都俊杰，何先平　(長江大學(xué)工程技術(shù)學(xué)院，湖北荊州 434020)

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湖北省經(jīng)濟增長與能源消費的協(xié)整分析

都俊杰，何先平(長江大學(xué)工程技術(shù)學(xué)院，湖北荊州 434020)

摘要根據(jù)2000～2013年湖北省經(jīng)濟增長總量(GDP)與能源消費總量(EC)的年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、Granger 因果分析等方法，分析了湖北省的經(jīng)濟增長與能源消費之間的關(guān)系。結(jié)果表明，湖北省煤炭和石油的消費量與GDP分別存在著協(xié)整關(guān)系；從GDP到煤類消費量存在單向Granger因果關(guān)系，GDP與油類消費量不存在Granger因果關(guān)系，GDP與天然氣的消費量存在雙向Granger因果關(guān)系，從水電的消費量到GDP存在單向Granger因果關(guān)系；短時間內(nèi)湖北省的經(jīng)濟增長總量增長1個百分點，能源的總消耗量會增加0.81個百分點。據(jù)此，提出了提高湖北省能源利用效率的相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞能源消費；經(jīng)濟增長；ADF檢驗；協(xié)整分析

能源問題關(guān)系到全社會的經(jīng)濟發(fā)展，維系著社會的穩(wěn)定，能源工業(yè)的發(fā)展，為生產(chǎn)、生活提供了不可替代的動力源，在整個區(qū)域內(nèi)推進(jìn)經(jīng)濟的健康發(fā)展，對市場經(jīng)濟的發(fā)展發(fā)揮著重要作用[1]。深入研究經(jīng)濟增長與能源消費的關(guān)系，使二者之間均衡的發(fā)展，具有重要意義[2]。很多學(xué)者對經(jīng)濟增長與能源消費問題做了研究，如Kraft J等[3]對美國1947～1974年的GDP與能源消費之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出美國的能源消費與經(jīng)濟增長之間是GDP到能源消費的單向Granger因果關(guān)系。Akarca等[4]在2年后采用Kraft.J等[3]同樣的方法，再次研究美國的能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，但得出的結(jié)論不同，即二者之間是沒有因果關(guān)系的。Glasure等[5]采用 E-G兩步法，收集數(shù)據(jù)分析新加坡和韓國的能源消費與GDP的關(guān)系，結(jié)果是這2個國家的GDP與能源消費之間都不存在協(xié)整關(guān)系。Narayan等[6]利用面板協(xié)整的理論方法分析中東地區(qū)的數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)電力的消費與經(jīng)濟的增加之間存在顯著的反饋效應(yīng)。王海鵬等[7]根據(jù)變參數(shù)的方法，得出中國能源消費與經(jīng)濟增長之間存在隨時間不斷變化的長期均衡關(guān)系。馮金麗等[8]對廣西的能源消費及能源消費量的構(gòu)成與 GDP 的關(guān)系進(jìn)行分析，得出的結(jié)論是只有煤炭的消費量增加會影響經(jīng)濟的增長。筆者選取了2000～2013年湖北省經(jīng)濟增長總量(GDP)與能源消費總量(EC)的年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、Granger 因果分析等方法，分析了湖北省的經(jīng)濟增長與能源消費之間的關(guān)系。

1數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1數(shù)據(jù)來源選取了2000～2013年湖北省國民生產(chǎn)總值(GDP)、能源消費總量(EC)數(shù)據(jù)，能源分為煤炭(COAL)、油類(OIL)、天然氣(GAS)和水電(ELEC)。數(shù)據(jù)來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》[9]《中國能源統(tǒng)計年鑒》[10]《中國統(tǒng)計年鑒》[11]《湖北統(tǒng)計年鑒》[12]。對這些數(shù)據(jù)做定量分析，還要考慮異方差問題，對上述6組數(shù)據(jù)取對數(shù)，分別是LGDP、LEC、LCOAL、LOIL、LGAS、LELEC。

