經(jīng)濟(jì)增長與能源結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究
——基于山東省的數(shù)據(jù)

秦昌才，徐若飛

(煙臺大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 煙臺 264005)

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經(jīng)濟(jì)增長與能源結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究
——基于山東省的數(shù)據(jù)

秦昌才，徐若飛

(煙臺大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 煙臺 264005)

文章基于1985—2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對山東省經(jīng)濟(jì)增長、各能源消費(fèi)量及能源消費(fèi)總量之間的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整分析，建立了向量誤差修正模型，并進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，山東省經(jīng)濟(jì)增長與煤炭、石油、天然氣、電力和能源消費(fèi)總量之間存在長期的均衡關(guān)系；短期內(nèi)，山東省的經(jīng)濟(jì)增長主要受煤炭和電力消費(fèi)量波動(dòng)的影響，而石油(原油)和天然氣的作用卻不顯著，能源消費(fèi)總量的貢獻(xiàn)也由于各能源影響效果的綜合疊加而不顯著；存在煤炭、天然氣和電力消費(fèi)量到經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰因果關(guān)系，而石油和能源消費(fèi)總量同經(jīng)濟(jì)增長之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。

GDP；能源結(jié)構(gòu)；協(xié)整；格蘭杰因果檢驗(yàn)

能源是支持一個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)不斷發(fā)展的物質(zhì)化引擎。能源的生產(chǎn)和消費(fèi)為社會(huì)生產(chǎn)力的不斷發(fā)展提供了不可替代的物質(zhì)支持，可以說沒有能源作為支撐，就沒有現(xiàn)代社會(huì)和現(xiàn)代文明。然而，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展階段的不斷深化，發(fā)展所需的能源不斷增長和能源供給不足之間的矛盾日益凸顯，尤其是進(jìn)入現(xiàn)代能源時(shí)代以來，建立在固定資產(chǎn)投資規(guī)模不斷擴(kuò)大基礎(chǔ)上的全球性發(fā)展對能源生產(chǎn)量提出了更高的要求，能源已然不可置疑地成為制約當(dāng)代世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大瓶頸。[1]

最新基于中國層面的研究成果有：楊柳和李力(2006)對中國的能源價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長作了研究，認(rèn)為二者之間存在顯著的雙向Granger因果關(guān)系，而短期內(nèi)能源價(jià)格的波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響則體現(xiàn)為負(fù)向沖擊。[2]任少飛和馮華(2006)則研究了中國的煤炭消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，得出結(jié)論：中國經(jīng)濟(jì)很大程度上呈現(xiàn)出煤炭依賴型的特征。[3[4]李振名(2010)發(fā)現(xiàn)：在長期中，存在石油消費(fèi)和電力消費(fèi)到實(shí)際GDP的Granger因果關(guān)系；不存在煤炭消費(fèi)到實(shí)際GDP的Granger因果關(guān)系。[5]崔和瑞和王娣(2009)發(fā)現(xiàn)：煤炭消費(fèi)、石油消費(fèi)、水電、風(fēng)電、核電消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，而天然氣消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間不存在長期的均衡關(guān)系；在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的各能源因素中，煤炭消費(fèi)影響力最大；在非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)的調(diào)整過程中，石油消費(fèi)的調(diào)整力度相對較大，水電、風(fēng)電、核電消費(fèi)則次之，而煤炭消費(fèi)的調(diào)整力度相對較小；經(jīng)濟(jì)增長構(gòu)成煤炭消費(fèi)的單向格蘭杰原因，石油消費(fèi)和天然氣消費(fèi)則構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰原因，而水電、風(fēng)電、核電消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。[6]黃晗君(2012)研究發(fā)現(xiàn)：清潔能源與經(jīng)濟(jì)增長之間具有協(xié)整關(guān)系，且清潔能源的長期消費(fèi)彈性高于短期消費(fèi)彈性，表明清潔能源對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響要強(qiáng)于其短期影響。[7]王瑛(2008)分析了以水電、核電、風(fēng)電為代表的中國可再生能源消費(fèi)與實(shí)際GDP之間的協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系。[8]楊俊和王慶存(2011)的結(jié)論表明：存在電力消費(fèi)到GDP、GDP到煤炭消費(fèi)和GDP到石油消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系；煤炭消費(fèi)對GDP的變動(dòng)貢獻(xiàn)率大大高于其它一次性能源的貢獻(xiàn)率，電力消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)具有促進(jìn)作用，但存在一定滯后期，天然氣、石油消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)具有正向推動(dòng)作用。[9]

