黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

文/原琳，哈爾濱市香坊區(qū)人民醫(yī)院

1 黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系分析

1.1 黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總體趨勢(shì)

能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相輔相成的，是辯證的存在：一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)離不開(kāi)能源，耗能越多，勞動(dòng)生產(chǎn)率越高，越能夠刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；另一方面，社會(huì)經(jīng)濟(jì)迅速增長(zhǎng)，能源消費(fèi)需求量就越大，同時(shí)促進(jìn)能源資源開(kāi)發(fā)利用，相應(yīng)的能源消費(fèi)就會(huì)增加。從目前世界各國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展實(shí)踐上看，不管是總量還是速度，在經(jīng)濟(jì)正常發(fā)展的情況下，能源消費(fèi)與生產(chǎn)總值呈現(xiàn)正向相關(guān)的關(guān)系。通過(guò)對(duì)黑龍江省的數(shù)據(jù)及其發(fā)展趨勢(shì)的觀察和總結(jié)，發(fā)現(xiàn)其也基本符合這一經(jīng)驗(yàn)。結(jié)合黑龍江省的具體情況，從絕對(duì)量上看，2007—2016年黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)總量數(shù)據(jù)見(jiàn)下圖。

圖1 2007—2016黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)總量

從圖1中可以看出黑龍江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展近年逐漸趨于平緩，在相對(duì)充足的能源供給的支持下，生產(chǎn)總值不斷增加，但幅度并不顯著。從黑龍江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)二者總量之間反映出的關(guān)系來(lái)說(shuō)，也同樣表現(xiàn)為正比關(guān)系，就增長(zhǎng)趨勢(shì)而言，二者的增長(zhǎng)趨勢(shì)都相對(duì)平緩。

從同比增長(zhǎng)速度上看，2007—2016年黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度與能源消費(fèi)增長(zhǎng)速度見(jiàn)圖2 。從2007年至今黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度始終高于能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)速度。從波動(dòng)幅度上看，能耗增速的波動(dòng)幅度明顯大于地區(qū)生產(chǎn)總值增速波動(dòng)。尤其在2013年，能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)速度為負(fù)值，說(shuō)明2013年能源消費(fèi)總量低于2012年，這與當(dāng)年大力執(zhí)行政府的節(jié)能降耗政策有很大關(guān)系。從二者趨勢(shì)來(lái)看，大致具有相同的趨勢(shì)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度下降的幾年中能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)速度也大幅度下降，雖2014年能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)速度有很大回升，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度仍然下降。在2014年以后，二者增長(zhǎng)速度都趨于平緩，具有大致相同的變化趨勢(shì)。

圖2 黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度與能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)速度

表1 黑龍江省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)分析表

1.2 黑龍江省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)分析

用地區(qū)生產(chǎn)總值和能源消費(fèi)總量?jī)蓚€(gè)指標(biāo)，以2007—2016年間的數(shù)據(jù)為樣本，使用統(tǒng)計(jì)軟件來(lái)分析黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的相關(guān)性。由表1得出，在0.1的顯著性水平下，黑龍江省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)系數(shù)為0.921，說(shuō)明兩個(gè)變量為高度相關(guān)，即黑龍江省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者為高度正線性相關(guān)。推測(cè)出，黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的相關(guān)性，且二者呈正相關(guān)。

2 黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)的收集與處理

以2007—2016年作為樣本區(qū)間進(jìn)行檢驗(yàn)和研究，用地區(qū)生產(chǎn)總值度量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，選取黑龍江省能源消費(fèi)總量（EC）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）作為研究數(shù)據(jù)，計(jì)算2007—2016年黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系，從《2017年黑龍江省統(tǒng)計(jì)年鑒》選取基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。回歸和計(jì)量檢驗(yàn)均使用Eviews8.0軟件計(jì)算得出。

圖1分析表明，黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值和能源消費(fèi)總量都帶有增長(zhǎng)趨勢(shì)，它們是兩組非平穩(wěn)的時(shí)間序列，為達(dá)到消除異方差及縮減數(shù)據(jù)的目的，對(duì)兩組時(shí)間序列數(shù)據(jù)分別取對(duì)數(shù)，并分別表示為L(zhǎng) GDP和LEC。圖3為兩變量經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)變換后的時(shí)間序列趨勢(shì)圖。

圖3 黑龍江省能源消費(fèi)總量與地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)變換后的時(shí)序圖

