能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證探究
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能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是近30年來的一個研究熱點(diǎn)。這里的關(guān)系是指格蘭杰意義上的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系的定義是:X稱為Y的“格蘭杰原因”當(dāng)且僅當(dāng)利用X的過去值比不用它時能夠更好的來預(yù)測Y。簡言之,如果標(biāo)量X能夠有效的幫助預(yù)測Y,那么X就稱為Y的“格蘭杰原因”。最早研究能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的是美國學(xué)者KraftJ.和KraftA.[1],他們用Sim[2]方法對美國1947—1974年能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)二者之間是單向的從GNP到能源消費(fèi)的因果關(guān)系。隨后,許多學(xué)者用不同時間段和不同的檢驗(yàn)方法對美國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系做過實(shí)證研究,所得結(jié)論有的支持Kraft-Kraft的結(jié)論,有的不支持Kraft-Kraft的結(jié)論。[3-7]進(jìn)一步的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),不同國家以及同一國家不同時間段的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系也是不同的。隨著時間序列分析方法的不斷改進(jìn),在最近的實(shí)證中,許多學(xué)者在他們的實(shí)證研究中采用了協(xié)整分析技術(shù)。[8-11]我國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系已經(jīng)引起不少經(jīng)濟(jì)學(xué)者的重視,對于二者之間的關(guān)系,學(xué)者們提出了不同的看法。不過,國內(nèi)大部分人的觀點(diǎn)都是通過定性分析得到的,少量的定量分析也只是使用傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計量方法,對現(xiàn)實(shí)的解釋力很弱。目前尚未見到國內(nèi)外學(xué)者用協(xié)整分析技術(shù)對中國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系做實(shí)證研究。本文采用協(xié)整分析技術(shù),對中國1952—2003年能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn),并根據(jù)格蘭杰表示定理,建立能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的誤差修正模型來考察二者之間的長期關(guān)系和動態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明我國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間是單向的從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的因果關(guān)系,而且這種長期關(guān)系是穩(wěn)定的,并沒有隨時間發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。
二、變量和方法說明
在能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析中,既可采用雙變量模型,也可采用多變量模型。Stern采用了四變量(能源消費(fèi)量、GDP、資本和勞動力)模型分析了戰(zhàn)后美國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。他之所以把資本和勞動力加入到模型中是基于這樣一個認(rèn)識:資本和勞動力有逐漸替代能源的趨勢。筆者認(rèn)為,隨著知識經(jīng)濟(jì)的興起和蓬勃發(fā)展,技術(shù)替代能源的趨勢更為明顯,因此在實(shí)證中包含技術(shù)變量是合理的。但由于中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺失,我們難以找到1990年以前的衡量技術(shù)水平的一個關(guān)鍵指標(biāo)R&D費(fèi)用的統(tǒng)計數(shù)值。因此在本文采用雙變量模型,即能源消費(fèi)量(用E表示)與經(jīng)濟(jì)增長(實(shí)際GDP表示),為了消除變量中存在的異方差,我們對這兩個變量作對數(shù)化處理,分別記為LnE和LnGDP。協(xié)整的概念最早由Granger[12]提出,他觀測到幾個大致同向運(yùn)動的變量,在短期,它們可能分岔,但經(jīng)過若干期調(diào)整,它們可能返回到原有的運(yùn)動軌跡,若如此,這幾個變量可能協(xié)整。