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一、文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)有能源消費(fèi)總量的研究文獻(xiàn)中，主要關(guān)注能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和對(duì)外貿(mào)易等方面的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。其中又以能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為最核心的研究?jī)?nèi)容，其主要研究?jī)?nèi)容可以歸納為4個(gè)主要方面:增長(zhǎng)假說(shuō)、保護(hù)假說(shuō)、回饋假說(shuō)和中性假說(shuō)。增長(zhǎng)假說(shuō)認(rèn)為能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，能源消費(fèi)的降低會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的下降(陳首麗，馬立平，2010;齊紹洲，云波，李鍇，2009)。而保護(hù)假說(shuō)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間只存在單向因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能源消費(fèi)的原因，所以旨在降低能源消費(fèi)的能源政策并不會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(林伯強(qiáng)，魏巍賢，李丕東，2007)。回饋假說(shuō)則認(rèn)為能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是相互因果的關(guān)系(胡軍峰，趙曉麗，歐陽(yáng)超，2011)。中性假說(shuō)則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間不存在顯著的因果關(guān)系，所以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)的增長(zhǎng)，反之亦然(Belke，Dobnik，Dreger，2011)。近年來(lái)隨著金融發(fā)展研究的深入，已經(jīng)從過(guò)去的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究局限中逐步拓展到能源消費(fèi)、教育、企業(yè)家精神和收入差異等方面。金融發(fā)展包括股票市場(chǎng)、債券市場(chǎng)的發(fā)展，銀行機(jī)構(gòu)等金融中介機(jī)構(gòu)的擴(kuò)張，還包括國(guó)外直接投資(FDI)等。關(guān)于金融發(fā)展與能源消費(fèi)的研究，可以簡(jiǎn)單地描述為，金融發(fā)展會(huì)導(dǎo)致更多還是更少的能源消費(fèi)，同時(shí)能源消費(fèi)又會(huì)對(duì)金融發(fā)展帶來(lái)什么影響。從理論上來(lái)說(shuō)，金融發(fā)展存在影響能源消費(fèi)的多種傳導(dǎo)路徑，而且不同路徑對(duì)能源消費(fèi)影響的方向是不同的。在生產(chǎn)領(lǐng)域，金融能發(fā)展有助于提升生產(chǎn)領(lǐng)域的能源效率。金融機(jī)構(gòu)幫助生產(chǎn)企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，金融市場(chǎng)促進(jìn)企業(yè)的投資效率，金融市場(chǎng)給企業(yè)研究和技術(shù)更新提供巨大的資金支持。這都有利于能源效率的提升，降低生產(chǎn)領(lǐng)域的能源需求。但是從整體和長(zhǎng)期來(lái)看，更高的能源效率并不一定會(huì)帶來(lái)能源消費(fèi)總量的下降。隨著能源效率的提高，生產(chǎn)領(lǐng)域和消費(fèi)領(lǐng)域的能源消費(fèi)總量反而增加，就是能源研究中的回彈效應(yīng)(reboundeffect)。查冬蘭的研究認(rèn)為我國(guó)煤炭、石油和電力部門存在顯著的回彈效應(yīng)(查冬蘭，周德群，2010)。史紅亮、陳凱的研究計(jì)算了我國(guó)鋼鐵行業(yè)能源消費(fèi)回彈效應(yīng)，得出其回彈效應(yīng)高達(dá)130．47%(史紅亮，陳凱，2012)。在消費(fèi)領(lǐng)域，金融發(fā)展通過(guò)提供消費(fèi)信貸等金融服務(wù)促進(jìn)大宗商品的消費(fèi)，這會(huì)直接影響我國(guó)能源消費(fèi)總量。快捷、便利的金融服務(wù)，使得消費(fèi)者可以更加輕松地購(gòu)買大宗消費(fèi)品，從而拉動(dòng)國(guó)內(nèi)消費(fèi)品市場(chǎng)的需求。比如汽車、房子、冰箱和空調(diào)等消費(fèi)品市場(chǎng)在最近十幾年里取得了快速的發(fā)展。而這些大宗消費(fèi)品的生產(chǎn)過(guò)程會(huì)消耗大量的能源，同時(shí)消費(fèi)者在使用過(guò)程中也會(huì)消耗大量的能源。國(guó)外已經(jīng)有研究文獻(xiàn)關(guān)注金融發(fā)展與能源消費(fèi)，研究認(rèn)為金融發(fā)展會(huì)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而影響能源消費(fèi)的需求(Shahbaz，Lean，F(xiàn)arooq，2013;Sa-dorsky，2010);并進(jìn)一步指出金融發(fā)展使得企業(yè)能更方便快捷地獲取融資服務(wù)，從而刺激企業(yè)對(duì)大宗貨物的需求以及投資的沖動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致能源需求的增加(Sadorsky，2011)。目前國(guó)內(nèi)關(guān)于這方面的研究文獻(xiàn)還非常少。

