甘肅省能源消費與經濟增長實證分析

秦靜，牛叔文，孫紅杰，胡莉莉

(蘭州大學資源環境學院，蘭州730000)

有關能源消費與經濟增長的相互關系是個有爭議的問題，是經濟增長導致能源消費?還是能源消費促進經濟增長?國內外學術界圍繞這一問題展開了討論，得出的結論也不盡相同。

Kraft J和Kraft A(1978)發現了美國GDP對能源消費的單向因果關系[1]。Yu和Choi(1985)的研究表明，韓國也存在著GDP增長促使能源消耗增加的因果關系，而菲律賓則存在著從能源消耗促進GDP增長相反的因果關系[2]，Yang(2000)檢驗了石油、天然氣、煤炭和電力與經濟增長的因果關系，得出各種能源消費與經濟增長存在著格蘭杰雙向因果關系[3]。Hondroyiannis(2002)等研究了希臘能源消費、GDP和消費價格指數之間的聯系，認為能源消費與GDP存在雙向因果關系[4]。

國內學者對此也做了大量研究。馬超群(2004)等研究結果表明，我國GDP分別與能源總消費、煤炭消費之間存在協整關系和很強的Granger雙向因果關系，而GDP與石油、天然氣和水電之間不存在協整關系[5]。楊朝峰、陳偉忠(2005)則得出我國從經濟增長到能源消費的單向因果關系，而且這種關系是穩定的，沒有隨時間發生結構性變化[6]。王宇新研究結果又表明，短期內我國能源消費與GDP增長之間不存在因果關系，但長期內存在GDP到能源消費的單向因果關系[7]。王海鵬等(2005)研究結果則表明我國電力消費與經濟增長之間存在長期協整性和雙向因果關系[8]。研究綜述不難發現，國內外學者研究結果雖不盡相同，但總的來說，能源消費和經濟增長之存在間雙向因果關系的居多。

甘肅省是我國西部一個重要而又特殊的省份，截至目前，關于甘肅經濟增長與能源消費關系的相關研究不多。因此，本研究將根據1985—2007年間甘肅省的23組年度數據，利用協整分析及格蘭杰(Granger)因果關系檢驗法對甘肅省生產總值和能源消費總量之間的關系進行實證分析。

1 甘肅能源開發與經濟增長

1.1 能源條件

甘肅省位于黃河上游，地處西北內陸，擁有獨特的自然地理條件，能源資源相對富集，品種齊全，既有常規礦產能源，石油、天然氣、煤、油頁巖、泥炭等，又有水電、核能、太陽能、風能、地熱及生物質能等資源。且具有分布相對集中、開發成本低、開發潛力大等特點。

甘肅已發現油田20個，含油面積為12.30萬km2，已探明可采儲量為2.72億t，占全國總儲量的2.08%，其中，位于甘肅河西走廊的玉門油田是新中國第一個天然石油基地[9]。已探明煤炭保有儲量92.65億t，煤質多以長焰煤、不粘或弱粘結煤為主[10]。依托豐富的煤炭資源，先后在蘭州、平涼、靖遠等地建立了大規模的火電廠。甘肅也是我國先行開發水電的地方，劉家峽水電站為黃河上游地區梯級水電站的開發建設拉開了序幕，河西750 kV輸變電系統不僅構成了西北電網的主骨架，也為“西電東送”創造了條件。2009年8月中國規劃建設的第一座千萬kW級風電示范基地——甘肅酒泉風電基地一期工程正式開工建設。“建設河西風電走廊，再造西部陸上三峽”成為甘肅能源產業結構調整走向“綠電”新路的標志。甘肅太陽能的開發利用在我國也是起步較早的省份，太陽灶、太陽能熱水器在城鄉居民的生活中有較多地應用。生物質能的利用技術也在不斷改善，沼氣建設緩解了農村炊事用能，產生了節能減排的良好效果。甘肅的能源開發不僅為甘肅經濟發展奠定了基礎，也有力地支持了全國經濟的發展[11]。

