楊曉玉+周丹

[摘 要] 基于吉林省1978-2015年的能源消費和經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論和基于誤差修正模型的Granger因果關系的理論和方法，檢驗分析了吉林省能源消費和經(jīng)濟增長的關系。實證結果表明，吉林省能源消費和經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關系，發(fā)現(xiàn)吉林省存在長期的經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關系，即吉林省經(jīng)濟增長促進了能源消費，而非能源消費促進了經(jīng)濟增長，吉林省經(jīng)濟屬于非能源依賴型經(jīng)濟。吉林省在新一輪產(chǎn)業(yè)結構調整中，應積極改造高能耗、低效率的產(chǎn)業(yè)；轉變能源發(fā)展方式，促進能源結構多元發(fā)展，優(yōu)化能源供給結構；發(fā)揮政府調控手段，鼓勵技術創(chuàng)新，在采取適當優(yōu)惠政策的基礎上促進產(chǎn)業(yè)結構從資本、能源密集型向技術密集型方向調整，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。

[關鍵詞] 吉林?。荒茉聪M；經(jīng)濟增長；誤差修正模型；格蘭杰因果檢驗；結論；政策建議

[中圖分類號] F840 [文獻標識碼] B

[文章編號] 1009-6043（2017）03-0057-04

引言

目前能源消費和經(jīng)濟增長的研究已經(jīng)成為宏觀經(jīng)濟研究的熱點問題，西方對能源消費和經(jīng)濟增長的研究始于KraftJ和KraftA（1978）針對美國GDP與能源消費研究，他們利用美國1947-1974年的樣本數(shù)據(jù)，進行實證分析首次發(fā)現(xiàn)了GNP對能源消費的單向因果關系[1]，這意味著節(jié)約能源的政策可能會發(fā)起而不會對經(jīng)濟產(chǎn)生副作用。實證研究，后來擴展到包括許多發(fā)展中國家，以促進適當?shù)哪茉凑叩膶嵤?。例如，采用標準格蘭杰因果關系檢驗方法，Masih等學者利用協(xié)整和誤差修正技術，研究了發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長和能源消耗之間的因果關系，研究的結果有好有壞和甚至出現(xiàn)沖突[2-4]。

從國內學者的研究看，研究視角基本可以分為兩類。第一類從中國整體視角來考察經(jīng)濟增長和能源消耗之間的因果關系。例如，林小娟發(fā)現(xiàn)從經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關系[5]。韓智勇等發(fā)現(xiàn)中國能源消費與經(jīng)濟增長之間存在雙向的因果關系，但不具有長期的協(xié)整性[6]。Soytas等的研究結論指出中國能源消費和經(jīng)濟增長之間不存在Granger因果關系。第二類從省域視角來考察經(jīng)濟增長和能源消耗之間的因果關系[7]。例如王保忠等發(fā)現(xiàn)，能源消費總量、能源生產(chǎn)總量與GDP之間存在長期協(xié)整關系，能源消費和能源供給一起構成了山西省經(jīng)濟增長的單向推動引擎[8]。張興平等的分析結果說明：北京市短期存在從經(jīng)濟增長到能源消費的單向Granger因果關系，而長期存在雙向Granger因果關系[9]。從國內外學者的研究來看，能源消費與經(jīng)濟增長的結論主要分為雙向因果關系、單向因果關系和無因果關系三類。研究結論存在爭議，可能是由于學者們的研究地域、樣本區(qū)間、數(shù)據(jù)處理、檢驗方法和分析范圍的不同造成的。

