能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整與ECM分析

譚元發(fā)

（1.中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢 430074；2.湖南電氣職業(yè)技術(shù)學(xué)院，湖南 湘潭 411101）

能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整與ECM分析

譚元發(fā)1，2

（1.中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢 430074；2.湖南電氣職業(yè)技術(shù)學(xué)院，湖南 湘潭 411101）

能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是資源產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)熱點(diǎn)研究問題，文章利用我國1953～2008年工業(yè)生產(chǎn)總值和能源消費(fèi)總量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，分析我國工業(yè)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)總量的長期穩(wěn)定關(guān)系，并構(gòu)建誤差修正模型。研究表明，能源消費(fèi)的增長與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向的因果關(guān)系，能源消費(fèi)的增長影響工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長,同時(shí)說明工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有利于能源開發(fā)，通過技術(shù)創(chuàng)新可以達(dá)到節(jié)能目的。

能源消費(fèi)總量；協(xié)整分析；誤差修正模型

1 問題的提出

能源是人類進(jìn)步和社會(huì)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)增長及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高需要能源作支撐，對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究一直是能源經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)熱點(diǎn)問題[1]，Kraft J and Kraft A在1978年就發(fā)現(xiàn)了美國GNP與能源消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系[2]。而工業(yè)又是能源需求最大的產(chǎn)業(yè)。研究工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)之間的協(xié)整與因果關(guān)系對(duì)我國實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和繼續(xù)強(qiáng)調(diào)節(jié)能優(yōu)先的能源政策，進(jìn)一步優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向能源節(jié)約型和集約化轉(zhuǎn)變，增強(qiáng)能源利用技術(shù)的創(chuàng)新能力有著重要的作用。工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平及綜合國力的一個(gè)最主要的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。國內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)總值是國內(nèi)生產(chǎn)總值的重要組成部分，一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)鍵在于工業(yè)的發(fā)展[3]。本文研究能源消費(fèi)增長是否為工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的原因，工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新能否改善我國目前能源狀況，并建立能源消費(fèi)與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型，對(duì)分析能源消費(fèi)有著重要的作用。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)處理和單位根檢驗(yàn)

本文用于分析的數(shù)據(jù)選取于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1990，2009)。分別用能源消費(fèi)總量（TEC）來反映能源消費(fèi)總量增長；用工業(yè)生產(chǎn)總值(GDPI)反映工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

在檢驗(yàn)我國工業(yè)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)總量之間的協(xié)整關(guān)系之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確定時(shí)間序列是否為平穩(wěn)過程。如果時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列，則在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)就會(huì)出現(xiàn)虛假回歸，導(dǎo)致結(jié)論錯(cuò)誤。GDPI和TEC具有指數(shù)增長趨勢(shì)，并且變動(dòng)方向較為一致，變化的幅度也較為一致，而且表現(xiàn)出不平穩(wěn)的特性。通過ADF檢驗(yàn)GDPI和 TEC是不平穩(wěn)的序列。由于自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)兞恐g的關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差，所以利用EViews6.0軟件，對(duì)GDPI和TEC作自然對(duì)數(shù)變換后進(jìn)行逐期差分：

Series ΔLGDPI=log(GDPI)-log(GDPI(-1))，Series ΔLTEC=log(TEC)-log(TEC(-1))

用 LGDPI和 LTEC分別表示 log(GDPI)和 log(TEC)。 用EViews6.0 對(duì) LGDPI、 LTEC、ΔLGDPI和 ΔLTEC 進(jìn) 行 ADF檢驗(yàn)。由表1可見，LGDPI的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%的臨界值，時(shí)間序列LGDPI不能拒絕單位根假設(shè)，說明LGDPI在5%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的。LTEC和ΔLGDPI、ΔLTEC的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于1%的臨界值，說明這些變量在1%的顯著水平上拒絕單位根假設(shè)，LTEC和ΔLGDPI、ΔLTEC都是平穩(wěn)的。

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.2 變量間的協(xié)整檢驗(yàn)