二、系統(tǒng)與方法

為了研究能源消費(fèi)與金融發(fā)展的相互關(guān)系，我們采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)。這里的G是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，E、K、L分別表示能源、資本和勞動(dòng)力，A表示技術(shù)，e表示誤差項(xiàng)并滿足正態(tài)分布。能源、資本和勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性用α1、α2和α3來(lái)表示。我們?cè)O(shè)定生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報(bào)酬不變的特性，即α1+α2+α3=1。然后在Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展，設(shè)定技術(shù)是由于金融發(fā)展、國(guó)際貿(mào)易內(nèi)生得來(lái)的。金融發(fā)展通過(guò)提升資本效率，吸引國(guó)外直接投資和技術(shù)溢出等方式促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步。在自由市場(chǎng)中，企業(yè)家是市場(chǎng)的主要組成部分。他們出于自身利益的追求而開(kāi)展的國(guó)際貿(mào)易也是技術(shù)擴(kuò)散的推動(dòng)力。所以設(shè)定技術(shù)發(fā)展函數(shù):這里的gdp(t)、ene(t)和cap(t)分別采用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均能源消費(fèi)和人均固定資本存量表示，tra(t)和fin(t)分別用人均貿(mào)易額和人均新增人民幣貸款表示。其中，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均能源消費(fèi)、人均貿(mào)易額和人均新增人民幣貸款的數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2009—2012》;人均資本存量來(lái)源于社會(huì)資本存量與當(dāng)年全國(guó)總?cè)丝诘谋戎担鐣?huì)資本存量用固定資本存量Kit代替，并使用永續(xù)盤存法計(jì)算。具體方法參考單豪杰的論文(單豪杰，2008)，并擴(kuò)展到2011年(該方法按照統(tǒng)一的10．96%進(jìn)行估算)。其中，投資值Iit根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的“固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)”將年度新投資值調(diào)整為1990年不變價(jià)，假設(shè)固定資本折舊率為10%。在進(jìn)行變量之間的相關(guān)性研究之前，需要對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因?yàn)檠芯康臅r(shí)間是從1978年到2011年，這期間存在重大的社會(huì)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變，所以在常規(guī)的ADF檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，還采用Zivot-Andrews的方法來(lái)識(shí)別其中的結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)(Zivot，Andrews，1992)。然后進(jìn)行變量之間的協(xié)整關(guān)系研究，論文采用ARDL模型(AutoregressiveDistributedLagModel)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系研究。ARDL模型具有如下優(yōu)點(diǎn):首先是ARDL模型的應(yīng)用比較靈活，時(shí)間序列變量并不需要同階協(xié)整，如果是一階協(xié)整也是可以的。其次在小樣本情況下，該方法獲得的檢驗(yàn)結(jié)果仍然具有一致性。最重要的是，在ARDL模型的基礎(chǔ)上可以推導(dǎo)出動(dòng)態(tài)無(wú)約束誤差模型(DynamicUnrestrictedErrorCorrectionModel)。動(dòng)態(tài)無(wú)約束誤差模型在長(zhǎng)期均衡的基礎(chǔ)上，考慮了變量之間的短期效應(yīng)，同時(shí)包含了變量之間的短期信息和長(zhǎng)期信息。基于ARDL模型，采用更加穩(wěn)健的邊限協(xié)整檢驗(yàn)識(shí)別金融發(fā)展與能源消費(fèi)的長(zhǎng)期關(guān)系，同時(shí)利用ECM(ErrorsCorrectionModel)模型分析金融發(fā)展水平與能源消費(fèi)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。具體的ARDL－ECM模型表達(dá)式如下。

三、數(shù)據(jù)和實(shí)證研究

