中国经济增长与能源问题的实证分析

2012-09-03宋祖红苏少之

统计与决策 2012年24期

关键词：单位根协整差分

宋祖红，苏少之

(1.中南财经政法大学经济学院，武汉 430073；2.湖北民族学院鄂西生态文化旅游研究中心，湖北恩施 445000)

中国经济增长与能源问题的实证分析

宋祖红1,2，苏少之1

(1.中南财经政法大学经济学院，武汉 430073；2.湖北民族学院鄂西生态文化旅游研究中心，湖北恩施 445000)

对中国1978～2011年能源生产、能源消费与经济增长之间的协整性检验和因果关系研究表明，中国经济增长与能源问题之间存在长期均衡关系；短期能源问题对经济增长的影响不大，应运脉冲冲击效果来看，短期经济增长与能源生产和消费的关系紧密度不高，长期中经济增长将改变能源生产和消费模式。

能源生产；能源消费；协整；格兰杰检验；经济增长

0 引言

能源是全球经济增长的最基本驱动力，是人类赖以生存的基础。中国是目前世界上第二位能源生产国和消费国，中国已经成为世界能源市场不可或缺的重要组成部分，对维护全球能源安全作用日趋突显，对世界经济发展和繁荣贡献日益增加。然而，持续高涨的经济增长对能源产生了巨大需求，导致能源的过量生产与消费。总结过去三次世界范围内由于能源危机给西方工业化国家经济带来的冲击和影响，中国自1978年实行改革开放政策以来，经济增长速度受到各方高度关注，中国能源问题也广受重视：认为中国社会经济的可持续发展同样不可避免的受能源问题制约。事实上能源是不是会成为中国经济发展“瓶颈”？就必须运用科学的方法分析中国经济增长与能源之间的关系，本文从能源生产与消费的角度采用协整理论和Granger因果检验来回答这一问题。并引入能源生产与能源消费多因素角度分析能源与经济增长的关系，结合脉冲响应函数方法分析中国经济增长与能源生产、消费之间相互对对方的冲击情况。

1 数据和模型

1.1 样本数据及变量

能源问题主要是能源生产(EPC)与能源消费(ECP)问题，我们选取实际GDP、能源生产(EPC)、能源消费(ECP)为研究变量探讨经济增长与能源问题之间的关系。1978年以前的数据没有被本文采用，主要基于在此之前中国经济相对封闭，市场经济建设滞后，经济运行环境区别较大。因此样本区间选用1978～2011年数据能够全面反映改革开放以来能源与经济增长之间的关系。本文采用的数据都来源于历年《中国统计年鉴》，能源生产(EPC)、能源消费(ECP)单位为万吨标准煤，国内生产总值(GDP)是以1978年为基期的GDP指数和实际GDP数据计算而来，得到以1978年不变价格的实际GDP，单位为亿元。为了使数据具有可比较性和减少异方差，所有数据均取对数，lnGDP、lnEPC、lnECP分别表示实际国内生产总值，能源生产总量、能源消费总量，其中实际国内生产总值为剔除物价因素影响后实际值。

1.2 模型构建

本文采用向量自回归模型（VAR）作为研究的方法，选取国内生产总值（GDP）、能源生产总量（EPC）、能源消费总量(ECP)考察和分析中国经济增长与能源之间的关系，分别建立2个VAR模型：模型1为经济增长与能源生产(EPC)；模型2为经济增长与能源消费（ECP）。

2 实证分析

2.1 单位根检验

对时间序列数据进行检验时，为了避免检验产生伪回归，对所有的变量运用Eviews5。0软件进行单位根检验，确保平稳性。协整检验的前提是时序变量要满足同阶同整，即符合同阶单整（Id）条件才能做协整检验。对变量数据取自然对数消除可能存在的异方差，即取做出lngdp、lnepc、lnecp的图形见图1。

图1反映了经济增长与能源生产、能源消费趋势发展变化图，总体来看，经济增长与能源生产、能源消费变化方向具有一致性、非平稳性，由此可知三者之间具有协同增长效应，从序列图形而言，具有明显的截距特征和时间趋势。通过检验，结果表明GDP、EPC、ECP水平值和经过一阶差分处理后的数据均为非平稳性变量，经过二阶差分后均在5%的显著水平上达到平稳并二阶单整（表1）。

