江蘇省經(jīng)濟發(fā)展與能源消耗內(nèi)在關聯(lián)分析——基于協(xié)整因果檢驗

○沈璐

（三江學院 江蘇 南京 210012）

一、引言

實踐證明，人類的發(fā)展史便是一部能源利用的演變史。擁有了能源，人們的生產(chǎn)生活便有了保障，社會經(jīng)濟才有了發(fā)展的動力。然而，能源的使用其實是一把“雙刃劍”，在形成推動作用的同時，又因自身供給短缺以及產(chǎn)生的環(huán)境問題而給人們生產(chǎn)生活、社會經(jīng)濟發(fā)展帶來了巨大的負面影響。由此，如何合理利用能源已成為國家或地區(qū)社會經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展過程中亟待解決的問題。正處于社會經(jīng)濟發(fā)展快速期的江蘇省，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化水平不斷提高，對于能源的需求旺盛，一味地從國外省外購買能源不能從根本上解決江蘇經(jīng)濟發(fā)展與能源消耗間的矛盾。1969年，美國經(jīng)濟學家Granger提出的因果關系分析方法，成為了研究國家或地區(qū)經(jīng)濟增長和能源消耗兩者之間關系的重要研究方法。KraftJ和KraftA（1978）利用此種方法對美國1947—1974年間能源消耗總量與GNP數(shù)據(jù)進行分析，第一次發(fā)現(xiàn)了兩者之間存在著顯著的從GNP到能源消耗總量的單向因果關系。此后，各國學者陸續(xù)應用格蘭杰因果關系分析法對經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行定量研究，如Y u和Choi（1985）發(fā)現(xiàn)了韓國存在著從GDP到能源消費的單向因果關系。同時，也有學者開始利用格蘭杰因果關系分析與其他計量模型進行結(jié)合，以期獲得更為具體深入的結(jié)果，Asafu-Adjaye（2000）基于協(xié)整性檢驗和誤差修正模型，研究發(fā)現(xiàn)了印度和印度尼西亞兩國存在從能源消費到GDP的單向因果關系，以及菲律賓和泰國兩國存在能源消費和GDP之間的雙向因果關系。國內(nèi)學者林伯強（2003）采用生產(chǎn)函數(shù)、協(xié)整分析與誤差修正模型對我國電力消費與經(jīng)濟增長相關數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在著長期均衡關系以及從電力消費到GDP的單向因果關系?；诖?，本文借助協(xié)整性檢驗、格蘭杰因果關系分析方法構(gòu)建一套衡量經(jīng)濟發(fā)展與能源消耗指標間內(nèi)在關聯(lián)的模型，以進行更為細化的定量研究，為區(qū)域節(jié)能降耗工作提供些許參考。

二、模型構(gòu)建

協(xié)整指的是對于兩個都是隨機游走的變量序列，如果這兩個序列的某個線性組合是穩(wěn)定的，則稱這兩個序列為協(xié)整的。進行協(xié)整檢驗的前提是同階單整，需對各變量的時間序列平穩(wěn)性進行檢驗。序列的平穩(wěn)性是指一個序列的均值、方差以及自協(xié)方差是否穩(wěn)定，如果一個時間序列具有穩(wěn)定的均值、方差和自協(xié)方差，則這個序列就是穩(wěn)定的，否則就是非穩(wěn)定。通常情況下，時間序列都是非穩(wěn)定的，需要采用ADF單位根檢驗分別對時間序列的水平序列、一階差分序列以及二階差分序列進行檢驗，以判斷這些序列是否具有穩(wěn)定性。

具體操作是建立某一時間序列X的回歸方程：

ADF單位根檢驗法的關鍵是對方程（1）中的系數(shù)β進行檢驗。當β=0時，說明該時間序列X包含單位根，是不穩(wěn)定的；當β顯著小于0時，說明該時間序列X拒絕了存在單位根的可能，是穩(wěn)定的。假如某一時間序列本身的水平序列ADF檢驗是非平穩(wěn)的，而其n階差分序列檢驗出來是平穩(wěn)的，那么此n階差分序列可稱為n階單整序列，記作I（n）。在確定兩時間序列是同階單整的基礎上便可進行協(xié)整性檢驗。此處，以經(jīng)濟增長量（GDP）代表經(jīng)濟發(fā)展程度，以能源消費量（EC）代表能源消耗程度，采用E-G兩步法對GDP與EC的時間序列進行協(xié)整性檢驗。

第一步，建立GDP與EC的回歸方程。同時，為了消除變量存在異方差，各變量均取對數(shù)：

其中，Gt表示第t年國民（地區(qū)）生產(chǎn)總值GDP，為解釋變量；Et表示第t年國家（地區(qū)）能源消費總量EC，為被解釋變量；ε為隨機擾動項。采用普通最小二乘法（ordinary leastsquare，OLS）估算方程（2），得：

第二步，通過對回歸殘差εt序列的平穩(wěn)性進行檢驗來判定lnEt和l nGt的協(xié)整關系。如果εt的序列具有平穩(wěn)性，那么lnEt和lnGt之間存在協(xié)整關系。

格蘭杰因果關系檢驗可以在確定協(xié)整關系的基礎上對序列內(nèi)在聯(lián)系進行更進一步的剖析。基本思路：先對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，在具有平穩(wěn)性的基礎上進行分析，如果包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。建立回歸方程：

