基于协整检验的中国能源需求研究

徐 刚, 王维国

(1.东北财经大学数学与数量经济学院,辽宁大连116025; 2.中国科学院大连化学物理研究所,辽宁大连116023)

基于协整检验的中国能源需求研究

徐 刚1,2, 王维国1

(1.东北财经大学数学与数量经济学院,辽宁大连116025; 2.中国科学院大连化学物理研究所,辽宁大连116023)

文章运用协整理论构建了中国能源需求的长期均衡模型,发现在1978～2008年期间,能源需求与经济增长、产业结构、城镇化以及能源价格存在长期均衡关系,能源需求与经济增长存在格兰杰(Granger)双向因果关系,并在此基础上提出了我国能源发展的政策建议。

能源需求;经济增长;协整;格兰杰因果

一、引 言

能源是人类赖以生存和社会发展的重要物质基础,是国民经济和实现可持续发展的重要基石。随着能源需求的不断增长,能源对经济发展的影响已成为全球瞩目并极其关注的问题,同时也是当前我国的热点问题和焦点问题。因此,能源需求与经济增长的关系便成为值得研究并给予重视的问题。

近年来,国内外学者采用不同的方法对能源与经济增长关系做了大量研究,以往主要是从定性方面进行的,现也开始从定量分析方面进行研究,如Kraft对1947～1974的美国年度数据进行研究,率先发现GDP对能源消费的单向因果关系[1]。Stem采用单方程静态协整分析和多元动态协整分析发现能源在解释GDP中具有显著效果,并且GDP、劳动力、资本和能源之间存在长期均衡关系[2]。Soytas和Sari实证分析了“七国集团”和新兴市场经济国家共16个国家的能源和经济增长关系,发现“七国集团”的两个变量之间均存在协整关系[3]。此外,协整与因果关系研究方法也逐渐被应用到亚洲国家和地区的能源消费与经济增长之间关系的研究中。Hwang和Gum在对台湾地区能源与经济关系的研究中,得出了能源经济之间存在双向因果关系的结论[4],而Chen和Lai则对1955～1993年的样本进行了单位根检验、协整检验以及Granger因果检验的Hsiao程序等技术,发现只存在GDP对能源消费的单向因果关系[5]。在Asafu基于协整检验和误差修正模型的研究得出印度和印度尼西亚两国能源消费对GDP的单向因果关系,以及菲律宾和泰国两国能源消费和GDP之间的双向因果关系[6]。

国内学者在此方面的研究也日渐兴起。蒋金荷分析了中国的能源效率和经济结构调整[7];李科等详细研究了我国1954～2003年年度能源总消费和各影响因子间的长期均衡关系[8]。薛艳等运用协整和误差修正模型找出江苏省经济增长与能源消费的真实关系,即GDP增长导致能源需求的增加[9]。张令等运用生态足迹方法,指出辽宁需要改善能源结构,提高能源效率,逐步降低煤炭在一次能源消费中的比重,实现该区域的可持续发展[10]。李靖宇等建议中俄两国必须从市场经济规律出发,加大西伯利亚与远东地区能源项目的开发力度,以推动实现双方经贸合作的战略升级目标[11]。

综上所述,国内外的研究者大多是在能源与经济增长的双变量、线性协整的模型框架下进行的,忽略了城市化、技术进步、价格等特有因素对中国能源需求的影响。因此,本文将采用目前国际上广泛采用的协整检验和Granger因果分析的方法,从能源需求、经济增长、产业结构、城镇化、能源价格等几个方面,对中国能源经济的协整性和因果关系进行研究,以期拓展这一领域的研究工作,为能源战略与政策的制定提供实证依据。

二、能源需求的长期均衡分析

1.影响中国能源需求的主要变量

根据能源经济学的需求理论,能源需求(ENERGY)的主要因素取决于能源价格、经济增长、产业结构和城镇化四个变量:

(1)价格因素。价格因素是影响商品需求的首要和关键因素,在能源需求与能源价格之间应该存在着负相关关系。价格(PRICE)用商品零售价格分类指数中的燃料指数来衡量。

