摘要 能源消費及能源結構與GDP之間關系對于廣州的能源環境和經濟的可持續發展十分重要。本文在廣州市1980-2003年的年度統計數據基礎上,運用格蘭杰因果關系檢驗研究了時間序列變量之間是否存在因果關系;并運用協整理論研究了廣州市1980-2003年能源消費與GDP及能源結構之間的關系。研究結果表明廣州市GDP和能源結構是能源消費的Granger原因,并且GDP與能源消費及能源結構之間存在長期均衡關系,能源結構對能源消費的影響大于經濟增長的影響。
關鍵詞 環境與生態經濟;廣州能源需求;能源結構;協整;Granger
中圖分類號 X24
文獻標識碼 A
文章編號 1002-2104(2007)01-0135-04
能源是國民經濟發展的支撐和動力,是社會得以繁榮進步的重要物質基礎,對于經濟持續健康的發展和人民生活的改善有著重要的促進作用。當前,地區經濟的發展越來越受到能源的直接制約,隨著工業化和城市化的加快,能源短缺日益成為經濟發展難以掙脫的瓶頸。因此,研究經濟增長和能源消費及能源結構之間的均衡關系具有重要的理論意義和現實意義。隨著廣州市經濟的發展,能源需求增長迅速,能源供需缺口不斷增大。廣州市由于地域狹窄,本地無煤礦、原油,水力資源可開發量僅為75萬kW,能源供給主要由國內兄弟省市調入煤炭、石油和并網水電及國外部分石油進口,能源的外部依賴性很大,而且廣州市的能源消費結構中,原煤的比例達到50%,過多消費煤炭不但造成了能源利用效率低下,也帶來了嚴重的環境問題。關于能源消費的分析,國內學者運用協整理論進行了大量的研究[1,2],本文采用協整理論研究廣州市1980-2003年能源消費和GDP及能源結構之間的協整性及因果關系。
1 研究的理論基礎和分析方法
本文采用擴充迪基-福勒檢驗檢驗時間序列的平穩性,采用協整檢驗考察時間序列變量是否存在長期均衡關系,采用格蘭杰因果關系檢驗考察時間序列變量之間是否存在因果關系及因果關系的方向。
1.1 時間序列變量的平穩性檢驗
檢驗時間序列變量的平穩性的方法有迪基-福勒(DF)、菲利普-配榮(PP)檢驗等,本文運用擴充迪基-福勒檢驗(ADF),模型如下:
其中,εi為白噪聲,Δ表示對變量進行一階差分。原假設H0-是β1=0,即序列yt有一個單位根(非平穩)t 是時間趨勢。本文的檢驗采用麥金農(Mackinnon)臨界值,比較檢驗的ADF值和臨界值Δyt的最優滯后期使用赤池(Akaike)的AIC準則決定。
1.2 時間序列變量的格蘭杰因果關系檢驗
格蘭杰因果性的定義為,如果由yt和Xt滯后值所決定的yt的條件分布與僅由yt的滯后值所決定的條件分布不相同,則稱變量Xt對yt存在格蘭杰因果關系。如果兩個時間序列之間存在格蘭杰因果關系,則說明其中一個序列的信息有助于對另一個序列的預測作出更準確的估計。格蘭杰因果關系可以用F統計量來進行,如果F統計量大于相應顯著性水平下的臨界值,則拒絕原假設,得到結論Xt對yt存在格蘭杰因果關系。
1.3 時間序列變量的協整檢驗
關于協整關系的檢驗與估計有許多種模型,如Engle-Granger兩步法、Johansen極大似然法則等,對于單方程系統,Engle-Granger兩步法通常檢驗兩變量間的協整關系比較準確和方便,Johansen and Juselius估計是基于向量自回歸模型誤差修正的表達式法,適用于在多元變量協整關系的檢驗與估計,具有相對較高的檢驗勢。
2 廣州市能源需求的實證分析
2.1 變量和數據說明
本研究選取1980-2003年的數據進行廣州市能源需求協整的研究,并根據《廣州市統計年鑒》,對變量進行如下處理:
鐘曉青等:廣州市能源消費與GDP及能源結構關系的實證研究中國人口·資源與環境 2007年 第1期(1)1985-2003年的能源需求量(E)直接取自廣州統計年鑒,1980-1984年的能源需求量根據統計年鑒的數據進行標準煤轉換得到,能源需求量的單位采用(Mt)標準煤;
(2)經濟增長用國內生產總值(Y)來表示,并按照1978年的商品零售價格指數為100,計算出了實際GDP(億元);
(3)能源結構(M)采用煤炭消費量占總消費量的比重(%)表示。
廣州市1980-2003年能源消費、GDP和能源結構的變化趨勢見圖1。
從圖中可以看出, E和Y的變化極為相似,具有同趨勢性,M的變化從長期來看也具有上升的趨勢,E、Y和M均表現出非平穩的特性。本文對變量作了對數化處理后分別記為lnE、lnY和lnM來進行實證分析。
2.2 序列檢驗分析
2.2.1 單位根檢驗
在建立模型之前,必須對序列的平穩性和單整階數進行單位根檢驗,本文采用ADF檢驗法分別對各變量進行單位根檢驗。檢驗結果見表1,在5%的顯著性水平下,序列lnE、 lnY和lnM均具有單位根,而它們的一階差分序列不具有單位根,是平穩序列,可以判斷出序列lnY、lnM和lnE都是一階單整序列,三個序列具有相同的協整階數,都是I(1)過程。