2000～2013年湖北省國民生產(chǎn)總值(GDP)、能源消費總量(EC)變動趨勢見圖1。

從圖1可以看出，2003年以后，EC曲線在GDP曲線的上方，即經(jīng)濟增長建立在高能耗的基礎(chǔ)上；2011年以后，GDP曲線在EC曲線的上方，即經(jīng)濟增長進(jìn)入了低能耗時代，但總體來看能源消耗呈上升趨勢。

1.2研究方法

1.2.1平穩(wěn)性檢驗方法。單位根檢驗可以判斷一個序列是否為單整I(1)序列，是一種有效的檢驗方法，主要分為 ADF檢驗法和PP檢驗法。該研究采用ADF檢驗法，ADF檢驗方程是：

式中，D是差分算子；μ、α、ρ、βi是模型參數(shù)；εt是隨機誤差項服從獨立同分布的。ADF檢驗的原假設(shè)是：H1：p=0；H0：p<0。若原假設(shè)p=0被拒絕，則變量yt是平穩(wěn)的；若p=0，則yt服從單位根過程，是非平穩(wěn)的序列。

1.2.2協(xié)整檢驗方法。

(1)若k個序列y1t，y2t，…，ykt都是1階且是單整序列，可以建立回歸方程：

y1t=β2y2t+β3y3t+…+βkykt

且模型估計的殘差是：

1.2.3Granger因果檢驗方法。具體回歸模型為：

式中,βi=0進(jìn)行檢驗，即等同于“X的變化是不會引起Y變化的，也不是Y變化的原因”，如果拒絕原假設(shè)βi=0(i=1，2，…，m)，就是拒絕“X的變化不是引起Y變化的原因”的假設(shè)。因此可以給出結(jié)論：X對Y存在Granger因果關(guān)系。同理也可以對βj=0(j=1,2,…，m)進(jìn)行檢驗，從而判斷Y對X是否存在Granger因果關(guān)系。

1.2.4誤差修正模型。根據(jù)E-G兩步法，首先建立計量經(jīng)濟模型：

yt=k1xt+μt，t=1,2,…，T

2結(jié)果與分析

2.1平穩(wěn)性檢驗首先對總的能源消費量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即對2000～2013年湖北省GDP與EC進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果見表1。

注：模型中的C、T、K分別表示常數(shù)項、趨勢項、滯后階數(shù)。

Note：C，TandKin model were constant term，trend term and lag orders，respectively.

從表1可以看出，2000～2013年LGDP和LEC都不是平穩(wěn)的，也就是非平穩(wěn)的序列，但是可以把他們歸結(jié)為一階單整的序列，就滿足了協(xié)整檢驗的要求，可以對二者進(jìn)行協(xié)整性檢驗。

2000～2013年湖北省LCOAL、LOIL、LGAS、LELE、LGDP變動趨勢見圖2。

對LGDP與LCOAL、LOIL、LGAS、LELE進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表2。

從表2可以看出，非平穩(wěn)的序列包括LGDP、LCOAL、LOIL，但這3個都是一階單整的序列；平穩(wěn)的序列是LGAS、LELE。

2.2協(xié)整檢驗首先是LGDP與LEC的協(xié)整性檢驗，根據(jù)2000～2013年的數(shù)據(jù)，計算出的LGDP與LEC都是滿足一階單整的序列，接下來就可以對協(xié)整性做出檢驗分析。建立LEC與LGDP之間的協(xié)整方程，接下來對方程做OLS回歸，得到：

注：模型中的C、T、K分別表示常數(shù)項、趨勢項、滯后階數(shù)。

Note：C，TandKin model were constant term，trend term and lag orders，respectively.