(2)经济增长。经济增长是能源需求的重要因素,经济增长与能源需求之间存在着显著且稳定的正相关关系。经济的增长一般都采用国内生产总值(GDP)来表示。

(3)产业结构变化。我国正处于重化工业这个崭新的发展时代,即以资金、技术密集型产业为主导的深加工、重型化发展的新阶段,这阶段的发展需要以对能源的高消耗为支持。产业结构变化与能源需求之间的关系应该是正相关的。产业结构的变化用第二产业在国民经济的比重(INDUS)来加以衡量,因为第二产业即是国民经济的重要部门,也是能源的消费大户。

(4)城镇化。我国城市建筑规模持续以5%～8%的速度增长,今后15年内城镇建筑拥有量将再增加一倍,而农村住宅也在稳定增长,从而使得建筑运行总能耗持续增长。城镇化与能源需求之间的关系应该是正相关的。城镇化(CI)可采用城市人口占总人口的比重来表示,其中中国城市人口的统计是指市、镇辖区的全部人口,其中也包括一部分农业人口。

本文采用的数据均来自各年《中国统计年鉴》(1979～2009)。在使用这些数据之前,应考虑变量的可比性,所以要对其中的一些变量(如国内生产总值)进行数据处理。为了克服数据中的异方差和数据的剧烈波动,可以取自然对数并用L EN ERGY、L GD P、L IN DUS、L CI和L PRICE表示,数据是1978～2008年的年度经济数据,运用Eviews6.0软件进行分析。

2.变量的DF-G LS检验与协整关系检验

(1)平稳性检验

由于大多数经济变量的时间序列为非平稳序列,这些时间序列的数字特征随时间的变化而变化。因此,在建立模型之前,必须对序列的平稳性进行单位根检验,我们利用DF-GLS方法分别对L EN ERGY、L GD P、L IN DUS、L CI和L PRICF变量进行了平稳性检验(见表1)。

从表1的平稳性检验结果可以看出,五个变量L EN ERGY、L GD P、L INDUS、LCI和L PRICE的DF-GLS值均大于临界值,都具有单位根,因此都是非平稳的。然而这五个变量一阶差分后,它们的DF-GLS值都小于临界值,即一阶差分序列均不具有单位根,因此它们的一阶差分序列是平稳序列,都是一阶单整序列。

(2)协整检验

对于多变量间协整关系的检验,Johansen-Juselius的方法优于Engle-Granger的两步法。所以本文采用Johansen-Juselius方法来确定模型中协整向量的个数。为确定VAR模型的最大滞后期,我们参考L R (似然比)检验、A IC(赤池信息准则)、FPE、S C和HQ信息准则这五种方法,当五种方法确定的滞后期相等时,该滞后期即为VAR模型的最大滞后期,从而提高被估VAR模型的精确性,从表2可以看出,最大滞后期为3,因此,可用Johansen中的迹统计量方法得到的协整检验结果(见表3)。

表1 各变量的平稳性检验

表2 五种方法滞后期的确定结果

表3 Johansen迹统计量检验结果

协整检验从检验不存在协整关系这一原假设开始逐步检验。从表3可以看出,在5%的显著性水平下,变量之间存在协整关系。

(3)能源需求的长期均衡关系

由于变量L EN ERGY、LGDP、LINDUS、LCI、L PRICE之间存在着协整关系,所以可以估计出长期均衡方程:

方程(1)表明长期均衡方程的统计检验结果是令人满意的。在1978～2008年,能源需求与实际国内生产总值、城镇化、产业结构变化和价格存在长期均衡关。从长期均衡方程可以看出,国内生产总值、城镇化、产业结构变与能源需求的影响方向一致,也就是说国内生产总值增长、城镇化推进、工业比重上升,会使能源总需求量上升,而价格水平上升则会降低能源需求量。从各变量对能源需求的影响程度看,能源需求的长期收入弹性、长期城市化弹性、长期产业结构变化弹性和长期价格弹性分别为0.570 351、0.899 890、1.736 471和0.160 366。

在长期均衡方程中,能源需求关于GDP的弹性为0.570。国际上伴随着一个国家从轻工业向重工业转化,再从重工业向第三产业发展的历程,能源弹性系数一般都是具有先急剧上升然后下降的规律,英国、美国的经验数据显示,在工业化的初期阶段,能源弹性系数大于1,在工业化后期阶段,能源弹性系数则小于1。我国当前正处工业化初级阶段,其能源弹性没有大于1,这主要是由于产业结构、管理水平、市场环境等因素的改善造成的。此外,还与当前所处于的信息化时代紧密相关,我国当前采取“信息化”带动“工业化”的路线,加之先进技术的应用,在节能和提高能源效率两方面入手,都有效地降低了能源消耗。另外估计得到的长期收入弹性符号为正,这符合国民经济与能源需求成正相关的规律。

