周躍云，趙先超，李 昊

（湖南工業(yè)大學(xué) 長株潭兩型社會研究院 全球低碳城市聯(lián)合研究中心，湖南 株洲 412007）

1 研究背景

能源是人類生產(chǎn)與生活必不可少的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，也是國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的支撐和動力。進(jìn)入21世紀(jì)以來，全球普遍面臨資源與能源短缺，環(huán)境污染加劇等一系列嚴(yán)峻問題。據(jù)測算，2005年我國能源生產(chǎn)總量折合標(biāo)準(zhǔn)煤20.6億t，能源消費(fèi)總量折合標(biāo)準(zhǔn)煤22.2億t，能源的消費(fèi)速度同比增長9.5%，遠(yuǎn)高于當(dāng)年全球2.7%的增長率，是世界上能源消費(fèi)增長最快的國家[1]。為此，黨的十六屆五中全會要求把節(jié)約能源作為基本國策，并確定了“十一五”末單位GDP能源消費(fèi)要比“十五”末降低20%的目標(biāo)。

基于此，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源瓶頸日益凸顯的形勢下，研究和探索能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上提出促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)與能源消費(fèi)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策措施就成為一項(xiàng)重要課題。許多學(xué)者已對此進(jìn)行了富有成效的研究，但研究范圍多為國家層面。如韓志勇等人[2]選取1978—2000年的數(shù)據(jù)對中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整性與因果關(guān)系進(jìn)行了研究，并得出兩者間存在雙向因果關(guān)系，但不具有協(xié)整性的結(jié)論。馬超群等人[3]詳細(xì)研究了中國1954—2003年的年度GDP和能源總消費(fèi)及能源消費(fèi)各構(gòu)成部分（包括煤、石油、天然氣和水電力等）之間的長期均衡關(guān)系，得出GDP分別與能源總消費(fèi)、煤炭消費(fèi)之間存在協(xié)整關(guān)系，而與石油、天然氣和水電之間不存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而分別建立了GDP與能源總消費(fèi)、煤炭消費(fèi)之間的誤差校正模型。此類研究成果還很多[4-5]。關(guān)于城市區(qū)域能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究也有所涉及。如鐘曉青等人[6]利用廣州市1980—2003年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法及協(xié)整理論研究表明：廣州市GDP與能源消費(fèi)、能源結(jié)構(gòu)之間存在長期均衡關(guān)系，能源結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的影響大于經(jīng)濟(jì)增長。蔡嗣經(jīng)等人[7]利用北京市1985—2006年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)研究得出：北京市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長有著長期的均衡關(guān)系，且存在經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系。

然而，除王遠(yuǎn)等人[8]研究了江蘇省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的耦合關(guān)系外，國內(nèi)其它省級區(qū)域這一關(guān)系的研究尚無人涉及，其理論研究遠(yuǎn)遠(yuǎn)滯后于實(shí)踐發(fā)展。本文即以此為切入點(diǎn)，選擇以中部地區(qū)能源相對短缺而經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的湖南省為例，按照目前國內(nèi)外通行的協(xié)整性檢驗(yàn)與因果性分析方法，對湖南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整性和因果關(guān)系進(jìn)行深入研究，旨在為湖南省能源戰(zhàn)略與政策的制定提供科學(xué)決策的依據(jù)。

2 研究資料與方法

2.1 區(qū)域概況與數(shù)據(jù)來源

湖南省屬于中部六省之一，位于中國中南部，長江中游以南。湖南省東臨江西，西接重慶、貴州，南毗廣東、廣西，北連湖北。截至到2008年，全省轄13個(gè)地級市和1個(gè)自治州，共有136個(gè)縣（縣級市、市轄區(qū)），其轄域面積21.182 9萬km2，總?cè)丝跒? 846萬人，城市化率為42.15%。

本文研究數(shù)據(jù)包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)、能源消耗數(shù)據(jù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)等。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)（GDP，單位：億元）來源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000—2009），能源消耗數(shù)據(jù)（用EC表示，單位：萬t）來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000—2009），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000—2009）。此外，還有少量數(shù)據(jù)來自湖南省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)。

