| 由上述分析可知，本文提出的四个变量都是一阶单整的。Engel和Granger（1987）指出，如果两个或多个时间序列本身非平稳，但是它们之间的存在某种线性组合是平稳的，即存在协整关系。协整检验主要有两种方法：（1）Engel和Granger提出的基于协整方程残差项的两步法平稳性检验；（2）Johansen和Juselius提出的基于VAR模型的协整系统的检验。由于本文是多变量之间的协整关检验，因此选择后者。为了运用JJ检验法进行协整分析，应首先构建lnGDP、lnK、lnL和lnE的向量自回归模型VAR。由于VAR中滞后阶数的选取对结果的影响较大，因此应根据AIC信息准则、SC信息准则以及LR（似然比）统计量确定最优滞后期。检验结果如表2所示：
表2 VAR模型滞后阶数选取
|
Lag
|
LogL
|
LR
|
FPE
|
AIC
|
SC
|
HQ
|
|
0
|
62.66519
|
NA
|
2.06E-07
|
-4.04588
|
-3.85728
|
-3.98681
|
|
1
|
203.6072
|
233.2834
|
3.77E-11
|
-12.6626
|
-11.7196
|
-12.3672
|
|
2
|
234.5899*
|
42.7347*
|
1.44E-11*
|
-13.6959*
|
-11.9985*
|
-13.1643*
|
根据式（3）建立协整方程，应该包含截距项和趋势项，在此前提下脉冲响应，结合表2滞后阶数检验的结果，则基于VAR模型的JJ协整检验结果如表3所示：
表3 JJ协整关系检验结果
|
Hypothesized
No. of CE(s)
|
Trace
Statistic
|
0.05
Critical Value
|
Max-Eigen
Statistic
|
0.05
Critical Value
|
|
None
|
66.74589*
|
47.85613
|
30.64891*
|
27.58434
|
|
At most 1
|
36.09697*
|
29.79707
|
24.76513*
|
21.13162
|
|
At most 2
|
11.33184
|
15.49471
|
10.27677
|
14.2646
|
|
At most 3
|
1.055074
|
3.841466
|
1.055074
|
3.841466
|
注：*表示在0.05临界值水平下拒绝原假设。
从表3可以看出，迹检验和最大特征值检验表明，在5%的显著性水平上，拒绝“没有协整方程”和“最多只有一个协整方程”的零假设，支持存在两个协整方程的假设，即lngdp、lnk、lnl和lne之间存在着长期的均衡关系。正规化后的长期协整关系可表示为：
 [4]
由上面协整方程结果表明，从长期来看，社会固定资本存量、就业人数和能源消费总量对经济增长呈现正向的拉动作用，但是从三者的弹性系数可以看出，资本要素和劳动要素的弹性系数分别为10.01%和10.63%，对经济增长的贡献率并不十分显著，而从资本和劳动要素中分离出来的能源消耗对经济增长的影响却较为显著，弹性系数为35.43%，即能源消费每增加一个单位，GDP的总量将增长0.35个百分点。这一点与安徽省目前还处在工业化为主的经济发展现状相一致，由于技术水平在短时期内，我省工业现代化进程中更主要的还是依靠更多的能源消费来促进经济的增长。
3. 误差修正模型的建立
为了综合考虑管理水平、产业结构、政策制定等体制性因素带来的冲击变化，建立误差修正模型，由Eviews6.0软件实现结果如下：
以上VEC模型的矩阵形式是每个内生变量对它自身和其它内生变量的滞后项以及协整关系表示的误差修正项滞后项的回归，其中包含短期影响和长期影响。所有作为解释变量的一阶差分项的系数反应各变量的短期波动对应变量的短期变化的影响； 是误差修正项，其系数为-0.3159反映变量之间的均衡状态偏离长期均衡时，将偏离状态调整到均衡关系的调整力度，符合反向修正机制原理。