能源需求的长期城市化弹性为0.900,说明城市化每变动1个百分点就会引起能源需求变动0.900个百分点。随着经济的发展,我国不断兴建一些城镇,伴随着城镇的建设,其自身就会牵动能源的消耗增长。当前,我国建筑总能耗约占社会终端能耗的20.7%。其中,北方城镇建筑采暖和农村生活用煤约为1.6亿吨标煤/年,占我国2004年煤产量的11.4%;建筑用电和其它类型的建筑用能(炊事、照明、家电、生活热水等)折合为电力,总计约为5 500亿度/年,占全国社会终端电耗的27%～29%;此外,当前我国城市人口和农村人口生活消费结构存在着巨大差别,并且在能源消费上,城市人口对能源的消费量远大于农村人口,正是上述原因导致了随着城市化水平的提高,对能源需求也将不断增加。

能源需求的长期产业结构弹性为1.736,说明产业结构每变动1个百分点,就会引起能源需求1.736个百分点的变动。实际上,在改革开放前,我国农业生产总值占了整个国民经济近半数;实行改革开放后,随着国民经济的高速发展,经济结构不断调整,我国走的是工业化道路,这一时期工业部门在国民经济中的比重不断地提升,同时工业部门又是能源消费大户,这导致了现阶段我国产业结构的变化会引起能源需求正相关变化,并且有较高的产业结构弹性。

能源需求的价格弹性符号为负,表明价格与能源需求之间存在着负相关,能源需求的价格弹性为0.160,说明价格每增加1个百分点,就会引起能源需求0.160个百分点的下降。这说明,在当前能源价格尚未完全实现市场机制的条件下,其对需求的调解作用也表现出来,因此,进行能源价格改革,利用价格的杠杆机制,以保障国民经济发展和居民的合理利用。

三、能源与经济的Granger因果关系分析

除了发现能源与经济增长、价格、城镇化、产业结构之间的长期均衡关系之外,分析清楚能源与经济增长、价格、城镇化、产业结构之间的因果关系,对于制定有效的能源管理战略也是至关重要的。

因为能源与经济增长、价格、城镇化、产业结构之间存在协整关系,因此可通过Granger(格兰杰)因果关系来检验它们之间的因果关系,其结果如表4所示。依据表4的结果,在10%的显著性水平上,能源需求与经济增长存在双向的格兰杰因果关系,能源需求与价格存在双向的格兰杰因果关系,能源需求与产业结构存在从产业结构指向能源需求的单向的格兰杰因果关系,能源需求与城镇化既不存在着从能源需求到城镇化的单向格兰杰因果关系,也不存在着从城镇化到能源需求的单向格兰杰因果关系。

表4 标准格兰杰因果关系检验

中国能源需求与经济增长之间的这种双向因果关系,反映了中国经济增长与能源需求之间的相关性,也符合能源成为中国经济增长过程中不可完全替代的限制性生产要素的实际情况,同时也说明实现中国经济增长从粗放型向集约型转变的必要性和紧迫性。其深层次的含义为:一方面,保持经济持续稳定增长必须要有不断扩大的能源供应作为保障。因此,对能源供应可能出现的波动和短缺必须保持高度警惕并做好应对的准备;另一方面,在全球变暖以及环保的压力下,每个国家都在进行着能源战略和能源政策的调整。在制定有关温室气体减排的能源政策时,必须充分考虑可能对能源需求造成的影响,我国在承担大国减排责任的同时,也避免间接影响到我国的经济增长目标。

