我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)關(guān)系的協(xié)整分析

我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)關(guān)系的協(xié)整分析

中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展越來越受能源的限制。越來越多的科學(xué)家開始關(guān)注和研究中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)以及中國(guó)能源政策之間的關(guān)系，為中國(guó)的能源政策提供借鑒。但現(xiàn)有研究文獻(xiàn)中,較多地研究我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)總體與能源消費(fèi)量之間的關(guān)系,或者研究工業(yè)產(chǎn)值與能源消費(fèi)之間的關(guān)系,很少單獨(dú)研究我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)(即廣義的農(nóng)業(yè))產(chǎn)值與能源消費(fèi)之間的關(guān)系。本文對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)收入與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn),以研究農(nóng)業(yè)能源經(jīng)濟(jì)關(guān)系。一、統(tǒng)計(jì)結(jié)果與分析為了更真實(shí)、科學(xué)、全面的了解我國(guó)農(nóng)業(yè)能源與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系,本文選取1981~2006年的經(jīng)濟(jì)指標(biāo),第一產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)量記為EC1,第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值記為GDP1。本文GDP1數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2007》,并且根據(jù)統(tǒng)計(jì)原則進(jìn)行了調(diào)整,均以1981年為不變價(jià)格的實(shí)際GDP基期,單位為億元人民幣。能源消費(fèi)EC1的數(shù)據(jù)取自相關(guān)年度的中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒中的綜合能源平衡表,是個(gè)標(biāo)準(zhǔn)實(shí)物量指標(biāo),單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤,主要包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)水產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)。能源消費(fèi)回歸與檢驗(yàn)的計(jì)算過程借助于計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews5.0完成。具體數(shù)據(jù)如表1:運(yùn)用Eviews軟件做與經(jīng)濟(jì)變量相對(duì)應(yīng)的時(shí)間序列GDP1-EC1之間帶回歸線的散點(diǎn)圖,從中可直觀看出,大多數(shù)的散點(diǎn)都分布在回歸線附近,表明第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民收入變量序列之間存在高度線形關(guān)系,經(jīng)濟(jì)變量GDP1-EC1之間表現(xiàn)出明顯的均衡關(guān)系,有可能存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,有待進(jìn)一步通過協(xié)整理論和方法進(jìn)行實(shí)證和檢驗(yàn)。二、單位根檢驗(yàn)和模型定階根據(jù)協(xié)整理論,變量之間協(xié)整檢驗(yàn)的第一步是檢驗(yàn)方程,采取單位根檢驗(yàn)方法判斷單個(gè)變量序列的平穩(wěn)性,看不同變量之間是否為同階單整序列。選擇恰當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)方程是檢驗(yàn)結(jié)果正確與否的關(guān)鍵。為此,需要先分別繪出相關(guān)變量序列及其差分序列的折線圖,以判斷其隨著時(shí)間變化是否具備明顯趨勢(shì),從而確定合適的檢驗(yàn)方程和正確的單位根檢驗(yàn)方法——體現(xiàn)在計(jì)量軟件的操作上,就是正確的選擇常數(shù)項(xiàng)或趨勢(shì)項(xiàng)。通過協(xié)整分析可知,我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)收入和能源的變量序列EC1和GDP1均隨時(shí)間變化呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì),因此在對(duì)它們對(duì)應(yīng)的原序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí),應(yīng)選用同時(shí)包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程。如果經(jīng)過檢驗(yàn),變量的原序列是非平穩(wěn)的,則需要進(jìn)一步檢驗(yàn)其一階差分序列是否平穩(wěn)。第一產(chǎn)業(yè)能源與經(jīng)濟(jì)兩個(gè)變量的一階差分序列iEC1和iGDP1依然隨時(shí)間變化呈大致上升趨勢(shì),因此,依然用包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程對(duì)變量一階差分序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)上述分析,運(yùn)用Eviews5.0對(duì)各變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行逐步檢驗(yàn)。在單位根檢驗(yàn)過程中,主要采取ADF檢驗(yàn)方法,同時(shí)為避免單一檢驗(yàn)方法可能出現(xiàn)的誤差,本文同時(shí)采用PP檢驗(yàn)方法作為輔助檢驗(yàn)手段。由檢驗(yàn)結(jié)果可知,就第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量EC1和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1來說,對(duì)應(yīng)的原時(shí)間序列存在單位根,為非平穩(wěn)序列,但是二者的一階差分序列(iEC1和iGDP1)卻都同為平穩(wěn)序列。因此,EC1和GDP1同為一階單整序列,滿足協(xié)整的必要條件。另外,需進(jìn)一步檢驗(yàn)這組變量回歸模型的殘差序列是否為平穩(wěn)序列,如果是,則可以證明它們之間是協(xié)整關(guān)系。EC1和GDP1回歸模型的殘差序列ECM1同時(shí)通過AFD檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn),為平穩(wěn)序列。所以,第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)EC1和與國(guó)民收入GDP1間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,可以分別作協(xié)整回歸方程。三、能源消費(fèi)與城鄉(xiāng)居民廣義差分回歸模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)由于EC1、GDP1:I(1)且殘差序列ECM1屬于I(0)平穩(wěn)序列,故運(yùn)用OLS法建立我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)總量與國(guó)民收入GDP之間的協(xié)整方程。