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與數(shù)據(jù)平穩(wěn)性在協(xié)整研究之前，需要對(duì)主要變量進(jìn)行基本統(tǒng)計(jì)特征提取和時(shí)間序列穩(wěn)定性檢驗(yàn)。變量基本統(tǒng)計(jì)特征包括均值、中間值、最大值、最小值和正態(tài)分布檢驗(yàn)等。數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性對(duì)于政府等相關(guān)決策部門來(lái)說(shuō)是非常重要的，比如能源消費(fèi)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，那就意味能源消費(fèi)的波動(dòng)只具有短期效應(yīng)，一段時(shí)間之后時(shí)間序列會(huì)重新回到原來(lái)的趨勢(shì)上;如果能源消費(fèi)時(shí)間序列是一階平穩(wěn)，那說(shuō)明能源消費(fèi)波動(dòng)效應(yīng)是長(zhǎng)期的。同樣，如果金融發(fā)展時(shí)間序列是水平平穩(wěn)的，那么用于提升金融效率的金融政策對(duì)金融發(fā)展的影響是短期的;如果金融發(fā)展時(shí)間序列是一階平穩(wěn)，那么這種影響是長(zhǎng)期的。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)間序列方面也一樣，如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)間序列是水平平穩(wěn)的，那么經(jīng)濟(jì)政策產(chǎn)生的沖擊效應(yīng)是短期的;如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)間序列是一階平穩(wěn)，財(cái)政政策、貨幣政策或者別的穩(wěn)定性政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是長(zhǎng)期的。在協(xié)整研究中，對(duì)研究數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以避免出現(xiàn)偽回歸的情況，同時(shí)也是ARDL模型進(jìn)行檢驗(yàn)的前提條件，因?yàn)槠淝疤峒僭O(shè)就是變量是水平協(xié)整或者一階協(xié)整。在穩(wěn)定性檢驗(yàn)中，本文同時(shí)用ADF檢驗(yàn)和Ng－Perron檢驗(yàn)來(lái)研究相關(guān)變量的時(shí)間序列平穩(wěn)性。具體結(jié)果見(jiàn)表2和表3。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%顯著性水平上除了人均能源消費(fèi)量是二階平穩(wěn)，其他4個(gè)變量都是一階平穩(wěn)。Ng-Perron檢驗(yàn)結(jié)果中顯示，除了人均資本存量是水平平穩(wěn)的，其余都是一階平穩(wěn)的。綜合兩者的結(jié)果，判斷人均能源消費(fèi)量是一階平穩(wěn)時(shí)間序列。所以可以認(rèn)為研究中的五個(gè)時(shí)間序列變量，既有水平平穩(wěn)的，也有一階平穩(wěn)的。因此傳統(tǒng)的E-G協(xié)整檢驗(yàn)方法和Johansen方法都不適合。

(二)ARDL-ECM模型協(xié)整檢驗(yàn)與分析在變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，利用ARDL模型對(duì)研究變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。ARDL模型對(duì)于滯后階數(shù)非常敏感，如果選擇了錯(cuò)誤的滯后階數(shù)會(huì)導(dǎo)致結(jié)果是有偏的。目前主流的處理方法是，滯后階數(shù)的選擇主要參考AIC信息準(zhǔn)則(AkaikeInformationCreterion)。即按照式(7)、式(8)、式(9)、式(10)、式(11)中各差分變量進(jìn)行回歸之后，按照AIC信息準(zhǔn)則選擇最佳滯后期。同時(shí)考慮到研究的這些宏觀變量存在平穩(wěn)上升的趨勢(shì)，因此在進(jìn)行方程估計(jì)的時(shí)候加入了趨勢(shì)項(xiàng)，由趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)的顯著性來(lái)決定是否保留趨勢(shì)項(xiàng)。在綜合考慮AIC信息準(zhǔn)則與趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)顯著性的基礎(chǔ)上選出最優(yōu)滯后階數(shù)，然后計(jì)算出構(gòu)成式(7)、式(8)、式(9)、式(10)和式(11)中滯后水平變量聯(lián)合顯著的F統(tǒng)計(jì)量。并把這個(gè)變量與Pesaran計(jì)算的邊限臨界值進(jìn)行比較。在協(xié)整研究中，如果樣本滯后期越長(zhǎng)，殘差序列的相關(guān)性就越嚴(yán)重。考慮本次研究的時(shí)間序列長(zhǎng)度并不長(zhǎng)，因此選擇差分變量的最大滯后階數(shù)為3。根據(jù)一階差分變量的不同滯后期得到AIC信息、1階及2階殘差序列相關(guān)性的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量、邊界檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量以及時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)，具體結(jié)果見(jiàn)表4。