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湖北省经济增长和能源消费的关系
摘 要：能源消费与经济增长的关系一直是经济研究的热点问题.本文选取2000-2016 年相关数据,利用单位根检验、协整检验、误差修正模型以及Granger 因果检验进行实证分析.结果表明,能源消费与经济增长之间存在长期均衡关系,还存在能源消费到经济增长的单向因果关系.
关键词：能源消费；经济增长；协整检验；Granger 因果检验；误差修正模型
中图分类号：F206 文献识别码：A 文章编号：1001-828X(2018)028-0487-02
一、引言
能源消费与经济增长的关系一直是经济研究的热点问题,各级政府对此一直保持着高度重视.探索能源消费与经济增长之间存在的关系,对促进我国经济能够稳健地的发展无疑具有重要作用.现代经济不断上升,是在经济增长的作用与能源消费的作用下相互影响产生的,两者之间的关系密不可分.通过研究两者的关系,可以更好的解读当前经济提升方式转变的主要作用对象,可以将通过调整能源消费,并结合经济增长转变,有利于较全面地把握以人为本,全面、协调可持续的科学发展观.湖北省资源相对较为匮乏,如果过度使用不可再生资源,可能在未来会抑制湖北省的经济增长.而且,能源开发利用衍生出来的环境问题也抑制着经济.最近这些年,湖北省的经济增长速度不断上升,伴随而来的是能源的使用与现在的环境越来越需要改变,都在促使现在的扩张型经济增长慢慢向节约型经济增长转化,所以,对湖北省能源消费和经济增长的关系研究,对于实施能源节约政策有着重要的指导意义.
二、研究设计
1. 变量选取
经济增长：本文选取湖北省年度GDP 作为经济增长的代表变量.GDP 表示一个国家或者说地区,在一段固定的时间里,生产出来的最终的物品或者时提供服务的总市场价值.在经济的研究中,基本也都是用GDP 来代表这个国家或者地区的经济发展水平,这也是目前各个国家和地区常采用的衡量手段.
能源消费：本文选取总能源消费量作为湖北省能源消费的代表变量.由于从1999 年开始,对总能源消费的统计改为“规模以上工业能源消费量”,因此数据选取从2000 年开始.
2. 理论模型
通过阅读已有研究发现,对此类问题大多采用双对数模型,因此,本文建立理论模型如下：
Ln(ENERGYt)等于β0+β1lnGDPt+ut (1)
方程(1) 中,ENERGYt 表示第t 年湖北省的能源消费总量,GDPt 表示第t 年湖北省的地区生产总值,β0 为截距,β1 为待估计参数,ut 为随机误差项.
三、湖北省经济增长与能源消费关系实证分析
1. 单位根检验
本文通过ADF 检验法分别对各序列做一个单位根的检验,判断这些变量在研究时间段内是不是平稳的.观察lnGDP、lnENERGY 这两个序列时,看出这两个的均值都不为零,并且在研究时间段内呈现一个上升趋势,因此对着两个做单位根检验时,加入了截距项和时间趋势.但是对于这两个变量的一阶与二阶差分序列,因为已经去掉了时间趋势,所以检验时,在方程中就不需要时间趋势项.检验结果见表2.
表2 检验结果显示：lnGDP 序列、lnENERGY 序列以及她们各自对应的一阶差分序列的ADF 检验t 统计量相应的概率值均远大于10% 的检验水平,因此可以认为lnGDP 序列、lnENERGY 序列以及△ lnGDP 序列、△ lnENERGY 都是非平稳的.而它们的二阶差分△ 2lnGDP 和△ 2lnENERGY 序列的ADF 检验t 统计量相应的概率值均小于10% 的检验水平,因此可以认为△ 2lnGDP 和△ 2lnENERGY序列是平稳的,即△ 2lnGDP~I(2),△ 2lnENERGY~I(2),所以它们的二阶差分序列都是二阶的平稳序列,可以继续进行协整检验.
2. 协整检验
本文采用“Engle—Granger 二步法”进行检验.首先,建立lnGDP 与lnENERGY 之间的回归方程：
由于DW 值较小,说明残差序列可能存在自相关.通过LM 检验可以检验回归方程中的残差是否存在自相关.LM 检验结果显示,相应的概率值为0.0034,小于检验水平α等于0.05,因此,可以认为方程(3) 所得的残差序列存在自相关.因此考虑加入适当的滞逅后项,得到lnENERGY 与lnGDP 的分布滞后模型：
此时再对残差进行LM 检验,得到相应P 值为0.1685,大于检验水平α等于0.05,说明方程(4) 所得的残差序列不存在自相关.于是利用方程(4) 式求出lnENERGY 与lnGDP 的长期关系：
由表3 检验结果可知, 残差单位根检验的t 统计量为-2.389464,其对应的概率值为0.0211,小于5% 的检验水平,所以可以认为残差序列是平稳的,说明lnENERGY 与lnGDP 是协整的.
可见能源消费对经济增长的长期弹性为0.439,对其进行解读,就是指实际GDP 每增加1%,就会促进能效消费提升0.439%.这两个之间的协整关系也确实符合湖北省的实际情况,经济整体的规模提升了,势必会对能源消费产生影响,在经济规模持续提升的情况下,能源消费也一定会提升.
3. 误差修正模型
方程(7) 刻画了lnENERGY 与lnGDP 的长期均衡关系,为了研究实际能源消费与经济增长之间的动态关系,需要借助误差修正模型来进行分析.
由于该模型没有通过显著性检验,因此对其进行调整,只有在剔除常数项后,在α等于0.1 时,误差项系数才显著,并且系数符号有意义,结果如下：
其中,除了系数不显著,系数不显著,其他系数在α等于0.1 时,都是显著的,误差修正系数为-0.4451.对该模型进行分析,发现能源消费这个短期变化能够拆解为三块：第一块是由于当期GDP变动产生的影响,第二块是滞后一期GDP 变动带来的影响,第三块是滞后一期的能源消费偏离长期均衡关系带来的影响.本期GDP增加1%,能源消费会增加0.8979%；上一期GDP 增加1%,能源消费会减少0.4293%；上期的非均衡误差对本年度44.51% 能源消费的增量做出修正,可见这个幅度还是比较大,所以才能够保证能源消费与经济增长之间的长期关系能够均衡.
4. 格兰杰因果检验
根据前面的协整检验,可以看出均衡关系在能源消费与经济增长之间长期稳定的存在,但这种长期均衡关系到底是哪个对哪个引起的,还需要在通过Granger 因果关系检验,结果见表4.
根据检验结果可以看出, 在5% 的显著水平上, 拒绝“LnENERGY 不是LnGDP 的原因”的原假设,接受了“LnGDP 不是LnENERGY 的原因”的原假设.所以可以认为,在2000-2016年,湖北省存在能源消费到经济增长的单向因果关系.
四、结语
本文选取2000-2016 年相关数据,进行了相关的研究和探索后,归纳出以下几点结论：第一,湖北省能源消费和经济增长之间是单向的从经济增长到能源消费的因果关系,而且这种长期关系是稳定的,并没有随时间而发生结构性变化.第二,能源消费对经济增长的长期弹性为0.439.第三,能源消费这个短期变化主要是由于当期GDP 变动、滞后一期GDP 变动、滞后一期的能源消费偏离长期均衡关系这三者带来的影响.第四,本期GDP 增加1%,能源消费会增加0.8979%；上一期GDP 增加1%,能源消费会减少0.4293%；上期的非均衡误差对本年度44.51% 能源消费的增量做出修正.第五,湖北省存在能源消费到经济增长的单向因果关系.
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