LGDP=-0.169 4LEC+9.369 8+μt

(4)

t=(-1.432 9)(40.685 2)

R2=0.146 106；F=2.053 263

由于復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.146 106，LGDP與LEC的最小二乘線性回歸方程結(jié)果很不理想，其協(xié)整方程的實際值、擬合值和殘差之間的關(guān)系如圖3所示。接下來對殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗，結(jié)果見表3。從表3可以看出，EC總量和GDP之間是存在著某種協(xié)整關(guān)系的。

其次是LGDP與LEC的各組成部分的協(xié)整性檢驗，LGDP與LCOAL的協(xié)整性及LGDP與LOIL的協(xié)整性，建立以下的協(xié)整方程并根據(jù)方程做出OLS估計回歸，可以得到變量的實際值、擬合值和殘差這三者之間的關(guān)系，分別參考圖4和圖5。

LGDP=0.908 061LCOAL+1.236 233+μT

t=(20.946 770)(3.304 819)

R2=0.973 379;F=0.973 379

注：模型中的C、T、K分別表示常數(shù)項、趨勢項、滯后階數(shù)。

Note：C，TandKin model were constant term，trend term and lag orders，respectively.

從圖4可以看出，LGDP與LCOAL的擬合效果很好。

LGDP=1.510 789LOIL-1.076 101+μT

t=(12.949 64)(-1.373 443)

R2=0.933 219；F=167.693 200從圖5可以看出，2000～2013年湖北省LGDP與LOIL的擬合效果很好。接下來對上述變量的殘差進(jìn)行單位根檢驗，依據(jù)前面給出的AIC準(zhǔn)則，做出正確的判斷，結(jié)果見表4。

注：模型中的C、T、K分別表示常數(shù)項、趨勢項、滯后階數(shù)。

Note：C，TandKin model were constant term，trend term and lag orders，respectively.

從上述分析可以看出，2000～2013年湖北省煤炭和石油的消費量與GDP是分別存在著協(xié)整關(guān)系的。也就是說，湖北省的能源消費的組成部分，煤炭消費量與GDP之間是存在均衡關(guān)系的，而且是穩(wěn)定的。同樣石油的消費量與GDP之間也有著這樣的均衡關(guān)系。

2.3Granger因果關(guān)系檢驗參照前面幾次的分析，給出6組時間序LGDP、LEC、LCOAL、LOIL、LGAS、LELEC中，只有LGAS、LELEC是平穩(wěn)序列，但是經(jīng)過前面的協(xié)整性檢驗，能源消費的各組成部分的消費量與GDP之間分別存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系是一定存在的。接下來對這6個解釋變量進(jìn)一步地進(jìn)行Granger因果檢驗。依據(jù)VAR模型提出的LR、FPE、AIC、SIC、HQ準(zhǔn)則，參照以上這些原則，選擇合適的滯后階數(shù)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表5。

注：其中 * 代表在10%水平下顯著，** 表示在5%水平下顯著，**表示在1%水平下顯著。

Note：*，** and *** indicated significant at 10%，5% and 1% levels，respectively.

由表5可知，存在“從GDP到煤炭消費量的單向Granger因果關(guān)系”，通俗地說，經(jīng)濟的增長導(dǎo)致了煤炭消費量的增加，但是反過來煤炭消費量的增加并沒有促進(jìn)經(jīng)濟的增長。GDP與油類消費量不存在Granger因果關(guān)系，存在“從GDP到天然氣的消費量的雙向Granger因果關(guān)系”，即GDP的增長會影響到天然氣的消費增加，天然氣的消費增加也會帶動GDP的增長，二者是互為因果關(guān)系的。存在“從水電的消費量到GDP的單向Granger因果關(guān)系”，也就是水電消費的增加可以促進(jìn)GDP的增長的，但反過來經(jīng)濟的增長不會導(dǎo)致水電消費的增加。

2.4誤差修正給定2個變量，若之間存在均衡關(guān)系，而且這種關(guān)系是長期的，為檢驗短時間內(nèi)這種關(guān)系是否會失衡，建立誤差修正模型：

DLECt=α(LECt-1-k0-k1LGDPt-1)+βDLGDPt+εt

令ECMt-1=LECt-1-k0-k1LGDPt-1，通過OLS估計并去掉不顯著的變量得：

DLECt=0.810 164LGDPt-0.575 716ECMt-1

t=(6.128 735)(-3.226 937)