最佳滯后階數(shù)選擇，要根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則，同時(shí)考慮LM統(tǒng)計(jì)量和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)的顯著性。綜合考慮后，認(rèn)為式(7)(國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程)的最佳滯后階數(shù)為2，存在時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng);式(8)(金融發(fā)展方程)的最佳滯后階數(shù)為2，不存在時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng);式(9)(能源方程)的最佳滯后階數(shù)為2，不存在時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng);式(10)(貿(mào)易發(fā)展方程)的最佳滯后階數(shù)為1，存在時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng);式(10)(資本結(jié)構(gòu)方程)的最佳滯后階數(shù)為2，不存在時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。F統(tǒng)計(jì)量服從一個(gè)非標(biāo)準(zhǔn)的分布，而不管變量是水平平穩(wěn)還是一階平穩(wěn)。參考Pesaran計(jì)算出了該檢驗(yàn)的臨界范圍表，其中自變量個(gè)數(shù)K=5。從F值的顯著性可以知道，式(8)中Log(gdp)、log(ene)、log(tra)和log(k)對(duì)log(fin)有長(zhǎng)期的影響;式(9)中l(wèi)og(gdp)、log(fin)、log(tra)和log(k)對(duì)log(ene)有長(zhǎng)期的影響;式(10)中l(wèi)og(gdp)、log(ene)、log(fin)和log(k)對(duì)log(tra)有長(zhǎng)期的影響。結(jié)合表4和表5的結(jié)果，可以知道在金融發(fā)展方程、能源消費(fèi)方程和貿(mào)易發(fā)展方程中的水平變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。然后在此基礎(chǔ)上，采用ARDL-ECM方法對(duì)水平變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系和差分變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。按照常規(guī)的步驟，依據(jù)AIC信息準(zhǔn)則對(duì)各個(gè)變量所有不同階數(shù)的估計(jì)方程(共5的3次方125個(gè))進(jìn)行分析處理，找出AIC值最小的階數(shù)的ARDL估計(jì)方程，力求模型的簡(jiǎn)潔化。最后得到ARDL模型以及相應(yīng)的ECM模型，從而估計(jì)出變量之間的長(zhǎng)期和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。式(8)(金融發(fā)展方程)的最優(yōu)階數(shù)為ARDL(3、3、3、2、3)，式(9)(能源消費(fèi)方程)的最優(yōu)階數(shù)為ARDL(2、3、3、3、0)，式(10)(貿(mào)易發(fā)展方程)的最優(yōu)階數(shù)為(3、3、3、1、2)，具體結(jié)果見(jiàn)表6和表7。表7的結(jié)果顯示，3個(gè)方程的誤差修正項(xiàng)都顯著為負(fù)值，這說(shuō)明ARDL-ECM模型擬合效果良好，各個(gè)方程均不存在殘差序列相關(guān)。本文還估計(jì)了各個(gè)方程的遞歸殘差累計(jì)和(CUSUM)以及遞歸殘差平方累計(jì)和(CUSUMSQ)，對(duì)模型結(jié)構(gòu)的參數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。除了式(8)的遞歸殘差平方累計(jì)和略不穩(wěn)定之外(見(jiàn)圖1)，其余的檢驗(yàn)都顯示回歸參數(shù)是穩(wěn)定的(此處省略了CUSUM圖和CUSUMSQ圖)。因此ARDL-ECM模型的結(jié)論是可靠的。按照ARDL模型的最終設(shè)定形式，對(duì)金融發(fā)展方程、能源消費(fèi)方程和貿(mào)易發(fā)展方程進(jìn)行了重新估計(jì)。表6是利用ARDL模型估計(jì)的長(zhǎng)期系數(shù)值，反映了各個(gè)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。表7是ECM模型估計(jì)的結(jié)果，其利用水平變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系對(duì)方程的一階滯后水平變量進(jìn)行線性替代后進(jìn)行估計(jì)，以描述各個(gè)變量之間短期動(dòng)態(tài)效應(yīng)。表6中的F統(tǒng)計(jì)量說(shuō)明三個(gè)方程的被解釋變量與解釋變量之間存在的長(zhǎng)期關(guān)系是顯著的。具體在金融發(fā)展方程中，金融發(fā)展的能源消費(fèi)彈性系數(shù)為5．7208。即能源消費(fèi)提高1%會(huì)導(dǎo)致金融發(fā)展提高5%左右。而在能源消費(fèi)方程中，能源消費(fèi)的金融發(fā)展彈性系數(shù)為0．082498，金融發(fā)展提高1%會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)提升0．