2.2.2 Granger因果關系檢驗
為了驗證向量之間因果關系的方向,本文對lnE、lnM和lnY之間進行Granger因果關系檢驗。根據各種確定滯后階數的準則,得到表2、表3的結果,確定VAR滯后階數為1。
可以看出,在10%的顯著性水平下,接受了lnE、lnM、和lnY之間存在單向因果關系的假設,即lnM和lnY是lnE的原因,lnY是lnM的原因。根據檢驗結果,可以認為1980表2 選擇VAR滯后階數的各種準則
Tab.2 The output by all the criterions of
the VAR with different lag rank
[HT6SS][HJ4][BG(][BHDFG9mm,WK8mm,WK13mm,WK14mm,WK16mm,WK10mm。2,WK10mmW]滯后
階數LogLLRFPEAICSCHQ031.629 06NA 1.15E-05-2.86-2.71-2.831106.109 8119.169 21.67E-08-9.41-8.81-9.292115.767 712.555 291.69E-08-9.47-8.81-9.273122.856 17.088 3622.50E-08-9.28-8.81-8.994126.9382.857 3426.46E-08-8.79-8.81-8.41
表示根據該準則需要選定的階數
LR:序列修正LR統計量;FPE:最終預測誤差;AIC:Akaike信息準則;SC:Schwarz信息準則;HQ:Hannan-Quinn信息準則[HT2.]
-2003年廣州市能源結構和經濟增長存在到能源消費的單向因果關系。
2.2.3 協整檢驗
在確定了能源消費、能源結構和GDP的單整階數及它們之間的Granger因果關系的基礎上,本文運用Johansen and Juselius極大似然法對三個變量進行協整關系檢驗,表4列出了樣本期1980-2003年的Johansen and Juselius檢驗結果。
無樣本約束秩檢驗和極大特征值檢驗給出了相同的結果:在1%的顯著性水平下拒絕沒有協整向量的原假設,接受系統中存在一個協整向量的備擇假設,協整方程為(括號內為標準誤差):
lnE=0.397lnY+0.556lnM
(0.016)(0.065)
結果表明,模型中各變量之間存在長期穩定關系,GDP每增加1%,能源需求將增長0.397%;而能源結構每增加1%,能源需求將增長0.556%,長期內能源結構對能源消費的影響大于經濟增長的影響。 向量誤差修正模型反映了短期變動的影響,經過檢驗得到向量誤差修正模型(見表5)。
在能源需求的短期動態方程中,可決系數是0.34,表明能源需求的變動率的波動可以由經濟增長和能源結構的短期變動及它們之間的長期均衡關系解釋34%。由VECM模型估計結果可知,誤差修正系數為-0.518,短期內,能源需求量向長期均衡狀態調整的速度較為迅速,對上一年偏離長期均衡水平的短期調整幅度為51.8%,短期內能源需求的變動不會影響經濟變量間的長期關系。
3 結 論
通過以上實證分析得結果,得到如下幾點結論:
(1)廣州市能源消費的短期波動,約有34%的原因歸因于經濟增長、能源結構以及能源消費與上一期偏離長期均衡狀態的調整。
(2)從Granger因果關系來看,存在著廣州市能源結構和經濟增長到能源消費的單項因果關系,并且存在著經濟增長到能源結構的單向因果關系,說明廣州市經濟增長是影響能源結構的主要原因,這也部分解釋了隨著廣州市經濟的發展和能源供需缺口的增大,增加對煤炭的消費是能源消費增長速度過快的主要原因。
(3)從長期均衡方程可以看出,能源需求的長期能源消費結構彈性為0.556,廣州市的能源消費中,煤炭占50%以上,對煤炭的依賴性高,導致了能源消費結構彈性較高,能源結構是影響廣州市能源需求增長的主要原因。
為使經濟保持一定的速度穩定增長,在其它因素不變的條件下,就必須以不斷擴大的能源供應作為保障,由于煤炭的利用效率較低,因此調整能源結構,特別是減少煤炭在能源消費中的比重,提高能源的利用效率,可以減少能源的消費總量。
(編輯:王興杰)
參考文獻(References)
[1] 林伯強. 結構變化、效率改進與能源需求預測—以中國電力為例[J].經濟研究,2003,(5).[Lin Boqiang. Structural Changes,Efficiency Improvement and Electricity Demand Forecasting [J].Economic Research Journal, 2003,(5).]