基于省域?qū)用娴难芯砍晒簞⑿旅瘛切『蛥鞘拷?2012)結(jié)論表明：山東省煤炭消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)總量和經(jīng)濟(jì)增長之間分別存在長期的均衡關(guān)系，并且能源消費(fèi)總量構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger原因，煤炭消費(fèi)構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger原因；經(jīng)濟(jì)增長與石油消費(fèi)之間不存在長期的均衡關(guān)系。[10]李保國(2011)認(rèn)為：經(jīng)濟(jì)增長與煤炭消費(fèi)及石油消費(fèi)之間均分別存在長期的均衡關(guān)系，而且石油消費(fèi)對山東省的經(jīng)濟(jì)增長起到了推動(dòng)作用；煤炭與石油不同，經(jīng)濟(jì)增長是引起煤炭消費(fèi)變化的Granger原因，而且煤炭消費(fèi)量的增加在短期內(nèi)會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長起阻礙作用。[11]孫炎、何洋、劉婕(2013)對云南省經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究分析，發(fā)現(xiàn)：云南省的經(jīng)濟(jì)增長與煤炭消費(fèi)、石油消費(fèi)和電力消費(fèi)之間均呈高度相關(guān)關(guān)系；單位GDP能耗曲線呈顯著的“倒U型”；在云南省的能源消費(fèi)中，石油占據(jù)著越來越顯著的地位。[12]王穎坤(2011)研究發(fā)現(xiàn)：河北省存在天然氣消費(fèi)量到經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰因果關(guān)系，但煤炭、石油和水電消費(fèi)量并不構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。[13]王保忠和黃解宇(2010)研究發(fā)現(xiàn)：山西省經(jīng)濟(jì)增長、能源生產(chǎn)總量和能源消費(fèi)總量這三者之間存在長期的均衡關(guān)系，且能源生產(chǎn)總量和能源消費(fèi)總量均分別構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰原因，即山西省能源消費(fèi)總量和能源生產(chǎn)總量一起構(gòu)成了山西省經(jīng)濟(jì)增長的單向推動(dòng)引擎。[14]

基于1985—2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，本研究對山東省經(jīng)濟(jì)增長、各能源消費(fèi)量及能源消費(fèi)總量之間的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整分析，建立了向量誤差修正模型，并進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

一、實(shí)證分析

(一)變量選取及模型設(shè)定

1.時(shí)間序列變量的選取

(1)GDP(Y)：本文選取1978-2012年山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)為因變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，單位為億元。為了剔除價(jià)格因素對于數(shù)據(jù)波動(dòng)程度的影響，本文以1985年為基期(1985年設(shè)為100%)對GDP進(jìn)行處理，得到實(shí)際GDP數(shù)據(jù)Y。

(2)煤炭消費(fèi)量(X1)：山東省是有名的煤炭經(jīng)濟(jì)大省，2012年山東省煤炭消費(fèi)量約3.4億噸，在一次能源消費(fèi)中占比高達(dá)76%，比全國平均水平高8個(gè)百分點(diǎn)。[15]且山東省是重工業(yè)化省，工業(yè)產(chǎn)值對于全省地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率很大。因此，將煤炭消費(fèi)量作為影響山東省GDP的解釋變量之一，單位為萬噸。

(3)石油消費(fèi)量(X2)：山東省的石油消費(fèi)量已經(jīng)由1985年的762.3萬噸上漲至樣本期末期2012年的5178.6萬噸，增長了近6倍，且2012年其在能源消費(fèi)總量中的占比接近25%。因此，將石油消費(fèi)量作為影響山東省GDP的解釋變量之一。由于相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒的編制方案及所涉及的內(nèi)容的前后差異和數(shù)據(jù)獲取的困難，本文采用原油消費(fèi)量來代替石油消費(fèi)量，單位為萬噸。原油是指開采出來后未經(jīng)提煉或加工過的石油狀態(tài)，石油的使用去向和原油的使用去向基本相同，且根據(jù)對已獲取的相關(guān)數(shù)據(jù)的對比，不難發(fā)現(xiàn)兩者之間的差額基本保持穩(wěn)定。

