戚紅艷,吳壽平

(廣西師范大學經濟管理學院,廣西桂林541004)

1 引言

能源是人類進步和社會發(fā)展的物質基礎,經濟增長及經濟發(fā)展的提高需要能源做支撐,對能源消費與經濟增長關系的研究一直是能源經濟學的一個熱點問題。自1978年 KraftJ.和 KraftA.開創(chuàng)性地分析了美國能源消費與經濟增長的關系后[1],能源消費與經濟增長之間協(xié)整性與因果關系的實證研究擴展到了世界各國。Soytas和Sari(2003)研究了G—7國家和過渡經濟國家的能源消費和經濟增長的因果關系[2]。Yu和Jin使用 Engle、Granger(1987)提出的E—G兩步法和1974～1990年間的美國季度數據進行的檢驗結果表明,在兩變量之間不存在長期的協(xié)整均衡關系[3]。Stern使用單方程靜態(tài)協(xié)整分析法及多元動態(tài)協(xié)整分析法。拓展了他本人1993年的分析結果。研究發(fā)現,能源在解釋GDP變動中具有顯著的影響效果,并確認在GDP、資本、勞動力和能源之間存在明顯的長期均衡關系[4]。UgurandRamazan(2003)通過對16個國家能源消費與GDP因果關系的研究發(fā)現,在所有國家中,這兩個系列水平值是不平穩(wěn)的,但其一階差分是平穩(wěn)的,其中有7個國家變量之間存在平穩(wěn)線性協(xié)整關系。在土耳其、法國、德國和日本,能源消費與GDP之間的作用方向是能源消費促進經濟增長,顯示這些國家長期的能源節(jié)約可能損害經濟增長;在意大利和韓國其因果關系則正好相反;而在阿根廷又表現為雙向因果關[5]。

國內學者也對能源與經濟的增長方面做了許多的研究。韓智勇、魏一鳴等選取了我國1978～2000年的數據對中國能源消費與經濟增長的協(xié)整性與因果關系進行分析,得出中國能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系,但不具有長期協(xié)整性[6]。汪旭暉、劉勇同樣對中國能源消費與經濟增長的協(xié)整性與因果關系進行分析,并以1978～2005年的樣本區(qū)間,得出能源消費與經濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系,并且存在從能源消費到經濟增長的單向因果關系[7]。如馬超群等研究了中國從1954～2003年GDP和能源總消費以及能源消費各構成部分之間的長期均衡關系。研究結果表明,GDP分別與能源總消費、煤炭消費之間存在協(xié)整關系,并且GDP與能源總消費以及煤炭消費之間存在很強的Granger雙向因果關系[8]。這與國外一些學者研究能源與經濟增長樣本區(qū)間不同時結論也有所差異的境遇相同。不同國家由于不同的政治制度、經濟體制、經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構和能源政策,導致能源消費與經濟增長的因果關系不盡相同;對同一個國家的研究,由于所選擇的樣本數據范圍、影響變量和研究方法的不同也會得出完全不同的結論。

2 能源消費結構與工業(yè)增長的關系

2.1 數據整理

2.1.1 變量選取

為反映能源結構變化與工業(yè)增長之間的關系,本文選取工業(yè)生產總值(Industry),以及能源消費結構變化由煤炭(Coal)、石油(Oil)、水電(HP)作為研究變量。為了序列的平穩(wěn)性,對時間序列進行對數處理 。Lindustry、Lcoal、Loil、LHP 表示對數處理后相對應的變量。

2.1.2 數據說明

工業(yè)產值和能源消費結構數據主要來自1988～2009年的《廣西統(tǒng)計年鑒》。

2.1.3 數據變換

為了消除數量級大小不同的影響,以便于進行計算和比較分析,本文將原始數列進行無量綱化處理,采用均值化加以處理,即公式為：

均值化方法即令均值化后各指標的均值都為1。均值化后各指標的方差是各指標變異系數x的平方,它保留了各指標變異程度的信息[9]。

2.2 能源消費結構變化對工業(yè)增長的實證分析

2.2.1 單位根檢驗

計量分析中為了避免宏觀經濟變量的不平穩(wěn)產生謬回歸,首先采用單位根檢驗來判斷數據的平穩(wěn)性。采用ADF方法進行單位根檢驗,滯后階k的確定是基于最小信息準則(AIC和BIC)原則得出的,結果見表1。

表1 單位根ADF檢驗結果

由表1的檢驗結果可知,在5%顯著水平下,4個變量在二階差分情況下為平穩(wěn)序列,為 I(2)系列,因此變量滿足協(xié)整檢驗的前提條件。

2.2.2 協(xié)整分析

協(xié)整檢驗的前提是如果多個變量都是單整變量,只有當它們的單整階相同時,才可能協(xié)整。當多個變量協(xié)整時,則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關系;反之,當多個變量不是協(xié)整的,則它們之間就不存在著一個長期穩(wěn)定的關系,由表1的檢驗結果知 Lindustry、Lcoal、Loil和 LHP4個變量同為二階單整序列。下面對變量是否協(xié)整做進一步檢驗 ,對 Lindustry、Lcoal、Loil和 LHP 用 OLS 方法做回歸,設回歸方程為：

Lindustryt=c+β2Loilt+β3LHPt+εt.

其中,C 為常數 ,β1 、β2、β3 為待定系數,εt為回歸殘差,應用普通最小二乘法(OLS),估計得回歸方程為：

Lindustry=-0.66+0.84Lcoal+0.69Loil+0.13LHP.