[2] 韓智勇,魏一鳴等.中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系分析[J].系統工程,2004,(12):17~21.[Han Zhiyong,Wei Yiming et al. On the Co integration and Causality between Chinese GDP and Energy Consumption [J]. System Engineering, 2004,(12):17~21.]
[3] 廣州統計年鑒(1985-2004).北京:中國統計出版社.[Statistics Bureau of Guangzhou. Guangzhou Statistical Yearbook (from 1985 to 2004) [C]. China Statistical Press.]
[4] 楊朝峰,陳忠偉. 能源消費和經濟增長:基于中國的實證研究[J]. 統計研究,2005,(1):18~22.[Yang Chaofeng,Chen Zhongwei. An Empirical Study on the Relationship between Chinese Energy Consumption and Economic Growth[J].Journal of the University of Petroleum, China (Edition of Social Sciences) ,2005,(1):18~22.]
[5] 陳燕武,吳承業. 臺灣地區GDP和能源消費的長期均衡關系分析[J].華僑大學學報(哲學社會科學版),2003,(3):26~31.[Chen Yanwu ,Wu Chengye. Relational Analysis of Long-Run Equilibrium between GDP and Energy Use in Taiwan Region [J]. Oversea Chinese University (Edition of Philosophy and Social Sciences ),2003,(3):26~31.]
The Empirical Study on the Impact of GDP and Energy Structure
on Energy Consumption in Guangzhou
ZHONG Xiao-qing1,2 WU Hao-mei1,2 JI Xiu-jiang1,2 ZHU
Hai-yan1,2 YI
Xia-jun4
(1. Lingnan College, Zhongshan(Sun Yat-sen) University,
Guangzhou Guangdong 510275, China;2. School of Life Sciences,
Zhongshan(Sun Yat-sen)University, Guangzhou Guangdong 510275,China)
Abstract This paper studies the relation among energy consumption , GDP and energy structure with cointegration theory and studies the Granger causality between the three time series of 1980-2003 in Guangzhou. The result of study indicates that GDP, energy structure are the Granger reason of energy consumption, the balanced relation exists for a long time between energy consumption, GDP and energy structure and the impact on energy demand of the energy structure is greater than on the economic growth.
Key words
ecological economics; Guangzhou energy demand; energy structure; co-integration; Granger
注:“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”