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陕西省经济增长与能源消费关系分析

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   摘要:采用协整分析技术,对1978―2008年陕西省能源消费总量和经济增长进行了检验,结果表明,陕西省经济增长与能源消费总量之间存在协整关系,并且陕西省能源消费和经济增长之间是单向的从能源消费到经济增长的因果关系。
中国论文网 /2/view-414958.htm
   关键词:能源消费 经济增长 陕西 协整
  
   最早研究能源消费和经济增长之间关系的是美国学者Kraft J.和Kraft A.,他们用Sim方法对美国1947―1974年能源消费和经济增长的数据进行实证分析。随后,许多学者用不同时间段和不同的检验方法做过实证研究。本文运用协整理论来研究陕西省能源消费和经济增长的关系。
   一、研究方法
   协整分析法首先对经济时间序列做平稳性分析。我们称平稳序列为0阶单整序列,表示为I(0),如果序列经过d次差分后具有平稳性,则称该序列为d阶单整序列,表示为I(d)。
   如果确定了两个变量的单整阶数是相同的,下一步的任务是检验二者之间是否存有协整或者说长期均衡的关系。本文采用EG两步法来检验,检验的主要步骤如下:
   第一步,若k个序列y1t和y2t,y3t,…,ykt都是一阶单整序列,建立回归方程:y1t =β2y2t+β3y3t+…+βiyit+ut,模型估计的残差为:?�t=y1t-β2y2t-β3y3t-…-βiyit
   第二步,检验残差序列?�t是否平稳,也就是判断序列?�t是否含有单位根。通常用 ADF检验来判断残差序列是否是平稳的;
   第三步,如果残差序列是平稳的,即确定回归方程中的k个变量(y1t,y2t,y3t,…,ykt)之间存在协整关系。
   协整表明了能源消费与经济增长之间存在因果关系,还没有指明这种因果关系的方向,格兰杰因果关系的定义是:X称为Y的“格兰杰原因”当且仅当利用X的过去值比不用它时能够更好地来预测Y。简言之,如果标量X能够有效地帮助预测Y,那么X就称为Y的“格兰杰原因”。
   根据格兰杰定理,如果两个非平稳变量存在协整关系,则这两个变量必有误差修正模型表达式存在。建立误差修正模型,其基本思想如下:
   第一步,求模型:yt=k1xt+ut(t=1,2,…,T)的OLS估计,又称协整回归,得到k1及残差序列:?�t=yt-k1xt(t=1,2,…,T);
   第二步,用?�t-1替换yt-k1xt,对Δyt=β0+α?�t-1+β2Δxt+εt用OLS方法估计其参数。
   二、数据选取及实证分析
   本文数据取自1978―2008年陕西省统计年鉴,样本包括1978―2008年的能源消费量和GDP,能源消费量的单位是万吨标准煤,GDP的单位是亿元人民币。
   1978―2008年陕西省能源消费与GDP具有加速增长的特征,类似于指数增长趋势,因此在建模前考虑对原始序列取对数。取对数之后的序列呈线性增长的趋势。
   (一)稳定性检验
   因为LnGDP和LnEC都具有非零均值和上升趋势,所以在对序列LGDP和LEC做单位根检验时应包含截距项和时间趋势。由于LnGDP和LnEC的一阶差分序列已经消除时间趋势,所以检验时不包含时间趋势项。滞后期的选择根据AIC准则来确定, 最大滞后量取7,回归与检验的计算过程通过计量经济软件Eviews 6完成。结果见表1差分滞后项个数的选择以DW值接近2为标准。
   结果表明,LnGDP和LnEC的ADF检验值均大于临界值,所以接受单位根假设,因此它们都是不平稳的单位根过程,但其一阶差分是平稳的。以上检验结果说明这两个序列具有相同的协整阶数――均为I(1)过程。
   (二)协整检验
   首先建立LnE和LnGDP之间的回归方程,由OLS估计我们得到下面的方程(方程下面小括号内t为统计量,n为观测次数,R2为相关系数的平方)。
   LnEC=5.518094+0.35832×LnGDPt+Ut (1)
   (45.95163) (19.73894)
   n=31 R2=0.930726
   方程右侧LnGDPt系数的符号同我们的预期一致,并且系数也是显著的。
   再使用ADF检验来确定残差是否含有单位根,从残差的散点图来看,残差围绕0波动,因此对残差的单位根检验时,我们设定回归式中不含截矩项和时间趋势(见表2)。
   检验结果表明,ADF检验值小于临界值,回归残差序列是平稳的,因而LEC和LGDP存在协整关系。也就是说存在LnEC和LnGDP的平稳线性组合,即能源消费总量和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。
   (三)格兰杰因果检验
   以上确定了LnEC和LnGDP均为I(1)过程而且存在协整关系,下面对LnEC和LnGDP之间进行格兰杰因果关系检验。EVIEWS6检验结果如表3所示。
   由表3所示,我们发现零假设能源消费不是经济增长(GDP)的“格兰杰原因”发生的概率为0.0757,如此小概率的事件拒绝了零假设,因此,能源消费是经济增长的“格兰杰原因”。零假设能源消费不是经济增长的“格兰杰原因”发生的概率为0.4679,因此可以看出该零假设应该被接受,也即经济增长不是能源消费的“格兰杰原因”。
   (四)误差修正模型
   即使两个变量之间有长期均衡关系,但在短期内也会出现失衡(例如受突发事件的影响)。此时,我们可以用误差修正模型来对这种短期失衡加以纠正(方程下面小括号内t为统计量,n为观测次数,R2为相关系数的平方)。
   建立的误差修正模型如下:
   DLnECt=0.430006DLnGDPt-0.075920Ut-1 (2)
   (5.919111) (-0.839900)
   n=30
   R2=0.157625
   Ut=LnECt-0.358325×LnGDPt-5.518094 (3)
   在误差修正模型中,差分项反映了短期波动的影响。能源消费的短期波动可以分为两部分:一部分是短期GDP波动的影响;一部分是偏离长期均衡的影响,误差调整项Ut-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值来看,短期内,陕西省GDP每增加1%,能源消费量增加0.430006%,而当短期波动偏离长期均衡时,将以-0.075920的调整力度把非均衡状态拉回到均衡状态。
   三、结论
   第一,陕西省能源消费和GDP之间存在着协整关系,也就是说尽管在短期内,我国能源消费与GDP之间存在波动关系,但是从长期来看,能源消费与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。通过误差修正模型进而发现,误差修正项的系数为负,符合反向修正机制。当能源消费短期偏离均衡状态时,误差修正项将能源消费向长期均衡状态收敛。
   第二,通过格兰杰因果关系检验可知,能源消费是国内生产总值GDP的格兰杰原因,我国能源消费的增加直接导致GDP的增加。但是,GDP并不是能源消费的格兰杰原因。■
  
  参考文献:
   ①Kraft,J., Kraft,A. On the relationship between energy and GNP[J].Journal of Energy and Development,1978(3):401―403
   ②张晓峒. 计量经济学基础[M].天津:南开大学出版社,2007
   ③杨朝峰,陈伟忠.能源消费和经济增长:基于中国的实证研究[J].石油大学学报,2005(1)
   〔本文系陕西省软科学项目(项目编号Z08099)的阶段性成果〕
   (杨惠贤,河南新安人,西安石油大学经济管理学院副教授。研究方向:油气财务与会计。王敏,陕西咸阳人,西安石油大学经济管理学院硕士研究生。研究方向:财务会计理论与实务)


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