(0.03)(0.13) (0.08)(0.06)

R2=0.9962,調整后 R2=0.9955,F=1560.59,D.W=1.8998(括號內為回歸系數的標準差)

從擬合優(yōu)化度可以看出,方程擬合度很高,說明方程具有很強的解釋力,F統(tǒng)計量顯著,也說明模型的擬合效果很好。對回歸方程的殘差進行單位根檢驗,見表2。

表2 殘差序列的單位根檢驗

單位根檢驗結果表明：殘差在10%臨界水平下為平穩(wěn)序列。因此,Lindustry、Lcoal、Loil和 LHP為(3.3)階協(xié)整,存在協(xié)整關系,即4個變量之間存在長期的穩(wěn)定均衡關系。從回歸方程的數據可以看到,1987～2008年廣西煤炭每增長1%,將帶動工業(yè)增長 0.84%;石油每增長1%,將帶動工業(yè)增長0.69%;而水電每增長 1%,將帶動工業(yè)增長 0.13%。煤炭、石油、水電對工業(yè)增長的影響是顯著的,具有積極的貢獻。

2.2.3 格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗結果表明 Lindustry、Lcoal、Loil和LHP之間存在長期均衡關系,但是這種均衡關系是否構成因果關系,還需進一步驗證。Engle和Granger(1978)提出的因果關系檢驗法是解決這類問題的常用方法,即格蘭杰因果檢驗,檢驗結果見表3。

表3 Granger因果關系檢驗結果

由表3可以得知,煤炭是促進工業(yè)增長的格蘭杰原因,而工業(yè)增長不是煤炭增長的格蘭杰原因;但是石油、水電與工業(yè)增長存在雙向格蘭杰因果關系。因此,總體看來,認為煤炭、石油、水電與工業(yè)增長存在格蘭杰因果關系,即能源消費結構是工業(yè)增長的格蘭杰原因。

3 結語

通過協(xié)整分析可知,煤炭、石油、水電與工業(yè)增長之間存在協(xié)整關系,即能源消費結構與工業(yè)增長存在長期穩(wěn)定的均衡關系。由格蘭杰因果關系檢驗可知,能源消費結構是工業(yè)增長的格蘭杰原因,能源消費結構的變動將導致工業(yè)的變化,煤炭、石油、水電的增長將拉動工業(yè)的增長,這說明廣西的工業(yè)增長是通過大量的能耗來拉動工業(yè)的增值,雖然工業(yè)的增長會改善石油、水電的消耗狀態(tài),但是煤炭的消耗還是沒能夠得到改善。因此結合以上研究結論,應做到以下幾點。

(1)優(yōu)化能源結構,實行多樣化能源消費結構戰(zhàn)略。目前,廣西地區(qū)能源消費中煤炭比重過大,而石油、水電利用率偏低。因此,減少煤炭在能源消費中的比例,大力發(fā)展核能、生物能、風能和太陽能等新能源,政府應該通過引進新技術,開發(fā)新能源、可再生能源,使廣西在長期內形成一個多元化的、清潔的能源結構,走可持續(xù)的能源發(fā)展戰(zhàn)略。

(2)大力發(fā)展?jié)崈裘杭夹g,提高煤炭利用效率,通過技術手段有效解決大量使用煤炭帶來的環(huán)境污染問題。要研究高硫煤的洗選脫硫技術、干法選煤技術。開發(fā)或引進大型循環(huán)硫化床燃燒技術。水煤漿制備的燃燒技術,煤炭氣化和煤氣化聯合循環(huán)發(fā)電技術;研究開發(fā)煤泥、無煙煤和褐煤的高效燃燒和利用技術等。

(3)提倡資源節(jié)約型的社會經濟發(fā)展模式,積極倡導資源節(jié)約型的社會經濟發(fā)展模式,加強政府節(jié)能管理體系的建設,建立和完善節(jié)能經濟激勵政策和市場經濟條件下的節(jié)能新機制。

[1]K raft J,K raft A.On the relationship betw een energy and GNP[J].Energy Development,1978(3)：401～ 403.

[2]Soytas U,Sarib R.Energy consumption and GDP：causality relationship in G—7 coun tries and emerging markets[J].Energy Econom ics,2000(25)：33～37.

[3]Yu ESH,Jin.JC.Coin tegration tests of energy consumption,income and employment[J].Resources and Energy,1992(3)：259～266.

[4]Stern D I.A multivariate coin tegration analysisof the role of energy in the USm acroeconomy[J].Energy Econom ics,2000(2)：267～283.

[5]Ugur S,Ramazan S.Energy consumpt ion and GDP：causality relationship in G—27 countries and emergingm arkets[J].Energy Econom ics,2003,25(1)：33～ 37.

[6]韓智勇.中國能源消費與經濟增長的協(xié)整性與因果關系分析[J].系統(tǒng)工程,2004(12).17～21.

[7]汪旭暉,劉 勇.中國能源消費與經濟增長：基于協(xié)整分析和G ranger因果檢驗[J].資源科學,2007,25(5).57～62.

[8]馬超群,儲慧斌,李 科,等.中國能源消費與經濟增長的協(xié)整與誤差校正模型研究[J].系統(tǒng)工程,2004(10)：47～50.

[9]葉宗裕.關于多指標綜合評價中指標正向化和無量綱化方法的選擇[J].浙江統(tǒng)計,2003(4)：24～ 25.