江西能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與地區(qū)生產(chǎn)總值增長互動關(guān)系

江西能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與地區(qū)生產(chǎn)總值增長互動關(guān)系 一、江西省經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)現(xiàn)狀能源是現(xiàn)代工業(yè)生產(chǎn)的動力來源， 經(jīng)濟(jì)總量的不斷增長會加大社會對能源的需求。 進(jìn)入 21 世紀(jì)，江西省能源消費(fèi)增速比同期全國能源消費(fèi)增速快， 這與江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處的階段有關(guān)。 工業(yè)化發(fā)展所形成的工業(yè)主導(dǎo)型增長格局顯著增加了全省的能源消費(fèi)量。煤炭、石油和水電是江西省主要能源，2010 年，其占能源消費(fèi)總量的比重分別為 74%、0.14%和 5%。 近幾年來，天然氣消費(fèi)量在不斷增加，但相對于上述三種能源而言，其占能源消費(fèi)總量的比重偏低。 因此，本文采用1995 年2010 年數(shù)據(jù)對江西省能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與地區(qū)生產(chǎn)總值增長互動關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。二、文獻(xiàn)綜述目前， 國內(nèi)外諸多學(xué)者對生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)之間的互動關(guān)系進(jìn)行了研究。 Kraft J. & Kraft A.（卡夫 J和卡夫 A，1978） 對 1947 年1974 年美國國民生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行了研究，得出了美國 GNP 是能源消費(fèi)的格蘭杰原因的結(jié)論。 Narayan & Smyth(納拉揚(yáng)和史密斯，2008)對西方七國的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)互動關(guān)系進(jìn)行了研究， 得出實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)之間存在協(xié)整關(guān)系且能源消費(fèi)是實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因的結(jié)論。 汪旭暉和劉勇（2007）運(yùn)用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)對 1978 年2005 年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長與能源消費(fèi)之間的互動關(guān)系進(jìn)行研究， 得出了在短期內(nèi)中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)之間存在波動關(guān)系、 中長期國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)總量之間存在均衡關(guān)系且能源消費(fèi)是導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的格蘭杰原因的結(jié)論。 于全輝和孟衛(wèi)東（2008）對中國東西部地區(qū)生產(chǎn)總值增長與能源消費(fèi)互動關(guān)系進(jìn)行了比較，認(rèn)為從中長期看，東部和西部地區(qū)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)之間關(guān)系差別很大， 與西部地區(qū)相比， 東部地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)關(guān)系更為密切?？傮w上看， 國內(nèi)外學(xué)者的研究主要集中在生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)關(guān)系領(lǐng)域， 對生產(chǎn)總值與能源結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究相對較少。 學(xué)者們在對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)關(guān)系的研究中， 更偏向于對國內(nèi)生產(chǎn)總值整體狀況進(jìn)行研究，對地區(qū)特征研究相對偏少。三、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究為了分析江西經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的長期均衡與短期動態(tài)關(guān)系，本文首先進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并建立 VAR 模型，最終通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行相關(guān)研究。（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源考慮到江西省能源消費(fèi)的特殊性， 本文研究的數(shù)據(jù)區(qū)間是 1995 年2010 年。 數(shù)據(jù)來源于新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編和 2011 年江西省統(tǒng)計(jì)年鑒。 本文以 1952 年為基年并將當(dāng)年 GDP 數(shù)值設(shè)定為 100，以此將相應(yīng)年份的 GDP 數(shù)據(jù)進(jìn)行指數(shù)化， 并剔除了名義GDP 中的價格因素影響。 由于對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)并不會改變協(xié)整關(guān)系，且能使趨勢線性化，因此，為了消除異方差， 本文對變量進(jìn)行了自然對數(shù)變換， 分別以LNRG、LNCN、LNOI 和 LNHA 表示江西省生產(chǎn)總值及煤炭、石油和水電消費(fèi)量的自然對數(shù)值。對數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見表 1。（二）單位根檢驗(yàn)在研究時間序列之間的相關(guān)性時， 首先要對各個序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷序列的平穩(wěn)性。本文通過運(yùn)用 ADF 單位根檢驗(yàn)對 1995 年2010 年間各個變量的水平值、一階差分和二階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)過程中運(yùn)用 AIC 法則確定滯后項(xiàng)，詳細(xì)結(jié)果見表 2。對各個變量水平值和一階差分序列的檢驗(yàn)結(jié)果表明，不能拒絕"存在單位根"的原假設(shè)；對變量二階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果表明 ，LNRG、LNCN、LNOI 和LNHA 的兩階差分序列都顯著拒絕原假設(shè)，并且在 5%水平上顯著。（三）協(xié)整檢驗(yàn)由于隨機(jī)干擾項(xiàng)或者季節(jié)性因素影響， 變量在一定時間段內(nèi)有可能偏離均值，但隨著時間的推移，變量值將回到均衡狀態(tài)。本文采用約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)，詳細(xì)結(jié)果見表 3。 檢驗(yàn)結(jié)果表明，在 5%顯著性水平上，LNRG與 LNCN、LNOI 與 LNHA 之間存在三個協(xié)整關(guān)系。 