋了技術(shù)、資本和勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。隨著工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)，能源在生產(chǎn)過程中的作用愈加不可替代，若忽略能源因素研究經(jīng)濟(jì)增長，會(huì)導(dǎo)致分析出現(xiàn)較大誤差。宋鋒華和羅夫永[9]通過對(duì)比新疆1978—2010年能源消費(fèi)量和實(shí)際GDP的雙變量模型和拓展后的C-D生產(chǎn)函數(shù)多變量模型，發(fā)現(xiàn)后者的擬合優(yōu)度大幅提高。目前，使用生產(chǎn)函數(shù)研究二者關(guān)系的論文較為少見，多數(shù)研究只對(duì)二者建模，由于遺漏重要解釋變量，模型或存在內(nèi)生性問題[10-12]。在少數(shù)使用生產(chǎn)函數(shù)的研究中，也存在一些考慮不周的問題。楊慧賢等[13]、宋梅和高志遠(yuǎn)[14]用最小二乘法對(duì)拓展后的三要素生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行簡單線性回歸，沒有考慮序列平穩(wěn)性，也沒有分析變量間的長短期關(guān)系，且樣本區(qū)間較短。李濤和曹文[15]雖考慮了平穩(wěn)性和長期關(guān)系，但依舊采用E-G雙變量兩步法，協(xié)整檢驗(yàn)與生產(chǎn)函數(shù)相分離，且缺少對(duì)短期關(guān)系的考察。王狀等[16]彌補(bǔ)了上述研究的不足，基于改進(jìn)后的生產(chǎn)函數(shù)，對(duì)1998—2016年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，遺憾的是，仍沒有繼續(xù)建立VECM模型，樣本區(qū)間也只有19年。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)由2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主Clive W.J.Granger[17]開創(chuàng)，用于分析某個(gè)解釋變量滯后值對(duì)被解釋變量是否具有預(yù)測能力。協(xié)整不代表Granger因果關(guān)系，協(xié)整反映的是變量間隨時(shí)間同步變化的趨勢。因果檢驗(yàn)不成為偽回歸的條件是變量平穩(wěn)或存在協(xié)整關(guān)系，所以只要證明變量間具有同趨勢性，就可以進(jìn)行因果檢驗(yàn)。在國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)中，部分研究[18-19]；缺少對(duì)二者的因果檢驗(yàn)，且由于研究對(duì)象、樣本區(qū)間和計(jì)量統(tǒng)計(jì)方法存在差異，不同學(xué)者得出的實(shí)證結(jié)果大相徑庭。放眼到國外研究，Akinlo[20]研究證實(shí)蘇丹和津巴布韋存在經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系。Dantama和Inuwa[21]分析認(rèn)為1980—2010年尼日利亞存在與之相反的單向因果關(guān)系。?etinta和Sarkaya[22]對(duì)1960—2004年英國和美國的考察中未發(fā)現(xiàn)二者之間存在因果關(guān)系，建議政府將工作重點(diǎn)轉(zhuǎn)向不可再生能源。Munir等[23]在對(duì)1980—2016年東盟五國的面板檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)了相當(dāng)大的異質(zhì)性。由此可見，無論是國內(nèi)學(xué)界還是國外學(xué)界，研究者們對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的真實(shí)關(guān)系存在較大分歧，但大家一致認(rèn)為若經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)存在能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系或二者具有雙向因果關(guān)系，則該系統(tǒng)屬于能源依賴型經(jīng)濟(jì)體，減少能源消費(fèi)量將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生消極影響；若存在經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系或二者不具有因果關(guān)系，則節(jié)約型能源政策不會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展，可實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)該領(lǐng)域的研究具有很大借鑒意義和參考價(jià)值，但仍存在以下需要完善的地方：①多數(shù)文獻(xiàn)缺少完整的檢驗(yàn)步驟；②多數(shù)文獻(xiàn)使用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，或?qū)е聝?nèi)生性問題；③在生產(chǎn)函數(shù)框架下研究二者關(guān)系的研究較為少見；④多數(shù)文獻(xiàn)基于國家宏觀層面，少部分涉及省域視角的文獻(xiàn)也大多將廣東、山東、江蘇等經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的省份作為研究對(duì)象，鮮見對(duì)云南這個(gè)能源大省的研究，且樣本時(shí)間跨度較短。對(duì)此，本研究的主要特色體現(xiàn)在：首先，借助國際通用的C-D生產(chǎn)函數(shù)，在原有生產(chǎn)要素中引入能源消費(fèi)，并將拓展后的三要素生產(chǎn)函數(shù)與檢驗(yàn)功效更大的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法相結(jié)合，有效解決了部分內(nèi)生性問題，使檢驗(yàn)結(jié)論更加真實(shí)可信。其次，在完整的協(xié)整檢驗(yàn)流程下，更為全面考察了二者長期和短期的互動(dòng)關(guān)系。最后，為了避免估計(jì)量偏誤，選擇改革開放以來盡可能長的樣本區(qū)間。由于年鑒未提供1978—1979兩年的年末就業(yè)人員人數(shù)且尚未公布2020年的相關(guān)數(shù)據(jù)，故將樣本區(qū)間設(shè)定為1980—2019年。

