胡小渝

(1.重慶市沙坪壩區(qū)委黨校，重慶 400033；2.重慶工商大學(xué)，重慶 400067)

隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，能源消耗亦不斷增長(zhǎng)。目前，中國(guó)已成為全球第二大能源消費(fèi)大國(guó)。能源作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)性資源，直接影響經(jīng)濟(jì)能否長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展，如何緩解能源資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的瓶頸限制，成為當(dāng)下學(xué)者研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào):“推動(dòng)能源生產(chǎn)和消費(fèi)革命是長(zhǎng)期戰(zhàn)略，必須從當(dāng)前做起，加快實(shí)施重點(diǎn)任務(wù)和重大舉措。要抓緊制定2030年能源生產(chǎn)和消費(fèi)革命戰(zhàn)略，研究“十三五”能源規(guī)劃。抓緊修訂一批能效標(biāo)準(zhǔn)，只要是落后的都要加快修訂，定期更新并真正執(zhí)行?！痹诖吮尘跋拢芯恐貞c市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系，對(duì)于促進(jìn)重慶市經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展具有一定現(xiàn)實(shí)意義。

1 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)綜述

1.1 國(guó)外文獻(xiàn)綜述

國(guó)外研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)較多，且起步較早，多集中于通過(guò)計(jì)量模型分析兩者關(guān)系，為制定能源與經(jīng)濟(jì)政策提供參考。Kraft.J等[1]利用1947—1974年的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析美國(guó)能源消費(fèi)與GNP之間的關(guān)系，結(jié)果顯示GNP是能源消費(fèi)的格蘭杰原因，且這種結(jié)果關(guān)系是單向的，因此作者認(rèn)為控制能源消費(fèi)將不會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Stem[2]通過(guò)VAR模型分析美國(guó)1947—1990年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，結(jié)果表明美國(guó)的能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。同時(shí)，Stem[3]利用靜態(tài)和動(dòng)態(tài)協(xié)整分析做進(jìn)一步研究，認(rèn)為美國(guó)能源消費(fèi)對(duì)GDP的影響顯著。Lee[4]基于18個(gè)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)得出結(jié)論，不管是長(zhǎng)期還是短期能源消費(fèi)都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，并建議發(fā)展中國(guó)家通過(guò)采取一定的能源政策，促進(jìn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Lee and Chang[5]基于Lee.C.C 的研究結(jié)果另加入了22個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家數(shù)據(jù)，基于這40個(gè)國(guó)家1960—2001年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析GDP與能源消費(fèi)的關(guān)系，認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家GDP非能源消費(fèi)的格蘭杰原因，同時(shí)能源消費(fèi)也非GDP的格蘭杰原因。

1.2 國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究資料豐富，多采用實(shí)證研究。林伯強(qiáng)[6]基于協(xié)整和誤差修正模型分析了我國(guó)能源需求的影響因素，結(jié)果顯示能源消費(fèi)總量、GDP、能源價(jià)格及能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化四者間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。黃玲[7]通過(guò)整理福建省近30年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，并進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能源消費(fèi)的格蘭杰原因，且兩者間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。汪東等[8]通過(guò)研究天津市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)：天津市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較大程度上依賴于能源消費(fèi)，尤其是煤炭消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用明顯，并提出相應(yīng)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策。鐘爽等[9]基于吉林省統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用灰色關(guān)聯(lián)法分析吉林省能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為吉林省經(jīng)濟(jì)發(fā)展一定程度上依賴于能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化。邢毅[10]基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源消費(fèi)和信貸投放三者間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，認(rèn)為低碳發(fā)展區(qū)和高碳發(fā)展區(qū)三者間動(dòng)態(tài)關(guān)系有著明顯差異，在低碳發(fā)展區(qū)，能源消費(fèi)和信貸投放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定正面影響。楊先明等[11]通過(guò)構(gòu)建數(shù)據(jù)模型分析，認(rèn)為城市化與居民直接能源消費(fèi)兩者間存在U型關(guān)系，但對(duì)于北京、上海等城市化水平較高城市而言，城市化與居民直接能源消費(fèi)間已不存在直接關(guān)系。李曉飛等[12]基于河南省2000—2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，選取河南省能源消費(fèi)總量、GDP和工業(yè)廢氣排放量三大指標(biāo)，構(gòu)建河南省能源-經(jīng)濟(jì)-環(huán)境的VAR模型，通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解研究河南省能源、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境三者間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。分析結(jié)果表明：河南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、環(huán)境污染三者間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，同時(shí)能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到一定正面影響。何則等[13]通過(guò)彈性脫鉤指數(shù)和廣義LMDI方法分析了20世紀(jì)50年代以來(lái)中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，并進(jìn)一步研究了能源消費(fèi)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)因素,認(rèn)為能源消費(fèi)總量與GDP增長(zhǎng)均表現(xiàn)為指數(shù)型增長(zhǎng)曲線。李博等[14]認(rèn)為：短時(shí)間內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)帶來(lái)資源浪費(fèi)，引發(fā)一定生態(tài)環(huán)境問(wèn)題，但長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平，將使生態(tài)環(huán)境重新恢復(fù)平衡，從而實(shí)現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展。馬千里等[15]基于2000—2016年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，探討能源消費(fèi)、技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者間關(guān)系，得出了能源消費(fèi)和技術(shù)進(jìn)步均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定正面影響的結(jié)論。

