劉甜甜 劉慶亞

(新疆財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012;中國地質(zhì)大學(xué) 公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430074)

一、引言

國內(nèi)外許多學(xué)者對能源消費和經(jīng)濟增長間的變動關(guān)系進行研究，如Kraft J. 和Kraft A.(1978)對1947—1974年的美國數(shù)據(jù)進行研究，得出GDP 對能源消費存在單向的因果關(guān)系，但是兩者不存在協(xié)整關(guān)系［1］。Yu 和Hwang(1984)對1947—1979年美國的數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果表明能源消費與GNP 增長不存在因果關(guān)系［2］。Paresh Kumar Narayan 和Stephan Popp (2012)分析了93 個國家的能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期關(guān)系，認為能源消費不是實際GDP 的Granger 原因［3］。韓智勇等(2004)采用Engle－Granger 兩步法對1978—2000年中國的GDP 與能源消費總量數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果證明能源消費與GDP之間不存在長期均衡關(guān)系，但存在雙向因果關(guān)系［4］。楊俊、王慶存(2011)利用1978—2009年的數(shù)據(jù)對我國能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究，結(jié)果表明電力消費與GDP，GDP 與煤炭消費，GDP 與石油消費之間存在單向Granger 因果關(guān)系［5］。

改革開放以來，新疆加快了結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)由農(nóng)牧業(yè)主導(dǎo)型逐步向工業(yè)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變，工業(yè)經(jīng)濟步入快速增長期，實現(xiàn)了前所未有的跨越式發(fā)展。1978年，新疆工業(yè)增加值僅有14.5 億元，到2011年已達2700.02億元，年均增長9.9%。進入21 世紀，新疆工業(yè)增長速度不斷加快，年均增長11.6%，高于同期GDP 增速0.7 個百分點，尤其近五年，是改革開放以來工業(yè)增長速度最快的時期，年均增速為13.6%，高于GDP 2.6 個百分點。工業(yè)增加值占GDP 的比重由1978年的37.1%增長至2011年的40.84%，提高了3.74 個百分點(見圖1)?？梢姡I(yè)的快速發(fā)展在新疆經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了不可替代的作用。

圖1 1978—2011年新疆工業(yè)增加值(單位:億元)

新疆是我國重要的能源基地，作為全國最大的資源儲備區(qū)，新疆煤的預(yù)測儲量為2 萬億噸，占全國預(yù)測總儲量的37.7%;油氣資源約占全國陸上油氣資源總量的1/4。近年來，新疆能源消費呈快速上升趨勢，而工業(yè)能源消費占新疆能源消費總量的絕大部分，其在1988年占63.83%，到2011年上升至73.32%;而制造業(yè)的能源消費基本上占據(jù)了工業(yè)能源消費總量的六成左右(見圖2)。由此可見，能源是工業(yè)發(fā)展最重要的資源基礎(chǔ)，研究工業(yè)能源消費對工業(yè)經(jīng)濟的增長尤為重要，本文以制造業(yè)為落腳點，研究制造業(yè)能源消費與新疆工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的變動關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)選取與變量設(shè)定

為研究新疆制造業(yè)能源消費對工業(yè)經(jīng)濟增長的影響，本文選取了新疆1988—2011年的制造業(yè)能源消費量和實際工業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，單位分別是億元人民幣和萬噸標(biāo)準煤，分別以MEC 和IGDP 來表示。所有數(shù)據(jù)都源自歷年《新疆統(tǒng)計年鑒》。為排除物價變動因素的影響，本文以1988年為基期的工業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)和1988年工業(yè)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)對各序列數(shù)據(jù)進行平減;同時由于制造業(yè)能源消費和工業(yè)生產(chǎn)總值的變化趨勢具有波動性，易產(chǎn)生異方差的問題導(dǎo)致偽回歸的現(xiàn)象，為了排除異方差性，本文對時間序列變量取自然對數(shù)，記取對數(shù)后的工業(yè)生產(chǎn)總值和制造業(yè)能源消費總量分別為lnIGDP 和lnMEC。圖2 顯示了水平變量lnIGDP 和lnMEC 的趨勢圖，反映了1988—2011年新疆不變價的工業(yè)生產(chǎn)總值與制造業(yè)能源消費的變動趨勢。

