江苏省经济发展与能源消耗内在关联分析——基于协整因果检验

○沈璐

（三江学院 江苏 南京 210012）

一、引言

实践证明，人类的发展史便是一部能源利用的演变史。拥有了能源，人们的生产生活便有了保障，社会经济才有了发展的动力。然而，能源的使用其实是一把“双刃剑”，在形成推动作用的同时，又因自身供给短缺以及产生的环境问题而给人们生产生活、社会经济发展带来了巨大的负面影响。由此，如何合理利用能源已成为国家或地区社会经济可持续发展过程中亟待解决的问题。正处于社会经济发展快速期的江苏省，工业化、城镇化水平不断提高，对于能源的需求旺盛，一味地从国外省外购买能源不能从根本上解决江苏经济发展与能源消耗间的矛盾。1969年，美国经济学家Granger提出的因果关系分析方法，成为了研究国家或地区经济增长和能源消耗两者之间关系的重要研究方法。KraftJ和KraftA（1978）利用此种方法对美国1947—1974年间能源消耗总量与GNP数据进行分析，第一次发现了两者之间存在着显著的从GNP到能源消耗总量的单向因果关系。此后，各国学者陆续应用格兰杰因果关系分析法对经济数据进行定量研究，如Y u和Choi（1985）发现了韩国存在着从GDP到能源消费的单向因果关系。同时，也有学者开始利用格兰杰因果关系分析与其他计量模型进行结合，以期获得更为具体深入的结果，Asafu-Adjaye（2000）基于协整性检验和误差修正模型，研究发现了印度和印度尼西亚两国存在从能源消费到GDP的单向因果关系，以及菲律宾和泰国两国存在能源消费和GDP之间的双向因果关系。国内学者林伯强（2003）采用生产函数、协整分析与误差修正模型对我国电力消费与经济增长相关数据进行研究，发现两者之间存在着长期均衡关系以及从电力消费到GDP的单向因果关系。基于此，本文借助协整性检验、格兰杰因果关系分析方法构建一套衡量经济发展与能源消耗指标间内在关联的模型，以进行更为细化的定量研究，为区域节能降耗工作提供些许参考。

二、模型构建

协整指的是对于两个都是随机游走的变量序列，如果这两个序列的某个线性组合是稳定的，则称这两个序列为协整的。进行协整检验的前提是同阶单整，需对各变量的时间序列平稳性进行检验。序列的平稳性是指一个序列的均值、方差以及自协方差是否稳定，如果一个时间序列具有稳定的均值、方差和自协方差，则这个序列就是稳定的，否则就是非稳定。通常情况下，时间序列都是非稳定的，需要采用ADF单位根检验分别对时间序列的水平序列、一阶差分序列以及二阶差分序列进行检验，以判断这些序列是否具有稳定性。

具体操作是建立某一时间序列X的回归方程：

ADF单位根检验法的关键是对方程（1）中的系数β进行检验。当β=0时，说明该时间序列X包含单位根，是不稳定的；当β显著小于0时，说明该时间序列X拒绝了存在单位根的可能，是稳定的。假如某一时间序列本身的水平序列ADF检验是非平稳的，而其n阶差分序列检验出来是平稳的，那么此n阶差分序列可称为n阶单整序列，记作I（n）。在确定两时间序列是同阶单整的基础上便可进行协整性检验。此处，以经济增长量（GDP）代表经济发展程度，以能源消费量（EC）代表能源消耗程度，采用E-G两步法对GDP与EC的时间序列进行协整性检验。

第一步，建立GDP与EC的回归方程。同时，为了消除变量存在异方差，各变量均取对数：

其中，Gt表示第t年国民（地区）生产总值GDP，为解释变量；Et表示第t年国家（地区）能源消费总量EC，为被解释变量；ε为随机扰动项。采用普通最小二乘法（ordinary leastsquare，OLS）估算方程（2），得：

第二步，通过对回归残差εt序列的平稳性进行检验来判定lnEt和l nGt的协整关系。如果εt的序列具有平稳性，那么lnEt和lnGt之间存在协整关系。

格兰杰因果关系检验可以在确定协整关系的基础上对序列内在联系进行更进一步的剖析。基本思路：先对时间序列的平稳性进行检验，在具有平稳性的基础上进行分析，如果包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。建立回归方程：