1.3 國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)評(píng)述

通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)外關(guān)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)文獻(xiàn)資料梳理發(fā)現(xiàn)，目前研究成果頗多，且多集中于實(shí)證分析。但學(xué)者們選擇的研究對(duì)象、研究指標(biāo)、研究方法均具有一定差異性，對(duì)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系、能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有影響，具體如何影響等問(wèn)題均未形成統(tǒng)一結(jié)論。目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者大部分研究結(jié)果表明：能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但對(duì)兩者間的格蘭杰原因方向存在一定的爭(zhēng)議。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 研究方法

本文在穩(wěn)定性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上,通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法,以重慶市1997—2016年近20年的能源消費(fèi)和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為樣本,分析重慶市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系，揭示兩者間的因果及動(dòng)態(tài)定量關(guān)系，以服務(wù)綠色經(jīng)濟(jì)研究。

2.1.1格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰檢驗(yàn)常用于判斷兩序列的因果關(guān)系，非平穩(wěn)的時(shí)間序列，存在產(chǎn)生虛假因果關(guān)系的可能性。因此，在進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)前常需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，穩(wěn)定性檢驗(yàn)是協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)。一般情況下，通過(guò)散點(diǎn)圖或折線圖進(jìn)行初步平穩(wěn)性判斷。針對(duì)非平穩(wěn)序列，協(xié)整檢驗(yàn)是建模的前提條件，即E-G檢驗(yàn)。

1)E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)

步驟2檢驗(yàn)步驟1通過(guò)模型回歸所得到的殘差序列{εt}的平穩(wěn)性。殘差序列{εt}如平穩(wěn)，則可作出因變量與自變量序列間存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論，反之，則不存在協(xié)整關(guān)系。

2)ADF檢驗(yàn)法

ADF檢驗(yàn)法是檢驗(yàn)序列是否平穩(wěn)的常用方法之一。通過(guò)計(jì)算自回歸系數(shù)之和是否等于1，從而得出序列是否平穩(wěn)的結(jié)論。

任意p階自回歸模型AR(p)過(guò)程：

xt=φ1xt-1+…+φpxt-p+εt

(1)

其中φ是自回歸系數(shù)，把式(1)進(jìn)行等價(jià)變形可以得到：

Δxt=ρxt-1+β1Δxt-1+…-βp-1Δxt-p+1+εt

(2)

其中，ρ=φ1+φ2+…+φp-1,βj=-φj+1-φj+2-…-φp,j=1,2,…p-1。如果序列{xt}是平穩(wěn)序列，則φ1+φ2+…+φp<1，等價(jià)于0，如果序列{xt}不平穩(wěn)，則至少存在一個(gè)單位根，那么有φ1+φ2+…+φp=1，等價(jià)于ρ=0。對(duì)序列{xt}的單位根檢驗(yàn)的假設(shè)條件H0：ρ=0?H1:ρ0，構(gòu)造ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是參數(shù)ρ的樣本標(biāo)準(zhǔn)差。