(4)天然氣消費(fèi)量(X3)：作為主要能源之一的天然氣產(chǎn)業(yè)是山東省近30年來大力發(fā)展的能源產(chǎn)業(yè)之一。本文所涉及的天然氣消費(fèi)量包括工業(yè)和生活所消費(fèi)的天然氣總額，單位為億立方米。且天然氣相對于煤炭和石油(原油)而言具有更高的熱值，因而具有更高的能源投資價(jià)值。1985年山東省的天然氣消費(fèi)量僅為11.42(億立方米)，到2012年已經(jīng)上漲至67.23(億立方米)，為1985年的近6倍。因此，將天然氣消費(fèi)量納入解釋變量。

(5)電力消費(fèi)量(X4)：這里的電力消費(fèi)量指的是由各種基礎(chǔ)能源轉(zhuǎn)化而來的所有種類電力的總和消費(fèi)量，單位是億千瓦時(shí)。作為主要能源產(chǎn)業(yè)之一的電力產(chǎn)業(yè)也是上世紀(jì)80年代左右以來山東省發(fā)展最為迅速的能源產(chǎn)業(yè)之一。自1985年至2012年，山東省的電力消費(fèi)量已經(jīng)由263.41(億千瓦時(shí))增長至3794.55(億千瓦時(shí))，增長了近14倍。因此，將電力消費(fèi)量納入影響山東省經(jīng)濟(jì)增長的解釋變量也具有十分的必要性。

(6)能源消費(fèi)總量(X5)：本文所指的能源消費(fèi)總量是指一定時(shí)期內(nèi)山東省用于生產(chǎn)和生活的所有能源耗損值的折合總額，單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

2.模型設(shè)定

由于本文旨在探究山東省實(shí)際GDP與各主要能源消費(fèi)量之間的關(guān)系，為了降低異方差對模型預(yù)測效果的干擾，建立多變量雙對數(shù)線性回歸模型如下：

其中β、β1、β2、β3、β4、β5為待估參數(shù)，μt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)相關(guān)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)*本文統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)部分所列的所有表格及圖1的結(jié)果均由stata12.0直接得到或整理得到。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于直接對非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，將很容易導(dǎo)致“偽回歸”*“偽回歸”即指殘差序列是一個(gè)非平穩(wěn)序列的回歸，這樣的一種回歸有可能擬合優(yōu)度、顯著性水平等指標(biāo)都很好，但是由于殘差序列是一個(gè)非平穩(wěn)序列，說明這種回歸關(guān)系不能夠真實(shí)地反映應(yīng)變量和解釋變量之間所存在的均衡關(guān)系，而僅僅是一種數(shù)字上的巧合而已。現(xiàn)象，因此必須首先對原時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的方法主要有迪基·富勒(DF)檢驗(yàn)法和增廣的迪基·富勒(ADF)檢驗(yàn)法。前者一般只適用于時(shí)間序列是AR(1)的情況，而當(dāng)序列存在高階滯后相關(guān)時(shí)，則會(huì)導(dǎo)致隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)非獨(dú)立同分布的情況，因此本文通過ADF檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。若時(shí)間序列顯示通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，則可以直接對原序列進(jìn)行回歸分析；若時(shí)間序列無法通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，則必須對原序列依次進(jìn)行差分處理，直至使之變?yōu)槠椒€(wěn)時(shí)間序列為止。由檢驗(yàn)報(bào)告(表1)可知，六組原始數(shù)據(jù)均未能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即均為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。而經(jīng)過一階差分后，六組一階差分?jǐn)?shù)據(jù)在5%水平下均拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即差分后的序列顯示平穩(wěn)，因此六組數(shù)據(jù)均為I(1)*I(1)表示一階單整的時(shí)間序列。，如表1所示。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.約翰森多變量協(xié)整檢驗(yàn)

由以上平穩(wěn)性檢驗(yàn)報(bào)告可得，原序列顯示非平穩(wěn)，然而各時(shí)間序列均為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)同階單整的條件。本文所涉及的變量個(gè)數(shù)為6個(gè)，所以選擇約翰森協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。為了確定協(xié)整檢驗(yàn)的最佳滯后階數(shù)，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，本文先建立LnY、LnX1、LnX2、LnX3、LnX4、LnX5的向量自回歸(VAR)模型。依據(jù)相關(guān)信息準(zhǔn)則可知本文所建立的向量自回歸(VAR)模型的滯后階數(shù)為2階，如表2所示。

