內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析

王娟 侯玉雙 李增鑫

摘? ?要：為了研究內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟(jì)增長二者之間的關(guān)系，基于內(nèi)蒙古地區(qū)1995—2017年的GDP和能源消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在穩(wěn)定性檢驗與協(xié)整分析的基礎(chǔ)之上，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗的方法，定量分析了內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，在長期情況下，經(jīng)濟(jì)增長是能源消費的格蘭杰原因，能源消費不是影響經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。因此，提出了相應(yīng)的政策建議，以協(xié)調(diào)內(nèi)蒙古能源消費與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系的良好發(fā)展。

關(guān)鍵詞：能源消費;經(jīng)濟(jì)增長;格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F124? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? ? 文章編號：1673-291X（2021）11-0041-03

引言

對于能源消費和經(jīng)濟(jì)增長兩者之間關(guān)系的研究是經(jīng)濟(jì)學(xué)中的熱點問題，國內(nèi)外許多學(xué)者都對此進(jìn)行過深入研究。

早在1978年Kraft J和Kraft 就A在文[1]中通過對美國1947—1974年所有樣本數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗，第一次發(fā)現(xiàn)該經(jīng)濟(jì)時期美國國民收入與能源消耗之間的單向因果關(guān)系。

張雪[2]提出遼寧省的能源消費與其省內(nèi)各個產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長存在因果關(guān)系。俞鑫[3]采用細(xì)分能源消費，通過對安徽省1990—2011年的數(shù)據(jù)分析，得出能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向Granger因果關(guān)系。宋鋒華和泰來·提木明[4]基于我國27個主要省份1985—2012年的面板數(shù)據(jù)，通過實證分析得到我國能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系。從長期的角度來看，我國能源消費與經(jīng)濟(jì)增長二者間存在著相互影響的因果關(guān)系;短期來看，能源消費與經(jīng)濟(jì)增長也存在著相互影響關(guān)系。但這種互動影響會因為區(qū)域而呈現(xiàn)出差異性，東部地區(qū)的能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互作用最強(qiáng)，而中西部地區(qū)相對薄弱。胡小渝[5]根據(jù)重慶市1997—2016年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)和方差分解方法，研究了重慶市能源消費與經(jīng)濟(jì)增長兩者間的因果關(guān)系。由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和能源消費現(xiàn)狀各異，會使得研究結(jié)果不盡相同。

內(nèi)蒙古自治區(qū)的煤炭資源豐富，是目前我國重要的戰(zhàn)略性能源生產(chǎn)基地，但是由于其粗放的生產(chǎn)方式使之也成為我國的能源消費大省。同時，內(nèi)蒙古自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展大多依賴于對天然氣、石油和大型煤炭的勘探開采和深加工，高能耗使得碳排放量迅速增加，這對內(nèi)蒙古地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)提出了巨大的挑戰(zhàn)。

內(nèi)蒙古自治區(qū)新能源的綜合利用發(fā)展尚處于初期的實驗研究階段。在這樣的新能源時代背景下，研究內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟(jì)增長二者間的關(guān)系顯得尤為重要。

本文選取內(nèi)蒙古地區(qū)1995—2017年的GDP和能源消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在穩(wěn)定性檢驗與協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗的方法，定量分析內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

一、相關(guān)理論及數(shù)據(jù)來源

（一）相關(guān)理論

1.時間序列的平穩(wěn)性檢驗

傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型要求隨機(jī)過程是穩(wěn)定的序列。在現(xiàn)實生活中，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的時間序列都會受到隨機(jī)的、確定的趨勢影響，導(dǎo)致這些時間序列通常是不穩(wěn)定的。如果序列對于回歸分析不穩(wěn)定，則將發(fā)生偽回歸，即使回歸的顯著性檢驗很明顯，所獲得的結(jié)論也會有嚴(yán)重的錯誤。ADF檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

式中，αt表示公式的常數(shù)項，p表示公式的最優(yōu)滯后期，ε表示公式的隨機(jī)誤差項。測試的原始假設(shè)H0：γ=0，備擇假設(shè)是H1：γ<0。如果ADF測試值在5%置信水平下大于臨界值，則接受原始假設(shè)，即時間序列為非平穩(wěn)的，否則拒絕原始假設(shè)，即時間序列為平穩(wěn)的。

2.協(xié)整分析

協(xié)整檢驗的目的是確定一組非平穩(wěn)的時間序列所組成線性組合均衡關(guān)系是否穩(wěn)定。檢驗協(xié)整的方法有兩種，由Engle和Granger提出的E-G兩步檢驗和由Johansen和Juselius出的JJ檢驗。本文采用E-G兩步檢驗，其基本步驟如下。

第一步，建立協(xié)整回歸方程：yt=a+ βxt+εt。通過OLS回歸方法方法得到：

第二步，協(xié)整關(guān)系判斷：xt和yt的是否有協(xié)整關(guān)系?？梢杂蓺埐钚蛄惺欠衿椒€(wěn)來幫助我們判斷。如果測試結(jié)果的殘差序列t表現(xiàn)為平穩(wěn)的，則可以認(rèn)為xt和yt之間具有協(xié)整關(guān)系。

3. 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗

如果兩個變量之間有著協(xié)整關(guān)系，則可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。若在包含了兩個經(jīng)濟(jì)變量x、y的過去信息的條件下，對變量的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨由y的過去信息對y進(jìn)行的預(yù)測效果，則認(rèn)為變量是引致變量y的格蘭杰原因。格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求估計以下回歸模型[6]：

式中，β0為常數(shù)，p、q為滯后階數(shù)，μt為殘差項。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