2.2 研究方法簡介

本文采用增擴(kuò)的迪基－福勒（augmented Dickey-Fuller，ADF）檢驗(yàn)法檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性；采用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法及Johansen and Juselius極大似然法檢驗(yàn)時(shí)間序列變量是否存在長期均衡關(guān)系；采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法檢驗(yàn)時(shí)間序列變量之間是否存在因果關(guān)系；采用最小二乘法（ordinary least square，OLS）構(gòu)建協(xié)整回歸模型并定量測算序列之間的變動關(guān)系。因本文所有數(shù)據(jù)處理均借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews6.0完成，故對研究方法的基本原理、運(yùn)算步驟等不加詳細(xì)說明，只作簡單介紹。

1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法。所謂平穩(wěn)性是指一個(gè)變量序列的均值、方差和自協(xié)方差是穩(wěn)定的。ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

2）協(xié)整性檢驗(yàn)方法。2個(gè)變量序列具有相同的單整階數(shù)，是變量序列之間具有協(xié)整性的必要條件。本文采用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法對序列的協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)。如果已經(jīng)判斷2個(gè)序列xi和yi是非平穩(wěn)的，但都是d階單整序列，則可用檢驗(yàn)式的殘差ε是否平穩(wěn)來判斷2個(gè)變量序列xi和yi的協(xié)整性。即如果殘差ε是平穩(wěn)的，則可以認(rèn)為變量序列xi和yi之間存在協(xié)整關(guān)系[10]。

3）因果關(guān)系檢驗(yàn)方法。對以上2個(gè)變量序列分別構(gòu)建回歸模型如下：

3 經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)現(xiàn)狀

3.1 經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析

經(jīng)濟(jì)增長總量方面：2009年，湖南省共實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)總值12 930.7億元，比上年增長13.6%，較1999年的3 214.54億元增長了9 715.46億元，見圖1。

圖1 1999—2008年湖南省GDP增長趨勢Fig.1The GDP growth trend of Hunan from 1999-2008

經(jīng)濟(jì)增長速度方面：1999—2008年，湖南省GDP年均增速10.82%，其增長變動趨勢與第二產(chǎn)業(yè)變動趨勢大體一致（見圖2）。

圖2 1999—2008年湖南省GDP及各產(chǎn)業(yè)增速Fig.2Growth rate of Hunan GDP and various industries from 1999-2008

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面：1999—2008年，湖南省3產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例見圖3。

圖3 1999—2008年湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動趨勢Fig.3The changing trend of Hunan industrial structure from 1999-2008

從圖3中可看出，1999年3產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例為24.2:37.1:38.7；2008年3產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例已經(jīng)調(diào)整為18.0:44.2:37.8，對比可知，相對于1999年，2008年湖南省第一產(chǎn)業(yè)所占比重下降了6.2百分點(diǎn)，第二產(chǎn)業(yè)比例上升了7.1百分點(diǎn)。

3.2 經(jīng)濟(jì)總量與能源消費(fèi)總量分析

按不變價(jià)格分析湖南省經(jīng)濟(jì)總量，是以1978年為基期的GDP指數(shù)和1978年GDP數(shù)據(jù)計(jì)算獲得的實(shí)際GDP，單位：億元。湖南省能源消費(fèi)總量用EC表示，其量值為按標(biāo)準(zhǔn)煤折合計(jì)算后的結(jié)果。1999—2008年，湖南省經(jīng)濟(jì)總量與能源消費(fèi)總量的變動趨勢見圖4～5。

圖4 1999—2008年湖南省實(shí)際GDP與變化趨勢Fig.4The real GDP and its changing trend of Hunan form 1999-2008

圖5 1999—2008年湖南省能源消耗與變化趨勢Fig.5The energy consumption and its changing trend of Hunan from 1999-2008

從圖4和圖5中可看出，GDP和能源消費(fèi)總量的變化較為相似，具有相同的發(fā)展趨勢，都表現(xiàn)出非平穩(wěn)性的特征。為消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)間較大的波動以及克服序列的異方差性，本文對變量做對數(shù)處理（分別記為X=ln （GDP/億元），Y=ln （EC/萬 t），下同）后再進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果見圖6。從圖中可看出，1999—2008年，湖南省GDP和EC的對數(shù)變化趨勢相同，即X與Y具有相同的變化趨勢，但二者是否表現(xiàn)為平穩(wěn)性特征仍需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

圖6 1999—2008年湖南省經(jīng)濟(jì)與能耗總量對數(shù)變化趨勢Fig.6The logarithm changing trend of Hunan GDP and total energy consumption from 1999-2008

