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      能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系研究
      ——以湖北省為例

      2016-09-29 05:32:14李國君肖艷霞
      當代經(jīng)濟 2016年22期
      關(guān)鍵詞:格蘭杰因果關(guān)系協(xié)整

      李國君,肖艷霞

      (華中師范大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院,湖北 武漢 430079)

      能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系研究
      ——以湖北省為例

      李國君,肖艷霞

      (華中師范大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院,湖北武漢430079)

      在構(gòu)建“資源節(jié)約型、環(huán)境友好型”雙型社會的背景下,對能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行探討是必要的。本文將能源消費作為影響經(jīng)濟增長的獨立因素,引入到Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)中,并建立新的三生產(chǎn)要素函數(shù),結(jié)合1995—2014年湖北省的時間序列數(shù)據(jù),建立誤差修正模型,通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及Granger因果關(guān)系檢驗,得出結(jié)論:一是湖北省經(jīng)濟增長與能源消費之間存在長期協(xié)整關(guān)系;二是湖北省經(jīng)濟增長與能源消費之間存在短期單向因果關(guān)系。

      能源消費;經(jīng)濟增長;Granger檢驗;三生產(chǎn)要素函數(shù)

      一、引言

      能源,作為經(jīng)濟發(fā)展過程中不可或缺的生產(chǎn)要素之一,對于絕大部分國家和地區(qū)來說,其經(jīng)濟的快速發(fā)展離不開能源這一強有力的支撐,尤其對處于工業(yè)化時期的地區(qū)來說,其常常為促進自身經(jīng)濟發(fā)展,不惜以大量消耗能源為代價,走一條高污染、高投入、高能耗的發(fā)展道路。從上世紀七十年代開始,許多專家與學(xué)者對能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究,并提出了各自不同的見解,本文是以湖北省為例,通過建立計量模型來論證二者關(guān)系。

      相關(guān)年鑒資料顯示,湖北省能源消費總量在近二十年來翻了幾番,消費總量從1995年的4762.86萬噸標準煤增加到2014年13766.37萬噸標準煤,同時生產(chǎn)總值也呈現(xiàn)出“總體平穩(wěn)、穩(wěn)中有進、進中向好”的良好趨勢,就2014年而言,湖北省完成生產(chǎn)總值27367.04億元,較2013年增加了9.7%,高于全國平均水平2.3個百分點。此外,能源與GDP之間的關(guān)系也趨向緩和,2005年的單位GDP能耗為1.51,2010年降低到1.18,而2013年更是降至0.84,由此可見,湖北省經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型初見成效,而能源消耗與經(jīng)濟發(fā)展二者關(guān)系亦有待探討。

      二、理論模型

      1、模型建立

      在經(jīng)濟學(xué)中,生產(chǎn)函數(shù)是指投入到生產(chǎn)過程中的生產(chǎn)要素組合與最大生產(chǎn)產(chǎn)出之間的經(jīng)濟關(guān)系,常用如下公式表示:

      Y=f(X1,X2,…Xk)

      式中,Y是指產(chǎn)出,X1,X2,…Xk分別指投入到生產(chǎn)過程中的各要素。目前,廣泛被用于經(jīng)濟領(lǐng)域的是美國數(shù)學(xué)家Charles Cobb與經(jīng)濟學(xué)家Paul Dauglas提出的Cobb-Douglas雙要素生產(chǎn)函數(shù):

      Y=AKαLβ

      其中,A是指技術(shù)水平,K為資本投入,L為勞動投入,α是指資本的產(chǎn)出彈性,β是指勞動的產(chǎn)出彈性,其中,α+β=1,則說明規(guī)模報酬不變;α+β>1,則說明規(guī)模報酬遞增;反之,則遞減。

      考慮到能源對社會進步與經(jīng)濟發(fā)展有著至關(guān)重要的作用,若對經(jīng)濟的產(chǎn)出效益進行分析僅考慮資本與勞動投入這兩個要素,則易產(chǎn)生誤差,本文采用劉朝明等的研究方法,將能源消費量作為解釋變量,引入到Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù),建立三生產(chǎn)要素函數(shù),如下所示:

      式中,Yt指產(chǎn)出投入,Kt指技術(shù)投入,Lt指勞動力投入,Et指能源投入,α指技術(shù)對產(chǎn)出的彈性,β指勞動力對產(chǎn)出的彈性,γ指能源對產(chǎn)出的彈性。同理,若α+β+γ=1,則說明生產(chǎn)報酬不變;若α+β+γ<1,則生產(chǎn)報酬遞減,若α+β+γ>1,則生產(chǎn)報酬遞增,Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)是非線性的,可對上式取對數(shù)使之線性化。

      即:lnYt=lnA+αlnKt+βlnLt+u

      2、數(shù)據(jù)來源

      出于對數(shù)據(jù)的權(quán)威性與可得性考慮,所采用的數(shù)據(jù)來自《湖北省統(tǒng)計年鑒》。本文涉及的研究變量分別為:經(jīng)濟增長(GDP)、資本投入(K)、勞動投入(L)與能源消費(E)。

      Y(t):采用的是1995—2014年湖北省GDP歷年的統(tǒng)計結(jié)果(以1994年為基期)。

      K(t):為了更合理與準確地反映其實際水平,采用與GDP相同的處理方法。

      L(t):選取的是1995—2014年湖北省的社會勞動就業(yè)人數(shù),單位為萬人。

      E(t):選取的是1995—2014年湖北省能源消費總量,單位為萬噸標準煤。

      由統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可知,lnGDP、lnE、lnK序列隨時間變化的走勢十分類似,都是逐年上升且較為平穩(wěn)的,可初步預(yù)測湖北省的GDP與資本投入(K)、勞動力投入(L)、能源消費(E)具有協(xié)整關(guān)系,但這一預(yù)測是否準確,還需作相關(guān)的實證分析。