2 數(shù)據(jù)選擇、處理與理論模型

2.1 原始數(shù)據(jù)的處理與測算

基于研究所需和數(shù)據(jù)可得性，選用云南省1980—2019年，共4×40個(gè)年度數(shù)據(jù)的能源消費(fèi)(E)、資本存量(K)、勞動(dòng)投入(L)和實(shí)際GDP(GDP)作為實(shí)證分析的數(shù)據(jù)源，所有數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布數(shù)據(jù)和歷年《云南統(tǒng)計(jì)年鑒》整理所得。

對(duì)于實(shí)際GDP，以1978年為基期對(duì)按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理，從而得到相應(yīng)年份生產(chǎn)總值的實(shí)際值。

(1)

對(duì)于資本存量，首先以1978年為基期對(duì)按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理，從而得到相應(yīng)年份固定資產(chǎn)投資的實(shí)際值。

(2)

然后借鑒單豪杰[24]的方法，將折舊率設(shè)定為10.96%，采用永續(xù)盤存法估算資本存量，計(jì)算公式為

Kt=(1-δt)Kt-1+It

(3)

式中：Kt表示云南第t年的資本存量;Kt-1表示第t-1年的資本存量；It表示第t年的不變價(jià)實(shí)際固定資產(chǎn)投資；δt表示固定資產(chǎn)折舊率。

資本存量估算的基年選擇在國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)中主要分為1952年和1978年。在永續(xù)盤存法的計(jì)算中，選擇的基年越早，基年資本存量的估計(jì)誤差對(duì)后續(xù)年份的影響就越小，但考慮到云南省固定資產(chǎn)投資這一數(shù)據(jù)只能回溯至1978年，故將1978年作為基年。關(guān)于1978年云南省的資本存量，采用1979年的不變價(jià)實(shí)際固定資產(chǎn)投資比平均折舊率10.96%與1979—1983年實(shí)際固定資產(chǎn)投資平均增長率之和(表1)。資本存量的估算結(jié)果見表2。

表1 云南省1979—1983年實(shí)際固定資產(chǎn)投資增長率狀況及基年資本存量的計(jì)算

表2 1980—2019年云南省資本存量 單位：億元

對(duì)于勞動(dòng)投入，本應(yīng)該用有效勞動(dòng)時(shí)間來表示，但由于條件限制，無從獲取這一數(shù)據(jù)，所以將全省年末從業(yè)人員總數(shù)作為勞動(dòng)投入的代理變量。

對(duì)于能源消費(fèi)，采用《云南統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的歷年能源消費(fèi)總量(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)來表示。所有原始變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

