內蒙古地區能源消費與經濟增長的協整分析

王娟 侯玉雙 李增鑫

摘? ?要：為了研究內蒙古地區能源消費與經濟增長二者之間的關系，基于內蒙古地區1995—2017年的GDP和能源消費統計數據，在穩定性檢驗與協整分析的基礎之上，通過格蘭杰因果關系檢驗的方法，定量分析了內蒙古地區能源消費與經濟增長的關系。檢驗結果表明，在長期情況下，經濟增長是能源消費的格蘭杰原因，能源消費不是影響經濟增長的格蘭杰原因。因此，提出了相應的政策建議，以協調內蒙古能源消費與經濟增長間關系的良好發展。

關鍵詞：能源消費;經濟增長;格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F124? ? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? ? 文章編號：1673-291X（2021）11-0041-03

引言

對于能源消費和經濟增長兩者之間關系的研究是經濟學中的熱點問題，國內外許多學者都對此進行過深入研究。

早在1978年Kraft J和Kraft 就A在文[1]中通過對美國1947—1974年所有樣本數據的格蘭杰因果關系檢驗，第一次發現該經濟時期美國國民收入與能源消耗之間的單向因果關系。

張雪[2]提出遼寧省的能源消費與其省內各個產業的經濟增長存在因果關系。俞鑫[3]采用細分能源消費，通過對安徽省1990—2011年的數據分析，得出能源消費與經濟增長之間存在單向Granger因果關系。宋鋒華和泰來·提木明[4]基于我國27個主要省份1985—2012年的面板數據，通過實證分析得到我國能源消費與經濟增長之間存在協整關系。從長期的角度來看，我國能源消費與經濟增長二者間存在著相互影響的因果關系;短期來看，能源消費與經濟增長也存在著相互影響關系。但這種互動影響會因為區域而呈現出差異性，東部地區的能源消費與經濟增長之間的相互作用最強，而中西部地區相對薄弱。胡小渝[5]根據重慶市1997—2016年的統計數據，運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解方法，研究了重慶市能源消費與經濟增長兩者間的因果關系。由于各地區經濟發展和能源消費現狀各異，會使得研究結果不盡相同。

內蒙古自治區的煤炭資源豐富，是目前我國重要的戰略性能源生產基地，但是由于其粗放的生產方式使之也成為我國的能源消費大省。同時，內蒙古自治區的經濟發展大多依賴于對天然氣、石油和大型煤炭的勘探開采和深加工，高能耗使得碳排放量迅速增加，這對內蒙古地區的經濟發展與環境保護提出了巨大的挑戰。

內蒙古自治區新能源的綜合利用發展尚處于初期的實驗研究階段。在這樣的新能源時代背景下，研究內蒙古地區能源消費與經濟增長二者間的關系顯得尤為重要。

本文選取內蒙古地區1995—2017年的GDP和能源消費統計數據，在穩定性檢驗與協整分析的基礎上，通過格蘭杰因果關系檢驗的方法，定量分析內蒙古地區能源消費與經濟增長的關系。

一、相關理論及數據來源

（一）相關理論

1.時間序列的平穩性檢驗

傳統的計量經濟學模型要求隨機過程是穩定的序列。在現實生活中，大多數經濟現象的時間序列都會受到隨機的、確定的趨勢影響，導致這些時間序列通常是不穩定的。如果序列對于回歸分析不穩定，則將發生偽回歸，即使回歸的顯著性檢驗很明顯，所獲得的結論也會有嚴重的錯誤。ADF檢驗模型如下：

式中，αt表示公式的常數項，p表示公式的最優滯后期，ε表示公式的隨機誤差項。測試的原始假設H0：γ=0，備擇假設是H1：γ<0。如果ADF測試值在5%置信水平下大于臨界值，則接受原始假設，即時間序列為非平穩的，否則拒絕原始假設，即時間序列為平穩的。

2.協整分析

協整檢驗的目的是確定一組非平穩的時間序列所組成線性組合均衡關系是否穩定。檢驗協整的方法有兩種，由Engle和Granger提出的E-G兩步檢驗和由Johansen和Juselius出的JJ檢驗。本文采用E-G兩步檢驗，其基本步驟如下。

第一步，建立協整回歸方程：yt=a+ βxt+εt。通過OLS回歸方法方法得到：

第二步，協整關系判斷：xt和yt的是否有協整關系。可以由殘差序列是否平穩來幫助我們判斷。如果測試結果的殘差序列t表現為平穩的，則可以認為xt和yt之間具有協整關系。

3. 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

如果兩個變量之間有著協整關系，則可以進行格蘭杰因果檢驗。若在包含了兩個經濟變量x、y的過去信息的條件下，對變量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，則認為變量是引致變量y的格蘭杰原因。格蘭杰因果關系檢驗要求估計以下回歸模型[6]：

