李偉杰

[摘 要]通過對1978—2014年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和各能源消費(fèi)（煤炭、石油、天然氣、水電、核電和風(fēng)電）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)、Johansen檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)，以及誤差修正模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)的工具處理與分析并建立模型。得出我國經(jīng)濟(jì)增長與石油消費(fèi)量具有長期均衡關(guān)系，而與煤炭、天然氣以及其他能源沒有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。對我國經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)的關(guān)系做出判斷與政策建議。

[關(guān)鍵詞]GDP；能源消費(fèi)；Johansen檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)；誤差修正模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201551010

1 引 言

能源是一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展往往與能源需求的上升呈正相關(guān)關(guān)系。目前，我國能源緊缺的狀況使人們認(rèn)識到，不可再生能源的過度使用會(huì)成為經(jīng)濟(jì)增長的瓶頸，同時(shí)，能源開發(fā)利用中的環(huán)境問題也制約著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了持續(xù)的快速增長，而此時(shí)越來越高的能源價(jià)格與環(huán)境污染現(xiàn)狀都在迫切要求粗放型的經(jīng)濟(jì)增長向集約型經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)變。在新的歷史時(shí)期，對能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究，對于實(shí)施能源節(jié)約政策有著重要的指導(dǎo)意義。

近年來，因果關(guān)系研究方法也逐漸被應(yīng)用到亞洲國家的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究中。在A safu—A djaye（2000）基于協(xié)整性檢驗(yàn)和誤差修正模型的研究中，顯示了印度和印度尼西亞兩國能源消費(fèi)對GDP的因果關(guān)系，以及菲律賓和泰國兩國能源消費(fèi)和GDP之間的雙向因果關(guān)系。張全權(quán)、陳濤和姜鵬（2011）分析中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系，得出中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長存在雙向因果關(guān)系和協(xié)整關(guān)系。本文將利用協(xié)整性檢驗(yàn)和因果性分析的方法，研究中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的定性與定量關(guān)系，但主要集中在定量關(guān)系上。

2 數(shù)據(jù)采集與處理及模型的選取

本文數(shù)據(jù)選擇樣本區(qū)間為1978年至2014年，在我國能源消費(fèi)的構(gòu)成主要以煤炭、石油、天然氣、水電、核電和風(fēng)電等為主。所以，本文選取了煤炭、石油、天然氣和水電、核電、風(fēng)電的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分別與GDP進(jìn)行回歸分析，其中將水電、核電和風(fēng)電三者合而為一成為一種數(shù)據(jù)。為了使數(shù)據(jù)具有一定的可比性，將GDP的數(shù)據(jù)按1978年的不變價(jià)格換算成實(shí)際GDP。本文用RGDP表示實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元），COAL表示煤炭的年消費(fèi)量（單位：萬噸煤標(biāo)準(zhǔn)），OIL表示石油的年消費(fèi)量（單位：萬噸煤標(biāo)準(zhǔn)），GAS表示天然氣的年消費(fèi)量（單位：萬噸煤標(biāo)準(zhǔn)），ELE表示水電、核電和風(fēng)電的年消費(fèi)量（單位：萬噸煤標(biāo)準(zhǔn)）。從各主要能源消費(fèi)和實(shí)際GDP的時(shí)間序列圖中可以看出我國能源消費(fèi)主要以煤和石油為主的傳統(tǒng)能源，而對于像天然氣、水能、風(fēng)能、核能等清潔能源的利用很低。同時(shí)各能源消費(fèi)時(shí)間序列和實(shí)際GDP時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，且它們的變化趨勢呈一定的指數(shù)增長，直觀上看這些變量可能均為二階單整。

為了得到一階單整以及避免使用實(shí)際的數(shù)據(jù)序列所產(chǎn)生的異方差問題，我們對五個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)取對數(shù)，得到了對數(shù)實(shí)際GDP（LNRGDP）、對數(shù)煤炭消費(fèi)（LNCOAL）、對數(shù)石油消費(fèi)（LNOIL）、對數(shù)天然氣消費(fèi)（LNGAS）、對數(shù)水電、風(fēng)電和核電消費(fèi)（LNELE）。由其對數(shù)時(shí)間序列圖可以看出對數(shù)實(shí)際GDP與各對數(shù)能源消費(fèi)有一定的相關(guān)關(guān)系，走勢大致保持了同方向性。各能源消費(fèi)基本保持平緩的增長趨勢，但對數(shù)天然氣的消費(fèi)在2008年前增長相對平緩，2008年后增速突然加快。這可能與我國的能源開發(fā)以及對天然氣的開發(fā)利用的力度加大有關(guān)。

以上對數(shù)實(shí)際GDP時(shí)間序列與各對數(shù)能源消費(fèi)時(shí)間序列是否存在長期的均衡關(guān)系即協(xié)整關(guān)系，我們得做進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

用Eviews 60對對數(shù)變量LNRGDP、LNCOAL、LNOIL、LNGAS和LNELE做ADF檢驗(yàn)，由檢驗(yàn)結(jié)果知五個(gè)對數(shù)變量均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。在對它們分別進(jìn)行一階差分而后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果均為平穩(wěn)時(shí)間序列。由此可得對數(shù)實(shí)際GDP、對數(shù)煤炭消費(fèi)量、對數(shù)石油消費(fèi)量、對數(shù)天然氣消費(fèi)量、對數(shù)水電核電風(fēng)電消費(fèi)量都是一階單整。

