山西省能源消費和經濟增長關系研究：基于Johansen協整檢驗和Granger因果關系檢驗

李 瑋，張艷青，張榮霞

(1.太原理工大學現代科技學院，山西 太原 030021；2. 北京京園誠得信工程管理有限公司第一分公司，北京 100029；3. 中國社會科學院研究生院，北京 102488)

1 國內外研究現狀

能源消費與經濟增長關系密切。一方面能源消費的增長能夠促進經濟的增長，另一方面經濟的增長又拉動了能源消費的增長。近幾年來國內也有不少學者對能源消費和經濟增長之間的關系進行了研究。韓智勇等[1](2004)采用了E-G兩步法和未考慮平穩性的標準Granger因果檢驗，對1978～2000年的國內生產總值(GDP)和能源消費總量數據進行了研究，得出的結論是兩者之間存在雙向因果關系，但兩者之間并不存在長期的協整關系。但是韓智勇在檢驗過程中并沒有對兩個原始時間序列進行處理，比如取對數從而減少或消除異方差，或者進行差分處理從而消除數據的非平穩性，所以這個檢驗結果并不是很有說服力。吳巧生[2](2008)選取中國各省1986～2005年的數據，運用面板單位根、異質面板協整和基于面板的誤差修正模型重新檢驗中國能源消費和GDP的關系，實證結果表明：從長期來看，中西部地區存在從GDP到能源消費的單向因果關系。就短期而言，中部地區存在能源消費和GDP之間的雙向因果關系。李江河[3](2011)研究了1985～2009年陜西經濟增長與能源消費之間的關系。通過研究發現,陜西經濟增長與能源消費之間存在協整關系且兩者的因果關系是經濟增長是引起能源消費的顯著的Granger原因，能源消費不是引起經濟增長的Granger原因。另外，王建林等[4](2008)使用ARDL等方法研究了中國能源消費和經濟增長之間的關系，結果發現兩者之間存在協整關系，能源消費會隨著GDP的增長而增長，但是能源消費的增長不能引起GDP的增長，因此，筆者認為適當的能源節約并不一定會制約中國經濟的發展。本文在以上研究的基礎上，選取山西省1980～2010年的相關數據，基于Johansen協整檢驗和Granger因果檢驗，研究山西省能源消費和經濟增長之間的關系，從而為山西省制定經濟與能源政策提供決策支持。

2 山西省能源消費與經濟增長的協整分析

2.1 數據來源與處理

本文用于分析的樣本數據為1980～2010年年度數據，來源于歷年《山西統計年鑒》。能源消費表征指標為山西省能源消費總量(EC)，單位為萬t標準煤；經濟增長表征指標為以1952年不變價計算的山西省地區生產總值(GDP)，單位為億元(人民幣)。為了消除計算過程中的異方差問題，本文的數據都進行了對數化處理，分別表示為LnEC和LnGDP，檢驗和回歸過程借助計量經濟學軟件 Eviews 6.0完成。

2.2 各時間序列的ADF檢驗

首先應該進行單位根檢驗，確定時間序列LnEC和LnGDP是否平穩。若時間序列為非平穩序列，那么在進行協整檢驗時就會出現虛假回歸問題，從而導致錯誤的結論。本文采用ADF檢驗法來檢驗LnEC和LnGDP序列的平穩性。模型[5]如下：

式中：αi(i=1,2)表示截距項；βit表示時間趨勢；εit表示白噪聲；△LnEC，△LnGDP是變量LnEC和LnGDP的一階差分。

表1 LnEC和LnGDP單位根檢驗結果

注：檢驗類型(C，T，K)中的C、T、K分別表示單位根檢驗方程中的常數項、時間趨勢項和滯后階數；0 表示檢驗方程中不包含常數項或時間趨勢項。

如表1所示，在1%和5%的顯著水平下，時間序列變量LnEC和LnGDP均接受存在單位根的原假設(原假設：LnEC和LnGDP序列分別存在單位根)，所以時間序列是不平穩的。因此，取LnEC和LnGDP兩時間序列的一階差分，表示為△LnEC和△LnGDP，并對這兩個差分序列繼續進行ADF檢驗，可以發現在1%的顯著水平下，時間序列變量△LnEC和△LnGDP均拒絕原假設，因此△LnEC和△LnGDP都是平穩序列。

2.3 Johansen協整檢驗

協整是指某些變量之間存在著長期均衡關系。如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數相同時，才可能協整；否則就不可能協整。前面已判斷LnEC和LnGDP均一階單整，因此本文利用Johansen方法來判斷LnEC和LnGDP是否協整。Johansen協整檢驗表如表2所示。

