基于協(xié)整理論的陜西省能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系研究

楊 嶸 白佐萌

(西安石油大學油氣資源經(jīng)濟與管理研究中心，陜西 西安710065)

0 引言

能源不僅是人類活動的重要物質(zhì)，也是經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的重要資源。對于能源消費與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系，國內(nèi)外學者做了大量研究。如美國的Kraft J和Kraft A于1978年通過對美國經(jīng)濟增長和能源消費的研究，發(fā)現(xiàn)從經(jīng)濟增長到能源消費存在著單向因果關(guān)系［1］401－403;此后，Payne和 Ilhan Ozturk歸納了能源消費與經(jīng)濟增長之間的四種關(guān)系:能源消費到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系、經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關(guān)系、經(jīng)濟增長與能源消費存在雙向因果關(guān)系、經(jīng)濟增長與能源消費不存在因果關(guān)系。［2］53－95，［3］340－349我國對于經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系的研究起步較晚，主要是從20世紀90年代開始的。例如，陳書通等主要是對處于工業(yè)化發(fā)展階段的中國經(jīng)濟增長對能源消費依賴程度較高的現(xiàn)象進行說明［4］24－30;楊宜勇對 1952—2008年我國能源消費和經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn):我國能源消費與經(jīng)濟增長在長期內(nèi)保持均衡狀態(tài)，并且兩者互為因果關(guān)系［5］39－45;陳操操等對 1980—2008年北京市的能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了比較研究，發(fā)現(xiàn)北京市能源消費與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡狀態(tài)，有著從經(jīng)濟增長到能源消費單向的因果關(guān)系［6］2139－2144。以上這些研究都曾經(jīng)對區(qū)域經(jīng)濟與能源消費的協(xié)調(diào)發(fā)展起到了重要的指導作用。

陜西是我國的能源大省，擁有豐富的煤、石油、天然氣等資源。隨著陜西省經(jīng)濟的發(fā)展，能源消費也在持續(xù)增加，能源生產(chǎn)消費對陜西的經(jīng)濟的持續(xù)、健康、協(xié)調(diào)、快速發(fā)展和社會穩(wěn)定起著至關(guān)重要的作用，研究陜西能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系，有助于認清陜西經(jīng)濟是否屬于高能耗發(fā)展型經(jīng)濟，為在不影響經(jīng)濟增長的情況下制定節(jié)能減排方案提供理論依據(jù)，對通過刺激能源消費促進經(jīng)濟增長的發(fā)展路徑是否可行提供依據(jù)?？梢哉f，處理好能源消費與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系是目前陜西省面臨的主要問題。為此本文在借鑒各位學者研究成果的基礎(chǔ)上，以能源型省份——陜西省作為研究對象，以1985—2012年陜西能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)為樣本數(shù)據(jù)，對陜西省區(qū)域性能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行重點研究。

1 陜西能源消費和陜西GDP狀況

隨著陜西省經(jīng)濟的快速發(fā)展，能源消費量日益增長。如:陜西省2012年實現(xiàn)GDP 2 840億元(以1978年為不變價格計算)，平均年增長率為11.56%。能源消費(包含煤炭、石油、天然氣及水電能源消費)11 013.01萬噸標準煤，年平均增長速度為7.21%，其中煤炭、石油、天然氣消費分別為8 372.38 萬噸、1 689.44 萬噸、851.95萬噸標準煤，年平均增長速度分別為6.76%、9.67%、6.46%。能源消費與經(jīng)濟增長有著相近的增長速度。根據(jù)有關(guān)統(tǒng)計，陜西省1985—2012年GDP在穩(wěn)步提升的過程中，能源消費也有一個較快的上升，基本和經(jīng)濟增長曲線接近，同時比較接近煤炭消費曲線，而石油和天然氣由于消費量少，表現(xiàn)雖然相對平穩(wěn)，但每年消費增長速度也不低，詳見圖1所示。