一階差分序列拒絕了單位根假設(shè)，說明時(shí)間序列LGDPI、LTEC可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個(gè)線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。

對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)有兩種方法：一種是 Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法,適用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系[4]。另一種方法為 Johansen檢驗(yàn)法，適用于檢驗(yàn)多個(gè)變量之間存在的協(xié)整關(guān)系[5]。由于本文研究的是我國能源消費(fèi)與工業(yè)生產(chǎn)總值這兩個(gè)變量之間的關(guān)系，所以采用 EG兩步法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。

表2 LTEC與LGDPI的回歸方程

假設(shè) LGDPI、LTEC兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，用EViews6.0進(jìn)行估計(jì)得估計(jì)方程。

R贊2≈0.91，DW≈0.086，回歸系數(shù)均通過 t檢驗(yàn)。et=LTECLT贊C，et為隨機(jī)干擾項(xiàng)，在 EViews6.0 中：Seriese=resid，對(duì) et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

從表3可以看出，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值-2.1365大于5%的顯著性水平臨界值-2.9188，et不能拒絕單位根檢驗(yàn)，殘差序列et為非平穩(wěn)序列。

假設(shè) ΔLGDPI、ΔLTEC兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，用EViews6.0進(jìn)行估計(jì)得估計(jì)方程。

表3 序列et的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表4 ΔLTEC與ΔLGDPI回歸方程

從表5可以看出，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值-3.8583小于1%的顯著性水平臨界值-3.5575，et拒絕單位根檢驗(yàn)，殘差序列et為平穩(wěn)序列。

表明LGDPI和LTEC之間存在平穩(wěn)線性組合，即能源消費(fèi)總量和國內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)總值之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

表5 序列et的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 估計(jì)誤差修正模型

（1）一階誤差修正模型

根據(jù) Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的表達(dá)形式。因此，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型，以此來研究模型的短期動(dòng)態(tài)和長期協(xié)整特征。由協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)知，能源消費(fèi)和GDPI之間存在協(xié)整關(guān)系，雖然R贊2很高，回歸系數(shù)也顯著，但是DW值明顯偏小，這說明殘差序列還存在自相關(guān)。因此，下面重新對(duì)LTEC、LGDP進(jìn)行回歸，并加入滯后變量，進(jìn)而建立單方程誤差修正模型。利用 EViews6.0建立如下修正模型(見表 6)。

表6 一階誤差修正模型

R贊2接近 1，效果很好，DW=1.09不在 2 附近，殘差序列存在自相關(guān)。該方程各個(gè)系數(shù)都通過t檢驗(yàn)。

（2）二階誤差修正模型

考慮到ΔLTEC和ΔLGDP協(xié)整，一階誤差修正模型殘差序列存在自相關(guān)，所以在此用二階誤差修正模型來進(jìn)行估計(jì)。利用 EViews6.0建立如下二階誤差修正模型(見表7)。

表7 二階誤差修正模型

R贊2=0.995接近1，效果良好，回歸系數(shù)均通過t檢驗(yàn)，DW=2.37在2附近，殘差序列不存在自相關(guān)。

式（4）經(jīng)過適當(dāng)?shù)暮獾茸冃危傻枚A滯后項(xiàng)誤差修正模型：

式(5)中:LTECt-1-0.4117LGDPIt-1-8.731這一項(xiàng)稱為誤差修正項(xiàng)ecm。從式(5)可以看到，若t時(shí)刻LTECt-1大于其長期均衡解0.4117LGDPIt-1+8.731,ecm為正，ΔLTEC將減小；若t時(shí)刻LTECt-1小于其長期均衡解0.4117LGDPIt-1+8.731，ecm為負(fù)，將使ΔLTEC增加。這符合反向修正機(jī)制，體現(xiàn)了長期非均衡誤差對(duì)LTEC的控制。

誤差修正項(xiàng)的系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值-0.0736來看，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以-0.0736的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。即意味著上一年度的非均衡誤差以7.36%的比率對(duì)本年度的 ΔLTEC做出方向修正[6]。