標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程為：LNRG=0.1087LNCN-0.3172LNOI-0.8703LNHA （1）協(xié)整方程（1）表明，煤炭消費(fèi)量每增長 1 個百分點(diǎn)，會使經(jīng)濟(jì)增長提高約 0.1087 個百分點(diǎn)，二者之間正相關(guān)；石油消費(fèi)量每增長 1 個百分點(diǎn)，會使經(jīng)濟(jì)增長下降 0.3172 個百分點(diǎn)，二者之間為負(fù)相關(guān)；水電消費(fèi)量每增長 1 個百分點(diǎn)，會使經(jīng)濟(jì)增長下降 0.8703 個百分點(diǎn)，二者之間也為負(fù)相關(guān)。（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)雖然約翰遜檢驗(yàn)表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，但對江西省地區(qū)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系以及變動方向仍需要進(jìn)一步驗(yàn)證。 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果見表 4。由表 4 可知，在 5%顯著水平上，滯后 1 期后，經(jīng)濟(jì)增長是導(dǎo)致煤炭消費(fèi)的格蘭杰原因， 煤炭消費(fèi)量不是江西省經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因； 江西省經(jīng)濟(jì)增長不是水電消費(fèi)量的格蘭杰原因， 水電消費(fèi)量是導(dǎo)致江西省經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因；在滯后 2 期后，經(jīng)濟(jì)增長不是導(dǎo)致石油消費(fèi)的格蘭杰原因， 石油消費(fèi)量也不是江西省經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。 煤炭和石油作為江西省主要的能源消費(fèi)種類， 并沒有很好地促進(jìn)江西省地區(qū)生產(chǎn)總值增長。 而在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中占比最小的水電消費(fèi)量卻能較好地帶動該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，江西省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在有效互動， 說明江西省的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理。（五）VAR 模型1980 年，Smith （史密斯） 提出了向量自回歸模型(VAR 模型)， 該模型通過內(nèi)生變量對全部內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。本研究中，LNRG、LNCN、LNO 和 LNH 均為 2 階單整時間序列，符合模型假設(shè)前提條件。 在建立模型之前，首先運(yùn)用 EViews7 軟件對模型滯后階數(shù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，詳細(xì)結(jié)果見表 5。 綜合分析后，本文將模型的滯后階數(shù)確定為 3 階。（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)分析是指在考量向量自回歸模型時，往往不直接對變量之間的相互影響程度進(jìn)行檢驗(yàn)，而是分析當(dāng)誤差項(xiàng)發(fā)生變化時對因變量產(chǎn)生的動態(tài)影響。圖 1 反映了 LNRG 沖擊下導(dǎo)致的 LNRG、LNCN、LNOI 和 LNHE 變動的脈沖響應(yīng)。 從圖中可以看到，在前 3 期，LNRG 對 LNCN 的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊沒有明顯反應(yīng)，在第 4 期至 10 期，LNRG 對 LNCN 的沖擊響應(yīng)函數(shù)值為正， 說明在中長期，LNCN 對 LNRG 具有促進(jìn)作用。但大規(guī)模使用煤炭會給江西省帶來較為嚴(yán)重的污染，對全省生態(tài)環(huán)境造成破壞， 進(jìn)而在一定程度上制約全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展。 與煤炭消費(fèi)相似， 在前 3 期，LNRG 對LNCN 和 LNOI 的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊同樣沒有反應(yīng)。 與水電消費(fèi)不同之處在于，LNRG 對 LNOI 在之后時期的沖擊響應(yīng)函數(shù)值較大， 這也可以歸因于江西省清潔能源消費(fèi)運(yùn)用較少。 石油消費(fèi)能有效帶動江西省地區(qū)生產(chǎn)總值增長，且較之煤炭消費(fèi)，石油消費(fèi)造成的環(huán)境污染程度相對較輕，更利于江西省經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展。圖 2 反映了在 LNRG、LNCN、LNOI、LNHE 沖擊下導(dǎo)致的 LNRG 變動脈沖響應(yīng)趨勢。從圖中可以看到，對于 LNRG 的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，LNCN 有波動上升趨勢，表明江西省在中長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中， 煤炭需求將逐漸增大； 與煤炭消費(fèi)相比， 石油消費(fèi)所受影響要小很多，但仍然存在向上的增長趨勢；水電消費(fèi)占能源消費(fèi)總量的比重很小， 反映出經(jīng)濟(jì)增長對水電消費(fèi)保持著穩(wěn)定狀態(tài)。方差分解結(jié)果顯示，隨著預(yù)測期的推移，能源消費(fèi)增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)度逐漸增加。 對江西省水電消費(fèi)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)， 水電消費(fèi)的擾動項(xiàng)對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊很大。水電作為一種清潔能源，在中長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中有著重要作用。 傳統(tǒng)化石能源消費(fèi)的擾動項(xiàng)沖擊較為穩(wěn)定， 說明隨著江西省地區(qū)生產(chǎn)總值的不斷增長， 傳統(tǒng)能源消費(fèi)對全省地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有穩(wěn)定的促進(jìn)作用。四、結(jié)論實(shí)證分析結(jié)果表明， 經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系密切。 江西省地區(qū)生產(chǎn)總值增長是煤炭消費(fèi)的格蘭杰原因，水電消費(fèi)量是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，江西省地區(qū)生產(chǎn)總值增長加大了對能源的需求， 清潔能源消費(fèi)對江西省地區(qū)生產(chǎn)總值增長有正向促進(jìn)作用。江西省地區(qū)生產(chǎn)總值的快速增長，帶動了全省能源消費(fèi)的大幅增長， 能源問題成為制約全省工業(yè)化進(jìn)程的瓶頸，主要能源供求矛盾突出。必須大力促進(jìn)江西省煤化工、石油化工產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高能源使用效率;應(yīng)大力發(fā)展可再生能源和清潔能源， 促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)多元化發(fā)展;加快淘汰能源生產(chǎn)行業(yè)中的落后產(chǎn)能，著力降低全省化石能源的消費(fèi)比重，提高太陽能、天然氣等清潔能源的消費(fèi)比重，改善全省能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，為江西省地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)一步增長提供堅(jiān)實(shí)的能源保障。參考文獻(xiàn)：1Kraft J, Kraft A. 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