通過各能源消費(fèi)與GDP間的散點(diǎn)圖可知LNRGDP與LNCOAL、LNRGDP與LNOIL、LNRGDP與LNGAS、LNRGDP與LNELE都呈一定的線性關(guān)系。所以可建立線性模型。

3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)

31 Johansen檢驗(yàn)

協(xié)整理論認(rèn)為，在短期內(nèi)各時(shí)間序列變量具有各自發(fā)展的變動(dòng)趨勢，但在長期，它們之中必存在協(xié)調(diào)發(fā)展的趨勢，協(xié)整性的檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)就在于檢驗(yàn)其回歸方程中是否存在單位根。若兩時(shí)間序列不是協(xié)整的，則殘差中一定存在單位根，若是協(xié)整的，則它的殘差項(xiàng)一定是平穩(wěn)的，不存在單位根。

對變量LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNELE分別和LNRGDP兩兩進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)，選取滯后2階，從Johansen檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在005的水平下，只有對數(shù)實(shí)際GDP（LNRGDP）與對數(shù)石油消費(fèi)量（LNOIL）之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，其余的三對時(shí)間序列之間不存在

協(xié)整關(guān)系。

32 Granger因果檢驗(yàn)

本文對LNRGDP與LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNELE分別進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出GDP的增長與煤炭消費(fèi)量和水電核電風(fēng)電消費(fèi)量沒有格蘭杰因果關(guān)系。而GDP增長是石油消費(fèi)量和天然氣消費(fèi)量的格蘭杰因果?？梢婋S著我國GDP的增長，石油和天然氣的消費(fèi)量也逐漸增長。又由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出我國GDP增長與石油消費(fèi)量有著長期均衡的相關(guān)關(guān)系。而其余的能源消費(fèi)量與GDP增長沒有長期的均衡關(guān)系。這在某種程度上與我國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀相符。

4 誤差修正模型的建立

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長與石油的消費(fèi)存在長期的協(xié)整關(guān)系，也是一種長期的均衡關(guān)系。但由于時(shí)間跨度較短，無法得知這些結(jié)果的穩(wěn)定性，因此有必要對其進(jìn)行短期的因果關(guān)系檢驗(yàn)，故建立誤差修正模型來對其檢驗(yàn)。誤差修正模型把協(xié)整回歸所生成的殘差序列考慮到模型之中，來反映各變量之間的關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)對短期波動(dòng)的影響，若誤差修正項(xiàng)的系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，則表明誤差修正機(jī)制產(chǎn)生，解釋變量既是被解釋變量的長期原因，也是其短期原因。若通不過顯著性檢驗(yàn)，則說明解釋變量是被解釋變量的短期原因，但不是其長期原因。

則可得誤差修正模型如下：

Δ LNOIL⌒=-0.005+0.454ΔLNRGDP+0.213ΔLNOILt-1-0.219εt-1（1）

（-019） （179） （147）

（-283）

R2=0378 F=5875 DW=204

由公式（1）可知，此模型的誤差修正項(xiàng)t統(tǒng)計(jì)量較顯著，可見我國經(jīng)濟(jì)增長既是石油消費(fèi)量的短期原因，又是長期原因。

5 結(jié) 論

由上述分析可以發(fā)現(xiàn)，各能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系及因果關(guān)系有一定的差異，具體而言如下：一是GDP增長與煤炭消費(fèi)沒有協(xié)整關(guān)系，相互之間也無因果關(guān)系；二是GDP增長與石油消費(fèi)之間存在協(xié)整關(guān)系，也有因果關(guān)系，但是是GDP的增長導(dǎo)致石油消費(fèi)的增長；三是GDP增長與天然氣消費(fèi)之間無協(xié)整關(guān)系，但有單向因果關(guān)系即GDP的增長引起了天然氣消費(fèi)的增長；四是GDP增長與水電、核電、風(fēng)電的消費(fèi)沒有協(xié)整關(guān)系，也無因果關(guān)系。

通過上述結(jié)論可知，我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)處于不斷調(diào)整的過程。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國民生活水平的不斷提高，我國居民的汽車擁有量越來越多以及工業(yè)國防的發(fā)展對石油的需求越來越多，這就使我國逐漸成為石油進(jìn)口大國。同時(shí)居民對天然氣的使用也不斷增加，同時(shí)相比較煤炭天然氣更清潔。由于技術(shù)原因我國對水電、核電、風(fēng)電等新能源的利用率過低。煤炭一直是我國經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力，但隨著能源結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整使得煤炭與GDP沒有長期的均衡關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

[1]A safu—A djaye JThe Relationship between Electricity Consumption：Electricity Prices and Economic Growth：Time Series Evidence from Asian Developing Countries[J].Energy Economics，2000（22）：615-625

[2]張全權(quán)，陳濤，姜鵬中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].西昌學(xué)院學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2011，25（1）

[3]高秀革我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的影響研究[J].中國市場，2015（3）