2.1.2VAR模型

VAR模型是一種新的多方程模型分析法，主要用于判斷變量是外生變量還是內(nèi)生變量，用于分析預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的多變量時(shí)間序列系統(tǒng)，分析隨機(jī)干擾項(xiàng)所探討的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，解釋經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響。在向量自回歸模型中，包含多個(gè)變量。假定有k個(gè)變量，滯后階數(shù)為ρ，則ρ階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型為

BXt=Γ0+Γ1Xt-1+Γ2Xt-2+…ΓpXt-p+μt

(3)

i=1,2,…,p,Γi是內(nèi)生變量向量Xt的滯后i期的前定內(nèi)生變量向量Xt-i的系數(shù)矩陣。

把式(3)左乘B-1得到p階向量自回歸模型的簡(jiǎn)約式，標(biāo)準(zhǔn)向量回歸模型:

Xt=A0+A1Xt-1+A2Xt-2+…+ApXt-p+et

(4)

其中A0=B-1Γ0;Ai=B-1Γi,i=1,2,…,p;et=B-1μt[16]。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

鑒于數(shù)據(jù)可獲得性，本文數(shù)據(jù)來(lái)自1998—2017年《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》，能源消費(fèi)總量(TEC)是實(shí)物指標(biāo),單位是萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤；地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)單位是億元人民幣，GDP數(shù)據(jù)換算成以上年為基期的實(shí)際指標(biāo)。計(jì)算過(guò)程通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件stata13完成。

3 重慶市經(jīng)濟(jì)、能源消耗及環(huán)境現(xiàn)狀

3.1 重慶市經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀分析

由圖1可知：自直轄以來(lái)，重慶市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，GDP增長(zhǎng)率基本與全國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變化趨勢(shì)相同，但增長(zhǎng)速度普遍明顯高于全國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。

3.2 重慶市能源消耗及環(huán)境狀況

隨著重慶市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，能源消耗亦不斷增長(zhǎng)。能源消費(fèi)總量由1997年的2 030.13萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2016年的8 271.97萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，增長(zhǎng)了3倍多。其中，煤炭資源消費(fèi)占到50%以上，1997—2014年均高達(dá)60%多。伴隨經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，能源消耗亦不斷增加，但煤炭資源有限，且污染嚴(yán)重，尋找新的能源成為重慶乃至全國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要方面。環(huán)境污染方面，以工業(yè)廢水為例，隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，排放量整體處于下降趨勢(shì)，但絕對(duì)量仍較大，以環(huán)境污染為代價(jià)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展一定程度上仍然存在。因此，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展仍任重道遠(yuǎn)。

圖1 重慶與全國(guó)GDP增長(zhǎng)率比較

4 重慶市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

4.1 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖2是重慶市能源消費(fèi)與生產(chǎn)總值的變化趨勢(shì)圖，可以看出：1997—2016年重慶市能源消費(fèi)與地區(qū)生產(chǎn)總值變化是有趨勢(shì)的，不平穩(wěn)的。為了消除數(shù)據(jù)間較大的波動(dòng)，對(duì)能源消費(fèi)和地區(qū)生產(chǎn)總值取對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)nTEC、LnGDP。

圖2 重慶市能源消費(fèi)與地區(qū)生產(chǎn)總值變化趨勢(shì)

由表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知：LnTEC、LnGDP和1階差分后的ΔLnTEC、ΔLnGDP的ADF值在1%顯著水平都大于其相對(duì)應(yīng)的Mackinnon臨界值。因此，不能拒絕水平序列以及1階差分序列存在單位根的原假設(shè)。但2階差分后Δ2LnTEC、Δ2LnGDP的ADF值在1%顯著水平下都小于其對(duì)應(yīng)的Mackinnon臨界值，拒絕存在單位根的原假設(shè)，即2階差分后為平穩(wěn)序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

表1 TEC和GDP的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)形式(C、T、L)中C、T、L分別代表常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)。***表示在 1%顯著水平下拒絕零假設(shè)。

4.2 重慶市能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析

本文采用E-G兩步法來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

步驟1建立回歸方程：

LnTEC=2.759+0.668LnGDP

(5)

