江蘇省經濟發展與能源消耗內在關聯分析——基于協整因果檢驗

○沈璐

（三江學院 江蘇 南京 210012）

一、引言

實踐證明，人類的發展史便是一部能源利用的演變史。擁有了能源，人們的生產生活便有了保障，社會經濟才有了發展的動力。然而，能源的使用其實是一把“雙刃劍”，在形成推動作用的同時，又因自身供給短缺以及產生的環境問題而給人們生產生活、社會經濟發展帶來了巨大的負面影響。由此，如何合理利用能源已成為國家或地區社會經濟可持續發展過程中亟待解決的問題。正處于社會經濟發展快速期的江蘇省，工業化、城鎮化水平不斷提高，對于能源的需求旺盛，一味地從國外省外購買能源不能從根本上解決江蘇經濟發展與能源消耗間的矛盾。1969年，美國經濟學家Granger提出的因果關系分析方法，成為了研究國家或地區經濟增長和能源消耗兩者之間關系的重要研究方法。KraftJ和KraftA（1978）利用此種方法對美國1947—1974年間能源消耗總量與GNP數據進行分析，第一次發現了兩者之間存在著顯著的從GNP到能源消耗總量的單向因果關系。此后，各國學者陸續應用格蘭杰因果關系分析法對經濟數據進行定量研究，如Y u和Choi（1985）發現了韓國存在著從GDP到能源消費的單向因果關系。同時，也有學者開始利用格蘭杰因果關系分析與其他計量模型進行結合，以期獲得更為具體深入的結果，Asafu-Adjaye（2000）基于協整性檢驗和誤差修正模型，研究發現了印度和印度尼西亞兩國存在從能源消費到GDP的單向因果關系，以及菲律賓和泰國兩國存在能源消費和GDP之間的雙向因果關系。國內學者林伯強（2003）采用生產函數、協整分析與誤差修正模型對我國電力消費與經濟增長相關數據進行研究，發現兩者之間存在著長期均衡關系以及從電力消費到GDP的單向因果關系。基于此，本文借助協整性檢驗、格蘭杰因果關系分析方法構建一套衡量經濟發展與能源消耗指標間內在關聯的模型，以進行更為細化的定量研究，為區域節能降耗工作提供些許參考。

二、模型構建

協整指的是對于兩個都是隨機游走的變量序列，如果這兩個序列的某個線性組合是穩定的，則稱這兩個序列為協整的。進行協整檢驗的前提是同階單整，需對各變量的時間序列平穩性進行檢驗。序列的平穩性是指一個序列的均值、方差以及自協方差是否穩定，如果一個時間序列具有穩定的均值、方差和自協方差，則這個序列就是穩定的，否則就是非穩定。通常情況下，時間序列都是非穩定的，需要采用ADF單位根檢驗分別對時間序列的水平序列、一階差分序列以及二階差分序列進行檢驗，以判斷這些序列是否具有穩定性。

具體操作是建立某一時間序列X的回歸方程：

ADF單位根檢驗法的關鍵是對方程（1）中的系數β進行檢驗。當β=0時，說明該時間序列X包含單位根，是不穩定的；當β顯著小于0時，說明該時間序列X拒絕了存在單位根的可能，是穩定的。假如某一時間序列本身的水平序列ADF檢驗是非平穩的，而其n階差分序列檢驗出來是平穩的，那么此n階差分序列可稱為n階單整序列，記作I（n）。在確定兩時間序列是同階單整的基礎上便可進行協整性檢驗。此處，以經濟增長量（GDP）代表經濟發展程度，以能源消費量（EC）代表能源消耗程度，采用E-G兩步法對GDP與EC的時間序列進行協整性檢驗。

第一步，建立GDP與EC的回歸方程。同時，為了消除變量存在異方差，各變量均取對數：

其中，Gt表示第t年國民（地區）生產總值GDP，為解釋變量；Et表示第t年國家（地區）能源消費總量EC，為被解釋變量；ε為隨機擾動項。采用普通最小二乘法（ordinary leastsquare，OLS）估算方程（2），得：

第二步，通過對回歸殘差εt序列的平穩性進行檢驗來判定lnEt和l nGt的協整關系。如果εt的序列具有平穩性，那么lnEt和lnGt之間存在協整關系。

格蘭杰因果關系檢驗可以在確定協整關系的基礎上對序列內在聯系進行更進一步的剖析。基本思路：先對時間序列的平穩性進行檢驗，在具有平穩性的基礎上進行分析，如果包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。建立回歸方程：

