都俊杰，何先平　(長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的協(xié)整分析

都俊杰，何先平(長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)總量(GDP)與能源消費(fèi)總量(EC)的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger 因果分析等方法，分析了湖北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系。結(jié)果表明，湖北省煤炭和石油的消費(fèi)量與GDP分別存在著協(xié)整關(guān)系；從GDP到煤類(lèi)消費(fèi)量存在單向Granger因果關(guān)系，GDP與油類(lèi)消費(fèi)量不存在Granger因果關(guān)系，GDP與天然氣的消費(fèi)量存在雙向Granger因果關(guān)系，從水電的消費(fèi)量到GDP存在單向Granger因果關(guān)系；短時(shí)間內(nèi)湖北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，能源的總消耗量會(huì)增加0.81個(gè)百分點(diǎn)。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(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；ADF檢驗(yàn)；協(xié)整分析

能源問(wèn)題關(guān)系到全社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，維系著社會(huì)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(dòng)力源，在整個(gè)區(qū)域內(nèi)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展，對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展發(fā)揮著重要作用[1]。深入研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)問(wèn)題做了研究，如Kraft J等[3]對(duì)美國(guó)1947～1974年的GDP與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出美國(guó)的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是GDP到能源消費(fèi)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(guó)的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，但得出的結(jié)論不同，即二者之間是沒(méi)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(guó)的能源消費(fèi)與GDP的關(guān)系，結(jié)果是這2個(gè)國(guó)家的GDP與能源消費(fèi)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(fèi)與經(jīng)濟(jì)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(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在隨時(shí)間不斷變化的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。馮金麗等[8]對(duì)廣西的能源消費(fèi)及能源消費(fèi)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(fèi)量增加會(huì)影響經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。筆者選取了2000～2013年湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量(GDP)與能源消費(fèi)總量(EC)的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger 因果分析等方法，分析了湖北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系。

1數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1數(shù)據(jù)來(lái)源選取了2000～2013年湖北省國(guó)民生產(chǎn)總值(GDP)、能源消費(fèi)總量(EC)數(shù)據(jù)，能源分為煤炭(COAL)、油類(lèi)(OIL)、天然氣(GAS)和水電(ELEC)。數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》[9]《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》[10]《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[11]《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》[12]。對(duì)這些數(shù)據(jù)做定量分析，還要考慮異方差問(wèn)題，對(duì)上述6組數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，分別是LGDP、LEC、LCOAL、LOIL、LGAS、LELEC。

2000～2013年湖北省國(guó)民生產(chǎn)總值(GDP)、能源消費(fèi)總量(EC)變動(dòng)趨勢(shì)見(jiàn)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(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入了低能耗時(shí)代，但總體來(lái)看能源消耗呈上升趨勢(shì)。

1.2研究方法

1.2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法。單位根檢驗(yàn)可以判斷一個(gè)序列是否為單整I(1)序列，是一種有效的檢驗(yàn)方法，主要分為 ADF檢驗(yàn)法和PP檢驗(yàn)法。該研究采用ADF檢驗(yàn)法，ADF檢驗(yàn)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(jī)誤差項(xiàng)服從獨(dú)立同分布的。ADF檢驗(yàn)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(guò)程，是非平穩(wěn)的序列。

1.2.2協(xié)整檢驗(yàn)方法。

(1)若k個(gè)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(jì)的殘差是：

1.2.3Granger因果檢驗(yàn)方法。具體回歸模型為：

式中,βi=0進(jìn)行檢驗(yàn)，即等同于“X的變化是不會(huì)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(duì)Y存在Granger因果關(guān)系。同理也可以對(duì)βj=0(j=1,2,…，m)進(jìn)行檢驗(yàn)，從而判斷Y對(duì)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(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

yt=k1xt+μt，t=1,2,…，T

2結(jié)果與分析

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

注：模型中的C、T、K分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、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(mǎn)足了協(xié)整檢驗(yàn)的要求，可以對(duì)二者進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。

2000～2013年湖北省LCOAL、LOIL、LGAS、LELE、LGDP變動(dòng)趨勢(shì)見(jiàn)圖2。

對(duì)LGDP與LCOAL、LOIL、LGAS、LELE進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)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(gè)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(yàn)首先是LGDP與LEC的協(xié)整性檢驗(yàn)，根據(jù)2000～2013年的數(shù)據(jù)，計(jì)算出的LGDP與LEC都是滿(mǎn)足一階單整的序列，接下來(lái)就可以對(duì)協(xié)整性做出檢驗(yàn)分析。建立LEC與LGDP之間的協(xié)整方程，接下來(lái)對(duì)方程做OLS回歸，得到：

注：模型中的C、T、K分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、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(shí)際值、擬合值和殘差之間的關(guān)系如圖3所示。接下來(lái)對(duì)殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)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(yàn)，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(jì)回歸，可以得到變量的實(shí)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(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、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(lái)對(duì)上述變量的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，依據(jù)前面給出的AIC準(zhǔn)則，做出正確的判斷，結(jié)果見(jiàn)表4。