圖2 1988—2011年新疆制造業(yè)能源消費、工業(yè)能源消費及能源消費總量(單位:萬噸標(biāo)準煤)

圖3 1988—2011年新疆工業(yè)生產(chǎn)總值與制造業(yè)能源消費變動趨勢

根據(jù)1988—2011年的數(shù)據(jù)建立回歸模型，以工業(yè)生產(chǎn)總值為因變量，制造業(yè)能源消費為自變量建立新疆工業(yè)經(jīng)濟增長與制造業(yè)能源消費的雙變量對數(shù)模型，即:

lnIGDP=α+βlnMEC+μ

由圖2 可知，除個別年份外，兩條曲線的變化趨勢相近，接近線性，其次lnIGDP 和ln MEC 都成增長趨勢，可以判斷上述模型的設(shè)計具有合理性，且lnIGDP 和ln MEC存在協(xié)整關(guān)系。

三、實證分析

(一)ADF 單位根檢驗

由上述分析可判斷，IGDP 與MEC 之間可能存在協(xié)整關(guān)系，在檢驗其協(xié)整關(guān)系之前，先要對時間序列的各變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用Augmented Dickey －Fuller(ADF)對時間序列進行檢驗。利用Stata 軟件檢驗lnIDGP 和lnMEC 是否為非平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如表1，圖4、圖5 所示(注:圖中的dlnIGDP、lnMEC 為一階差分后的序列)。

表1 制造業(yè)能源消費總量和工業(yè)生產(chǎn)總值序列平穩(wěn)性檢驗

圖4 lnGDP 的平穩(wěn)性檢驗

圖5 lnMEC 的平穩(wěn)性檢驗

由表1 可以看出，在1%的顯著水平下，lnIGDP 序列的ADF 檢驗統(tǒng)計量值為1.409 大于其臨界值－2.518，所以不能拒絕原假設(shè)，即存在單位根，而序列l(wèi)nMEC 的ADF 檢驗統(tǒng)計量值在1%的顯著水平下為－0.786，也大于其臨界值－2.518，所以接受原假設(shè)，存在單位根。對兩序列一階差分后再進行ADF 檢驗，dlnIGDP、dlnMEC兩序列在1%的顯著水平下分別為－2.585、－4.263，均小于其臨界值－2.528，所以兩序列在1%的顯著水平下均通過了平穩(wěn)性檢驗(見圖4、圖5)，同時兩序列為一階單整，即lnIGDP ～I(1)、lnMEC ～I(1)。

(二)協(xié)整檢驗

對1988—2011年的兩變量數(shù)據(jù)運用協(xié)整檢驗來檢驗制造業(yè)能源消費與工業(yè)生產(chǎn)總值間的均衡關(guān)系。由單位根檢驗結(jié)果可知，lnIGDP 和lnMEC 滿足協(xié)整檢驗的前提條件，本文采用Engle －Granger 檢驗方法檢驗lnIGDP與lnMEC 之間的協(xié)整關(guān)系。

首先，利用OLS 對lnIGDP 和lnMEC 進行回歸，得到下列協(xié)整回歸結(jié)果:

從以上模型的回歸結(jié)果來看，模型的擬合效果不錯，整體比較顯著，R2和t 值結(jié)果都比較滿意，兩個系數(shù)也都通過了5%顯著水平下的檢驗，擬合優(yōu)度為0.9189。ln-MEC 的系數(shù)表明，制造業(yè)能源消費每增加1%，工業(yè)生產(chǎn)總值將增長0.96%，說明制造業(yè)能源消費對工業(yè)生產(chǎn)總值有正向增長的影響。

其次，對協(xié)整回歸的殘差序列進行ADF 單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 殘差序列εt 的ADF 單位根檢驗結(jié)果