能源是整個世界發(fā)展和經(jīng)濟增長的最基本的驅動力，是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要物質基礎，2010年能源消費總量32.5億噸標準煤，比上年增長5.9%，我國已成為世界上能源消耗的第二大國。我國能源供需不平衡的狀況已日漸突出，能源消費主要集中在東部地區(qū)，但中西部地區(qū)用能增長較快。由于我國地域廣闊，不同地域的能源狀況、經(jīng)濟發(fā)展水平和發(fā)展模式等差別比較大，因此具體分析某個區(qū)域能源消費和經(jīng)濟增長之間的關系對區(qū)域能源政策的制定具有一定的實際意義。吉林省是能源欠豐富地區(qū)，能源自給能力低，一次能源自給率不到50%。2008年，吉林省一次能源生產(chǎn)量占全國能源生產(chǎn)總量的1.3%。同時吉林省面臨能源供求矛盾，域外輸入壓力越來越大，能源利用水平也很低，經(jīng)濟發(fā)展中的高消耗、低效率現(xiàn)象還相當嚴重。按照國家下達的節(jié)能減排壓指標，不僅要完成當年節(jié)能減排目標，而且還要消化以前年份的欠賬。由于吉林省正處于重化工業(yè)加快發(fā)展時期，“十二五”節(jié)能減排任務更重。由此可見，能源問題已經(jīng)成為制約吉林省經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸問題。本文將運用數(shù)據(jù)協(xié)整理論和誤差修正模型，探求吉林省研究能源消費與經(jīng)濟增長之間的均衡關系具有重要的理論意義和實際意義。

一、模型和數(shù)據(jù)

本文的吉林省能源消費數(shù)據(jù)和GDP數(shù)據(jù)均直接取《吉林省統(tǒng)計年鑒》，考慮到資料的可得性，將時間跨度定為1978年至2015年，實際GDP為消除價格因素后的數(shù)據(jù)即以1978年為基礎的吉林省零售物價指數(shù)進行平減后得到的數(shù)據(jù)，能源消費序列用煤當量計算，單位是萬噸標準煤。為消除異方差，對經(jīng)濟增長與能源消費實施對數(shù)化處理，綜合能源與經(jīng)濟增長關系的研究文獻，建立計量分析模型：

其中Yt代表能源消費變量，Xt代表經(jīng)濟增長變量（包括k個回歸量），α表示截距項，βi為k×1階回歸系數(shù)列向量，εt隨機擾動項，下標t是各年份的標識（t=1978，1979，…，2015）。本文數(shù)據(jù)的處理與分析借助于計量經(jīng)濟學軟件Eviews6.0完成。

二、研究方法

（一）單位根檢驗

單位根檢驗針對宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)序列中是否具有某種統(tǒng)計特性而提出的一種平穩(wěn)性檢驗的特殊方法。對時間序列單位根的檢驗就是對時間序列平穩(wěn)性的檢驗，如果非平穩(wěn)時間序列存在單位根，則一般可以通過差分的方法來消除單位根，得到平穩(wěn)序列。單位根檢驗的方法有很多種，包括DF、ADF、WS、HEGY、NP、PP和BLS等30余種，其中采用的方法是ADF檢驗。

（二）協(xié)整檢驗

如果經(jīng)濟變量間確實存在著長期均衡關系，這種均衡關系意味著經(jīng)濟系統(tǒng)不存在破壞均衡的內在機制，如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整以使其重新回到均衡狀態(tài)。兩個序列具有相同的單整階數(shù)是序列間具有協(xié)整關系的必要條件。為檢驗吉林省能源消費和經(jīng)濟增長是否具有協(xié)整關系，本文建立如下模型：

（三）誤差修正模型

對于非平穩(wěn)變量，時間序列模型忽視了原變量的信息，而經(jīng)濟計量模型又忽視了虛假回歸問題。Granger證明了若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關系，則必然可以建立誤差修正模型；若用非平穩(wěn)變量可以建立誤差修正模型，則該變量之間必存在協(xié)整關系。本文結合以往的研究文獻和成果，建立如下誤差修正模型：

在式（3）和（4）中，LGDP和LEC分別是吉林省經(jīng)濟增長變量和能源消費變量的對數(shù)形式，Δ表示一階差分，ECMt表示長期均衡誤差，k為LEC和LGDP序列的最佳滯后長度。