選取內(nèi)蒙古1995—2017年的GDP和能源消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》。為了使檢驗更加真實，本文以實際GDP=名義GDP/消費者物價指數(shù)（1995年為基期）;實際固定資產(chǎn)投資=固定資產(chǎn)投資當(dāng)年值/固定資產(chǎn)投資指數(shù)（1995年為基期）的方式計算出1996—2017年的實際GDP和固定資產(chǎn)投資。為了使檢驗更加順利，將通過對實際GDP、能源消費y、實際固定資產(chǎn)投資k和從業(yè)人口數(shù)量x這四個變量取對數(shù)的方式來減少異方差出現(xiàn)的概率。

二、內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析

（一）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

通過Eviews軟件，分別對lngdp、lny、lnk和lnx序列進(jìn)行ADF單根檢驗結(jié)果如表1所示。

當(dāng)ADF檢驗值小于5%臨界值，則該變量平穩(wěn);反之，如果ADF檢驗值比5%臨界值大，則該變量非平穩(wěn)。因此，根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)可以得到lngdp、lny、lnk和lnx的原序列是不平穩(wěn)序列。在經(jīng)過一階差分處理后lngdp和lnk序列的p值大于5%臨界值，所以lngdp和lnk經(jīng)過一階差分所得的序列為非平穩(wěn)序列;而lnx和lny序列的p值小于5%臨界值，所以lnx和lny經(jīng)過一階差分所得的序列為平穩(wěn)序列。繼續(xù)進(jìn)行二階差分處理，后四個序列的p值都小于5%臨界值，表現(xiàn)出平穩(wěn)的狀態(tài)，都是二階的單整數(shù)列，此時到達(dá)了協(xié)整檢驗進(jìn)行的前提條件。

（二） 協(xié)整檢驗

采用Eviews對lngdp、lny、lnk和lnx這四個變量執(zhí)行協(xié)整關(guān)系檢驗，得到lngdp、lny、lnk和lnx之間的靜態(tài)回歸方程：

Lngdp=-15.478-0.075Lnk+1.135Lny+1.958Lnx

可得到Lngdp回歸的結(jié)果如表2所示。

從表2可知，lngdp方差的R2值為0.994 379，調(diào)整后的R2值為0.993 491，這一結(jié)果說明靜態(tài)回歸方程擬合度相對較高，有較優(yōu)的顯著性和水平。從這個靜態(tài)回歸方程中可以看到lny的系數(shù)為正，由此可知，能源消費和GDP的增長有同向快速增長的趨勢，lnx的系數(shù)較大，說明就業(yè)人口的增加對于GDP的增長水平具有較大的確定性和影響力。從估計結(jié)果分析來看，可決系數(shù)99.43%，f統(tǒng)計量顯著，這同樣也說明靜態(tài)回歸方程的擬合度相對較高。

但DW=1.278 11<2，表明有謬誤回歸的可能。對此，可以利用軟件Eviews對其所產(chǎn)生的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗以避免出現(xiàn)謬誤回歸。殘差的單位根檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 殘差序列的ADF檢驗

從表3可以看出，p值為0.001 4，殘差序列ADF檢驗的t值為-3.455 193明顯小于5%的顯著性水平，所以殘差序列平穩(wěn)，也就是說lngdp、lny、lnk和lnx存在長期的協(xié)整關(guān)系。

（三）格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗

對lngdp和lny進(jìn)行格蘭杰因果相關(guān)檢驗。通過選取1到3滯后期可以獲得檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 lngdp和lny的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從表4可見，在5%的顯著水平下，（下轉(zhuǎn)50頁）? ? ? ?（上接43頁）拒絕lngdp不是lny的Granger原因，接受lny不是lngdp的Granger原因，即長期來看能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間應(yīng)該是存在一種單向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長是影響能源消費的Granger原因，能源消費不是影響經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。

三、結(jié)論與建議

本文根據(jù)1995—2017年內(nèi)蒙古地區(qū)的GDP和能源消費的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論對內(nèi)蒙古地區(qū)的能源消費和經(jīng)濟(jì)增長二者之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。結(jié)果表明，內(nèi)蒙古地區(qū)能源消費與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一種單向的因果關(guān)系，從長遠(yuǎn)來看，經(jīng)濟(jì)增長是能源消費的格蘭杰原因，而能源消費不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，也就是說內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長是以能源消費為基礎(chǔ)的。隨著內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)的逐漸發(fā)展，內(nèi)蒙古地區(qū)對能源消費的需求不斷增大。結(jié)合上述實證研究，提出以下建議。

1.出臺嚴(yán)格的能源政策，提高能源的使用成本，以減少生產(chǎn)活動中對能源的需求，促進(jìn)綠色能源、可再生能源生產(chǎn)技術(shù)的發(fā)展和使用。

2.加快改變傳統(tǒng)的煤炭生產(chǎn)工藝和人們的生活習(xí)慣，減少煤炭工業(yè)生產(chǎn)和生活中對于煤炭、石油的消費和依賴，鼓勵發(fā)展綠色能源、可再生能源，以此來不斷調(diào)整和優(yōu)化內(nèi)蒙古的能源消費結(jié)構(gòu)。

參考文獻(xiàn)：

[1]? ?Kraft J， Kraft? A. On the Relationship between Energy and GNP [J].Journal of Energy and Development 3：401-403.

[2]? ?張雪.基于面板數(shù)據(jù)的遼寧省能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究[D].沈陽：東北大學(xué)，2012.

[3]? ?俞鑫.安徽省能源消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[D].合肥：安徽大學(xué)，2013.

[4]? ?宋鋒華，泰來提·木明.能源消費、經(jīng)濟(jì)增長與結(jié)構(gòu)變遷[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2016，（3）：73-84.

[5]? ?胡小渝.重慶市能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報：自然科學(xué)，2019，（9）：196-203.

[6]? ?李子奈，潘文卿.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2015.