1.2 能源消費與經濟增長變化趨勢

由于建國初期倡導重工業優先發展，甘肅省形成了以重工業為主的工業體系。改革開放以來，這種趨勢雖有所扭轉，但工業結構基本格局仍未有大的改變[12]。甘肅能源消費品主要為煤炭、石油、天然氣、水電、風電，其中，煤炭和電力占有較大比重。1985—2007年甘肅能源消費總量由1 790.12萬tce增加到5 109.29萬tce(圖1)，增長了2.85倍，年均增幅達到4.88%。2007年，第一、二、三產業能耗在能源消費總量中占比分別為4.8%、76.4%、7.3%，工業仍是能源消費的主體，達到75.2%。期間，甘肅生產總值(GDP)由123.39億元增加到2702.40億元(當年價)，按可比價計算增加了8.43倍，年均增長率為10.10%，比建國后前30年的年均增速高4.3個百分點。1985—2007年間，甘肅省GDP與能源消費總量呈穩步上升趨勢，可以初步認為能源消費與經濟增長之間存在某種關聯。

圖1 1985—2007年甘肅能源消費總量與GDP增長趨勢Fig.1 The amount of energy consumption and GDP growth trend from 1985 to 2007 in Gonsu Province

1.3 能源消費彈性系數

能源消費彈性系數是反映能源消費增長速度與國民經濟增長速度之間比例關系的指標。計算公式為:能源消費彈性系數=能源消費量年平均增長速度/國民經濟年平均增長速度。

圖2 1985—2007年甘肅能源消費、GDP增長率及能源消費彈性系數Fig.2 Growth rate of energy consumption and GDP and elasticity ratio of energy consumption of Gansu Province from 1985 to 2007

1985—2007 年，甘肅省能源消費彈性系數呈波動變化(圖2)，很不穩定，其平均值為0.60，低于全國0.68的平均水平。其中，1996、1997年能源消費增長率呈反向變化，彈性系數除了2003和2004年大于1，其余年份均小于1，且在0.1～0.7的區間波動，沒有表現出明顯的變化規律。由于GDP的增長具有較強的平衡性，彈性系數的變化主要是由于能源消費增長不穩定所致。

2003 年以來，甘肅經濟進入新一輪快速增長期，伴隨投資的大幅增長，鋼鐵、水泥、化工、電力等高耗能產業迅速擴張，產品產量大幅增長。2003—2004年能源消費增長快于GDP增長，能源消費彈性系數大于1。與全國比較，1998年以來甘肅GDP比上年增長率略低于全國，能源消費增長率也低于全國能源消費增長率，彈性系數比全國波動幅度大，平均值低于全國彈性系數。甘肅省的GDP、能源消費總量及能源消費彈性系數的變化趨勢與全國基本一致(圖3)。

1.4 能源消費強度

能源消費強度(萬元，GDP能耗)是反映能源消費經濟成果的重要指標，指一定時期內一個國家或地區萬元國內生產總值所消耗的能源，計算公式為:能源消費強度=能源消費總量/萬元GDP(不變價)。

1985—2007 年，甘肅能源消費強度與時間序列的回歸方程:

圖3 1985—2007年中國能源消費、GDP增長率及能源消費彈性系數Fig.3 Growth rate of energy consumption and GDP and elasticity ratio of energy consumption of China from 1985 to 2007

式中:y是能源消費強度;x是時間。由此可以看出，能源消費強度與時間有著密切的冪函數相關性(圖4)。趨勢線的估計值與對應的實際數據之間擬合程度比較高。甘肅省能源消費強度(按1985年價格計算)呈下降趨勢。萬元GDP能耗從1985年的14.51 tce下降到2007年的3.01tce，累計下降125.68%，其中，2006、2007年全省萬元GDP能耗分別比上年下降2.61%、4.09%。表明甘肅能源利用效率逐步提高，技術進步和產業升級產生了節能效應。2007年全國的能源消費強度是1.16 tce/萬元，甘肅能源消費強度遠遠大于全國平均水平，說明甘肅未來節能減排仍有較大潛力。

圖4 甘肅能源強度變化Fig.4 Energy intensity of Gansu Province

2 實證分析

2.1 變量和數據的選取

原始數據來源于《甘肅改革開放30年》、《甘肅省統計年鑒》、《中國統計年鑒》。數據區間是1985—2007年，能源消費總量(TEC)是個實物指標，單位是萬tce;國內生產總值(GDP)是以1978年為基期的不變價格。為了消除數據間的波動，對生產總值和能源消費總量分別取對數，并記為LGDP和LEC。