表2 各種信息準(zhǔn)則的向量自回歸模型(VAR)滯后階數(shù)

實(shí)質(zhì)上，協(xié)整檢驗(yàn)的向量自回歸(VAR)模型是無約束條件下的向量自回歸(VAR)模型的一階差分，因而前者的滯后階數(shù)比后者的滯后階數(shù)低一階。從表2的數(shù)據(jù)報(bào)告可得，無約束向量自回歸(VAR)模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，因此協(xié)整檢驗(yàn)的向量自回歸(VAR)模型的滯后階數(shù)為1階。協(xié)整檢驗(yàn)的報(bào)告如表3、表4所示，由檢驗(yàn)報(bào)告顯示，不管就跡檢驗(yàn)還是就最大特征根檢驗(yàn)而言，均可得出結(jié)論：在5%的顯著性水平下，系統(tǒng)存在唯一的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)表5，其協(xié)整方程為：

表3 約翰森多變量協(xié)整檢驗(yàn)(跡檢驗(yàn))

表4 約翰森多變量協(xié)整檢驗(yàn)(最大特征根檢驗(yàn))

表5 協(xié)整方程(Cointegrating equations)

根據(jù)表5，協(xié)整方程中各解釋變量的系數(shù)均在1%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，且協(xié)整方程的整體擬合效果也很好。

由以上報(bào)告結(jié)果可得，在樣本期內(nèi)，山東省經(jīng)濟(jì)增長、煤炭消費(fèi)量、石油(原油)消費(fèi)量、天然氣消費(fèi)量、電力消費(fèi)量與能源消費(fèi)總量之間存在唯一的長期均衡關(guān)系。且由方程(2)可知，長期內(nèi)煤炭和石油(原油)消費(fèi)量的彈性均為負(fù)值，分別是-5.7862和-2.9374，而天然氣、電力消費(fèi)量和能源消費(fèi)總量的彈性卻為正值，分別為0.2073、1.4199和8.1925。也即從長期來看，山東省煤炭消費(fèi)量和石油(原油)消費(fèi)量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，其GDP便分別減少5.7862個(gè)百分點(diǎn)和2.9374個(gè)百分點(diǎn)；而天然氣、電力消費(fèi)量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，其GDP便會(huì)分別提高0.2073個(gè)百分點(diǎn)和1.4199個(gè)百分點(diǎn)。此外，各種能源對于山東省GDP影響力的疊加體現(xiàn)為正向影響力，即每增加消費(fèi)1%的能源，就會(huì)使GDP增長8.1925%。這些結(jié)果表明在各能源因素中，真正對山東省GDP產(chǎn)生長期貢獻(xiàn)的是天然氣和電力，且其中電力對GDP的貢獻(xiàn)率要相對高于天然氣。

3.向量誤差修正模型(VECM)

雖然各變量的一階差分均為一階單整時(shí)間序列，表現(xiàn)出良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，然而直接對一階差分變量進(jìn)行回歸會(huì)導(dǎo)致變量原始經(jīng)濟(jì)意義的喪失，而與此同時(shí)，原時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列，不能直接進(jìn)行回歸分析。利用向量誤差修正模型(VECM)便能成功地化解這二者之間的矛盾。向量誤差修正模型(VECM)實(shí)際是一種有協(xié)整約束條件的向量自回歸(VAR)模型，故其所適用的對象是基于協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，本文通過建立如下的向量誤差修正模型(VECM)來預(yù)測未來經(jīng)濟(jì)變量的變化趨勢：

以上模型中D代表各變量的一階差分，n代表各變量及其一階差分項(xiàng)的滯后期數(shù)，而ECTt -1則是由協(xié)整方程得到的滯后誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)為誤差修正強(qiáng)度，即當(dāng)各變量的變動(dòng)使變量間的均衡狀態(tài)偏離長期均衡時(shí)，將非均衡狀態(tài)調(diào)整至長期均衡狀態(tài)的速度。而各一階差分項(xiàng)的系數(shù)則代表變量的短期波動(dòng)對于變量間均衡狀態(tài)的影響程度。因此，方程(3)至方程(8)所表示的向量誤差修正模型(VECM)將能夠同時(shí)表現(xiàn)變量的短期波動(dòng)和長期變化對于均衡狀態(tài)的影響。