為了減弱模型異方差，且便于變量關(guān)系的解釋，將上述4個(gè)變量取對(duì)數(shù)，并通過繪制lnE、lnK、lnL、ln GDP的時(shí)間趨勢曲線，初步判斷4個(gè)變量隨時(shí)間的變化趨勢。

從圖1可以看出，ln GDP和lnE隨時(shí)間的變化趨勢非常相似，說明二者可能存在內(nèi)在聯(lián)系，并且lnE的增長趨勢較lnL、lnK更為陡峭，表明能源投入較勞動(dòng)投入、資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)更加明顯，這個(gè)現(xiàn)象與改革開放以來云南省對(duì)能源產(chǎn)業(yè)的大力開發(fā)與利用息息相關(guān)，也恰恰反映了近年來能源產(chǎn)業(yè)成為云南第一支柱產(chǎn)業(yè)這一客觀事實(shí)。根據(jù)4個(gè)序列之間的同趨勢性可以預(yù)知，云南生產(chǎn)總值與資本投入、勞動(dòng)投入和能源消費(fèi)之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

圖1 ln E、ln K、ln L、ln GDP的時(shí)間趨勢曲線

2.2 向量誤差修正模型(VECM)

Engle和Granger將協(xié)整與誤差修正模型相結(jié)合，建立了向量誤差修正模型(VECM)。VECM是一種含有協(xié)整約束的向量自回歸模型，常應(yīng)用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模?？紤]滯后p階、不包含外生變量的k維向量自回歸模型VAR(p)：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+μt

(4)

將式(4)變換為差分形式：

(5)

(6)

誤差修正項(xiàng)ecmt-1反映了變量間的長期均衡關(guān)系，系數(shù)矩陣α反映了當(dāng)變量間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)將其調(diào)整至均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。自變量差分項(xiàng)的系數(shù)反映的是各變量短期波動(dòng)對(duì)因變量短期變化的影響。

3 實(shí)證分析

3.1 ADF單位根檢驗(yàn)

進(jìn)行協(xié)整分析前需對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

從表4中可以看出，序列Δ2ln GDP、Δ2lnK、ΔlnL、ΔlnE在5%的顯著性水平下均通過了單位根檢驗(yàn)，即原變量序列l(wèi)n GDP、lnK為二階單整序列，lnL、lnE為一階單整序列，最高階單整變量個(gè)數(shù)大于等于2，滿足Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)它們之間是否存在長期均衡關(guān)系。

表4 ADF單位根檢驗(yàn)

3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen檢驗(yàn)是一種進(jìn)行多重變量序列協(xié)整檢驗(yàn)的較好方法，該方法的優(yōu)點(diǎn)是能夠給出多個(gè)變量間的可能存在的全部協(xié)整關(guān)系。為了確定其最優(yōu)滯后階數(shù)，需先建立由lnE、lnK、lnL、ln GDP構(gòu)成的VAR模型，表5給出了各種準(zhǔn)則下的VAR模型滯后階數(shù)。

由表5可以看出，當(dāng)滯后階數(shù)為4時(shí)，符合準(zhǔn)則的個(gè)數(shù)最多(以*表示)，因此重新估計(jì)VAR(4)模型。在單位根檢驗(yàn)中，根據(jù)AIC、SC、HQ信息準(zhǔn)則判斷出所有原變量序列都是含有隨機(jī)性趨勢的單位根過程，故在確定性趨勢假設(shè)時(shí)選擇第3種情形

表5 VAR模型滯后階數(shù)及準(zhǔn)則信息

進(jìn)行含趨勢項(xiàng)的協(xié)整檢驗(yàn)[25]。協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)比VAR模型少1，故滯后步長為1～3，特征根跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果見表6、表7。

表6 無限制的協(xié)整秩檢驗(yàn)(跡)

表7 無限制的協(xié)整秩檢驗(yàn)(最大特征根)