式中，β0為常數，p、q為滯后階數，μt為殘差項。

（二）數據來源及處理

選取內蒙古1995—2017年的GDP和能源消費統計數據，數據來源于《內蒙古統計年鑒》。為了使檢驗更加真實，本文以實際GDP=名義GDP/消費者物價指數（1995年為基期）;實際固定資產投資=固定資產投資當年值/固定資產投資指數（1995年為基期）的方式計算出1996—2017年的實際GDP和固定資產投資。為了使檢驗更加順利，將通過對實際GDP、能源消費y、實際固定資產投資k和從業人口數量x這四個變量取對數的方式來減少異方差出現的概率。

二、內蒙古地區能源消費與經濟增長的實證分析

（一）時間序列的平穩性檢驗

通過Eviews軟件，分別對lngdp、lny、lnk和lnx序列進行ADF單根檢驗結果如表1所示。

當ADF檢驗值小于5%臨界值，則該變量平穩;反之，如果ADF檢驗值比5%臨界值大，則該變量非平穩。因此，根據表1中的數據可以得到lngdp、lny、lnk和lnx的原序列是不平穩序列。在經過一階差分處理后lngdp和lnk序列的p值大于5%臨界值，所以lngdp和lnk經過一階差分所得的序列為非平穩序列;而lnx和lny序列的p值小于5%臨界值，所以lnx和lny經過一階差分所得的序列為平穩序列。繼續進行二階差分處理，后四個序列的p值都小于5%臨界值，表現出平穩的狀態，都是二階的單整數列，此時到達了協整檢驗進行的前提條件。

（二） 協整檢驗

采用Eviews對lngdp、lny、lnk和lnx這四個變量執行協整關系檢驗，得到lngdp、lny、lnk和lnx之間的靜態回歸方程：

Lngdp=-15.478-0.075Lnk+1.135Lny+1.958Lnx

可得到Lngdp回歸的結果如表2所示。

從表2可知，lngdp方差的R2值為0.994 379，調整后的R2值為0.993 491，這一結果說明靜態回歸方程擬合度相對較高，有較優的顯著性和水平。從這個靜態回歸方程中可以看到lny的系數為正，由此可知，能源消費和GDP的增長有同向快速增長的趨勢，lnx的系數較大，說明就業人口的增加對于GDP的增長水平具有較大的確定性和影響力。從估計結果分析來看，可決系數99.43%，f統計量顯著，這同樣也說明靜態回歸方程的擬合度相對較高。

但DW=1.278 11<2，表明有謬誤回歸的可能。對此，可以利用軟件Eviews對其所產生的殘差序列進行單位根檢驗以避免出現謬誤回歸。殘差的單位根檢驗結果如表3所示。

表3 殘差序列的ADF檢驗

從表3可以看出，p值為0.001 4，殘差序列ADF檢驗的t值為-3.455 193明顯小于5%的顯著性水平，所以殘差序列平穩，也就是說lngdp、lny、lnk和lnx存在長期的協整關系。

（三）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

對lngdp和lny進行格蘭杰因果相關檢驗。通過選取1到3滯后期可以獲得檢驗結果如表4所示。

表4 lngdp和lny的格蘭杰因果關系檢驗結果

從表4可見，在5%的顯著水平下，（下轉50頁）? ? ? ?（上接43頁）拒絕lngdp不是lny的Granger原因，接受lny不是lngdp的Granger原因，即長期來看能源消費與經濟增長之間應該是存在一種單向因果關系，經濟增長是影響能源消費的Granger原因，能源消費不是影響經濟增長的Granger原因。

三、結論與建議

本文根據1995—2017年內蒙古地區的GDP和能源消費的數據，運用協整理論對內蒙古地區的能源消費和經濟增長二者之間的關系進行了實證研究。結果表明，內蒙古地區能源消費與經濟增長之間存在一種單向的因果關系，從長遠來看，經濟增長是能源消費的格蘭杰原因，而能源消費不是經濟增長的格蘭杰原因，也就是說內蒙古經濟增長是以能源消費為基礎的。隨著內蒙古經濟的逐漸發展，內蒙古地區對能源消費的需求不斷增大。結合上述實證研究，提出以下建議。

1.出臺嚴格的能源政策，提高能源的使用成本，以減少生產活動中對能源的需求，促進綠色能源、可再生能源生產技術的發展和使用。

2.加快改變傳統的煤炭生產工藝和人們的生活習慣，減少煤炭工業生產和生活中對于煤炭、石油的消費和依賴，鼓勵發展綠色能源、可再生能源，以此來不斷調整和優化內蒙古的能源消費結構。

參考文獻：

[1]? ?Kraft J， Kraft? A. On the Relationship between Energy and GNP [J].Journal of Energy and Development 3：401-403.

[2]? ?張雪.基于面板數據的遼寧省能源消費與經濟增長的關系研究[D].沈陽：東北大學，2012.

[3]? ?俞鑫.安徽省能源消費與經濟增長關系研究[D].合肥：安徽大學，2013.

[4]? ?宋鋒華，泰來提·木明.能源消費、經濟增長與結構變遷[J].宏觀經濟研究，2016，（3）：73-84.

[5]? ?胡小渝.重慶市能源消費與經濟增長的協整分析[J].重慶理工大學學報：自然科學，2019，（9）：196-203.

[6]? ?李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2015.