1 陜西省1985—2012年能源消費和陜西GDP的關(guān)系

2 實證研究

2.1 數(shù)據(jù)的選取及處理

本文選取1985—2012年的陜西省國民生產(chǎn)總值(GDP)、能源消費(EC)、煤炭消費量(COAL)、石油消費量(OIL)和天然氣消費量(GAS)作為樣本數(shù)據(jù)。鑒于統(tǒng)計資料上的GDP數(shù)據(jù)是基于當年價格計算的，為了避免由于物價波動引起的誤差，本文的GDP數(shù)據(jù)是以1978年為基期的GDP指數(shù)和1978年實際的GDP數(shù)據(jù)計算所得，數(shù)據(jù)均以1978年不變價格計算的實際GDP。

2.2 序列平穩(wěn)性檢驗

所謂序列的平穩(wěn)性是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間的推移而發(fā)生變化。其標準檢驗方法是單位根檢驗，即為檢驗序列是否存在單位根，單位根檢驗的方法比較多，如DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗等，本文選取最為常用的ADF檢驗方法，其檢驗模型為:

上述模型中β1為常數(shù)，β2*t為線性趨勢函數(shù)，ρ為最優(yōu)滯后期，γi為隨機誤差項。檢驗變量Yi中出現(xiàn)單位根的零假設(shè)相當于檢驗σ=0的原假設(shè)。如果σ顯著小于0，則拒絕存在單位根的原假設(shè)，從而接受假設(shè)Yi平穩(wěn)。

下面再對陜西省的能源消費、煤炭消費、石油消費、天然氣消費和GDP數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。因為取自然對數(shù)能夠消除序列中的異方差現(xiàn)象，使模型更具有實際意義，因此對以上消費數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，并分別用 LEC、LCOAL、LOIL、LGAS、LGDP表示。

由圖1可以看出:陜西省1985—2012年的GDP和能源消費量都具有常數(shù)項和時間趨勢，因此先選擇含有常數(shù)項和時間趨勢的方程式進行檢驗。在計算過程中，可根據(jù)常數(shù)項和趨勢項的顯著性進行調(diào)整，ADF單位根檢驗中滯后階數(shù)根據(jù)AIC 準則來確定［8］43－48，由于序列長度限制，最大滯后量取6。根據(jù)上述方法對1985—2012年的陜西省LGDP 與 LEC、LCOAL、LOIL、LGAS進行檢驗，其結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出:時間序列 LGDP、LEC、LCOAL、LOIL、LGAS在10%顯著水平下是非平穩(wěn)序列，具有單位根。序列LGDP、LEC、LCOAL的一階差分在10%顯著水平下是非平穩(wěn)序列，有單位根;序列LOIL的一階差分△LOIL在5%顯著水平下是平穩(wěn)序列;序列LGAS的一階差分△LGAS在1%顯著水平下是平穩(wěn)序列。序列LGDP、LEC、LCOAL的二階差分在1%顯著水平下是平穩(wěn)序列。以上結(jié)果表明:LOIL、LGAS是一階單整序列I(1);LGDP、LEC、LCOAL是二階單整序列 I(2)，具有同階單整性，符合協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗的條件。所以可以對LGDP分別與LEC、LCOAL進行協(xié)整檢驗和因果檢驗。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

2.3 協(xié)整檢驗

協(xié)整理論是Engle和Granger在20世紀80年代提出的，它主要用于檢測非平穩(wěn)變量之間是否具有長期穩(wěn)定關(guān)系。關(guān)于協(xié)整檢驗，目前有許多方法，如基于回歸殘差的檢驗法、Johansen極大似然法等。本文選用Engle和Granger提出的基于對回歸殘差進行單位根檢驗的方法進行協(xié)整檢驗［9］280－286。具體設(shè)Yt和Xt均為變量，用OLS法建立模型:

根據(jù)模型2來檢測兩個變量之間長期均衡關(guān)系，然后對其殘差vt作平穩(wěn)性檢驗:vt=Yt－abXt，若vt序列是平穩(wěn)的，則 Yt和Xt存在協(xié)整關(guān)系，否則就不存在協(xié)整關(guān)系。

通過對LGDP和LEC進行OLS回歸分析，得到以下回歸方程:

以上方程括號內(nèi)數(shù)值為各對應項的T檢驗值。方程為能源消費與GDP之間的靜態(tài)回歸模型，此方程的R－squared值為0.937，調(diào)整后的R－squared值為0.935，說明此回歸方程擬合度較好，顯著性高，但其D.W值偏小，說明有謬誤回歸的嫌疑，因此我們對其殘差序列vt再做平穩(wěn)性檢驗，其結(jié)果詳見表2所示。