Granger[13]正式給出了協(xié)整的定義,其核心是,若干個由單位根過程所生成的數(shù)據(jù)的變量,若存在這樣的線性組合,使與這一組合的偏差(或者說協(xié)整殘差即非均衡)由穩(wěn)定過程所生成,則這種組合即為變量之間的協(xié)整,它度量了這幾個變量之間的長期穩(wěn)定性。不難看出,協(xié)整所隱含的均衡概念與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的均衡不完全一致。從宏觀計量的角度考察,在協(xié)整提出之前,宏觀計量主要研究向量自回歸類模型(VAR),這一類模型構(gòu)成了時間序列的主要內(nèi)容,而這一類模型是建立在穩(wěn)定數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上,對于非穩(wěn)定數(shù)據(jù),尤其是含單位根的數(shù)據(jù),如所謂ARIMA模型,采用差分的方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行變換。
如何將這一類模型與協(xié)整模型聯(lián)系起來,解決這一問題即是Granger[13]表示定理。這一表述定理所陳述的是在協(xié)整成立的條件下,VAR類模型可由對應(yīng)的誤差修正模型(ECM)表示,這就使協(xié)整模型與時間序列的主要內(nèi)容相聯(lián)系,從而在協(xié)整成立的條件下,對VAR類模型的研究就轉(zhuǎn)化為對協(xié)整及其所對應(yīng)的ECM模型的研究。本文在建立ECM模型之前,先對能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),以考察二者之間因果關(guān)系的方向。假設(shè)時間序列LnE和LnGDP皆為單位根過程(記為I(1))并且具有協(xié)整關(guān)系,根據(jù)“格蘭杰表示定理”,我們建立可以建立式(1)及(2)所示的這兩個變量間的誤差修正模型(具體采用式(1)還是式(2)或者二者都采用取決于格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果):ΔLnEt=α1+∑mi=1β1iΔLnEt-i+∑ki=0δ1iΔLnGDPt-i+γ1Ecm1t-1+ε1t,(1)ΔLnGDPt=α2+∑mi=1β2iΔLnGDPt-i+∑ki=0δ2iΔLnEt-i+γ2Ecm2t-1+ε2t.(2)式中,Δ表示對變量的一階差分;α1與α2為常數(shù)項(xiàng);m、k代表該變量的滯后期;γ1和γ2是調(diào)整系數(shù);Ecmt-1是回歸方程的誤差修正項(xiàng),其中Ecm1t=LnEt-ξ1-ξ2LnGDPt,(3)Ecm2t=LnGDPt-ψ1-ψ2LnEt.(4)誤差修正模型的關(guān)鍵在于考察修正項(xiàng)系數(shù)γ是否在統(tǒng)計上顯著小于0,如果的確如此,那么能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長(GDP)長期均衡水平的偏離就會通過下一期能源消費(fèi)的變化來逐步調(diào)整過來。如式(1)中,t-1期如果能源消費(fèi)過高(高于均衡值),就會有Ect1t-1>0,γ1Ect1t-1<0,這樣便使得t期的能源消費(fèi)變化率ΔLnEt下降,從而向均衡水平回復(fù)。相反,t-1期如果價格水平過低會使得ΔLnEt上升。根據(jù)Granger表示定理,變量之間如果存在協(xié)整關(guān)系,則至少存在單方向的格蘭杰因果關(guān)系。式(1)中如果修正項(xiàng)系數(shù)γ顯著,就表明GDP變動會引起能源消費(fèi)的變動。
三、數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果
(一)數(shù)據(jù)說明
本文數(shù)據(jù)取自2002年中國統(tǒng)計年鑒[14],2002和2003年的數(shù)據(jù)根據(jù)國研網(wǎng)上的數(shù)據(jù)整理得到[15]。研究樣本包括1952—2003年的能源消費(fèi)量和GDP。能源消費(fèi)量的單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤,GDP的單位是億元人民幣。由于統(tǒng)計年鑒上GDP的數(shù)據(jù)是基于當(dāng)年價格計算的,為了使數(shù)據(jù)具有可比性,筆者將GDP的數(shù)據(jù)按照1990年不變價格進(jìn)行了調(diào)整。1952—2003年中國大陸能源消費(fèi)與GDP的走勢曲線如所示,從可以看到序列具有加速增長的特征,類似于指數(shù)增長趨勢,因此在建模前考慮對原始序列取對數(shù)。是對數(shù)序列的樣本曲線,從可以看到對數(shù)序列呈線性增長的趨勢。從還可以看出LnE和LnGDP表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征,而且不難發(fā)現(xiàn)LnE和LnGDP之間的變化特征極為相似,也就是說LnE和LnGDP之間具有同趨勢性。另外,從LnE和LnGDP差分序列的趨勢圖()可以看到,盡管LnE和LnGDP表現(xiàn)出波動增長的非平穩(wěn)態(tài)勢,但其差分序列都表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征,因此我們預(yù)期能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系。
(二)單位根檢驗(yàn)