由檢驗(yàn)結(jié)果知道,杜賓值0.569163<dL=1.07(N=26,k=1),拒絕杜賓檢驗(yàn)的零件設(shè),而且方程的可知方程(4-8)殘差序列為一階自相關(guān),Ljung-Box檢驗(yàn)結(jié)果AC=(1)方程殘差序列ecm1只存在一階自相關(guān);由懷特檢驗(yàn)概率0.000609知道,拒絕懷特檢驗(yàn)值的零件設(shè),可知EC1存在異方差性;由鄒氏檢驗(yàn)結(jié)果知道,方程不具備穩(wěn)定性。因此方程需要進(jìn)行調(diào)整和處理。經(jīng)驗(yàn)證和嘗試,運(yùn)用AR(1)法建立我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民收入之間的廣義差分回歸方程,廣義差分回歸方程的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.976931,復(fù)修正相關(guān)系數(shù)0.974834,顯示比原來協(xié)整回歸方程更好的擬合程度,而且F統(tǒng)計(jì)值顯示方程顯著;由杜賓檢驗(yàn)結(jié)果1.831785>dU=1.41(N=24,K=3)和Ljung-Box檢驗(yàn)結(jié)果AC=(0)知道不存在自相關(guān);懷特檢驗(yàn)接受零假設(shè)即方程不存在異方差性,鄒氏斷點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果接受零假設(shè)即方程通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)。綜合來看,第一產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)和國(guó)民收入的廣義差分回歸模型整體上看,結(jié)果具有令人滿意的統(tǒng)計(jì)性質(zhì),比直接協(xié)整方程更能反映二者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)廣義差分模型中,能源消費(fèi)實(shí)際值與預(yù)測(cè)值的擬合效果良好。四、長(zhǎng)期均衡動(dòng)態(tài)關(guān)系由于EC1與GDP1存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,且為一階單整序列,根據(jù)誤差修正模型理論知道,EC1與GDP1的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系的誤差修正模型就是EC1與GDP1的一階差分序列的均衡回歸模型。由模型可知,GDP1和EC1二者的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系是,GDP1短期內(nèi)每變動(dòng)1億元,能源消費(fèi)總量將同方向變動(dòng)2.116百萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。這一數(shù)值較長(zhǎng)期協(xié)整回歸方程中的1.376要大,說明我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)能源消費(fèi)發(fā)展的短期影響更為顯著。誤差修正項(xiàng)ecm1t-1的系數(shù)為負(fù),說明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的收斂機(jī)制是:首先,當(dāng)EC1t-1081.687792-1.375872245*GDP1t>0時(shí),ecm1t-1對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)起抑制作用;其次,當(dāng)EC1t-1081.687792-1.375872245*GDP1t<0,ecm1t-1對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。ecm1t-1的系數(shù)為-0.3051,說明當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)時(shí),將以31%調(diào)整幅度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。五、滯后期因果關(guān)系檢驗(yàn)及其政策啟示本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法來判斷我國(guó)農(nóng)業(yè)能源與收入之間的因果性。分別取滯后期數(shù)為1,2,3,4,對(duì)我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)與收入之間的Granger因果關(guān)系的進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)滯后期1、2、3、4時(shí),即不管從短期還是從長(zhǎng)期來看,我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)國(guó)民收入與能源消費(fèi)間并不存在格蘭杰因果關(guān)系,既不存在從GDP1到EC1之間的單向因果關(guān)系,也不存在從能源消費(fèi)到國(guó)民收入的單向因果關(guān)系。這一研究結(jié)論具有較強(qiáng)的政策含義:一方面,因?yàn)椴淮嬖趶哪茉聪M(fèi)到國(guó)民收入之間的因果關(guān)系,因此采取節(jié)約能源的政策并不會(huì)給第一產(chǎn)業(yè)造成較大的沖擊;另一方面,第一產(chǎn)業(yè)國(guó)民收入的增長(zhǎng),不一定要依賴于能源的大量投入。因此,大力發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn),提高農(nóng)業(yè)的比重不僅是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向,也是節(jié)約能源的途徑。六、實(shí)證結(jié)果和分析本文運(yùn)用協(xié)整理論與分析方法對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民收入之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析與檢驗(yàn),建立了我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)的長(zhǎng)期協(xié)整方程、廣義差分回歸模型以及農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民收入之間的短期誤差修正模型,對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民收入之間的長(zhǎng)期和短期影響進(jìn)行了分析,同時(shí)對(duì)二者的因果關(guān)系作了格蘭杰檢驗(yàn)。主要結(jié)論如下:第一,關(guān)于我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示,我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民收入變量對(duì)應(yīng)的序列分別表現(xiàn)為一階單整序列;對(duì)它們之間的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),為平穩(wěn)數(shù)列。因此,我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)與國(guó)民收入之間都存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,并可以建立相應(yīng)的協(xié)整方程和誤差修正模型。第二,我國(guó)農(nóng)業(yè)能源消費(fèi)的長(zhǎng)期協(xié)整方程表明,國(guó)民收入的變動(dòng)對(duì)能源消費(fèi)的短期影響比長(zhǎng)期影響更為顯著;能源消費(fèi)的短期動(dòng)態(tài)模型表明,就對(duì)能源消費(fèi)的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)的糾正力度而言,其調(diào)整幅度為31%,并不