(27.29) (55.36)

括號(hào)里面為t統(tǒng)計(jì)量。

調(diào)整后R2=0.993 8，DW=0.474 7，F(xiàn)=3 064.39

由式(5)可知：F統(tǒng)計(jì)量是顯著的，所以估計(jì)方程是顯著的，t統(tǒng)計(jì)量是顯著的，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達(dá)0.993 8，說(shuō)明方程擬合較好。DW統(tǒng)計(jì)值為0.474 7，說(shuō)明不存在序列相關(guān)。

步驟2檢驗(yàn)殘差序列是否平穩(wěn)，對(duì)殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

LnTEC-2.759-0.668LnGDP

(6)

由表2可知：殘差序列et是平穩(wěn)序列，即存在LnTEC和LnGDP的平穩(wěn)性組合。

表2 殘差項(xiàng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

4.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由表3分析可知：在滯后期為1的情況下，對(duì)于LnTEC不是LnGDP的原因的原假設(shè)，F(xiàn)值為25.38，P值為0.000 1，拒絕原假設(shè)，即LnTEC是LnGDP的原因。而對(duì)于LnGDP不是LnTEC的原因的原假設(shè)，F(xiàn)值為1.43，P值為0.248 5，不能拒絕原假設(shè)，即LnGDP不是LnTEC的原因成立。分析可知：重慶市能源消費(fèi)是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，即重慶市能源消費(fèi)發(fā)生變化會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)隨之產(chǎn)生一定變化，但地區(qū)生產(chǎn)總值并不是能源消費(fèi)的格蘭杰原因，即重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化并不導(dǎo)致能源消費(fèi)的變化。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

4.4 重慶市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的VAR模型分析

1)VAR模型估計(jì)

根據(jù)AIC與BIC信息準(zhǔn)則最小化，得出最佳滯后階數(shù)為4，估計(jì)4階向量自回歸模型，估計(jì)出VAR模型如下：

LnGDPt=0.91LnGDPt-1+0.98LnGDPt-2-

0.24LnGDPt-3-0.61LnGDPt-4-

0.14LnTECt-1-0.58LnTECt-2-

0.24LnTECt-3+0.08LnTECt-4+

0.064+et

LnTECt=-1.13LnGDPt-1+4.96LnGDPt-2-

1.74LnGDPt-3-1.58LnGDPt-4+

0.17LnTECt-1-1.72LnTECt-2-

0.5LnTECt-3+0.52LnTECt-4+

0.13+et

根據(jù)VAR模型分析規(guī)則，檢驗(yàn)VAR的穩(wěn)定性是進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析的前提條件，如VAR模型穩(wěn)定，則可進(jìn)行下一步的脈沖響應(yīng)分析。從圖3可知：VAR模型的全部特征根倒數(shù)值均位于單位圓內(nèi)，說(shuō)明VAR模型具有穩(wěn)定性。

圖3 VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性判別圖

2)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

VAR模型通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析隨機(jī)干擾項(xiàng)對(duì)其內(nèi)生變量的影響軌跡，但并不分析每個(gè)變量對(duì)自己和其他變量的變動(dòng)如何反應(yīng)。本文對(duì)LnTEC(重慶能源消費(fèi))和LnGDP(重慶地區(qū)生產(chǎn)總值)VAR進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

由圖4(a)可知：GDP對(duì)自身的響應(yīng)函數(shù)時(shí)間路徑表現(xiàn)為波折，且后期逐漸變寬，由此可見(jiàn)重慶GDP的增加對(duì)后期影響逐漸趨于穩(wěn)定態(tài)勢(shì)；圖4(b)反映了GDP對(duì)TEC的響應(yīng)緩慢增加，說(shuō)明能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在逐步增大；圖4(c)圖中TEC對(duì)自身的響應(yīng)函數(shù)逐步升高，說(shuō)明重慶能源消費(fèi)的提高對(duì)后期的影響亦漸趨于穩(wěn)定。圖4(d)反映TEC對(duì)GDP的響應(yīng)一直在0處上下浮動(dòng)，由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的影響并不大。

