我國農(nóng)業(yè)能源消費與國民經(jīng)濟關系的協(xié)整分析

我國農(nóng)業(yè)能源消費與國民經(jīng)濟關系的協(xié)整分析

中國經(jīng)濟的發(fā)展越來越受能源的限制。越來越多的科學家開始關注和研究中國能源消費與經(jīng)濟以及中國能源政策之間的關系，為中國的能源政策提供借鑒。但現(xiàn)有研究文獻中,較多地研究我國國民經(jīng)濟總體與能源消費量之間的關系,或者研究工業(yè)產(chǎn)值與能源消費之間的關系,很少單獨研究我國第一產(chǎn)業(yè)(即廣義的農(nóng)業(yè))產(chǎn)值與能源消費之間的關系。本文對我國農(nóng)業(yè)收入與能源消費之間的關系進行實證分析和檢驗,以研究農(nóng)業(yè)能源經(jīng)濟關系。一、統(tǒng)計結果與分析為了更真實、科學、全面的了解我國農(nóng)業(yè)能源與經(jīng)濟的關系,本文選取1981~2006年的經(jīng)濟指標,第一產(chǎn)業(yè)的能源消費量記為EC1,第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值記為GDP1。本文GDP1數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒2007》,并且根據(jù)統(tǒng)計原則進行了調(diào)整,均以1981年為不變價格的實際GDP基期,單位為億元人民幣。能源消費EC1的數(shù)據(jù)取自相關年度的中國能源統(tǒng)計年鑒中的綜合能源平衡表,是個標準實物量指標,單位是萬噸標準煤,主要包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)水產(chǎn)業(yè)的能源消費。能源消費回歸與檢驗的計算過程借助于計量經(jīng)濟軟件Eviews5.0完成。具體數(shù)據(jù)如表1:運用Eviews軟件做與經(jīng)濟變量相對應的時間序列GDP1-EC1之間帶回歸線的散點圖,從中可直觀看出,大多數(shù)的散點都分布在回歸線附近,表明第一產(chǎn)業(yè)能源消費與國民收入變量序列之間存在高度線形關系,經(jīng)濟變量GDP1-EC1之間表現(xiàn)出明顯的均衡關系,有可能存在長期協(xié)整關系,有待進一步通過協(xié)整理論和方法進行實證和檢驗。二、單位根檢驗和模型定階根據(jù)協(xié)整理論,變量之間協(xié)整檢驗的第一步是檢驗方程,采取單位根檢驗方法判斷單個變量序列的平穩(wěn)性,看不同變量之間是否為同階單整序列。選擇恰當?shù)臋z驗方程是檢驗結果正確與否的關鍵。為此,需要先分別繪出相關變量序列及其差分序列的折線圖,以判斷其隨著時間變化是否具備明顯趨勢,從而確定合適的檢驗方程和正確的單位根檢驗方法——體現(xiàn)在計量軟件的操作上,就是正確的選擇常數(shù)項或趨勢項。通過協(xié)整分析可知,我國第一產(chǎn)業(yè)收入和能源的變量序列EC1和GDP1均隨時間變化呈現(xiàn)明顯上升趨勢,因此在對它們對應的原序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗時,應選用同時包含常數(shù)項和趨勢項的檢驗方程。如果經(jīng)過檢驗,變量的原序列是非平穩(wěn)的,則需要進一步檢驗其一階差分序列是否平穩(wěn)。第一產(chǎn)業(yè)能源與經(jīng)濟兩個變量的一階差分序列iEC1和iGDP1依然隨時間變化呈大致上升趨勢,因此,依然用包含常數(shù)項和趨勢項的檢驗方程對變量一階差分序列的平穩(wěn)性進行檢驗。根據(jù)上述分析,運用Eviews5.0對各變量序列的平穩(wěn)性進行逐步檢驗。在單位根檢驗過程中,主要采取ADF檢驗方法,同時為避免單一檢驗方法可能出現(xiàn)的誤差,本文同時采用PP檢驗方法作為輔助檢驗手段。由檢驗結果可知,就第一產(chǎn)業(yè)能源消費量EC1和國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1來說,對應的原時間序列存在單位根,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,需進一步檢驗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)整關系。EC1和GDP1回歸模型的殘差序列ECM1同時通過AFD檢驗和PP檢驗,為平穩(wěn)序列。所以,第一產(chǎn)業(yè)能源消費EC1和與國民收入GDP1間存在長期協(xié)整關系,可以分別作協(xié)整回歸方程。三、能源消費與城鄉(xiāng)居民廣義差分回歸模型的穩(wěn)定性檢驗由于EC1、GDP1:I(1)且殘差序列ECM1屬于I(0)平穩(wěn)序列,故運用OLS法建立我國第一產(chǎn)業(yè)能源消費總量與國民收入GDP之間的協(xié)整方程。