王娟 侯玉双 李增鑫

摘   要：为了研究内蒙古地区能源消费与经济增长二者之间的关系，基于内蒙古地区1995—2017年的GDP和能源消费统计数据，在稳定性检验与协整分析的基础之上，通过格兰杰因果关系检验的方法，定量分析了内蒙古地区能源消费与经济增长的关系。检验结果表明，在长期情况下，经济增长是能源消费的格兰杰原因，能源消费不是影响经济增长的格兰杰原因。因此，提出了相应的政策建议，以协调内蒙古能源消费与经济增长间关系的良好发展。

关键词：能源消费;经济增长;格兰杰因果检验

中图分类号：F124          文献标志码：A        文章编号：1673-291X（2021）11-0041-03

引言

对于能源消费和经济增长两者之间关系的研究是经济学中的热点问题，国内外许多学者都对此进行过深入研究。

早在1978年Kraft J和Kraft 就A在文[1]中通过对美国1947—1974年所有样本数据的格兰杰因果关系检验，第一次发现该经济时期美国国民收入与能源消耗之间的单向因果关系。

张雪[2]提出辽宁省的能源消费与其省内各个产业的经济增长存在因果关系。俞鑫[3]采用细分能源消费，通过对安徽省1990—2011年的数据分析，得出能源消费与经济增长之间存在单向Granger因果关系。宋锋华和泰来·提木明[4]基于我国27个主要省份1985—2012年的面板数据，通过实证分析得到我国能源消费与经济增长之间存在协整关系。从长期的角度来看，我国能源消费与经济增长二者间存在着相互影响的因果关系;短期来看，能源消费与经济增长也存在着相互影响关系。但这种互动影响会因为区域而呈现出差异性，东部地区的能源消费与经济增长之间的相互作用最强，而中西部地区相对薄弱。胡小渝[5]根据重庆市1997—2016年的统计数据，运用格兰杰因果检验、脉冲响应和方差分解方法，研究了重庆市能源消费与经济增长两者间的因果关系。由于各地区经济发展和能源消费现状各异，会使得研究结果不尽相同。

内蒙古自治区的煤炭资源丰富，是目前我国重要的战略性能源生产基地，但是由于其粗放的生产方式使之也成为我国的能源消费大省。同时，内蒙古自治区的经济发展大多依赖于对天然气、石油和大型煤炭的勘探开采和深加工，高能耗使得碳排放量迅速增加，这对内蒙古地区的经济发展与环境保护提出了巨大的挑战。

内蒙古自治区新能源的综合利用发展尚处于初期的实验研究阶段。在这样的新能源时代背景下，研究内蒙古地区能源消费与经济增长二者间的关系显得尤为重要。

本文选取内蒙古地区1995—2017年的GDP和能源消费统计数据，在稳定性检验与协整分析的基础上，通过格兰杰因果关系检验的方法，定量分析内蒙古地区能源消费与经济增长的关系。

一、相关理论及数据来源

（一）相关理论

1.时间序列的平稳性检验

传统的计量经济学模型要求随机过程是稳定的序列。在现实生活中，大多数经济现象的时间序列都会受到随机的、确定的趋势影响，导致这些时间序列通常是不稳定的。如果序列对于回归分析不稳定，则将发生伪回归，即使回归的显着性检验很明显，所获得的结论也会有严重的错误。ADF检验模型如下：

式中，αt表示公式的常数项，p表示公式的最优滞后期，ε表示公式的随机误差项。测试的原始假设H0：γ=0，备择假设是H1：γ<0。如果ADF测试值在5%置信水平下大于临界值，则接受原始假设，即时间序列为非平稳的，否则拒绝原始假设，即时间序列为平稳的。

2.协整分析

协整检验的目的是确定一组非平稳的时间序列所组成线性组合均衡关系是否稳定。检验协整的方法有两种，由Engle和Granger提出的E-G两步检验和由Johansen和Juselius出的JJ检验。本文采用E-G两步检验，其基本步骤如下。

第一步，建立协整回归方程：yt=a+ βxt+εt。通过OLS回归方法方法得到：

第二步，协整关系判断：xt和yt的是否有协整关系。可以由残差序列是否平稳来帮助我们判断。如果测试结果的残差序列t表现为平稳的，则可以认为xt和yt之间具有协整关系。

3. 格兰杰（Granger）因果关系检验

如果两个变量之间有着协整关系，则可以进行格兰杰因果检验。若在包含了两个经济变量x、y的过去信息的条件下，对变量的预测效果要优于只单独由y的过去信息对y进行的预测效果，则认为变量是引致变量y的格兰杰原因。格兰杰因果关系检验要求估计以下回归模型[6]：