對于（3）和（4）式，如果α11的聯(lián)合Wald-F檢驗為0，則表明經(jīng)濟增長不是能源消費的短期格蘭杰原因；如果α22的聯(lián)合為0，則表明能源消費不是經(jīng)濟增長的短期格蘭杰原因。對于λ1的檢驗如果顯著不為0，則表明經(jīng)濟增長是能源消費的長期格蘭杰原因。對于λ2的檢驗如果顯著不為0，則表明能源消費是經(jīng)濟增長的長期格蘭杰原因；如果對于λ1和α11聯(lián)合Wald-F檢驗顯著不為0，經(jīng)濟增長是能源消費強的格蘭杰原因；同理λ2和α22聯(lián)合Wald-F檢驗顯著不為0，經(jīng)濟增長是能源消費強的格蘭杰原因。

三、實證結果分析

（一）ADF單位根檢驗

對多個時間序列進行協(xié)整分析的第一步就是確定每個時間序列是否平穩(wěn)，判斷序列平穩(wěn)特性通常是借助單位根檢驗方法。本文運用ADF單位根檢驗方法對經(jīng)濟增長與能源消費的時間序列LEC與LGDP進行平穩(wěn)性檢驗，結果見表1。

從表1可知，在1%、5%和10%的顯著水平下，LEC和LGDP序列是非平穩(wěn)的序列。差分后，在1%、5%和10%的顯著水平下，可以判斷LGDP和LEC一階差分序列是平穩(wěn)的，即原序列是一階單整序列而非平穩(wěn)序列。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，如Johansen協(xié)整檢驗。另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，如EG檢驗。Engle等學者指出后者盡管比較簡單、實用，但檢驗功效比Johansen檢驗小[10]，由于不存在內生變量與外生變量的區(qū)別，所有變量都被視為內生變量，還允許對協(xié)整關系和速度調整系數(shù)施加約束進行檢驗，這些都是后者所不及的，這樣的思想也與能源消費與經(jīng)濟增長關系較為吻合。

1.VAR模型的確定

Johansen協(xié)整檢驗是基于VAR模型進行，其檢驗結果對VAR滯后階數(shù)的選擇較為敏感。為了選擇最為合適的k值，本文依據(jù)了LR、SC、AIC與HQ信息準則五個指標來綜合進行判斷。判斷結果如表2。

從表2中可以看出，除去SC準則是選擇了為1外，其余所有的指標都選擇了滯后期為3的結果。遵循Johansen等（2000）的建議，當不同的信息準則所選擇的滯后階數(shù)不一致時，使用漢南-奎因準則來模型滯后階數(shù)，所以本文選擇建立VAR（3）模型。

2.協(xié)整檢驗

分析本文協(xié)整檢驗的VAR模型滯后期確定為2。由于Johansen協(xié)整檢驗的漸進分布依賴于關于常數(shù)項和時間趨勢項的假定，故其檢驗結果對檢驗方程的形式也較敏感。本文按照Johansen（1992）的建議，采用潘圖拉準則來最終確定恰當?shù)膮f(xié)整檢驗模型。確定有截距的模型作為最適合的協(xié)整檢驗模型，進一步通過模型選擇的聯(lián)合檢驗，具體檢驗結果見表3：

從表3可以看出能源消費與經(jīng)濟增長之間存在一個長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。更進一步估計對（2）公式進行估計，協(xié)整關系式表示如下：

對ECM時間序列進行單位根檢驗得到表4：

從表4中看出，ECM序列已經(jīng)是平穩(wěn)時間序列了，這也驗證了經(jīng)濟增長與能源消費時間序列的長期協(xié)整關系是成立的。再從公式（5）的二者的回歸系數(shù)可以看出，從長期看，經(jīng)濟增長與能源消費是正相關關系，表明吉林省實際GDP上升（下降）1%，將導致能源消費上升（下降）變化0.373%。用向量誤差修正模型來進一步考察它們的短期波動與長期均衡的聯(lián)系。

（三）向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗還可以分為兩種形式：一種是傳統(tǒng)的基于VAR模型的檢驗；另一種則是最近發(fā)展起來的基于VEC模型的檢驗。Feldstein指出如果非平穩(wěn)變量間存在著協(xié)整關系，則應考慮使用基于VEC模型進行因果檢驗，即不能省去模型中的誤差修正項，否則得出的結論可能會出現(xiàn)偏差[11]。本文所采用基于VEC的Granger長短期因果檢驗可以同時考察變量間短期因果關系和長期因果關系，并用Wald-F法對VEC方程中估計出的系數(shù)的顯著性進行聯(lián)合檢驗，來判斷各變量長短期因果關系的方向。具體估計誤差修正模型結果見公式（7）和（8）。