圖3 表明，序列 LGDP 和 LEC 都隨時(shí)間變化出現(xiàn)上升的趨勢(shì)，由此判斷出這兩個(gè)變量都是不平穩(wěn)的。為消除時(shí)間序列的不平穩(wěn)性，對(duì)變量 LGDP和 LEC 進(jìn)行一階差分變換。一階差分后的時(shí)序圖如圖4 所示。兩個(gè)序列在一階差分后走勢(shì)與圖3 明顯不一樣，變?yōu)榱瞬灰?guī)則的上下波動(dòng)，初步判斷經(jīng)過(guò)一階差分后的 LGDP 和LEC 可能具有平穩(wěn)性。但是，以直觀地觀察時(shí)間序列的變化趨勢(shì)圖，并不能準(zhǔn)確判斷各個(gè)序列是否具有平穩(wěn)性，必須通過(guò)計(jì)量檢驗(yàn)從理論角度進(jìn)行確定。

圖4 黑龍江省能源消費(fèi)總量與地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)一階差分后的時(shí)序圖

表2 變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立模型研究回歸特征時(shí)，需要先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則會(huì)因?yàn)樽兞恐g具有共同的變化趨勢(shì)而出現(xiàn)“虛假回歸”的現(xiàn)象。使用ADF 單位根檢驗(yàn)法對(duì)變量LGDP和LEC進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，通過(guò) Eviews8.0 計(jì)算，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2：

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果得出，黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值序列和能源消費(fèi)總量序列都不具有平穩(wěn)性；對(duì)它們的一階差分進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn)，ΔL G DP 和 ΔLEC仍然是不平穩(wěn)序列；對(duì)該變量的二階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，Δ2L GDP和 Δ2LEC分別在1%和10%的顯著性水平下平穩(wěn)。所以，序列LGDP和LEC都是二階單整序列，符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

LGDP和LEC的二階單整序列拒絕了存在單位根的原假設(shè)，表明序列 LGDP 和LEC 之間可能存在某種長(zhǎng)期均衡的線性關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。我們采用EG檢驗(yàn)法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。

步驟一：建立回歸模型：

假設(shè)LGDP與LEC之間存在協(xié)整關(guān)系，利用最小二乘法進(jìn)行回歸，用Eviews8..0軟件對(duì)其進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3：

根據(jù)表中數(shù)據(jù)可知，常數(shù)項(xiàng)α 和回歸系數(shù)β 均通過(guò)了t檢驗(yàn)，模型可以表示為：

模型的擬合優(yōu)度為 R2= 0.893017，調(diào)整的擬合優(yōu)度為=0. 879644，F(xiàn)=66.7791。表明LGDP89.30%的變化可以由LEC來(lái)解釋。模型的擬合程度較好。但其中D.W.=0.98193，我們認(rèn)為D.W.值在2附近時(shí)不存在序列相關(guān)性，因此，該模型可能存在虛假回歸的現(xiàn)象，因此需要繼續(xù)考察 tε 的平穩(wěn)性。

步驟二：對(duì)殘差序列做ADF單位根檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)表4：

由表4的結(jié)果可知，殘差序列在5%的顯著性水平下平穩(wěn)。所以，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，2007—2016 年間黑龍江省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程的系數(shù)為正數(shù)，說(shuō)明從長(zhǎng)期看，黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)具有相同的波動(dòng)趨勢(shì)，二者呈正向相關(guān)。

表3 LGDP與LEC參數(shù)估計(jì)表

表4 殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系分析的方法，建立變量LGDP與LEC間的模型：

利用Eviews8.0軟件進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示：

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)表

從表5中數(shù)據(jù)可以看出，當(dāng)滯后期為1時(shí)，兩個(gè)原假設(shè)的p-值均顯著通過(guò)檢驗(yàn)。拒絕了LGDP不是LEC原因的假設(shè)，也拒絕了LEC不是LGDP原因的假設(shè)，因此認(rèn)為 LGDP 與 LEC 互為因果關(guān)系。所以說(shuō)2007—2016 年間，黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者具有雙向的因果關(guān)系。

3 分析結(jié)論

根據(jù)以上實(shí)證研究，用黑龍江省2007—2016年間的能源消費(fèi)總量與地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算該地區(qū)的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)論。

第一，二者之間存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明黑龍江省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，二者正向相關(guān)。第二，誤差修正模型的建立分析了兩變量在短期和長(zhǎng)期調(diào)整的作用。當(dāng)?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值出現(xiàn)短期波動(dòng)偏離均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以 0.4850 的力度從短期非均衡狀態(tài)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)拉近。說(shuō)明：短期內(nèi)，即使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)受到能源消費(fèi)短期波動(dòng)的影響而偏離均衡狀態(tài)，但因?yàn)檎`差修正機(jī)制的存在，誤差修正項(xiàng)可以讓經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)向著長(zhǎng)期均衡狀態(tài)收斂，即無(wú)論二者在短期內(nèi)如何發(fā)生變動(dòng)，在長(zhǎng)期仍然會(huì)趨向于均衡狀態(tài)。第三，由實(shí)證檢驗(yàn)即格蘭杰因果檢驗(yàn)得到：黑龍江省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是互為因果的雙向格蘭杰因果關(guān)系。即二者相互依賴、相互影響。