3.3 能源消費(fèi)構(gòu)成分析

由于資料所限，僅分析了2005—2007年湖南省能源消費(fèi)構(gòu)成情況，見圖7。

圖7 2005—2007年湖南省能源消費(fèi)構(gòu)成變動趨勢Fig.7The changing trend of energy consumption composition of Hunan form 2005-2007

從圖7中可知，湖南省能源消費(fèi)構(gòu)成中煤炭所占比重雖然有下降的趨勢，但以煤炭占主導(dǎo)地位的能源消費(fèi)構(gòu)成近些年不會改變。與煤炭所占比重持續(xù)下降相反，湖南省能源消費(fèi)構(gòu)成中石油比重變化不大，天然氣比重持續(xù)上升，以水電、核電與風(fēng)電為代表的新能源所占比重也有上升趨勢，說明近幾年湖南省大力發(fā)展新能源取得了一定成績，但比例仍明顯偏低。

3.4 單位GDP能耗分析

本文僅分析2005—2009年湖南省單位GDP能耗情況。2005年湖南省單位GDP能耗為1.472 t/萬元，高于全國平均水平1.22 t/萬元；2009年湖南省單位GDP能耗為1.202 t/萬元，雖然較2005年有所下降，但仍高于全國平均水平1.077 t/萬元，略高于江西、安徽2省的能耗水平，與湖北、河南2省能耗水平相對持平，遠(yuǎn)低于同處中部地區(qū)的山西省能耗水平，見圖8與圖9。

圖8 2005—2009年湖南與全國平均單位GDP能耗比較Fig.8 The comparison between Hunan per unit GDP of energy consumption and that of national average from 2005-2009

圖9 2009年湖南省單位GDP能耗與其它省市及全國平均水平比較Fig.9Comparison of per unit GDP of energy consumption among Hunan, other provinces and the national average in 2009

4 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長序列分析

4.1 序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

建立模型前，必須對變量序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)法對2個(gè)變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，對檢驗(yàn)過程中的滯后項(xiàng)采用AIC準(zhǔn)則確定，由于序列長度所限，最大滯后階數(shù)取2，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

據(jù)表1可知，在1%, 5%及10%的顯著性臨界水平下，未經(jīng)差分的序列X和Y均存在單位根，為不平穩(wěn)序列，其一階差分序列DX與DY不具有單位根，為一階差分平穩(wěn)序列。因此，可判斷這2個(gè)序列都是一階單整序列，具有相同的協(xié)整階數(shù)。

表1 各變量序列的單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果Table 1ADF testing results for each variable sequence

4.2 序列的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可通過一個(gè)或幾個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的變化影響到另一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的變化，并且這些經(jīng)濟(jì)變量之間存在穩(wěn)定的長期協(xié)整關(guān)系。本文首先采用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法來驗(yàn)證變量序列的協(xié)整關(guān)系，并采用Johansen and Juselius 極大似然法作為對比確認(rèn)兩步檢驗(yàn)法的檢驗(yàn)結(jié)論。

1）Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法。首先，以X為被解釋變量，Y為解釋變量，用最小二乘法（OLS）估計(jì)回歸模型，分析結(jié)果如表2所示。

表2 回歸模型輸出結(jié)果Table 2Output results of regression model

由表2數(shù)據(jù)可得回歸模型為

式（5）中R2=0.982，說明能源消費(fèi)能夠較好地解釋經(jīng)濟(jì)增長，模型擬合效果較好。模型（5）判斷2個(gè)變量序列具有協(xié)整關(guān)系的關(guān)鍵在于進(jìn)一步檢驗(yàn)其殘差序列是否平穩(wěn)，為此，需采用ADF檢驗(yàn)法繼續(xù)檢驗(yàn)殘差序列ε（ε=0.729-0.731Y）的平穩(wěn)性。其檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 殘差序列的單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果Table 3ADF testing results of residual sequence

從表3可看出，在5%及10%的顯著性臨界水平下，ADF的值小于臨界值，拒絕了殘差序列具有單位根的零假設(shè)，表明未經(jīng)差分的參差序列ε不存在單位根，為零階單整的平穩(wěn)序列，從而證明了X與Y存在協(xié)整關(guān)系。

2）Johansen and Juselius極大似然法。表4為采用該方法檢驗(yàn)時(shí)Eviews6.0輸出的檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 Johansen and Juselius 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Table 4Cointegration results of Johansen and Juselius test