R2=0.368 469；D.W.=1.139 905

在以上給出的誤差修正模型中，都是含有差分項的，而且差分項會影響短期的波動指標(biāo)?；貧w系數(shù)也可以通過上式給出，規(guī)定檢驗的顯著性水平是1%，這時侯的短期波動就由2部分構(gòu)成，分別是短期GDP的影響波動和長期均衡的影響偏離。接下來有誤差調(diào)整項ECMt-1提供的系數(shù)，一旦出現(xiàn)偏離長期的均衡，會有一定的調(diào)整力度。再根據(jù)系數(shù)估計值分析結(jié)果，短時間內(nèi)湖北省的經(jīng)濟增長總量增長1個百分點，能源的總消耗量會增加0.81個百分點，一旦短期波動出現(xiàn)偏離長期的均衡時，上式結(jié)果給出-0.575 716的調(diào)整力度，幫助非均衡的狀態(tài)調(diào)整到一定的均衡狀態(tài)。

3結(jié)論與建議

3.1結(jié)論對湖北省經(jīng)濟增長與能源消費進(jìn)行協(xié)整分析，并對經(jīng)濟增長和各類能源消費進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果表明，湖北省的經(jīng)濟會有所增長，但是會消耗更多的能源。湖北省的GDP與EC是單項的Granger因果關(guān)系，同樣GDP與石油消費量也是單向的Granger因果關(guān)系；水電消費

量與GDP也是單向的Granger因果關(guān)系；唯一存在雙向Granger因果關(guān)系的是天然氣消費量與GDP。以上數(shù)據(jù)表明，湖北省的能源消費EC與GDP的增長之間關(guān)系密切，而且這種關(guān)系是單方面的，經(jīng)濟增長單方面地帶動了能源的消費，而能源消費對經(jīng)濟增長并沒有起到多大的作用。

3.2對策建議結(jié)合上述分析，為提高湖北省能源利用效率，更好地促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展，提出以下建議：①節(jié)能減排，高效利用能源；② 合理地利用地區(qū)優(yōu)勢，提高清潔能源的消費比重，集中優(yōu)勢發(fā)展水能；③能源消費結(jié)構(gòu)多元化，嘗試新的能源消費；④增加第三產(chǎn)業(yè)的比例，優(yōu)化第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；⑤引進(jìn)能源服務(wù)公司；⑥政府對能源消費給出適當(dāng)?shù)恼咭龑?dǎo)。

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Cointegration Analysis between Economic Growth and Energy Consumption in Hubei Province

DU Jun-jie, HE Xian-ping

(College of Engineering and Technology, Yangtze University, Jingzhou, Hubei 434020)

Key wordsEnergy consumption; Economic growth; ADF test; Cointegration analysis

AbstractAccording to the annual data of economic growth (GDP) and the total energy consumption (EC) in Hubei Province in 2000-2013, cointegration test and Granger causal analysis were used to research the relationship between economic growth and energy consumption in Hubei Province. Results showed that there was cointegration relationship between GDP and the coal and oil consumption in Hubei Province, monodirectional Granger causal relationship between GDP and coal consumption, no Granger causal relationship between GDP and oil consumption, bi-directional causal relationship between GDP and natural gas consumption, monodirectional Granger causal relationship between GDP and the hydroelectricity consumption. GDP in Hubei Province enahnced by one percentage in a short period; and the total energy consumption enhanced by 0.81 percentage. Based on these, relevant suggestions were put forward for the energy use efficiency of Hubei Province.

基金項目國家自然科學(xué)基金青年基金項目(61503047)；工程技術(shù)學(xué)院教研項目(JY201411)。

作者簡介都俊杰(1981- )，女，吉林長春人，講師，碩士，從事應(yīng)用數(shù)理統(tǒng)計研究。

收稿日期2016-02-24

中圖分類號S-9

文獻(xiàn)標(biāo)識碼A

文章編號0517-6611(2016)07-248-04