3)方差分解

圖5(a)中，LnGDP對(duì)自身的方差分解路徑一直為正，且在下降到80%附近時(shí)漸趨于平穩(wěn)。由此可見(jiàn)，重慶地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)在后期的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)減小趨勢(shì)，并最終穩(wěn)定在80%左右；圖5(b)中LnTEC對(duì)LnGDP的方差分解路徑一直為正且呈現(xiàn)為波折中穩(wěn)步上升趨勢(shì)，可見(jiàn)重慶GDP對(duì)能源消費(fèi)的貢獻(xiàn)不斷增大，但增加幅度較緩慢；圖5(c)中，LnGDP對(duì)LnTEC的方差分解時(shí)間路徑不斷增長(zhǎng)，最后在20%～25%范圍穩(wěn)定下來(lái)，說(shuō)明能源消費(fèi)對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)后期趨于穩(wěn)定；圖5(d)中LnTEC對(duì)自身的方差分解路徑較為曲折，在波折中不斷下降，說(shuō)明能源消費(fèi)對(duì)自身的影響前期不太穩(wěn)定，但隨著技術(shù)進(jìn)步，能源消費(fèi)對(duì)自身的貢獻(xiàn)逐步穩(wěn)定在25%左右。

圖4 VAR模型脈沖響應(yīng)

圖5 LnGDP、LnTEC對(duì)自身及相互方差分解時(shí)間路徑

5 結(jié)論及對(duì)策建議

本文基于重慶市1997—2016年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，在穩(wěn)定性檢驗(yàn)與協(xié)整分析基礎(chǔ)上，通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)與脈沖響應(yīng)及方差分解等研究方法，對(duì)重慶市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果與及定量關(guān)系進(jìn)行了分析，得到如下結(jié)論：

1)格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示：重慶市能源消費(fèi)是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，但地區(qū)生產(chǎn)總值并不是能源消費(fèi)的格蘭杰原因。一定程度上說(shuō)明重慶市能源消費(fèi)的變化直接影響地區(qū)生產(chǎn)總值的變化，即能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一定的正向影響，但地區(qū)生產(chǎn)總值的變化并不導(dǎo)致能源消費(fèi)的變化。以上分析表明：重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一定程度上依賴于對(duì)能源消費(fèi)。

2)VAR模型估計(jì)和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果表明：重慶市能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在逐步增大，即能源消費(fèi)的微小波動(dòng)將在極大程度上影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3)方差分解路徑分析結(jié)果顯示：重慶市能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方差分解時(shí)間路徑不斷增長(zhǎng)，并在20%～25%范圍穩(wěn)定下來(lái)，可見(jiàn)能源消費(fèi)對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)后期趨于穩(wěn)定

本文基于以上結(jié)論，提出如下對(duì)策建議：

1)做好能源消費(fèi)規(guī)劃，科學(xué)有計(jì)劃地開發(fā)能源資源。近年來(lái)，重慶市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，對(duì)能源的消費(fèi)逐年增加。但能源資源是有限的，做好能源消費(fèi)規(guī)劃，有計(jì)劃、節(jié)制地開發(fā)使用能源資源，避免能源成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短板。

2)加強(qiáng)全民節(jié)能教育，營(yíng)造節(jié)約用能氛圍。加大節(jié)能宣傳力度，提高全民節(jié)能意識(shí)，尤其是加強(qiáng)對(duì)企業(yè)節(jié)能培訓(xùn)，在全社會(huì)營(yíng)造節(jié)約用能大氛圍。加大高技術(shù)節(jié)能產(chǎn)品的應(yīng)用推廣力度，引導(dǎo)企業(yè)采用節(jié)能新技術(shù)，尊重市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律，逐步淘汰高耗能產(chǎn)品。

3)加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，嚴(yán)格控制高耗能產(chǎn)業(yè)發(fā)展。提高第三產(chǎn)業(yè)、戰(zhàn)略性新興技術(shù)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加速淘汰高耗能、高污染等落后產(chǎn)業(yè)。對(duì)于不宜直接淘汰的高能源消費(fèi)型產(chǎn)業(yè)，加大產(chǎn)業(yè)技術(shù)工藝改造，降低能耗，提高整體經(jīng)濟(jì)效益。