假设 1：随机扰动项 ε1t、ε2t互不相关；

假设2：方程（4）中当前lnG与lnG自身以及lnE的过去值有关，即原假设为 α1=α2=……=αm=0；

假设3：方程（5）中当前lnE与lnE自身以及lnG的过去值有关，即原假设为 β1=β2=……=βn=0。

那么，检验结果存在四种可能情况（见表1）。

表1 格兰杰因果关系检验的四种可能情况

三、实证分析

选取《中国能源统计年鉴》和《江苏统计年鉴》中1985—2010年江苏省地区生产总值GDP（亿元，1980年可比价）和能源消费量EC（万t标煤）。同时，为了消除变量存在异方差，各变量均取对数，分别记为lnGDP和lnEC。采用ADF检验方法分别对lnGDP和lnEC进行单位根检验，结果如表2所示。

表2 ADF检验

由表2可以看出：lnGDP和lnEC的水平序列和一阶差分序列都是非平稳的，但两者的二阶差分序列在5%的显著水平下都拒绝了存在单位根的原假设，均属于二阶单整，满足协整检验的前提，可以进一步检验两序列之间是否存在协整关系。

建立江苏省经济增长量与能源消费量间的回归方程：

利用 Eviews估算方程（6），得：

结果可知，t值为18.6847，说明系数有95%以上的可能性不为零；R2为0.936，调整后的R2值为0.933，约为1，说明该方程的拟合度较完美，显著性非常高，对于能源消费具有全局的解释作用；D W为0.1469，远小于2，说明江苏省经济增长量与能源消费量间存在着正相关。方程中的系数为0.564，意味着江苏省每增加1%的GDP，便需要消耗0.564%的能源量。

由于两变量在原水平下都是非平稳的，所以还需要排除方程存在伪回归现象，即需对其残差序列（ε=lnE-0.564*lnG-4.671）的平稳性进行检验。检验结果见表3。

表3 残差的ADF检验

由表3可知，在1%的显著水平下残差序列拒绝了存在单位根的原假设，故残差序列具有平稳性，从而确定江苏省经济发展与能源消耗间存在着长期的协整关系。同时，江苏省经济增长量与能源消费量两者之间的因果关系检验结果见表4，“LNGDP does not Granger Cause LNEC”被拒绝而“LNECdoes not Granger Cause LNGDP”被接受，意味着两者之间只存在着从经济增长量到能源消费量的单向因果关系，证明了江苏省属于非能源依赖型经济。

表4 格兰杰因果关系检验

四、结语

现阶段，江苏粗放型经济增长方式是直接导致能源消耗急剧增加的主要原因。而从本质上看，消耗大量能源并非江苏经济增长的必要条件。江苏可以通过以下途径来改善经济发展与能源消耗之间的矛盾，积极实现由粗放型经济增长方式向集约型经济增长方式的转变。

第一，实施产业结构调整。逐步加大能耗相对较少的第三产业在三次产业中的比重，逐步形成以高新技术产业为主导、现代农业为基础、先进制造业为主体、现代服务业相配套的产业新格局。

第二，提高能源利用效率。从构建循环经济体系与科技创新两方面着手，在政府与企业双方共同努力下，重点发展循环经济与清洁能源，不断提高资源利用效率。

第三，大力优化能源结构。在传统能源方面，不断提高天然气、电能的使用比重，将以煤炭利用为主的能源结构逐步改变成以石油与煤炭为主、天然气与电能为辅的利用结构，如加快居民区天然气管道的建设。在新能源方面，积极开发利用太阳能、风能等可替代的清洁能源，积极推进相关工程的建设，如加快江苏沿海风能产业带的建设。

[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]林伯强：电力消费与中国经济增长：基于生产函数的研究[J].管理世界，2003（11）.

[5]薛艳、唐建荣：江苏省经济增长与能源消费关系的实证研究[J].统计与信息论坛，2007，22（5）.

[6]韩智勇、魏一鸣、焦建玲等：中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程，2004，22（12）.

[7]李金恺：循环经济：能源消费与经济增长和谐发展的战略选择[J].财经论丛，2005（5）.