假設 1：隨機擾動項 ε1t、ε2t互不相關；

假設2：方程（4）中當前lnG與lnG自身以及lnE的過去值有關，即原假設為 α1=α2=……=αm=0；

假設3：方程（5）中當前lnE與lnE自身以及lnG的過去值有關，即原假設為 β1=β2=……=βn=0。

那么，檢驗結果存在四種可能情況（見表1）。

表1 格蘭杰因果關系檢驗的四種可能情況

三、實證分析

選取《中國能源統計年鑒》和《江蘇統計年鑒》中1985—2010年江蘇省地區生產總值GDP（億元，1980年可比價）和能源消費量EC（萬t標煤）。同時，為了消除變量存在異方差，各變量均取對數，分別記為lnGDP和lnEC。采用ADF檢驗方法分別對lnGDP和lnEC進行單位根檢驗，結果如表2所示。

表2 ADF檢驗

由表2可以看出：lnGDP和lnEC的水平序列和一階差分序列都是非平穩的，但兩者的二階差分序列在5%的顯著水平下都拒絕了存在單位根的原假設，均屬于二階單整，滿足協整檢驗的前提，可以進一步檢驗兩序列之間是否存在協整關系。

建立江蘇省經濟增長量與能源消費量間的回歸方程：

利用 Eviews估算方程（6），得：

結果可知，t值為18.6847，說明系數有95%以上的可能性不為零；R2為0.936，調整后的R2值為0.933，約為1，說明該方程的擬合度較完美，顯著性非常高，對于能源消費具有全局的解釋作用；D W為0.1469，遠小于2，說明江蘇省經濟增長量與能源消費量間存在著正相關。方程中的系數為0.564，意味著江蘇省每增加1%的GDP，便需要消耗0.564%的能源量。

由于兩變量在原水平下都是非平穩的，所以還需要排除方程存在偽回歸現象，即需對其殘差序列（ε=lnE-0.564*lnG-4.671）的平穩性進行檢驗。檢驗結果見表3。

表3 殘差的ADF檢驗

由表3可知，在1%的顯著水平下殘差序列拒絕了存在單位根的原假設，故殘差序列具有平穩性，從而確定江蘇省經濟發展與能源消耗間存在著長期的協整關系。同時，江蘇省經濟增長量與能源消費量兩者之間的因果關系檢驗結果見表4，“LNGDP does not Granger Cause LNEC”被拒絕而“LNECdoes not Granger Cause LNGDP”被接受，意味著兩者之間只存在著從經濟增長量到能源消費量的單向因果關系，證明了江蘇省屬于非能源依賴型經濟。

表4 格蘭杰因果關系檢驗

四、結語

現階段，江蘇粗放型經濟增長方式是直接導致能源消耗急劇增加的主要原因。而從本質上看，消耗大量能源并非江蘇經濟增長的必要條件。江蘇可以通過以下途徑來改善經濟發展與能源消耗之間的矛盾，積極實現由粗放型經濟增長方式向集約型經濟增長方式的轉變。

第一，實施產業結構調整。逐步加大能耗相對較少的第三產業在三次產業中的比重，逐步形成以高新技術產業為主導、現代農業為基礎、先進制造業為主體、現代服務業相配套的產業新格局。

第二，提高能源利用效率。從構建循環經濟體系與科技創新兩方面著手，在政府與企業雙方共同努力下，重點發展循環經濟與清潔能源，不斷提高資源利用效率。

第三，大力優化能源結構。在傳統能源方面，不斷提高天然氣、電能的使用比重，將以煤炭利用為主的能源結構逐步改變成以石油與煤炭為主、天然氣與電能為輔的利用結構，如加快居民區天然氣管道的建設。在新能源方面，積極開發利用太陽能、風能等可替代的清潔能源，積極推進相關工程的建設，如加快江蘇沿海風能產業帶的建設。

[1]Kraft J，Kraft A.On the relationship between energy and GNP[J].Journal of Energy and Development，1978（3）.

[2]Yu E S H，Choi J Y.The causal relationship between energy and GNP：an international comparison[J].Journal of Energy and Development，1985（10）.

[3]Asafu-Adjaye J.The relationship between energy consumption，energy prices and economic growth：time series evidence from Asian developing countries[J].Energy Economics，2000，22（6）.

[4]林伯強：電力消費與中國經濟增長：基于生產函數的研究[J].管理世界，2003（11）.

[5]薛艷、唐建榮：江蘇省經濟增長與能源消費關系的實證研究[J].統計與信息論壇，2007，22（5）.

[6]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）.

[7]李金愷：循環經濟：能源消費與經濟增長和諧發展的戰略選擇[J].財經論叢，2005（5）.