表2 Johansen協整檢驗結果

因為18.99807>12.32090(5%顯著水平)，所以拒絕原假設。3.410298<4.129906(5%顯著水平)，接受原假設，所以變量LnEC和LnGDP存在協整關系。

2.4 LnEC和LnGDP的長期均衡關系

由于LnEC和LnGDP為協整關系，所以可以使用經典回歸模型，回歸結果如下：

(15.64)(23.99)

R2=0.95DW=0.59

從回歸結果可以發現，雖然擬合優度R2很高，回歸系數也顯著(t值分別為15.64和23.99)，但是DW值卻明顯偏小，說明該方程的殘差序列還存在著較強的一階自相關。因此考慮適當加入滯后項，得到LnEC和LnGDP的分布滯后模型，但該模型中LnGDPt-1系數不顯著，故去掉LnGDPt-1重新回歸，得如下模型：

(2.08) (20.15)

R2=0.97AIC=-2.24

通過LM檢驗和White檢驗發現該方程不存在自相關和異方差，因此可以初步認為該方程是LnEC和LnGDP的長期均衡關系，然后對其殘差項進行穩定性檢驗，發現其殘差項在1%的顯著水平下為平穩序列，故可以確定上式為LnEC和LnGDP的長期均衡關系。該長期均衡關系說明了第t年的能源消費會受到第t年的GDP和第t-1年的能源消費的顯著影響。

3 山西省能源消費與經濟增長的Granger因果關系檢驗

前面的協整檢驗說明了LnEC和LnGDP存在協整關系，但是并沒有說明二者之間是否存在因果關系以及因果關系的方向。本文利用Granger因果關系檢驗模型來分析兩個變量之間因果關系及其相互影響的方向。模型[5]設定為：

表3為運用Eviews 6.0得出LnEC和LnGDP之間的Granger因果關系檢驗結果。

表3 LnEC和LnGDP之間的Granger因果關系檢驗

由表3可以得出，在5%(滯后階數為1)和10%(滯后階數為2)的顯著水平下，都可以得出相同的結論：山西省GDP是其能源消費總量的Granger原因，但是能源消費總量并不是GDP的Granger原因，即兩者之間是單向的因果關系。所以基于1980～2010年的相關數據的Granger因果關系檢驗表明山西省經濟增長必然會拉動其能源消費總量的同方向增長，但是能源消費增長并不一定會對山西省經濟增長造成顯著影響。

4 結論及建議

通過以上協整檢驗可知，山西省經濟增長和能源消費總量之間存在著長期的均衡關系，長期均衡關系表明第t年的GDP和第t-1年的能源消費總量對第t年的能源消費有明顯的影響。通過Granger因果關系檢驗表明經濟增長是其能源消費的Granger原因，反之則不成立，這說明山西省能源消費總量必然會隨其GDP的增長而不斷增長，但山西省能源消費總量的增長不一定能顯著帶動GDP的增長。

長期以來，高耗能的產業結構、初級能源為主的品種構成，導致山西的經濟發展是以消耗大量的能源為代價的，單位GDP能耗遠遠高于全國平均水平[6]。山西省要實現經濟社會的轉型跨越發展，必須轉變發展方式，實施節能戰略。一是改變現有的工業結構尤其是高耗能行業比重偏高的現狀，提高高耗能行業的進入門檻，將能耗多、污染大、效益低的企業“拒之門外”，切實轉變經濟增長方式。二是進一步提高用能設備的能源效率，積極實施技術改造，使現有生產裝置規模大型化、節約化，大幅度降低終端能源的消耗水平。三是完善激勵與約束并舉的能源法律與政策，培育全社會節能文化氛圍。

[1] 韓智勇,魏一鳴,焦建玲，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,2004,22(12):17-21.

[2] 吳巧生,陳亮,張炎濤，等.中國能源消費與GDP關系的再檢驗[J].數量經濟技術經濟研究,2008(6):27-40.

[3] 李江河.山西能源消費和經濟增長關系研究[J].學理論,2011,(24):87-88.

[4] 王建林,趙佳佳.能源消費與經濟增長的因果關系測度與分析——基于中國樣本[J].工業技術經濟,2008,29(5):86-91.

[5] 張欣欣,劉廣斌,蔡璐.基于Granger檢驗的中國能源消費和經濟增長關系研究[J].山西財經大學學報,2011,33(1):26-27.

[6] 李瑋，楊剛.基于系統動力學的山西省能源消費可持續發展研究[J].資源科學,2010,32(10):1871-1877.