表2 對殘差序列的ADF檢驗結(jié)果

表2中，殘差序列vt計算公式如下:

在置信水平為5%的情況下，方程的殘差序列vt的ADF統(tǒng)計量為 －2.147，通過ADF檢驗的臨界值(－1.954)，可以認為殘差序列vt為平穩(wěn)序列，即序列LGDP與LEC之間具有協(xié)整關(guān)系。以上檢驗結(jié)果表明:LGDP和LEC是(2，2)階協(xié)整，說明長期能源消費和經(jīng)濟增長存在比較穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

對LGDP和LCOAL進行OLS回歸分析，得到以下回歸方程:

以上括號內(nèi)數(shù)據(jù)為各對應項的T檢驗值。方程為煤炭消費與GDP之間的靜態(tài)回歸模型，此方程的 R－squared值為 0.871，調(diào)整后的 R－squared值為0.866，說明此回歸方程擬合度較好，顯著性高，我們對其殘差序列vt做平穩(wěn)性檢驗，其結(jié)果詳見表3所示。

表3 對殘差序列的ADF檢驗結(jié)果

表3中，殘差計算公式如下:

方程的殘差序列vt可以在5%的置信水平下通過ADF檢驗的臨界值(－1.954)，可以認為殘差序列vt為平穩(wěn)序列，即序列LGDP與LCOAL之間具有協(xié)整關(guān)系。以上檢驗結(jié)果表明:LGDP和LCOAL亦是(2，2)階協(xié)整，長期煤炭消費和經(jīng)濟增長存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.4 Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗建立起來的變量間的長期均衡關(guān)系是否存在因果關(guān)系，需要進一步進行Granger因果檢驗，其檢驗模型為:

在上述模型中，k是最大滯后階數(shù)，εt和ηt是互不相關(guān)的白噪音。對公式(7)的βt(i=1，2，…，k)=0原假設(shè)進行檢驗，如果拒絕原假設(shè)，則就得出:序列X對Y存在Granger因果關(guān)系，否則，不存在X對Y的Granger因果關(guān)系;對公式(8)中的βj(j=1，2，…，k)=0 原假設(shè)進行檢驗，如果拒絕原假設(shè)，則就得出:Y對X存在Granger因果關(guān)系，否則，不存在Y對X的Granger因果關(guān)系。

協(xié)整檢驗確定了經(jīng)濟增長與能源消費、煤炭消費分別存在協(xié)整關(guān)系，為了進一步分析陜西能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，我們還需要對其進行因果檢驗，以判別這些變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，以及存在因果關(guān)系情況下的方向問題。為此做以下假設(shè):

假設(shè)1:H0:能源消費不是陜西省經(jīng)濟增長的Granger原因;

H1:能源消費是陜西省經(jīng)濟增長的Granger原因;

假設(shè)2:H0:陜西省經(jīng)濟增長不是能源消費的Granger原因;

H1:陜西省經(jīng)濟增長是能源消費的Granger原因;

假設(shè)3:H0:煤炭消費不是陜西省經(jīng)濟增長的Granger原因;

H1:煤炭消費是陜西省經(jīng)濟增長的Granger原因;

假設(shè)4:H0:陜西省經(jīng)濟增長不是煤炭消費的Granger原因;

H1:陜西省經(jīng)濟增長是煤炭消費的Granger原因;

按照Granger因果檢驗方法，利用Eviews6.0軟件對LGDP和LEC的關(guān)系及LGDP和LCOAL的關(guān)系進行檢驗，得到表4結(jié)果。

由表4可以看出:滯后期分別為1、2、3時，顯著性水平在10%的情況下，Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，接受原假設(shè)概率均大于10%，因此接受原假設(shè)，即接受“LEC不是LGDP的Granger原因”和“LGDP不是 LEC的 Granger原因”，及“LCOAL不是LGDP的Granger原因”和“LGDP不是LCOAL的Granger原因”。根據(jù)以上檢驗結(jié)果可以認為陜西省1985—2011年的能源消費與經(jīng)濟增長、煤炭消費和經(jīng)濟增長之間不存在Granger因果關(guān)系。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3 結(jié)語