為了檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系,我們首先對能源消費(fèi)量和GDP序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),判斷每個序列是否為I(1)過程。檢驗(yàn)單位根有幾種方法,本文采用ADF檢驗(yàn)法分別對各序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。因?yàn)長nGDP和LnE都具有非零均值和上升趨勢(見),所以在對序列的水平值做單位根檢驗(yàn)時應(yīng)包含截距項(xiàng)和時間趨勢。在對序列的水平值做單位根檢驗(yàn)時,由于一階差分序列已經(jīng)消除時間趨勢(見),所以檢驗(yàn)時不包含時間趨勢項(xiàng)。滯后期的選擇根據(jù)AIC準(zhǔn)則來確定,見表1。結(jié)果表明,LnGDP和LnE的ADF檢驗(yàn)值均大于1%顯著性水平的臨界值,所以接受單位根假設(shè),因此它們都是不平穩(wěn)的單位根過程,但其一階差分是平穩(wěn)的。以上檢驗(yàn)結(jié)果說明這兩個序列具有相同的協(xié)整階數(shù)———均為I(1)過程。
(三)協(xié)整檢驗(yàn)
既然確定了LnE和LnGDP序列都是I(1),下一步的任務(wù)是檢驗(yàn)二者之間是否存有協(xié)整或者說長期均衡關(guān)系。關(guān)于協(xié)整檢驗(yàn)的研究已經(jīng)發(fā)展成了兩種主要的方法:一是1987年Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(yàn);二是Johansen和Juselius[16]提出的基于VAR方法的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)(又稱為JJ檢驗(yàn)),通過建立基于最大特征值的比統(tǒng)計量λ-max來判別變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文首先采用EG兩步法來檢驗(yàn)。首先建立LnE和LnGDP之間的回歸方程LnEt=ξ1+ξ2LnGDPt+μt.(5)由OLS估計我們得到下面的方程(方程下面小括號內(nèi)為t統(tǒng)計量,n為觀測次數(shù),R2為相關(guān)系數(shù)的平方,下同)LnE^t=3.381(9.255)+0.813×LnGDPt(20.094),(6)n=52,R2=0.890.方程右側(cè)LnGDPt系數(shù)的符號同我們的預(yù)期一致,相關(guān)性很高,并且系數(shù)也是顯著的。然而這兩個變量都是單位根過程,這個OLS回歸式是否有意義還取決于協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)論。如果回歸式中兩個變量不存在協(xié)整關(guān)系,則可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。根據(jù)式(6)得到殘差項(xiàng)為Ecm1t=LnEt-3.381-0.083×LnGDPt.(7)對回歸殘差序列的單位根檢驗(yàn),Engle&Granger建議使用ADF方法,不過這時的ADF臨界值需要修正。本文中使用ADF檢驗(yàn)來確定殘差是否含有單位根。假定殘差不含有時間趨勢是合理的,而且從殘差的散點(diǎn)圖來看,殘差圍繞0波動,因此對殘差的單位根檢驗(yàn)時,我們設(shè)定回歸式中不含截矩項(xiàng)和時間趨勢。檢驗(yàn)結(jié)果表明,ADF檢驗(yàn)值大于臨界值,回歸殘差序列是平穩(wěn)的,因而LnE和LnGDP存在協(xié)整關(guān)系。雖然EG兩步法檢驗(yàn)結(jié)果表明LnE和LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系。然而經(jīng)驗(yàn)上一般認(rèn)為,小樣本時協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果較為不穩(wěn)定,為了在協(xié)整關(guān)系上得出穩(wěn)健的結(jié)論,需進(jìn)一步使用JJ檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)LnE和LnGDP之間是否具有協(xié)整關(guān)系。同時,本文采用AIC準(zhǔn)則,根據(jù)無約束的VAR模型的殘差分析來確定VAR模型的最優(yōu)滯后期。從檢驗(yàn)結(jié)果中可以得出:在1%的顯著性水平下,r=0的假設(shè)被拒絕,r≤1的假設(shè)通過檢驗(yàn)。這說明了,LnE和LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系,即這兩個變量之間存在長期的均衡關(guān)系。
(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)