2.2 序列的平穩性能檢驗

傳統的計量經濟模型一般假定都建立在平穩的經濟過程基礎上，美國學者Nelson與Plosser(1982)指出，多數的宏觀經濟時間序列都是不穩定的[13]，Stock(1987)的研究則表明因果性檢驗對序列的穩定性非常敏感[14]。如果把非平穩的研究過程當成平穩過程，這對計量回歸分析的有效性有很大影響，會導致分析、檢驗和預測的結果都是無效的。因此在具體應用協整理論進行分析時，首先要對能源需求和GDP的時間序列進行平穩性檢驗。從圖1可以看出，能源消費總量(EC)和國內生產總值(GDP)是帶有趨勢的、非平穩的，未經差分的序列是非平穩序列。由于實際的經濟序列通常不會是一個簡單的一階自相關過程，這里用ADF檢驗方法對序列進行單位根檢驗來判斷其平穩性[15]。ADF檢驗是通過下面3個模型完成的。

模型(1)不包含常數項和線性時間趨勢項

模型(2)包含常數項、不包含線性時間趨勢項

模型(3)包含常數項和線性時間趨勢

其中:ut是白噪聲;Δ表示變量的一階差分;a為常數項;t為時間趨勢項。單位根檢驗的最佳滯后階數依照AIC(Akaike info criterion)和SC(Schwarz criterion)最小準則確定。

在進行檢驗時，同時估計出上述3個模型的適當形式(在每個模型中選取適當的滯后差分項，以使模型的殘差項是一個白噪聲，主要是保證不存在自相關。一般選擇能保證ut是白噪聲的最小P值。)然后通過ADF臨界值檢驗零假設:Ho∶δ=0。只要其中有一個模型的檢驗結果拒絕了零假設，就可以認為時間序列是平穩的。當3個模型的檢驗結果都不能拒絕零假設時，則認為時間序列是非平穩的。如果其中任何一個檢驗模型中ADF值大于麥金農臨界值，則可以認為該序列不能拒絕存在單位根的假設，即是非平穩序列。如果非平穩序列的d階差分是平穩序列，則我們稱為此序列d階單整，記為I(d)。

利用計量經濟軟件EVIEWS5.0完成對甘肅GDP和TEC序列的平穩性分析檢驗，具體檢驗結果如表1所示。

由檢驗結果可知，LEC和LGDP的一階差分都不平穩。在二階差分的時候，LEC的模型1、模型2中ADF值分別為-6.0413、-5.8914，均小于a=1%、a=5%和a=10%時的臨界值;LGDP的模型1、模型2中ADF值也分別小于a=1%、a=5%和a=10%時的臨界值。可見，甘肅省LEC和LGDP序列通過二階差分后，能達到顯著性水平99%以上的平穩性。所以兩個時間序列LEC和LGDP都是二階差分單整序列，故可以對兩個序列進行進一步的協整檢驗。

2.3 能源消費與經濟增長協整性分析

協整的基本思想認為，盡管兩個或者兩個以上的變量中每個都是非平穩的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平穩的變量。協整理論為兩個或兩個以上非平穩變量之間尋找均衡關系，以及用存在協整關系的變量建立動態模型奠定了理論基礎[16]。

協整分析，主要用于短期動態關系易受隨即擾動的影響，而長期關系又受經濟均衡關系約束的經濟系統。協整檢驗的常用方法有EG(Engle-Granger，1987)兩步法和JOHANSON(Johansen，1988)檢驗法。約翰森檢驗法常用于基于向量自回歸模型的多變量之間的協整分析[17]。兩步檢驗法是由恩格爾(Engle)和格蘭杰(Grange)于1987年提出的[18]，通常用于檢驗兩變量之間的協整關系——對于兩個都是隨機游走的變量序列，如果它們的某個線性組合是平穩的，則稱這兩個序列為協整的;如果是非平穩的，則求出兩變量單整的階，且兩個序列具有相同的單整階數，是序列之間具有協整性的必要條件。如果兩個序列單整的階相同，則可以利用最小二乘法對協整回歸方程xt=a+βyt+ut的殘差ut是否平穩的檢驗來判斷xt和yt的協整性。如果ut是平穩序列，說明是協整的，反之不協整。此法適用于能源消費與國內生產總值之間的協整關系的分析。

從估計結果來看，該方程的擬合優度R為0.9826，調整后的R2為0.9796，F=320.8217，t統計量和F統計量都很顯著，說明模型的擬合效果很好。其中DW=2.09，查DW統計量表得DL=1.24，Du=1.43，Du＜DW＜4-Du，殘差序列已消除自相關。殘差的計算公式為