假設 1：隨機擾動項 ε1t、ε2t互不相關；

假設2：方程（4）中當前l(fā)nG與lnG自身以及l(fā)nE的過去值有關，即原假設為 α1=α2=……=αm=0；

假設3：方程（5）中當前l(fā)nE與lnE自身以及l(fā)nG的過去值有關，即原假設為 β1=β2=……=βn=0。

那么，檢驗結(jié)果存在四種可能情況（見表1）。

表1 格蘭杰因果關系檢驗的四種可能情況

三、實證分析

選取《中國能源統(tǒng)計年鑒》和《江蘇統(tǒng)計年鑒》中1985—2010年江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP（億元，1980年可比價）和能源消費量EC（萬t標煤）。同時，為了消除變量存在異方差，各變量均取對數(shù)，分別記為lnGDP和lnEC。采用ADF檢驗方法分別對lnGDP和lnEC進行單位根檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 ADF檢驗

由表2可以看出：lnGDP和lnEC的水平序列和一階差分序列都是非平穩(wěn)的，但兩者的二階差分序列在5%的顯著水平下都拒絕了存在單位根的原假設，均屬于二階單整，滿足協(xié)整檢驗的前提，可以進一步檢驗兩序列之間是否存在協(xié)整關系。

建立江蘇省經(jīng)濟增長量與能源消費量間的回歸方程：

利用 Eviews估算方程（6），得：

結(jié)果可知，t值為18.6847，說明系數(shù)有95%以上的可能性不為零；R2為0.936，調(diào)整后的R2值為0.933，約為1，說明該方程的擬合度較完美，顯著性非常高，對于能源消費具有全局的解釋作用；D W為0.1469，遠小于2，說明江蘇省經(jīng)濟增長量與能源消費量間存在著正相關。方程中的系數(shù)為0.564，意味著江蘇省每增加1%的GDP，便需要消耗0.564%的能源量。

由于兩變量在原水平下都是非平穩(wěn)的，所以還需要排除方程存在偽回歸現(xiàn)象，即需對其殘差序列（ε=lnE-0.564*lnG-4.671）的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結(jié)果見表3。

表3 殘差的ADF檢驗

由表3可知，在1%的顯著水平下殘差序列拒絕了存在單位根的原假設，故殘差序列具有平穩(wěn)性，從而確定江蘇省經(jīng)濟發(fā)展與能源消耗間存在著長期的協(xié)整關系。同時，江蘇省經(jīng)濟增長量與能源消費量兩者之間的因果關系檢驗結(jié)果見表4，“LNGDP does not Granger Cause LNEC”被拒絕而“LNECdoes not Granger Cause LNGDP”被接受，意味著兩者之間只存在著從經(jīng)濟增長量到能源消費量的單向因果關系，證明了江蘇省屬于非能源依賴型經(jīng)濟。

表4 格蘭杰因果關系檢驗

四、結(jié)語

現(xiàn)階段，江蘇粗放型經(jīng)濟增長方式是直接導致能源消耗急劇增加的主要原因。而從本質(zhì)上看，消耗大量能源并非江蘇經(jīng)濟增長的必要條件。江蘇可以通過以下途徑來改善經(jīng)濟發(fā)展與能源消耗之間的矛盾，積極實現(xiàn)由粗放型經(jīng)濟增長方式向集約型經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變。

第一，實施產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。逐步加大能耗相對較少的第三產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中的比重，逐步形成以高新技術產(chǎn)業(yè)為主導、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)為基礎、先進制造業(yè)為主體、現(xiàn)代服務業(yè)相配套的產(chǎn)業(yè)新格局。

第二，提高能源利用效率。從構(gòu)建循環(huán)經(jīng)濟體系與科技創(chuàng)新兩方面著手，在政府與企業(yè)雙方共同努力下，重點發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟與清潔能源，不斷提高資源利用效率。

第三，大力優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)。在傳統(tǒng)能源方面，不斷提高天然氣、電能的使用比重，將以煤炭利用為主的能源結(jié)構(gòu)逐步改變成以石油與煤炭為主、天然氣與電能為輔的利用結(jié)構(gòu)，如加快居民區(qū)天然氣管道的建設。在新能源方面，積極開發(fā)利用太陽能、風能等可替代的清潔能源，積極推進相關工程的建設，如加快江蘇沿海風能產(chǎn)業(yè)帶的建設。

[1]Kraft J，Kraft A.On the relationship between energy and GNP[J].Journal of Energy and Development，1978（3）.

[2]Yu E S H，Choi J Y.The causal relationship between energy and GNP：an international comparison[J].Journal of Energy and Development，1985（10）.

[3]Asafu-Adjaye J.The relationship between energy consumption，energy prices and economic growth：time series evidence from Asian developing countries[J].Energy Economics，2000，22（6）.

[4]林伯強：電力消費與中國經(jīng)濟增長：基于生產(chǎn)函數(shù)的研究[J].管理世界，2003（11）.

[5]薛艷、唐建榮：江蘇省經(jīng)濟增長與能源消費關系的實證研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2007，22（5）.

[6]韓智勇、魏一鳴、焦建玲等：中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關系分析[J].系統(tǒng)工程，2004，22（12）.

[7]李金愷：循環(huán)經(jīng)濟：能源消費與經(jīng)濟增長和諧發(fā)展的戰(zhàn)略選擇[J].財經(jīng)論叢，2005（5）.