由表2 的檢驗結(jié)果看出，殘差序列εt的ADF 的檢驗值為－2.016，在5%和10%的置信水平下均小于其臨界值，則可以拒絕非平穩(wěn)的零假設(shè)，即殘差序列εt為平穩(wěn)的時間序列，則說明1988—2011年間新疆制造業(yè)能源消費與工業(yè)生產(chǎn)總值之間具有顯著的協(xié)整關(guān)系。

對上述模型進行異方差檢驗，表3 結(jié)果顯示，在5%的置信水平下，接受同方差的原假設(shè)，即模型不存在異方差。

表3 協(xié)整方程的異方差檢驗結(jié)果

(三)Granger 因果檢驗

新疆制造業(yè)能源消費與工業(yè)生產(chǎn)總值兩個時間序列之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，但是這種協(xié)整關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步檢驗。為此，本文采用Granger 因果檢驗判斷新疆制造業(yè)能源消費與工業(yè)生產(chǎn)總值間的因果關(guān)系。

表4 Granger 因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表4 檢驗結(jié)果顯示，p =0.739 說明在5%的置信水平下，接受MEC 不是IGDP 的格蘭杰原因的原假設(shè)，p =0.047 說明在5%的置信水平下，顯著地拒絕IGDP 不是MEC 的格蘭杰原因的原假設(shè)，即工業(yè)經(jīng)濟增長是制造業(yè)能源消費的格蘭杰原因。這一結(jié)果表明，工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展可以增加制造業(yè)的能源消費，但同時制造業(yè)的能耗達到一定程度后也會抑制工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

四、結(jié)論與建議

1. 新疆制造業(yè)能源消費與工業(yè)經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果表明新疆制造業(yè)能源消費總量每增加1%，工業(yè)生產(chǎn)總值增加0.96%，說明制造業(yè)能源消費將會促進工業(yè)經(jīng)濟的正向增長。制造業(yè)能源消費總量與工業(yè)生產(chǎn)總值之間呈單項因果關(guān)系，工業(yè)生產(chǎn)總值是制造業(yè)能源消費增長的Granger 原因，即工業(yè)經(jīng)濟增長能帶動制造業(yè)能源消費的上升;但制造業(yè)能源消費并不是工業(yè)經(jīng)濟增長的Granger 原因，即制造業(yè)能源消費的增長不一定能拉動工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。這一結(jié)果也表明當(dāng)制造業(yè)的能耗達到一定程度后也會抑制工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

2. 新疆目前正處在加快推進工業(yè)化城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵時期，當(dāng)前的工業(yè)化水平較低，高耗能行業(yè)在工業(yè)中所占的比重很大，只有加強節(jié)能降耗，才能有效緩解能源的瓶頸制約，減輕對環(huán)境的壓力，更好地建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會。新疆制造業(yè)對能源有很強依賴性，導(dǎo)致能源消費強度不斷攀高，所以必須調(diào)整目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，否則能源的供應(yīng)也難以保障。目前新疆的能源消費結(jié)構(gòu)還不盡合理，能源利用的技術(shù)水平和管理水平與先進的國家和地區(qū)水平相比差距較大，產(chǎn)品能耗和設(shè)備耗能較高，能源利用效率低，所以必須節(jié)約利用資源和提高資源綜合利用效率，進一步轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，以能源的高效和循環(huán)利用促進經(jīng)濟、社會的可持續(xù)發(fā)展。

［1］KraftJ.，Kraft A..On the Relationship Between Energy and GNP［J］.The Journal of Energy and Development，1978(3):401 －403. .

［2］Yu，E.S.H. ，Hwang，B.K..The Relationship Between Energy and GNP: Further Results［J］，Energy Economics，1984(6):168 －190.

［3］Paresh Kumar Narayan，Stephan Popp. The energy consumption － GDP nexus revisited: Empirical evidence from 93 countries［J］.Economic Modelling，2012(2):303 －308.

［4］韓智勇，魏一鳴等. 中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關(guān)系分析［J］. 系統(tǒng)工程，2004(12):17 －21.

［5］楊俊，王慶存. 能源消費與經(jīng)濟增長動態(tài)關(guān)系分析［J］.經(jīng)濟問題探索，2011(9):1－7.