      三、實證分析

      由上文理論分析可知,能源消費總量與經(jīng)濟增長之間在長期內(nèi)均是呈同向變動的趨勢。但這二者之間是否存在均衡關(guān)系、因果關(guān)系以及何種因果關(guān)系,這需要實證分析來加以說明。

      1、平穩(wěn)性檢驗

      本文采用ADF對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。運用eviews軟件計算得出檢驗結(jié)果,如表1所示。

      表1 單位根檢驗結(jié)果

      由表1可知,lnGDP、lnK、lnL、lnE原序列是不平穩(wěn)的,經(jīng)過一階差分后,就是平穩(wěn)的,滿足協(xié)整檢驗的前提。

      2、協(xié)整檢驗

      下面對上述四者進行協(xié)整關(guān)系檢驗,靜態(tài)回歸方程可表示為:

      LnGDP=0.201576lnK-0.608642lnL+0.182845lnE+

      3.326891

      可得,R2的值為0.994621,調(diào)整后R2值為0.992834,則說明方程擬合較好,相對較好解釋經(jīng)濟增長。lnK、lnL、lnE的P檢驗值分別為0.0000,0.0121,0.2974,則說明資本投入對經(jīng)濟增長的影響較為顯著,其次是能源消費,勞動力對其影響微乎甚微。

      出于方程的合理性考慮,需要對方程的殘差e作單位根檢驗,可用下式表示:

      e=lnGDP-0.201576lnK+0.608642lnL-0.182845lnE-3.326891

      由檢驗結(jié)果可知,殘差序列在5%的顯著水平下通過ADF檢驗,滿足一階單整序列,說明lnGDP、lnK、lnL、lnE這四個變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系,長期模型變量的選取是合理的,回歸系數(shù)具有經(jīng)濟意義。

      3、誤差修正模型的建立

      依據(jù)協(xié)整相關(guān)理論,假定變量存在協(xié)整關(guān)系,即說明變量間具有長期穩(wěn)定關(guān)系,而這種長期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整之下得以維持的。綜合考慮其他因素的影響,建立誤差修正模型,計算可得:

      lnGDPt=0.524237lnKt-2.278431lnLt-1+0.368246lnEt-0.326547ecmt-1+16.27601

      表2 Granger因果關(guān)系檢驗表

      R2的值為0.994527,調(diào)整后的R2值為0.992171,說明擬合度較優(yōu)。回歸結(jié)果表明,對當期經(jīng)濟增長影響較大的因素為當期資本投入與能源消費,其次是滯后一期的勞動投入。ecmt-1是方程的誤差項,其系數(shù)為-0.326547,這說明湖北省GDP與能源消費K之間長期均衡關(guān)系對短期波動的調(diào)整力度較大。

      4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

      由協(xié)整檢驗可知,lnE和lnGDP序列之間存在協(xié)整關(guān)系,但這兩變量之間是否存在因果關(guān)系以及為何種因果關(guān)系,還有待進一步論證,分別選取滯后期為一到四,對lnE與lnGDP序列進行Granger因果關(guān)系檢驗,檢驗結(jié)果如表2所示。

      表2顯示,在滯后前三期時,“l(fā)nGDP不是lnE的格蘭杰原因”發(fā)生的概率很小,這說明從短期來看,經(jīng)濟增長是能源消費的格蘭杰原因,在滯后四期時,原零假設(shè)均檢驗通過,這說明從長期來看,經(jīng)濟增長不是能源消費增加的格蘭杰原因。在滯后前四期內(nèi),假設(shè)均不能被拒絕,可見能源消費不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。此外,隨著滯后期的增長,經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系逐漸不再顯著,這可能是由于格蘭杰因果檢驗結(jié)果對滯后期長度較為敏感。

      四、結(jié)論

      本文是在新的三生產(chǎn)要素函數(shù)的基礎(chǔ)上,結(jié)合1995—2014年的時間序列,對湖北省的經(jīng)濟增長與能源消費總量作了協(xié)整檢驗與格蘭杰因果檢驗,得出如下結(jié)論。

      第一,湖北省經(jīng)濟增長與能源消費之間存在長期協(xié)整關(guān)系,而在短時間內(nèi),經(jīng)濟增長與能源消費總量之間并不存在十分明顯的均衡關(guān)系。這可能是由于經(jīng)濟增長除了受勞動投入、資本投入、能源消費這三個因素的影響之外,還會受其他因素的影響,如政府出臺的相關(guān)政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動、地方性法律法規(guī)等。

      第二,由格蘭杰因果檢驗可知,湖北省經(jīng)濟增長與能源消費總量之間存在短期單向因果關(guān)系。一方面,經(jīng)濟增長會帶來能源消費總量的增加,這正好與近年來湖北省GDP與能源消費總量的曲線相吻合。另一方面,能源消費總量并不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因,能源消費僅是影響經(jīng)濟增長的一個因素,難以在短期內(nèi)就對經(jīng)濟增長作出顯著的貢獻。

      [1]張寶山、袁曉玲、張小妮:環(huán)境污染、能源消費與經(jīng)濟增長[J].科學(xué)決策,2012(11).

      [2]劉慧媛:能源、環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟增長研究[D].上海交通大學(xué),2013.

      [3]趙愛文:中國碳排放、能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系研究[D].南京航空航天大學(xué),2012.

      [4]俞鑫:安徽省能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系研究[D].安徽大學(xué),2013.

      (責任編輯:胡春雨)

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