2.4 變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

LGDPI與LTEC存在協(xié)整關(guān)系，在分析變量之間的Granger因果關(guān)系時(shí)，從變量的增長效應(yīng)角度進(jìn)行分析，即分析ΔLGDPI和ΔLTEC之間是否具有相互影響作用，應(yīng)用EViews6.0軟件中的Granger-causality檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表8。

表8 各變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

從表8可以看出，“ΔLTEC不是ΔLGDPI的原因”的零假設(shè)被拒絕；這說明 ΔLTEC和 ΔLGDPI之間存在單向的Granger因果關(guān)系，即能源消費(fèi)總量的增長影響工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，能源消費(fèi)總量的增長是經(jīng)濟(jì)增長的原因，而工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長卻不是能源消費(fèi)總量增長的原因。

3 結(jié)論與建議

(1)能源消費(fèi)總量與工業(yè)生產(chǎn)總值之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長是非平穩(wěn)的，但LGDPI和LTEC兩者之間卻存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(2)能源消費(fèi)的增長是工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的原因，由此可看出，能源消費(fèi)總量的增長對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長起著重要的作用。

(3)而工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長不是能源消費(fèi)增長的原因。

這主要是以下幾個(gè)方面的原因，從而說明我們今后還要從以下幾個(gè)方面努力。

（1）隨著工業(yè)的發(fā)展和國家能源政策的調(diào)整,能源利用效率不斷提高。這說明隨著工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國家合理調(diào)控經(jīng)濟(jì)，避免低效率的能源消耗。1978年以來，中國能源結(jié)構(gòu)的變化在總體上推動(dòng)了能源效率的提高，說明我國能源結(jié)構(gòu)已經(jīng)開始隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化而逐漸升級(jí)。

（2）經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源的依賴在逐漸減小。有重點(diǎn)地調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，確保經(jīng)濟(jì)與能源需求的協(xié)調(diào)增長，粗放增長方式向集約增長方式轉(zhuǎn)變，改變傳統(tǒng)的“高投入，低利用，高排放”的生產(chǎn)方式，倡導(dǎo)“減量化、再使用、再循環(huán)”的循環(huán)經(jīng)濟(jì)原則。

（3）工業(yè)的發(fā)展有利于優(yōu)化能源、節(jié)約能源和開發(fā)新能源。隨著工業(yè)的發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新有利于發(fā)展清潔能源和可再生能源，一方面，技術(shù)進(jìn)步大大提高了能源效率，改善了我國的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，降低了能源消費(fèi)密度，如城市軌道交通、雙能源汽車降低了能源的消耗；另一方面技術(shù)進(jìn)步有利于開發(fā)新能源，如風(fēng)力發(fā)電、核能的應(yīng)用開發(fā)了新能源，所以依靠技術(shù)進(jìn)步可以發(fā)展清潔能源和可再生能源，以滿足社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。

[1]汪旭暉,劉勇.中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長:基于協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)[J].資源科學(xué),2007，(9).

[2]Kraft J,Kraft A.On the Relationship between Energy and GNP[J].J.Energy Development,1978，(3).

[3]譚元發(fā).裝備制造循環(huán)經(jīng)濟(jì)研究[M].北京:中國經(jīng)濟(jì)出版社,2010.

[4]Johansen,S.Statistical Analysis of Cointegration Vectors[J].Journal of Economic Dynamics and Control,1988，(12).

[5]Engle R F.,Yoo B S.Forecasting and Testing in Cointegrated Systems[J].Journal of Econometrics,1987,(35).

[6]Jeffrey M.Woddridge,Introductory Econometrics:A Modern Approach.（3rdEdition）[M].Beijing:Tsinghua University Press,2007.

F064.1

A

1002－6487（2011）04－0089-03

湖南省科技廳計(jì)劃項(xiàng)目（2010FJ3123）

譚元發(fā)（1961-），男，湖南茶陵人，博士，副教授，研究方向：資源產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

（責(zé)任編輯/浩 天）