图1 经济增长与能源生产、能源消费趋势变化图

表1 LnGDP、LnECP、LnEPC单位根检验

在一阶差分基础上，做单位根检验，经过差分的DLnGDP、DLnEPC、DLnECP与未经差分的原始对数序列LnGDP、LnEPC、LnECP的ADF检验统计量大于显著性水平5%的临界值，表明LnGDP、LnEPC、LnECP和DLnGDP、DLnEPC、DLnECP均可以在95%的置信水平下接原假设，说明对数原序列和一阶差分存在单位根为非平稳时间序列。由此做二阶差分得到新序列如图2示。

图2 经济增长与能源生产、能源消费二阶差分趋势变化图

图2图形言之，经过二阶差分，上述序列时间趋势明显消除时间趋势，序列在零均值上下波动，呈现无规则变化。选取不包含常数项和时间趋势项的式（3）对序列进行单位根检验，检验结果见表1。结果得出二阶差分后DDLnECP、DDLnEP、DDLnGDP的ADF检验统计量小于显著水平5%的临界值，表明DDLnECP、DDLnEP、DDLnGDP均可以在置信水平为95%的水平下拒绝原假设，从而得到序列DDLnECP、DDLnEP、DDLnGDP不存在单位根，为一平稳序列。从单位根检验的结果表明了原序列在经过二阶差分后平稳，为二阶单整。

2.2 协整检验

为了进一步理清经济增长与能源生产和能源消费之间是否存在长期的均衡关系，于是对经济增长变量和能源消费与能源生产变量进行协整分析。序列LnECP～I（2）、LnEP～I（2）、LnGDP～I（2）满足协整检验要求，所以在分析能源生产、能源消费与经济增长的协整关系时，用EG两步法分别对LnGDP、LnEPC和LnGDP、LnECP进行协整关系检验。

第一步：用OLS方法估计LnGDP、LnEPC之间的回归方程，经济增长与能源生产就定性角度而言具有互为因果的关系，而目前我国实际是能源生产高低水平决定经济增长的速度快慢，在此把能源生产LnEPC做为解释变量，考察它对经济增长水平LnGDP的影响程度大小，据1978～2010年数据，协整回归模型为：

经过整理计算得到OLS估计的残差序列

第二步：检验上述模型的残差项是否平稳序列，即检验ECM1是否为I(0)序列。作出序列ECM1的变化趋势图（图3），对该序列做单位根检验。从图中看出序列没有时间趋势，在零均值上下波动。单位根检验结果见表2。①苏金发，《城乡统筹：城镇化与农业经济增长关系的实证分析》。经济经纬，2011.

图3 (LNGDP与LNEPC)残差序列ECM趋势图

表2 残差序列单位根的ADF检验表

表2表明，残差序列ADF在二阶差分后平稳，且有ADF的值小于显著性10%的临界值，即为ECM～I(0)，LnGDP、LnEPC之间存在协整关系，协整向量（1，1.17944）。

通过上述分析，协整回归方程解释了经济增长与能源生产存在长期均衡关系，能源生产提高一个百分点，经济增长就提高大约1.1794个百分点。协整回归方程能够解释现实经济发展。

反之，假定经济增长LnGDP为解释变量，则有回归方程：DP，序列ECM2趋势如图4右示。对残差序列进行单位根检验，结果见表2，表明LNEPC与LNGDP存在协整关系。式（2）说明，在长期的经济增长和发展中，经济增长1个百分点，能源生产总量相应提高0.7597个百分点。因此，经济增长与能源生产在长期发展中，相互促进作用大小不一样。通过中国1978～2011年数据的定量分析表明，能源生产对经济增长的促进作用强度（1.1794）大于经济增长对能源生产的促进作用强度（0.7597）。这也表明中国自改革开放以来，经济的高速发展依赖于能源生产的客观实际。

同理，做经济增长LNGDP与能源消费LNEPC协整检验（鉴于篇幅限制，过程略）。

图4 (LNGDP与LNECP)残差序列ECM趋势图

表3 残差序列单位根的ADF检验表

上述式（3）、（4）分别说明能源消费提高一个百分点，经济增长提高1.0369个百分点，而经济增长提高一个百分点，能源消费提高0.8824个百分点，即能源消费对经济增长的促进作用强度（1.0369）大于经济增长对能源消费的强度（0.8824）。这与当前国家在调整经济发展结构宏观政策是吻合的，积极转变经济增长方式，减少经济增长对不可再生能源的长期依赖关系。经济增长方式转变取得一定成效的转型，经济增长水平对能源消费水平依赖性逐渐减弱。