無樣本約束秩檢驗(yàn)和極大特征值檢驗(yàn)給出了相同的結(jié)果：即在5%顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整向量的原假設(shè)，接受系統(tǒng)中存在1個(gè)協(xié)整向量的備選假設(shè)，從而驗(yàn)證了上述Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法給出的2個(gè)變量序列具有協(xié)整性的正確結(jié)論。

4.3 序列的因果關(guān)系檢驗(yàn)

上文已經(jīng)檢驗(yàn)出X與Y之間存在協(xié)整關(guān)系。但這種長期的協(xié)整關(guān)系究竟是能源消費(fèi)引起GDP增加值變動，還是GDP增加值引起能源消費(fèi)變動仍不能確定。為了更清楚地了解兩者之間的因果關(guān)系，需要對X與Y序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為2，借助Eviews6.0進(jìn)行分析，檢驗(yàn)輸出結(jié)果如表5所示。

表5 各變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Table 5Causal relationship results of each variables

由檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%的顯著性水平下，“X對Y沒有Granger因果關(guān)系”的零假設(shè)被拒絕，而“Y對X沒有Granger因果關(guān)系”的零假設(shè)都接受，從而得出1999—2008年間湖南省能源消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長之間并無明顯的雙向因果關(guān)系，只存在單向的因果關(guān)系，即存在從GDP增長到能源消費(fèi)的單向Granger原因，進(jìn)一步說經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)的Granger原因。

4.4 協(xié)整回歸模型構(gòu)建

通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的進(jìn)一步驗(yàn)證，確定了湖南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長序列之間存在協(xié)整關(guān)系，且是GDP增長到能源消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系。鑒于在協(xié)整回歸檢驗(yàn)中擬合的回歸方程（5）是適應(yīng)性估計(jì)模型，將自變量和因變量變換得到湖南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整回歸模型為

圖10描述了該協(xié)整回歸模型的擬合值與實(shí)際值及殘差。從圖中可看出，該回歸模型擬合效果較好。

圖10 協(xié)整回歸模型的擬合效果Fig.10The fitting effect of cointegration regression model

該模型表明：EC的變化對GDP的影響呈正相關(guān)關(guān)系，即隨著GDP的增加或減少，能源消費(fèi)總量也會出現(xiàn)相應(yīng)的增加或減少。具體來講，若GDP每變動（增加或減少）1%，將會引起能源消費(fèi)量同方向變動（增加或減少）1.344%。

5 結(jié)論

本文采用ADF檢驗(yàn)方法、Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法等計(jì)量方法，研究了湖南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，得出如下結(jié)論：

1）經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)存在正向長期影響。通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)證明，存在著從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系，即GDP的增加會引起能源消費(fèi)的增加，說明湖南省經(jīng)濟(jì)增長是影響能源消費(fèi)的主要原因。這一結(jié)論也符合“GDP和能源價(jià)格是影響能源消費(fèi)的主要因素”的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論。

2）經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)具有顯著促進(jìn)作用。經(jīng)濟(jì)增長的變動將引起能源消費(fèi)的同方向變動，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長明顯促進(jìn)了能源消費(fèi)增長，即GDP每變動（增加或減少）1%，將會引起能源消費(fèi)量同方向變動（增加或減少）1.344%。這說明在較長的一段時(shí)間，湖南省投資增長過猛，高耗能產(chǎn)業(yè)迅速擴(kuò)張，高耗能產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品增長迅猛，經(jīng)濟(jì)增長仍然主要依靠生產(chǎn)要素（包括資金、能源）的高投資拉動，傳統(tǒng)的高消耗、高投入、低產(chǎn)出的“三高一低”式經(jīng)濟(jì)增長模式并未得到根本性轉(zhuǎn)變。

3）經(jīng)濟(jì)增長對能源安全和節(jié)能減排構(gòu)成影響。1999—2008年，湖南省年均GDP增速與能源消耗增速均較快。但從總體上看，湖南省能源消耗增速大于GDP增速，這表明，近年來湖南省較快的經(jīng)濟(jì)增速是通過較多的能源消耗來支撐的。隨著能源消耗的日益增長，能源需求進(jìn)一步加大，不僅對能源安全構(gòu)成巨大挑戰(zhàn)，而且使湖南省正面臨著日益突出的節(jié)能減排壓力。

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