注：模型中的C、T、K分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、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(fèi)量與GDP是分別存在著協(xié)整關(guān)系的。也就是說(shuō)，湖北省的能源消費(fèi)的組成部分，煤炭消費(fèi)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(fèi)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(yàn)參照前面幾次的分析，給出6組時(shí)間序LGDP、LEC、LCOAL、LOIL、LGAS、LELEC中，只有LGAS、LELEC是平穩(wěn)序列，但是經(jīng)過(guò)前面的協(xié)整性檢驗(yàn)，能源消費(fèi)的各組成部分的消費(fèi)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(lái)對(duì)這6個(gè)解釋變量進(jìn)一步地進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。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(yàn)，結(jié)果見(jiàn)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(fèi)量的單向Granger因果關(guān)系”，通俗地說(shuō)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)導(dǎo)致了煤炭消費(fèi)量的增加，但是反過(guò)來(lái)煤炭消費(fèi)量的增加并沒(méi)有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。GDP與油類(lèi)消費(fèi)量不存在Granger因果關(guān)系，存在“從GDP到天然氣的消費(fèi)量的雙向Granger因果關(guān)系”，即GDP的增長(zhǎng)會(huì)影響到天然氣的消費(fèi)增加，天然氣的消費(fèi)增加也會(huì)帶動(dòng)GDP的增長(zhǎng)，二者是互為因果關(guān)系的。存在“從水電的消費(fèi)量到GDP的單向Granger因果關(guān)系”，也就是水電消費(fèi)的增加可以促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)的，但反過(guò)來(lái)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)不會(huì)導(dǎo)致水電消費(fèi)的增加。

2.4誤差修正給定2個(gè)變量，若之間存在均衡關(guān)系，而且這種關(guān)系是長(zhǎng)期的，為檢驗(yàn)短時(shí)間內(nèi)這種關(guān)系是否會(huì)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(guò)OLS估計(jì)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(xiàng)的，而且差分項(xiàng)會(huì)影響短期的波動(dòng)指標(biāo)?；貧w系數(shù)也可以通過(guò)上式給出，規(guī)定檢驗(yàn)的顯著性水平是1%，這時(shí)侯的短期波動(dòng)就由2部分構(gòu)成，分別是短期GDP的影響波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡的影響偏離。接下來(lái)有誤差調(diào)整項(xiàng)ECMt-1提供的系數(shù)，一旦出現(xiàn)偏離長(zhǎng)期的均衡，會(huì)有一定的調(diào)整力度。再根據(jù)系數(shù)估計(jì)值分析結(jié)果，短時(shí)間內(nèi)湖北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，能源的總消耗量會(huì)增加0.81個(gè)百分點(diǎn)，一旦短期波動(dòng)出現(xiàn)偏離長(zhǎng)期的均衡時(shí)，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(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)進(jìn)行協(xié)整分析，并對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和各類(lèi)能源消費(fèi)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果表明，湖北省的經(jīng)濟(jì)會(huì)有所增長(zhǎng)，但是會(huì)消耗更多的能源。湖北省的GDP與EC是單項(xiàng)的Granger因果關(guān)系，同樣GDP與石油消費(fèi)量也是單向的Granger因果關(guān)系；水電消費(fèi)

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(fèi)量與GDP。以上數(shù)據(jù)表明，湖北省的能源消費(fèi)EC與GDP的增長(zhǎng)之間關(guān)系密切，而且這種關(guān)系是單方面的，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單方面地帶動(dòng)了能源的消費(fèi)，而能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有起到多大的作用。

3.2對(duì)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(jì)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(shì)，提高清潔能源的消費(fèi)比重，集中優(yōu)勢(shì)發(fā)展水能；③能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)多元化，嘗試新的能源消費(fèi)；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(duì)能源消費(fèi)給出適當(dāng)?shù)恼咭龑?dǎo)。

參考文獻(xiàn)

[1] 中國(guó)人民大學(xué)區(qū)域與城市經(jīng)濟(jì)研究所課題組.長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J].江淮論壇，2010(3)：21.

[2] 劉海鶯，趙瑩.能源消費(fèi)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，201l(3)：38.

[3] KRAFT J，KRAFT A.On the relationship between energy and GNP[J].Joural of energyand development，1978(3)：401-403.

[4] YU E S H，HWANG B K.The relationship between energy and GNP：Further results[J].Energy economics，1984，6(3)：168-190.

[5] GLASURE Y U，LEE A R.Cointegration，error correction，and the relationship between GDP and energy：The ease of South Korea and Singa pore [J].Resource and energy economics，1997，20(1)：17-25.

[6] NARAYAN P，SMYTH R.Multivariate granger causality between electricity consumption，exports and GDP：Evidence from a panel of middle eastern countries[J].Energy policy，2009，37(1)：229-236.

[7] 王海鵬，田彰，靳萍.中國(guó)能源消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系的實(shí)證研究：以電力行業(yè)為例[J].生產(chǎn)力研究，2005(3)：159-160.

[8] 馮金麗，詹浩勇，華喜波.廣西能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的灰色關(guān)聯(lián)分析[J].國(guó)土與自然資源研究，2010(2)：53-54.

[9] 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局國(guó)民經(jīng)濟(jì)綜合統(tǒng)計(jì)司.新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2009.

[10] 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局能源統(tǒng)計(jì)司.中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2013.

[11] 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2014.

[12] 湖北省統(tǒng)計(jì)局.湖北統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2014.

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

作者簡(jiǎn)介都俊杰(1981- )，女，吉林長(zhǎng)春人，講師，碩士，從事應(yīng)用數(shù)理統(tǒng)計(jì)研究。

收稿日期2016-02-24

中圖分類(lèi)號(hào)S-9

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A

文章編號(hào)0517-6611(2016)07-248-04