2.3 误差修正

在检验变量X和Y如果存在协整关系时，Engle和Granger在1987年提出Granger定理，即变量X和Y之间短期的非均衡关系可用误差模型来修正，误差修正模型的表达式：

式中ecmt-1是长期均衡偏差项，λ是短期调整参数。误差修正模型能够检验变量之间在短期的变动关系。通过上述分析，LNGDP和LNEPC，LNGDP和LNECP是协整的，建立上述二者之间短期动态均衡关系的误差修正模型：

式（6）中的ECM1t-1由式（1）得到。误差修正模型（6）显示，在短期内，能源生产提高1个百分点，经济增长0.7885个百分点，而长期中是1.1794个百分点，可见能源生产对经济发展的促进作用长期大于短期。误差修正系数为-0.0293，表明长期均衡趋势误差修正项对经济增长的调整幅度为2.93%。

建立ECM2=LNEPC-4.819330541-0.7597256508*LN GDP以LNGDP作为解释变量的误差修正模型

同理，可以得出△LNGDPt与△LNECPt之间的误差修正模型

式（7）LNGDP2t-1、△LNGDP2t系数分别是0.00533、0.0287，经济增长对能源生产的依赖性在短期中作用不明显，也就是说短期中经济增长不能提高能源生产能力。在长期中经济增长1个百分点，能源生产总量就能提高0.7597个百分点。

2.4 格兰杰因果检验与脉冲效应

上文表明，经济变量之间存在协整关系，为了判明经济变量之间是否为因果关系，应运Granger因果检验判断LnGDP、LnEPC、LnECP之间的影响关系，Granger因果检验要求变量之间必须平稳，因此对LnGDP、LnEPC、LnECP二阶差分做Granger因果检验，滞后期由Granger因果检验系统自动给出。然而Granger因果检验对于滞后期的选取十分敏感，选取不同的滞后期结果会呈现不同的结果，因此选用Akaike信息准则确定最优滞后阶为2，结果见表4：

表4 Granger因果检验

据表4看出，LnGDP不是LnEPC的原因、LnEPC不是LnGDP的原因、LnGDP不是LnECP的原因、LnECP不是LnGDP的原因在5%的显著水平上被接受，说明经济增长与能源生产、能源消费相互之间不具有因果关系。究其原因，经济在深入发展过程中，不断调整产业结构，特别是在保护能源和降低以“三高”消耗为主要的产业布局上取得一定成效，产业结构在国家宏观调控政策指导下，改变过去单纯依靠能源发展经济而转向科技和其他支撑层面来提升经济发展水平。

为了进一步研究在其他因素保持不变的情况下，研究一个因素冲击其中其他任何一个因素的动态影响引入脉冲响应函数，见图5。

图5 经济增长与能源生产、能源消费之间的脉冲响应图示

图5表明，经济增长对能源生产初期冲击具有正向冲击作用，三期以后到第五期负向冲击效应增加，随后冲击效应减弱，第14期趋近于零，结果表明经济的发展能够带动能源生产的增加；而能源生产在三期以前对经济增长都具有正向冲击效应，三期以后，出现较强的负效应冲击，在第五期达到最大，而后冲击效应减弱，在15期趋于零，结果表明能源生产初始对经济增长的提高作用不是特别明显；而经济增长对能源消费冲击效应明显，在第二期就达到最大，而且在五期以前都为正向冲击效应，此后在为负效应冲击，到14期趋近于零，结果表明经济增长必然带动能源消费，而能源消费对经济增长的正向冲击效应在二期就停止，随后一致在第十期为负效应，逐步为零。

3 结论与建议

以上采用1978～2011年全国数据为样本进行分析，采用建模数理法检验了能源生产、能源消费与经济增长之间的关系，认为提高能源生产不仅不能促进经济在长时期的可持续发展，而且会阻碍经济的发展，虽然在短期内经济增长依靠能源的生产幅度的提高，但是过度能源生产只会在较短的范围内对经济起到明显的促进作用，长期如此，经济增长将会滞步不前，甚至受到制约。同时，经济增长必然带来能源消费的提高，但是就数据分析而言，当前能源消费得到较好控制，与国家宏观政策的调整有紧密的联系，国家通过减少“三高”企业的布局，积极实施高科技企业发展，政策成效初步显现，能源消费得到良性消耗。不过总体而言，能源问题还没有得到较好的解决，能源生产、能源消费还将与经济增长持续博弈，因此未来经济的发展还必须仅仅围绕能源问题的开源与节流并举，实现能源生产合理、能源消费适度的新能源生产、消费模式。

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F064.1