08%左右。這表明，從長(zhǎng)期來(lái)看，金融發(fā)展會(huì)促進(jìn)能源消費(fèi)的增長(zhǎng)，而同時(shí)能源消費(fèi)也促進(jìn)了金融的發(fā)展。這一點(diǎn)與理論的預(yù)期是相符合的。同時(shí)注意到，能源消費(fèi)對(duì)金融發(fā)展的影響程度要超過(guò)金融發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響程度。也就是說(shuō)長(zhǎng)期來(lái)看，金融業(yè)發(fā)展與能源消費(fèi)兩者之間會(huì)相互影響，但是能源消費(fèi)對(duì)金融發(fā)展的影響要更大。作為重要的生產(chǎn)要素，能源的消費(fèi)是與經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)、生活消費(fèi)結(jié)合在一起的，能源消費(fèi)的快速增長(zhǎng)會(huì)推動(dòng)生產(chǎn)和消費(fèi)的快速增長(zhǎng)，這又會(huì)帶來(lái)金融發(fā)展(商業(yè)銀行為代表)的快速發(fā)展。金融發(fā)展的表現(xiàn)就是資產(chǎn)端(銀行信貸)和負(fù)債端(企業(yè)、居民存款)的快速增長(zhǎng)。但是反作用卻要弱很多，這主要是因?yàn)榭萍及l(fā)展和中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。最近幾十年全球科技的快速進(jìn)步以及中國(guó)政府積極推動(dòng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，帶來(lái)的一個(gè)直接效應(yīng)就是相同額度的銀行信貸會(huì)帶來(lái)更多的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)消耗更少的能源。在短期關(guān)系中，可以知道能源消費(fèi)對(duì)金融發(fā)展的影響主要集中在第一期。即當(dāng)期的能源消費(fèi)會(huì)促進(jìn)當(dāng)期的金融發(fā)展，但是對(duì)隨后1年、2年的金融發(fā)展沒(méi)有顯著影響。即在短期動(dòng)態(tài)相互關(guān)系中，能源消費(fèi)會(huì)促進(jìn)金融發(fā)展，但是不存在滯后效應(yīng)。這說(shuō)明能源消費(fèi)對(duì)金融發(fā)展(這里主要指銀行信貸，下同)有短期刺激作用，但是這種效應(yīng)是不可持續(xù)的。在能源消費(fèi)方程中，結(jié)果表明金融發(fā)展會(huì)顯著影響能源消費(fèi)，當(dāng)期的金融發(fā)展會(huì)促進(jìn)能源消費(fèi)的增長(zhǎng)，但是當(dāng)期的金融發(fā)展還存在一個(gè)負(fù)向的滯后效應(yīng)，即會(huì)導(dǎo)致隨后1年、2年的能源消費(fèi)增速的降低。從前面的結(jié)果可以知道，金融發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的長(zhǎng)期影響是正的，但是短期來(lái)看當(dāng)期的金融發(fā)展對(duì)隨后1年、2年的能源消費(fèi)的影響卻是負(fù)的。這也印證了使用ARDL-ECM模型進(jìn)行研究的必要性和合理性。金融發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的當(dāng)期正效應(yīng)和負(fù)向的滯后效應(yīng)，和第2部分文獻(xiàn)綜述中的理論演繹結(jié)果是一致的。即從理論上來(lái)說(shuō)，金融發(fā)展同時(shí)擁有正向和負(fù)向影響能源消費(fèi)的傳導(dǎo)途徑，實(shí)證結(jié)論也很好地證實(shí)了這個(gè)推論。控制變量的系數(shù)符合理論預(yù)期，其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是金融發(fā)展和能源消費(fèi)的長(zhǎng)期顯著因素，但是其對(duì)于金融發(fā)展的影響顯著為正，而對(duì)于能源消費(fèi)的影響顯著為負(fù)。前者符合主流研究結(jié)果，后者參考庫(kù)茲涅茨曲線理論，也是符合預(yù)期的。即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度，反而導(dǎo)致能源消費(fèi)的降低。從長(zhǎng)期來(lái)看，貿(mào)易發(fā)展對(duì)金融發(fā)展存在負(fù)的顯著影響，對(duì)能源消費(fèi)存在正的顯著影響。資本存量對(duì)金融發(fā)展和能源消費(fèi)的影響都不顯著。總體來(lái)說(shuō)，控制變量的估計(jì)結(jié)果是符合理論預(yù)期的，也說(shuō)明了本次研究結(jié)論是可信的。

四、研究結(jié)論