兩種秩檢驗(yàn)結(jié)果均顯示在5%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整向量、最多一個(gè)協(xié)整向量和最多兩個(gè)協(xié)整向量的零假設(shè)，接受最多3個(gè)協(xié)整向量的備擇

假設(shè)，因此認(rèn)為該系統(tǒng)存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系。

3.3 向量誤差修正模型(VECM)的估計(jì)

根據(jù)Granger表述定理，如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，則它們之間的短期非均衡關(guān)系總能由誤差修正模型表述。因此繼續(xù)建立VECM來考察短期波動(dòng)對(duì)長期均衡的影響，采用極大似然估計(jì)法，估計(jì)結(jié)果見表8。

表8 VECM估計(jì)結(jié)果

表8的第一部分是對(duì)協(xié)整方程的擬合，由誤差修正項(xiàng)ecmt-1表達(dá)式可推導(dǎo)得出以下3個(gè)協(xié)整方程：

lnEt-1=ecm1，t-1+0.936 7ln GDPt-1+2.341 6

(7)

lnKt-1=ecm2，t-1+0.903 8ln GDPt-1+0.229 7

(8)

lnLt-1=ecm3，t-1+0.273 5ln GDPt-1+6.005 1

(9)

可見，因變量變化是誤差修正項(xiàng)ecmt-1和其他自變量變化的函數(shù)。由于主要研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，所以重點(diǎn)關(guān)注第一個(gè)協(xié)整方程(7)。當(dāng)lnE的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化為1時(shí)，ln GDP的系數(shù)為0.936 7，t值為10.160 8，表明二者具有顯著正相關(guān)關(guān)系，即其他條件不變時(shí)，全省生產(chǎn)總值增加1%會(huì)帶動(dòng)能源消費(fèi)量增長0.936 7%。這一結(jié)果說明，云南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，產(chǎn)出增加能夠帶來能源消費(fèi)的增加，反之，能源需求旺盛也會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)總量擴(kuò)大。因此從長期來看，云南的能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長的外生變量，可以作為一種生產(chǎn)要素加入生產(chǎn)函數(shù)中。

表8的第二部分是對(duì)VECM的估計(jì)，其中關(guān)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的VEC模型具體如下：

(10)

(11)

同樣地，重點(diǎn)關(guān)注ecm1，t-1。從誤差修正項(xiàng)的系數(shù)來看，式(10)和式(11)表明誤差修正項(xiàng)對(duì)本期能源消費(fèi)和本期實(shí)際GDP具有修正作用，其效應(yīng)分別為-0.804 7(標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.352 48)和-0.167 6(標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.146 86)，說明上一期的非均衡誤差將以80.47%的調(diào)整力度對(duì)本期能源消費(fèi)做出較大力度的反向修正，使得能源消費(fèi)重新由短期非均衡狀態(tài)回到長期均衡狀態(tài)，符合反向修正機(jī)制，且顯著為負(fù)。這表明，云南能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展至今已然具備良好的自我調(diào)節(jié)功能，下一步應(yīng)繼續(xù)全力打造世界一流“綠色能源牌”的戰(zhàn)略部署。而當(dāng)本期實(shí)際GDP偏離均衡狀態(tài)時(shí)，上一期的非均衡誤差將以16.76%的速度將其拉回均衡狀態(tài)，自我修正的速度較緩慢，且作用不顯著。這就提示，要想保持經(jīng)濟(jì)可持續(xù)、高質(zhì)量發(fā)展，前提是要營造穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長。從滯后變量的影響來看，本期能源消費(fèi)主要受到資本存量滯后3階(10%水平下)和勞動(dòng)投入滯后1階(1%水平下)的影響，并未受到實(shí)際GDP滯后項(xiàng)的顯著影響；而本期實(shí)際GDP主要受到勞動(dòng)投入滯后1～3階(1%水平下)和實(shí)際GDP滯后2階(1%水平下)的影響，并未受到能源消費(fèi)滯后項(xiàng)的顯著影響。這表明，短期內(nèi)云南能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長不存在因果關(guān)系，這一點(diǎn)將在之后的Granger因果檢驗(yàn)中加以驗(yàn)證。最后，在能源消費(fèi)和實(shí)際GDP的VECM中，可決系數(shù)R2分別為0.523 6和0.600 6，表明構(gòu)建的VECM能較好地?cái)M合能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)機(jī)制。