四、结论及建议

本文利用协整分析、Granger因果检验等现代计量经济方法构造了中国能源需求的长期均衡模型,对我国能源需求的影响因素进行了深入分析,实证得出能源需求与经济增长、产业结构、城镇化以及能源价格存在长期均衡关系。能源需求与经济增长存在双向的格兰杰因果关系,能源需求与价格存在双向的格兰杰因果关系,能源需求与产业结构存在从产业结构指向能源需求的单向格兰杰因果关系。基于上述结论,结合我国能源现况,提出以下政策建议:(1)继续坚定不移地坚持采取信息化带动工业化。一方面可以提高我国工业的信息化水平,另一方面,发挥后发优势,实现工业在低耗能的情况下增长。(2)开展适合中国国情的城镇化建筑节能模式。依照中国的地理环境和居住习惯,合理推进城镇化,营造一个节能的室内热环境模式,避免造成建筑运行能耗的大幅度增长。(3)加快产业结构的调整。在第二产业内部,一方面注意高能效的新工艺、新技术的采用,另一方面,限制高能耗行业的扩张和发展;此外,积极发展第三产业,以此全面降低能耗,实现整个国民经济的可持续发展。(4)推进能源价格改革。在能源价格中,石油价格是我国当前的重要问题之一。现在成品油的零售价格的定价方式,在保证了国内成品油价格相对稳定的同时,也引发了石油进口量价齐升的问题。因此,改革现在的石油定价机制,实现国内价格与国际价格的接轨,有利于国内石油生产和消费企业,增强其核心竞争力,提高对国际石油市场变动的适应力。(5)加强节能。在制定能源长期发展规划时,要注意经济发展指标与节能指标的关系,控制能源需求总量的增长。可通过节能技术、节能管理、产品结构调整直接降低各产业的能耗,并通过国家的产业结构调整,减少高能耗产业的比重,进一步降低全社会的能耗。实现以最少的能源消耗支持经济可持续发展的目标。

[1]KRAFT J,KRAFT A.On the relationship between energy and GNP[J].Energy Development,1978,(3):401-403.

[2]STEM D.A multivariate co-integration analysis of the role of electricity in the US macro economy[J].Energy Economics,2000,(22):267-283.

[3]SOYTAS U,SARI R.Energy consumption and GDP:causality relationship in G-7 countries and emerging markets [J].Energy economics,2003,(25):33-37.

[4]HWANG D,GUM B.The causal relationship between energy and GNP:the case of Taiwan[J].The Journal of Energy and Development,1992,(12):219-226.

[5]CHENG B,LAI T W.An investigation of co-integration and causality between electricity consumption and economic activity in Taiwan[J].Energy Economics,1997,(19):435-444.

[6]ASAFU J.The relationship between electricity consumption,electricity prices and economic growth:time series evidence from Asia and developing countries[J].Energy economics,2000,(22):615-625.

[7]蒋金荷.提高能源效率与经济结构调整的策略分析[J].数量经济技术经济研究,2004,(10):16-23.

[8]李科,马超群.我国能源需求的协整误差校正模型分析[J].科技进步与对策,2006,(8):130-133.

[9]薛艳,唐建荣.江苏省经济增长与能源消费关系的实证研究[J].统计与信息论坛,2007,22(5):91-96.

[10]张令,项学敏,周集体.辽宁省可持续发展定量研究——生态足迹方法应用[J].大连理工大学学报(社会科学版),2004,25(2):10-15.

[11]李靖宇,朱恒秀.中俄两国合作开发西伯利亚与远东地区能源项目的对策创意[J].大连理工大学学报(社会科学版),2000,21(4):43-49.

Research on China’s Energy Demand Based on Co-integration Test

XU Gang1,2, WANG Wei-guo1

(1.College of Quantitative Economics,Dongbei University of Finance&Economics,Dalian 116025,China; 2.Dalian Institute of Chemical Physics,Chinese Academy of Sciences,Dalian 116023,China)

This paper develops an energy demand model in the long run by using the co-integration theory and Granger causality test.The findings indicate that there is a co-integration relationship in energy demand,economic growth,energy price,industry structure and town development from 1978～2008;furthermore,there is Granger causality between energy demand and economic growth in two directions.On the basis of the research, we provide some policy suggestions on energy development in China.

energy demand;economic growth;co-integration;Granger causality

F124.5

:A

:1008-407X(2010)02-0021-05

2009-09-06

辽宁省教育厅创新团队项目(2007T050);中国科学院知识创新工程领域前沿项目(S200603)

徐刚(1972-),男,辽宁大连人,经济师,东北财经大学数学与数量经济学院博士研究生,主要从事能源经济与能源战略研究;王维国(1963-),男,吉林通榆人,教授,博士生导师,博士,主要从事经济计量分析研究。