無(wú)論在金融發(fā)展研究領(lǐng)域還是在能源消費(fèi)研究領(lǐng)域，現(xiàn)有的文獻(xiàn)都很少涉及這兩者之間可能存在的相互關(guān)系。這一方面可能是被忽視了，另一方面是認(rèn)為金融發(fā)展這個(gè)因素已經(jīng)隱含在影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素中了。但是金融發(fā)展與能源消費(fèi)的影響機(jī)制具有自身的特殊性，如果把金融因素簡(jiǎn)單地隱含在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素里面，會(huì)把金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間的某些特殊性也隱藏起來(lái)。本文基于中國(guó)1978年至2011年的年度數(shù)據(jù)，使用ARDL-ECM模型進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明金融發(fā)展、能源消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易和資本投資之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。此外，本文在研究中也考察了其他控制變量對(duì)金融發(fā)展、能源消費(fèi)的影響，其結(jié)果也基本符合主流的研究結(jié)論。從長(zhǎng)期來(lái)看，金融發(fā)展與能源消費(fèi)之間存在顯著的相互影響，即能源消費(fèi)的快速增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)金融的發(fā)展，而金融的快速發(fā)展也會(huì)促進(jìn)能源消費(fèi)的增長(zhǎng)。但是兩者相互影響的程度并不相同，能源消費(fèi)對(duì)金融發(fā)展的促進(jìn)作用要明顯大于金融發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的促進(jìn)作用。從短期來(lái)看，當(dāng)期能源消費(fèi)只會(huì)影響當(dāng)期的金融發(fā)展，并不會(huì)顯著影響隨后1年、2年的金融發(fā)展。從結(jié)論可以推測(cè)，目前我國(guó)靠投資推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于金融發(fā)展來(lái)說(shuō)也是有益的，因?yàn)橥顿Y，特別是大規(guī)模的工業(yè)投資，一定會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)的快速增長(zhǎng)，而能源消費(fèi)的快速增長(zhǎng)會(huì)顯著地促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕鹑诎l(fā)展。但是短期來(lái)看這種促進(jìn)關(guān)系并不顯著，除了能源消費(fèi)的當(dāng)期影響是顯著的之外。因此政府在推動(dòng)大型工業(yè)投資進(jìn)而推動(dòng)能源消費(fèi)的快速攀升時(shí)，會(huì)考慮能源消費(fèi)帶來(lái)環(huán)境污染、排放增長(zhǎng)等不利因素，同時(shí)也會(huì)綜合考慮其對(duì)當(dāng)?shù)亟鹑跇I(yè)所帶來(lái)的長(zhǎng)期收益。與此相對(duì)應(yīng)的是，金融發(fā)展也會(huì)對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響，但是這種影響的程度要小于能源消費(fèi)對(duì)金融發(fā)展的影響。同時(shí)就金融發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的影響本身來(lái)說(shuō)，其短期影響和長(zhǎng)期影響存在顯著的不同。長(zhǎng)期來(lái)看，金融發(fā)展顯著地促進(jìn)了能源消費(fèi)的增長(zhǎng);而從短期來(lái)看，當(dāng)期金融發(fā)展對(duì)當(dāng)期能源消費(fèi)的影響是正的(即金融快速發(fā)展會(huì)促進(jìn)當(dāng)年的能源消費(fèi)增長(zhǎng))，但是會(huì)降低隨后1年和2年的能源消費(fèi)增長(zhǎng)。一個(gè)合理的解釋是，金融發(fā)展在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)大再生產(chǎn)的同時(shí)，也通過(guò)技術(shù)更新、設(shè)備升級(jí)、企業(yè)研發(fā)等方式降低了能源消費(fèi)。金融發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)的長(zhǎng)期促進(jìn)作用、短期抑制作用，正好與查冬蘭和周德群(2010)、史紅亮和陳凱(2012)關(guān)于能源回彈效應(yīng)的研究結(jié)論相一致。這一方面與中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段有關(guān)系，即庫(kù)茲涅茨曲線中的拐點(diǎn)，只有當(dāng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)越過(guò)了庫(kù)茲涅茨曲線的拐點(diǎn)，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)、金融的發(fā)展能源消費(fèi)才會(huì)緩慢地降低;另一方面政府、學(xué)術(shù)界和企業(yè)都要積極研究金融發(fā)展對(duì)能源消費(fèi)影響的微觀機(jī)制，從而更好地發(fā)揮金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)升級(jí)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型等途徑實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排的作用，實(shí)現(xiàn)金融產(chǎn)業(yè)的“綠色發(fā)展”。

作者：劉劍鋒 單位：浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院