3.4 基于VECM的Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整滿足Granger因果檢驗(yàn)的前提，繼續(xù)利用VECM的Granger因果檢驗(yàn)程序。表9報(bào)告了VECM下兩變量間Granger因果關(guān)系的Wald檢驗(yàn)結(jié)果：在10%的顯著性水平下，能源消費(fèi)的短期動(dòng)態(tài)方程中僅存在資本存量到能源消費(fèi)的Granger因果關(guān)系；在1%顯著性水平下，實(shí)際GDP的短期動(dòng)態(tài)方程中僅存在勞動(dòng)投入到實(shí)際GDP的Granger因果關(guān)系，沒有證據(jù)表明實(shí)際GDP與能源消費(fèi)之間存在Granger因果關(guān)系，說明云南經(jīng)濟(jì)屬于非能源依賴型經(jīng)濟(jì)，節(jié)能政策的實(shí)施對(duì)經(jīng)濟(jì)不會(huì)造成明顯的負(fù)面影響，能源消費(fèi)-經(jīng)濟(jì)增長“中性假說”成立。

表9 基于VECM的兩變量間的Granger因果檢驗(yàn)

4 結(jié)論與討論

通過對(duì)云南能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系研究，得到以下結(jié)論：①Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系和顯著的正相關(guān)關(guān)系，意味著二者關(guān)系從經(jīng)驗(yàn)上的模糊判斷變成了一種客觀規(guī)律，能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮了基礎(chǔ)性的作用，這提示了政府在決策時(shí)可以利用這一參照標(biāo)準(zhǔn)，克服主觀隨意性，保障二者協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。②VECM結(jié)果表明短期偏離均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮反向修正機(jī)制，但對(duì)前者的調(diào)整力度顯著強(qiáng)于對(duì)后者的調(diào)整力度，說明云南能源產(chǎn)業(yè)在政府的大力支持下發(fā)展良好，具有一定的自我調(diào)節(jié)能力。③模型擬合優(yōu)度良好，云南經(jīng)濟(jì)短期波動(dòng)超過60%的原因歸結(jié)于資本存量、勞動(dòng)投入、能源消費(fèi)及經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對(duì)自身上一期偏離長期均衡水平的調(diào)整。④基于VECM的Granger因果檢驗(yàn)表明短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間相互獨(dú)立，實(shí)施保護(hù)環(huán)境的節(jié)能政策不會(huì)扼殺云南的經(jīng)濟(jì)增長。

總之，經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明云南能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生變量，二者長期存在均衡關(guān)系，短期內(nèi)不存在因果關(guān)系。這一結(jié)論具有重要政策含義：能源資源具有相對(duì)稀缺性，若不完善配套科學(xué)合理的能源政策，加快調(diào)整能源結(jié)構(gòu)，提高能源利用效率，將導(dǎo)致能源問題成為經(jīng)濟(jì)長期增長的瓶頸，不利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展。因此，云南能源產(chǎn)業(yè)要緊密圍繞“四個(gè)革命、一個(gè)合作”的能源安全新戰(zhàn)略以及對(duì)云南的“三個(gè)定位”，加快建立系統(tǒng)整合的能源-經(jīng)濟(jì)決策架構(gòu)，兼顧經(jīng)濟(jì)效率、能源效率和能源消費(fèi)綠色化的新發(fā)展要求，為全省實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量跨越式發(fā)展做出新貢獻(xiàn)。同時(shí)政府要統(tǒng)籌把握政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，保證經(jīng)濟(jì)以合理的速度平穩(wěn)增長。