通過對1985—2012年陜西省能源消費和經(jīng)濟增長的研究發(fā)現(xiàn):在長期陜西省能源消費與經(jīng)濟增長有著穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但任何一方的增長都不是導致另一方增加的Granger原因。

(1)陜西省能源消費和GDP之間存在長期均衡，即:陜西省能源消費與經(jīng)濟增長存在長期協(xié)整關(guān)系。經(jīng)濟增長與能源消費、煤炭消費量之間具有長期共同趨勢，二者都會隨著時間的推移其數(shù)量不斷增加，這與陜西省能源經(jīng)濟的實際情況相一致，即:經(jīng)濟總量呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長、能源消費波動增加的趨勢，雖然二者各自的增長是不穩(wěn)定的，但從長期來看，二者之間存在著比較穩(wěn)定的增長關(guān)系。而在能源消費中，石油和天然氣消費相對較少，其消費增長趨勢與經(jīng)濟增長趨勢差異較大，這兩種資源的消費量與陜西經(jīng)濟增長之間長期不存在均衡關(guān)系，即:二者長期沒有協(xié)整關(guān)系。以上長期均衡關(guān)系表明:本年度的能源消費對經(jīng)濟增長有一定影響，同樣，本年度的經(jīng)濟增長對能源消費也有一定的影響。

(2)陜西能源消費與經(jīng)濟增長互不存在Granger因果關(guān)系，該結(jié)論符合“中性假說”理論。通過以上檢驗可以看出:能源消費(EC)、煤炭消費(COAL)都不是陜西經(jīng)濟增長(GDP)的Granger原因;陜西經(jīng)濟增長(GDP)也不是能源消費(EC)、煤炭消費(COAL)的Granger原因。本文研究結(jié)果與不少學者的研究結(jié)果有所不同，如李家軍、張茜通過比較1985—2005陜西省能源消費和經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)存在從GDP到EC的單向因果關(guān)系［10］110－111。孫曉光、張曉光研究了1985—2007年陜西省能源消費和經(jīng)濟增長關(guān)系，發(fā)現(xiàn)存在經(jīng)濟增長到煤炭消費的單向因果關(guān)系［11］21－23。之所以出現(xiàn)這種情況，其原因在于選取的樣本數(shù)據(jù)不同，以上學者研究的結(jié)論建立在2007年以前的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，而陜西省通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，能源消費對經(jīng)濟增長的影響已經(jīng)不再那么明顯。我們通過研究最新的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，當前的陜西能源消費與經(jīng)濟增長不存在Granger因果關(guān)系。本文研究的是從1985—2012年的樣本數(shù)據(jù)，得出經(jīng)濟增長與能源消費符合“中性假說”，說明隨著陜西省經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整，陜西省逐漸摒棄了粗放式發(fā)展模式，已由能源型經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)向高新技術(shù)、服務業(yè)等其他均衡發(fā)展的經(jīng)濟發(fā)展模式，經(jīng)濟增長逐漸減少了對能源消費的依賴。

(3)構(gòu)建陜西省能源消費與經(jīng)濟增長平穩(wěn)發(fā)展合理模式。前述檢驗結(jié)果說明:近幾年經(jīng)濟轉(zhuǎn)型效果明顯，經(jīng)濟增長對能源消費依賴性減弱，由此也說明:當前經(jīng)濟模式下抑制經(jīng)濟增長速度并不能顯著減少能源消費，減少能源消費也不會顯著降低經(jīng)濟增長速度，因而節(jié)能降耗政策的實施不會對國民經(jīng)濟的發(fā)展造成負面的效應，合理的節(jié)能降耗政策和措施，還會有助于資源利用的優(yōu)化和社會經(jīng)濟效益的提高。然而，陜西能源消費還存在一些問題，比如，當前能源消費以煤炭為主，所以，陜西省應該適時調(diào)整能源消費結(jié)構(gòu)，不斷引進新的技術(shù)和方法進一步開發(fā)新能源，使陜西能源結(jié)構(gòu)多樣化，從而改變陜西過度依賴煤炭資源的局面。另外，政府應該制定相關(guān)政策，規(guī)劃經(jīng)濟增長和能源消費長期發(fā)展戰(zhàn)略，引導能源合理消費，使之形成一種經(jīng)濟增長與能源消費協(xié)調(diào)發(fā)展的經(jīng)濟增長模式。

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