北京能源消費總量與地區(qū)生產(chǎn)總值關(guān)系的實證分析

要維

摘要：能源消費與經(jīng)濟增長有著密切的關(guān)系，能源有限導(dǎo)致供應(yīng)緊張與經(jīng)濟的快速發(fā)展已成為城市化進程中的一大矛盾。只有對二者間的關(guān)系有了正確的認(rèn)識，才能更好地持續(xù)發(fā)展。本文對北京能源消費總量與地區(qū)生產(chǎn)總值的相關(guān)性進行實證分析，依次進行了ADF檢驗、協(xié)整檢驗，構(gòu)建誤差修正模型，最后進行格蘭杰因果檢驗。由此得出北京能源消費總量與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在長期均衡關(guān)系，且存在經(jīng)濟增長對能源消費的單向因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：能源消費總量；地區(qū)生產(chǎn)總值；ADF檢驗；協(xié)整檢驗；誤差修正模型；格蘭杰因果關(guān)系檢驗

1.數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文選取了1980-2012年北京能源消費總量（TEC）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP），數(shù)據(jù)均來源于《北京統(tǒng)計年鑒2013》。

該年鑒中，北京生產(chǎn)總值是按當(dāng)年價格計算的，為了消除價格因素對GDP的影響，本文以1978年基期，將1980-2012年的地區(qū)生產(chǎn)總值折算到1978年的價格水平，其單位為億元；TEC單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。為了消除異方差兩項數(shù)據(jù)均作了對數(shù)化處理，并使得時間序列更趨于線性，將北京能源消費總量的對數(shù)值記為LNTEC，地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值記為LNGDP。

2.實證分析

2.1序列平穩(wěn)性檢驗

只有當(dāng)時間序列具有平穩(wěn)性時，后續(xù)的各項統(tǒng)計檢驗才有意義。因此，首先檢驗各變量的平穩(wěn)性。本文采用ADF檢驗方法對LNTEC和LNGDP及其差分序列進行單位根檢驗，滯后期的選擇根據(jù)赤池信息量準(zhǔn)則。各序列的單位根檢驗結(jié)果如表2.1所示：

注：*表示10%顯著性水平、**表示5%顯著性水平、***表示1%顯著性水平上的結(jié)論。C、T、K分別表示含常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)。

從表2.1可以看出：序列LNTEC和LNGDP在10%的顯著水平下是不平穩(wěn)的，具有單位根；LNTEC和LNGDP的一階差分序列在1%的顯著水平下平穩(wěn)。說明在1%的顯著水平下，單位根檢驗LNTEC、LNGDP為一階單整，即LNTEC、 LNGDP～I（1），滿足進行協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗的條件。

2.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系是指兩變量間在時間序列上存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系，本文選用適用于兩個變量的EG兩步法檢驗變量間的協(xié)整關(guān)系。研究北京市的能源消費總量和地區(qū)生產(chǎn)總值的協(xié)整關(guān)系，首先建立 LNTEC、LNGDP 的回歸方程，然后對其殘差序列進行單位根檢驗。

北京市的能源消費總量與地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸方程為：

LNTEC=5.435291+0.429883LNGDP （2.1）

t= （166.4193） （85.46160）

R2=0.995637 DW=0.602900 F=7303.684

從回歸結(jié)果來看，R2，F(xiàn)和t值均通過顯著性檢驗，但DW偏小。Durbin-Watson檢驗的上下界值可以在DW檢驗的上下界值表中查得，在5%的顯著水平下，dl=1.383，du=1.508，方程（2.1）中DW=0.602900<1.383，殘差序列正自相關(guān)。為了消除自相關(guān)，加入AR（1）對模型進行修正，修正后的回歸方程為：

LNTEC=5.426647+0.430768LNGDP （2.2）

t= （63.96315） （34.35345）

R2=0.997511 DW=1.819750 F=6212.471

LM（1）= 0.482256 LM（2）= 4.046207 ARCH=2.480018

對其殘差序列進行單位根檢驗，結(jié)果如表2.2，ADF值為-5.012210，1%臨界值為-2.685718，5%臨界值為-1.952066，10% 臨界值為-1.607456。方程（2.2）的殘差在1%水平上是平穩(wěn)的，即LNTEC和LNGDP是（1，1）階協(xié)整的，能源消費與經(jīng)濟增長有正向關(guān)系。也就是說，從長期來看，北京市的能源消費總量與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在均衡關(guān)系。

表2.2 殘差單位根檢驗表

2.3 誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整理論，如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，那么可以用誤差修正模型對短期波動和長期均衡直接進行描述。經(jīng)過反復(fù)試驗，最終獲得的誤差修正模型如下：

ΔLNTEC=0.425920ΔLNGDP-0.215612ECMt-1 （2.3）

t= （11.25722） （-1.086928）

R2=0.268083，DW=1.687552

誤差修正項系數(shù)為-0.215612，符合反向修正機制，這表明當(dāng)偏離長期均衡時，誤差修正項將以-0.215612的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

2.4因果關(guān)系檢驗

要知道變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進行進一步的檢驗。格蘭杰因果關(guān)系模型所解釋的不是同期變量間的關(guān)系，而是某期變量的現(xiàn)期值與另一變量的自身的滯后值和所有滯后值之間的關(guān)系，這種關(guān)系不是完全的因果邏輯關(guān)系，而是時間上的因果關(guān)系，重點在于影響方向的確認(rèn)。為了驗證向量之間的因果關(guān)系，本文對LNTEC和LNGDP進行了Granger因果檢驗，檢驗結(jié)果見表2.3。

由表2.3可見，“LNGDP不是LNTEC的Granger原因”在 10%的顯著水平上被拒絕，即LNGDP是LNTEC的原因；而“LNTEC不是LNGDP的Granger原因”沒有被拒絕，也就是說LNTEC不是LNGDP的原因。檢驗結(jié)果表明：北京市1980-2012年存在經(jīng)濟增長對能源消費的單向因果關(guān)系。也就是說，經(jīng)濟增長會拉動能源消費的增長，而節(jié)能減排并不會制約經(jīng)濟增長。

3.結(jié)論

本文以北京1980-2012年TEC和GDP為樣本，采用實證分析方法，檢驗了北京市能源消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。盡管北京市的能源消費與經(jīng)濟增長都是非穩(wěn)定的，但是能源消費與經(jīng)濟增長之間有著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而且當(dāng)偏離長期均衡時，誤差修正項將以-0.215612的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。并且北京經(jīng)濟增長對能源消費具有單向因果關(guān)系，即經(jīng)濟高增長會帶來能源需求高消耗，但能源消費需求單方面變動不會影響經(jīng)濟的穩(wěn)定增長。

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