由于向量誤差修正模型(VECM)的滯后期數(shù)也等于向量自回歸模型(VAR)的最優(yōu)滯后期數(shù)減1，而向量自回歸模型(VAR)的最優(yōu)滯后期數(shù)為2階，因此本文中的向量誤差修正模型(VECM)的滯后期數(shù)為1階。由統(tǒng)計(jì)軟件stata12.0建立關(guān)于本文中各變量的向量誤差修正模型(VECM)，得到如下矩陣方程:

為了進(jìn)一步確認(rèn)模型的有效性，本文還對伴隨矩陣的特征值進(jìn)行了作圖檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，除了模型本身所假設(shè)的單位根之外，伴隨矩陣的所有特征值都落在單位圓之內(nèi)，表明模型是穩(wěn)定的，如圖1所示。

圖1 VECM伴隨矩陣的特征根分布圖

由本文所建立的向量誤差修正模型(VECM)可得到以下幾個(gè)結(jié)論：

(1)短期內(nèi)，山東省經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)受兩方面的影響：其一是來自滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長、煤炭消費(fèi)量、石油(原油)消費(fèi)量、天然氣消費(fèi)量、電力消費(fèi)量及各種能源消費(fèi)總量短期波動(dòng)的綜合影響，其二則是來自ECTt -1對于偏離長期均衡的短期均衡狀態(tài)的調(diào)整。由方程組(9)可知，其中經(jīng)濟(jì)增長的滯后一期對于其自身短期波動(dòng)的影響強(qiáng)度高達(dá)0.3371，煤炭、石油(原油)、天然氣、電力消費(fèi)量的短期波動(dòng)對于經(jīng)濟(jì)增長短期波動(dòng)的影響強(qiáng)度分別為0.0965、0.0035、0.0183和0.0565，而相應(yīng)的能源消費(fèi)總量短期波動(dòng)的影響強(qiáng)度則為0.0474。可見，著眼于短期，山東省經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)主要受煤炭和電力消費(fèi)量波動(dòng)的影響，即煤炭消費(fèi)和電力消費(fèi)的短期波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長具有較強(qiáng)的貢獻(xiàn)作用，而石油(原油)和天然氣消費(fèi)量的波動(dòng)對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)力度卻相對稍顯微薄。此外，作為各種能源短期波動(dòng)的綜合影響，能源消費(fèi)總量對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)效果也由于各能源影響效果的綜合疊加而有所削弱。而與此同時(shí)，貫穿于經(jīng)濟(jì)和能源變量波動(dòng)的整個(gè)過程，誤差修正項(xiàng)ECTt -1將以0.0141的調(diào)整強(qiáng)度將非均衡狀態(tài)調(diào)整至長期均衡狀態(tài)，其中修正方向?yàn)檎颉?/p>

(2)由方程組(9)的模型估計(jì)系數(shù)可知，能源消費(fèi)總量短期波動(dòng)受經(jīng)濟(jì)增長、煤炭消費(fèi)量、石油(原油)消費(fèi)量、天然氣消費(fèi)量、電力消費(fèi)量和能源消費(fèi)總量短期波動(dòng)的影響強(qiáng)度分別為-0.1431、0.0844、-0.0718、-0.0476、0.8245和1.1658。即著眼于短期，煤炭和電力的消費(fèi)對于能源消費(fèi)總量具有正向推動(dòng)作用，而石油(原油)和天然氣的消費(fèi)卻可能由于其邊際消費(fèi)熱值較高，從而對于能源消費(fèi)總量具有一定的促降作用,而經(jīng)濟(jì)的短期增長對于能源消費(fèi)總量的影響也體現(xiàn)為負(fù)向拉動(dòng)效果，由此不難推知，短期內(nèi)，山東省的經(jīng)濟(jì)增長對于能源使用量的節(jié)約以及能源開采和能源利用效率的提高有著一定的促進(jìn)作用。與此同時(shí)，當(dāng)均衡體系受到短期沖擊，無法繼續(xù)遵循長期規(guī)律而偏離長期運(yùn)行軌道時(shí)，誤差修正項(xiàng)ECTt -1將以1.1658的較高調(diào)整強(qiáng)度將非均衡狀態(tài)調(diào)整至長期均衡狀態(tài)，其中修正方向亦為正向。