式中，β0为常数，p、q为滞后阶数，μt为残差项。

（二）数据来源及处理

选取内蒙古1995—2017年的GDP和能源消费统计数据，数据来源于《内蒙古统计年鉴》。为了使检验更加真实，本文以实际GDP=名义GDP/消费者物价指数（1995年为基期）;实际固定资产投资=固定资产投资当年值/固定资产投资指数（1995年为基期）的方式计算出1996—2017年的实际GDP和固定资产投资。为了使检验更加顺利，将通过对实际GDP、能源消费y、实际固定资产投資k和从业人口数量x这四个变量取对数的方式来减少异方差出现的概率。

二、内蒙古地区能源消费与经济增长的实证分析

（一）时间序列的平稳性检验

通过Eviews软件，分别对lngdp、lny、lnk和lnx序列进行ADF单根检验结果如表1所示。

当ADF检验值小于5%临界值，则该变量平稳;反之，如果ADF检验值比5%临界值大，则该变量非平稳。因此，根据表1中的数据可以得到lngdp、lny、lnk和lnx的原序列是不平稳序列。在经过一阶差分处理后lngdp和lnk序列的p值大于5%临界值，所以lngdp和lnk经过一阶差分所得的序列为非平稳序列;而lnx和lny序列的p值小于5%临界值，所以lnx和lny经过一阶差分所得的序列为平稳序列。继续进行二阶差分处理，后四个序列的p值都小于5%临界值，表现出平稳的状态，都是二阶的单整数列，此时到达了协整检验进行的前提条件。

（二） 协整检验

采用Eviews對lngdp、lny、lnk和lnx这四个变量执行协整关系检验，得到lngdp、lny、lnk和lnx之间的静态回归方程：

Lngdp=-15.478-0.075Lnk+1.135Lny+1.958Lnx

可得到Lngdp回归的结果如表2所示。

从表2可知，lngdp方差的R2值为0.994 379，调整后的R2值为0.993 491，这一结果说明静态回归方程拟合度相对较高，有较优的显著性和水平。从这个静态回归方程中可以看到lny的系数为正，由此可知，能源消费和GDP的增长有同向快速增长的趋势，lnx的系数较大，说明就业人口的增加对于GDP的增长水平具有较大的确定性和影响力。从估计结果分析来看，可决系数99.43%，f统计量显著，这同样也说明静态回归方程的拟合度相对较高。

但DW=1.278 11<2，表明有谬误回归的可能。对此，可以利用软件Eviews对其所产生的残差序列进行单位根检验以避免出现谬误回归。残差的单位根检验结果如表3所示。

表3 残差序列的ADF检验

从表3可以看出，p值为0.001 4，残差序列ADF检验的t值为-3.455 193明显小于5%的显著性水平，所以残差序列平稳，也就是说lngdp、lny、lnk和lnx存在长期的协整关系。

（三）格兰杰（Granger）因果关系检验

对lngdp和lny进行格兰杰因果相关检验。通过选取1到3滞后期可以获得检验结果如表4所示。

表4 lngdp和lny的格兰杰因果关系检验结果

从表4可见，在5%的显著水平下，（下转50页）       （上接43页）拒绝lngdp不是lny的Granger原因，接受lny不是lngdp的Granger原因，即长期来看能源消费与经济增长之间应该是存在一种单向因果关系，经济增长是影响能源消费的Granger原因，能源消费不是影响经济增长的Granger原因。

三、结论与建议

本文根据1995—2017年内蒙古地区的GDP和能源消费的数据，运用协整理论对内蒙古地区的能源消费和经济增长二者之间的关系进行了实证研究。结果表明，内蒙古地区能源消费与经济增长之间存在一种单向的因果关系，从长远来看，经济增长是能源消费的格兰杰原因，而能源消费不是经济增长的格兰杰原因，也就是说内蒙古经济增长是以能源消费为基础的。随着内蒙古经济的逐渐发展，内蒙古地区对能源消费的需求不断增大。结合上述实证研究，提出以下建议。

1.出台严格的能源政策，提高能源的使用成本，以减少生产活动中对能源的需求，促进绿色能源、可再生能源生产技术的发展和使用。

2.加快改变传统的煤炭生产工艺和人们的生活习惯，减少煤炭工业生产和生活中对于煤炭、石油的消费和依赖，鼓励发展绿色能源、可再生能源，以此来不断调整和优化内蒙古的能源消费结构。

参考文献：

[1]   Kraft J， Kraft  A. On the Relationship between Energy and GNP [J].Journal of Energy and Development 3：401-403.

[2]   张雪.基于面板数据的辽宁省能源消费与经济增长的关系研究[D].沈阳：东北大学，2012.

[3]   俞鑫.安徽省能源消费与经济增长关系研究[D].合肥：安徽大学，2013.

[4]   宋锋华，泰来提·木明.能源消费、经济增长与结构变迁[J].宏观经济研究，2016，（3）：73-84.

[5]   胡小渝.重庆市能源消费与经济增长的协整分析[J].重庆理工大学学报：自然科学，2019，（9）：196-203.

[6]   李子奈，潘文卿.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2015.