公式（7）和（8）中ECMt項表示對變量長期均衡關系在短期內的偏離可以起到糾正調節(jié)作用。而它前面的調整系數(shù)估計值分別為-0.184和-0.029，反映了經(jīng)濟增長和能源消費變量間受短期沖擊后向長期均衡值調整的速度，其絕對值越大，則調整的速度越快，符合反向修正機制。

在表5中給出了Wald-F檢驗（原假設為聯(lián)合檢驗系數(shù)為零）的F值。結果表明，在10%的顯著水平下，經(jīng)濟增長短期對能源消費無因果關系，但長期對能源消費有因果關系；能源消費短期和長期對經(jīng)濟增長都沒有因果關系。

（四）方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同沖擊的重要性。為進一步來了解能源消費與經(jīng)濟增長之間相互作用與影響，本文采用方差分解方法來定量描述，結果見表6。

從表6可以看出，能源消費在滯后期為1時，100%的來自于自身，經(jīng)濟增長對能源消費的相對方差貢獻率從第2期的0.819%，增加到第5期4.391%后，到第10期上升為12.078%，并呈現(xiàn)繼續(xù)增長的趨勢，因此能源消費對經(jīng)濟增長在短期貢獻不顯著，從長期來看，經(jīng)濟增長對能源消費的方差貢獻率逐漸增大。從0.819%到12.078%，也說明從長期來看經(jīng)濟增長對能源消費具有顯著的影響。經(jīng)濟增長在滯后期為1時，100%的來自于自身，此后盡管略有降低，但最后穩(wěn)定在95.896%以上，能源消費對經(jīng)濟增長的相對方差貢獻率從第2期的2.714%，增加到第5期4.761%后，在第10期下降為4.104%，并呈現(xiàn)逐漸收斂的趨勢，因此能源消費對經(jīng)濟增長無論在短期還是長期來看方差貢獻率都不顯著。方差的分析結果為因果關系提供了有力的證據(jù)。

四、結論及政策建議

本文運用協(xié)整理論和誤差修正模型對吉林省的能源消費與經(jīng)濟增長的關系進行了研究。研究表明，吉林省經(jīng)濟增長和能源消費兩者之間存在長期協(xié)整關系，且存在從經(jīng)濟增長到能源消費的單向Granger因果關系，即吉林省經(jīng)濟增長促進了能源消費，而非能源消費促進了經(jīng)濟增長，吉林省經(jīng)濟屬于非能源依賴型經(jīng)濟。從實證研究結論可以得出以下政策：

1.吉林省經(jīng)濟屬于非能源依賴型經(jīng)濟。說明該吉林省能源依賴程度比較小，執(zhí)行保守的能源政策可能不會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響或者影響比較小。吉林省在新一輪產(chǎn)業(yè)結構調整中，積極改造高能耗、低效率的產(chǎn)業(yè)，對全省經(jīng)濟增長的負面影響應該較小。

2.轉變能源發(fā)展方式，促進能源結構多元發(fā)展，優(yōu)化能源供給結構。以吉林省自身資源條件和環(huán)境承載力為依據(jù)，優(yōu)化發(fā)展火電，加快開發(fā)水電，科學有序開發(fā)風電，并大力開發(fā)利用生物質能、太陽能和地熱能，積極推進核電項目，積極推進分布式能源發(fā)展，優(yōu)化能源結構。

3.發(fā)揮政府調控手段，鼓勵技術創(chuàng)新，對低能耗、高效益的高新產(chǎn)業(yè)加以引導和扶持，在采取適當優(yōu)惠政策的基礎上促進產(chǎn)業(yè)結構從資本、能源密集型向技術密集型方向調整，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。

[參 考 文 獻]

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[責任編輯：潘洪志]