第二步，檢驗et的單整性，看看殘差是否是平穩序列。

對殘差進行單位根檢驗，按照AIC定階準則和EVIEWS運算確定滯后階數，通過單位根的檢驗發現，不含常數項和截距項的模型最適合，ADF檢驗的結果如表2所示。

由單位根檢驗可知，LEC和LGDP時間序列都是二階平穩的，協整檢驗分兩步進行。

第一步，通過最小二乘法回歸得到兩者之間的協整回歸方程為

表2 殘差單位根的檢驗結果表Tab.2 Unit root tests on residual series

由對殘差穩定性的檢驗結果可以看出，ADF值的絕對值小于顯著性水平為1%、5%、10%水平下的臨界值，殘差序列是平穩序列。也就是說1985—2007年甘肅省能源消費與GDP統計數據之間具有協整關系。由協整回歸方程可以看出，甘肅省能源消費與經濟增長存在著正向互動關系，甘肅能源消費每增加1個單位，GDP增長34.8%。

2.4 變量的Granger因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗的基本思想為:假定變量X的變化是變量Y發生的原因，則X的變化應該發生在Y的變化之前，而且在預測Y的回歸模型中，引入變量X的過去觀測值作為獨立變量應該在統計上顯著地增加模型的解釋能力。交換X與Y，做同樣的回歸估計，檢驗Y是引起X變化的原因。常用的模型為

白噪聲u1t和u2t假定為不相關的。

用最小二乘法進行參數估計，用F統計量來進行格蘭杰因果關系分析，F檢驗的原假設分別為

若F統計量的計算值比F臨界值大，則X不能導致Y的原假設不成立，也就是說X是Y的Granger原因[19]。

表3 EC和GDP的格蘭杰因果關系檢驗Tab.3 Granger causality estimation on energy consumption and GDP

由表3可以看出，在滯后期為1的時候，對于GDP不是EC的格蘭杰原因的假設相伴概率為0.2632，表明至少在5%的顯著性水平下接受原假設，即可以認為GDP不是EC的格蘭杰原因。而對于EC不是GDP的格蘭杰原因的相伴概率只有0.0020，表明至少在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，即可以認為EC是GDP的格蘭杰原因。滯后期為2和3時，可以得到同樣的結論。因此，該檢驗表明甘肅省能源消費與GDP是一種單向因果關系，即甘肅能源消費是經濟增長的格蘭杰原因，但反向因果關系并不成立。

這種因果關系與甘肅的實際情況是相符合的。多年來，甘肅的產業結構以能源原材料等高耗能重型工業為主，并依賴政府投資來擴大規模。這些產業對能源具有較強的依賴性，而低耗能的加工服務業相對薄弱，對經濟增長的貢獻不大。這就形成了能源消費導致GDP增加的局面。

3 結論與建議

能源的開發利用在甘肅經濟發展中占有重要的位置。1985—2007年間，甘肅能源消費與經濟增長呈穩步上升趨勢，能源消費彈性系數在0.1～0.7的區間波動變化，沒有表現出明顯的規律性。能源消耗強度逐年下降，能源利用效率較快提高。但與全國平均水平相比較，能源消耗強度仍偏高，未來節能減排的潛力較大。協整分析表明:甘肅能源消費和GDP之間存在協整關系。兩者之間的長期關系為能源消耗提高1個單位，甘肅省地區生產總值增加34.8%。甘肅能源消費與GDP增長是一種單向因果關系，即能源消費是經濟增長的格蘭杰原因，但反向因果關系并不成立。這說明甘肅是能源依賴型經濟增長模式，能源的開發和利用在很大程度上帶動了地方經濟的發展。

甘肅重工業比重大，高耗能行業比重高，工業化進程中存在著“高消耗、高污染、低產出”的問題，加之觀念落后、技術水平有限等問題，使得甘肅的粗放型經濟發展模式始終未得到根本轉變。在能源競爭日益激烈、節能減排已成為我國必須面對的嚴峻現實情況下，甘肅既需要大規模開發河西風電和開發隴東煤田，使之成為支撐甘肅長期發展的重要依托，同時又要加大節能減排的力度，堅決關停并轉高耗能、高污染企業，發展低耗能的加工服務業和高技術產業。

今后，隨著甘肅省經濟總量不斷增長，能源需求總量將在較長時期內保持較高的增長水平。進一步調整產業結構，優化能源結構，依靠科技進步，提高能源利用效率，加快經濟結構向能源節約型和集約化轉變，是確保甘肅省經濟持續穩定發展的一項重要任務。

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