4.基于向量誤差修正模型(VECM)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

以上所呈現(xiàn)的結(jié)果只是表明經(jīng)濟(jì)增長、各主要能源消費(fèi)量及能源消費(fèi)總量之間存在著長期均衡關(guān)系(協(xié)整關(guān)系)，但是并沒有從理論上來論證和說明各經(jīng)濟(jì)變量之間的具體因果關(guān)系。為了證明山東省經(jīng)濟(jì)增長、煤炭消費(fèi)量、石油(原油)消費(fèi)量、天然氣消費(fèi)量、電力消費(fèi)量及能源消費(fèi)總量之間是否真正構(gòu)成相互間的因果關(guān)系，即某一變量的滯后期值是否能夠解釋另一變量本期值，本文基于向量誤差修正模型(VECM)對變量間的關(guān)系進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。而格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)重要前提是時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，所以本文將對各變量的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 基于VECM模型的格蘭杰檢驗(yàn)

由表6可知，在10%的顯著性水平下，煤炭消費(fèi)量構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰原因；在5%的顯著性水平下，天然氣消費(fèi)量和電力消費(fèi)量分別均構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰原因；石油(原油)消費(fèi)量與能源消費(fèi)總量同經(jīng)濟(jì)增長之間不存在任何格蘭杰因果關(guān)系；不存在任何單項(xiàng)能源消費(fèi)量及能源消費(fèi)總量到經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因果關(guān)系。這說明，對于山東省持續(xù)增長的經(jīng)濟(jì)，煤炭、天然氣和電力這三種單向能源的消費(fèi)具有顯著的解釋能力，而石油(原油)的消費(fèi)卻沒能構(gòu)成其顯著的解釋因素，并且各主要能源的消費(fèi)總量也沒有對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接的推動(dòng)作用。與此同時(shí)，山東省的經(jīng)濟(jì)增長也不構(gòu)成各項(xiàng)能源消費(fèi)量及能源消費(fèi)總量短期波動(dòng)的格蘭杰原因。

二、結(jié)論

本文通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法對各時(shí)間序列變量進(jìn)行了實(shí)證分析，并建立了關(guān)于這些變量的向量誤差修正模型(VECM)，從而得到下述幾個(gè)結(jié)論：

1.通過對各時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)得出，山東省GDP、煤炭消費(fèi)量、石油(原油)消費(fèi)量、電力消費(fèi)量和能源消費(fèi)總量均為一階單整序列。

2.通過協(xié)整分析得出，山東省煤炭消費(fèi)量、石油(原油)消費(fèi)量、天然氣消費(fèi)量、電力消費(fèi)量及能源消費(fèi)總量并不是獨(dú)立于經(jīng)濟(jì)增長之外的外生變量，它們之間存在著長期的均衡關(guān)系。

3.通過對各變量的差分進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出存在煤炭消費(fèi)量、天然氣消費(fèi)量和電力消費(fèi)量到經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger因果關(guān)系，而不存在石油(原油)消費(fèi)量和能源消費(fèi)總量到經(jīng)濟(jì)增長的Granger因果關(guān)系。

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(責(zé)任編輯：李瀟雨)

Empirical Research on Economic Growth and Energy Structure in Shandong Province

QIN Chang-cai,XU Ruo-fei

(School of Economies and Business, Yantai University, Yantai 264005,China)

Based on statistics of Shandong province from 1985 to 2012, this article made a co-integration analysis of the economic growth, the consumption of different kinds of energy and the total energy consumed in Shandong province.It also built a vector error correction model of each variable and made a Granger causality test for them, arriving at the result that there existed a long-term balanced relationship among the economic growth, the consumption of different kinds of energy and the total energy consumed; In a short term, the economic growth of Shandong province was dominantly influenced by the consumption of coal and electric power, while the driving force of the consumption of oil and natural gas was a little weaker. In addition, the contribution of the total energy consumed to the economic growth was impaired by the comprehensive influence of each energy consumption; there respectively existed a one-way Granger causality from the consumption of coal, natural gas and electric power to the economic growth, while there existed no Granger causality between the consumption of oil, the total energy consumed and the economic growth.

GDP; energy structure; co-integration; Granger causality test

2016-07-26

山東省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年基金項(xiàng)目“低碳經(jīng)濟(jì)背景下的山東省能源可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略研究”(項(xiàng)目編號：13DJJJ22)。

秦昌才，男，煙臺大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。

F062

A

1008-2603(2016)05-0008-08