由檢驗結果知道,杜賓值0.569163<dL=1.07(N=26,k=1),拒絕杜賓檢驗的零件設,而且方程的可知方程(4-8)殘差序列為一階自相關,Ljung-Box檢驗結果AC=(1)方程殘差序列ecm1只存在一階自相關;由懷特檢驗概率0.000609知道,拒絕懷特檢驗值的零件設,可知EC1存在異方差性;由鄒氏檢驗結果知道,方程不具備穩(wěn)定性。因此方程需要進行調(diào)整和處理。經(jīng)驗證和嘗試,運用AR(1)法建立我國第一產(chǎn)業(yè)能源消費與國民收入之間的廣義差分回歸方程,廣義差分回歸方程的復相關系數(shù)為0.976931,復修正相關系數(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)計值顯示方程顯著;由杜賓檢驗結果1.831785>dU=1.41(N=24,K=3)和Ljung-Box檢驗結果AC=(0)知道不存在自相關;懷特檢驗接受零假設即方程不存在異方差性,鄒氏斷點檢驗結果接受零假設即方程通過穩(wěn)定性檢驗。綜合來看,第一產(chǎn)業(yè)的能源消費和國民收入的廣義差分回歸模型整體上看,結果具有令人滿意的統(tǒng)計性質(zhì),比直接協(xié)整方程更能反映二者之間的長期均衡關系。在我國第一產(chǎn)業(yè)能源消費廣義差分模型中,能源消費實際值與預測值的擬合效果良好。四、長期均衡動態(tài)關系由于EC1與GDP1存在長期協(xié)整關系,且為一階單整序列,根據(jù)誤差修正模型理論知道,EC1與GDP1的短期動態(tài)均衡關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EC1二者的短期動態(tài)均衡關系是,GDP1短期內(nèi)每變動1億元,能源消費總量將同方向變動2.116百萬噸標準煤。這一數(shù)值較長期協(xié)整回歸方程中的1.376要大,說明我國第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展狀況對能源消費發(fā)展的短期影響更為顯著。誤差修正項ecm1t-1的系數(shù)為負,說明長期均衡趨勢偏離的收斂機制是:首先,當EC1t-1081.687792-1.375872245*GDP1t>0時,ecm1t-1對能源消費增長起抑制作用;其次,當EC1t-1081.687792-1.375872245*GDP1t<0,ecm1t-1對能源消費增長起促進作用。ecm1t-1的系數(shù)為-0.3051,說明當?shù)谝划a(chǎn)業(yè)的能源消費的短期波動偏離長期均衡趨勢時,將以31%調(diào)整幅度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。五、滯后期因果關系檢驗及其政策啟示本文采用Granger因果關系檢驗方法來判斷我國農(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,對我國第一產(chǎn)業(yè)的能源消費與收入之間的Granger因果關系的進行檢驗。當滯后期1、2、3、4時,即不管從短期還是從長期來看,我國第一產(chǎn)業(yè)國民收入與能源消費間并不存在格蘭杰因果關系,既不存在從GDP1到EC1之間的單向因果關系,也不存在從能源消費到國民收入的單向因果關系。這一研究結論具有較強的政策含義:一方面,因為不存在從能源消費到國民收入之間的因果關系,因此采取節(jié)約能源的政策并不會給第一產(chǎn)業(yè)造成較大的沖擊;另一方面,第一產(chǎn)業(yè)國民收入的增長,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)結構調(diào)整的方向,也是節(jié)約能源的途徑。六、實證結果和分析本文運用協(xié)整理論與分析方法對我國農(nóng)業(yè)能源消費與國民收入之間的關系進行實證分析與檢驗,建立了我國農(nóng)業(yè)能源消費的長期協(xié)整方程、廣義差分回歸模型以及農(nóng)業(yè)能源消費與國民收入之間的短期誤差修正模型,對我國農(nóng)業(yè)能源消費與國民收入之間的長期和短期影響進行了分析,同時對二者的因果關系作了格蘭杰檢驗。主要結論如下:第一,關于我國第一產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長協(xié)整關系的檢驗。實證結果顯示,我國農(nóng)業(yè)能源消費與國民收入變量對應的序列分別表現(xiàn)為一階單整序列;對它們之間的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗,為平穩(wěn)數(shù)列。因此,我國農(nóng)業(yè)能源消費與國民收入之間都存在長期協(xié)整關系,并可以建立相應的協(xié)整方程和誤差修正模型。第二,我國農(nóng)業(yè)能源消費的長期協(xié)整方程表明,國民收入的變動對能源消費的短期影響比長期影響更為顯著;能源消費的短期動態(tài)模型表明,就對能源消費的短期波動偏離長期趨勢的糾正力度而言,其調(diào)整幅度為31%,并不