以上確定了LnE和LnGDP均為I(1)過程而且存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整只是表明了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在因果關(guān)系,但沒有指明這種因果關(guān)系的方向,下面對LnE和LnGDP之間進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。我們發(fā)現(xiàn)零假設(shè)經(jīng)濟(jì)增長(GDP)不是能源消費(fèi)的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0•039,如此小概率的事件拒絕了零假設(shè),因此,經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)的“格蘭杰原因”。零假設(shè)能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0•074,因此可以看出該零假設(shè)在5%的顯著水平下應(yīng)該被接受。也就是能源消費(fèi)對于經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著,也即能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長的“格蘭杰原因”。
(五)誤差修正模型
以上結(jié)果表明我國能源消費(fèi)量和經(jīng)濟(jì)增長之間是單向的從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的因果關(guān)系。利用方程(7)中得到的誤差修正項(xiàng)Ecm1t-1,根據(jù)格蘭杰表示定理建立形如式(1)的誤差修正模型。這里誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.129,顯著小于零,符合反向修正機(jī)制,表明能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。上一期能源消費(fèi)水平高于均衡值時,本期能源消費(fèi)漲幅便會下降,反之上一期能源消費(fèi)水平低于均衡值時,本期能源消費(fèi)漲幅會上升。Ecm1t-1的系數(shù)表明12.9%的偏離均衡部分會在一年之內(nèi)得以調(diào)整,于是能源消費(fèi)不會偏離均衡值太遠(yuǎn)。方程(8)還表明,能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的短期價格彈性大于長期彈性(短期彈性為-0.129,而長期彈性為0.083),說明經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)的即期影響比長期影響大。由于協(xié)整度量的是長期關(guān)系,因此在長期,這種關(guān)系有可能發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。50多年來中國的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行相當(dāng)不平穩(wěn),、、1979年開始的改革開放等都可能使前后的宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)生大的變化。另外從可以看到,1996年以后能源消費(fèi)增幅減小,但GDP的增幅仍比較平穩(wěn)甚至呈上升趨勢。為了檢驗(yàn)式(8)揭示的動態(tài)關(guān)系的穩(wěn)定性,我們使用迭代最小二乘法(RecursiveLS)來考察誤差修正系數(shù)的穩(wěn)定性,見(虛線表示兩個標(biāo)準(zhǔn)差范圍)。1990年以后,誤差修正系數(shù)便相當(dāng)穩(wěn)定了(保持在-0.12左右),表明ECM模型所揭示的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是穩(wěn)定的,并沒有隨時間而發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。
四、結(jié)論
從以上的計量模型分析結(jié)果不難得出以下結(jié)論:我國能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間是單向的從經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的因果關(guān)系,而且這種長期關(guān)系是穩(wěn)定的,并沒有隨時間而發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。從定性分析來看,能源消費(fèi)包括兩部分:一部分是由生產(chǎn)技術(shù)水平所決定的,一般說來,這部分消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系在短期內(nèi)不會發(fā)生較大變化;另一部分是由管理水平、市場環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素決定的能源消耗水平,即體制性因素決定的能源消費(fèi)水平。這部分能源消費(fèi)可變性較大,是引起能源消費(fèi)增長與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系不穩(wěn)定的主要原因。由于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的這種內(nèi)在關(guān)系的作用,使得盡管能源消費(fèi)會有時偏離均衡,但是經(jīng)濟(jì)自身的力量將會使其重新回到均衡狀態(tài),也就是無論在短期它如何變化,在長期仍趨于均衡,這也正是本文誤差修正模型所描述的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。