4. 格兰杰因果关系检验
从上述JJ协整检验可以得出，lnGDP、lnK、lnL和lnE四变量之间存在协整关系，但是由于协整关系只能说明变量之间存在因果关系，并不能指出因果关系的方向。因此，为了进一步解释能源消费、固定资本存量、就业人数和经济增长之间的因果方向，我们将对这四个变量进行格兰杰因果关系检验。本文采用基于向量的误差修正模型的Granger因果关系检验脉冲响应，采用 检验，即如果滞后项系数的联合零约束检验被拒绝，则说明滞后项变量对被解释变量存在短期的格兰杰意义上的因果关系。由Eviews6.0软件所得结果如下表所示：
表4 基于VECM模型的短期格兰杰因果关系检验（检验）
|
被解释变量：D（lngdp）
|
被解释变量：D（lne）
|
|
excluded
|
Chi-sq
|
P值
|
excluded
|
Chi-sq
|
P值
|
|
D（lnk）
|
1.0432*
|
0.0936
|
D（lngdp）
|
17.8596***
|
0.0001
|
|
D（lnl）
|
12.849***
|
0.0016
|
D（lnk）
|
0.6389
|
0.7265
|
|
D（lne）
|
2.4808
|
0.2893
|
D（lnl）
|
4.3439
|
0.114
|
注：*表示在10%的显著性水平上通过检验，**表示在5%的显著性水平上通过检验，***表示在1%的显著性水平上通过检验。
基于VECM的短期Granger因果关系检验表明：D（lnk）为D（lngdp）的单向Granger原因，D（lnl）和D（lngdp）互为Granger原因，而D（lngdp）和D（lne）存在单向的Granger原因，即存在从D（lngdp）到D（lne）的单向Granger因果关系，反之则不存在因果关系。也就是说，在短期的因果关系中，就业人数与经济增长之间存在双向的Granger因果关系，可能的原因是安徽省作为劳动力输出大省和四大教育基地之一，人力资源优势相对突出，因此对于本省的经济增长起到一定的正向作用；固定资本存量是GDP的单向Granger原因，可能的原因是安徽省作为中部崛起的省份之一，在承接长三角产业转移方面走在前列，利用其承东启西独特的地理区位优势，不断扩大吸引外资的规模，并且积极打造皖江城市群，进而优化本省的产业结构从而促进经济持续快速增长；GDP对能源消耗的单向Granger原因说明尽管安徽省作为资源大省，拥有丰富的矿产资源和稀有金属资源，但是并不完全依赖于能源消耗型的经济增长模式，这一结论表明即使为了保护环境、提高能源效率和合理开发资源制定相关的政策对安徽省经济增长的负面影响相对较小论文网。
5. 脉冲响应函数与方差分解
通过格兰杰因果检验得知，能源消耗、就业人数、资本存量和经济增长存在着单向的或双向的因果关系。为了进一步揭示变量之间相互影响的动态变化趋势，本文利用Eviews6.0分析了变量之间的一个新息带来的相互冲击反应程度，结果如图2所示。
 
Lny对于来自lne的一个新息冲击的反应 Lne对于来自lny的一个新息冲击的反应
图2 脉冲响应函数趋势图
注：图中横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：年份），纵轴表示冲击响应的程度，虚线表示正
负两倍标准差偏离带。预测期为10年。
由图2可以看出，一方面脉冲响应，lne受到一个正向冲击发生变化后，从第1期开始就会对lny产生正向冲击，在第5期达到最大值，之后将随时间而递减，在第8期趋于收敛。另一方面， lny的一个信息冲击造成lne在第1期呈现正向冲击，在第6期达到最大值，并且随着时间的推移逐渐趋于收敛。这说明能源消费在受到外部体制性因素影响发生变化之后，会在相当长的一段时间内对经济增长产生同向影响，但是由于对经济预测不准、能源管理体制不畅、能源使用效率相对较低、产业结构和能源消费结构不合理等多方面的因素，不利于经济可持续性增长；而经济增长同时也会带来能源消耗的不断增加，这与我国仍然处于工业化进程中息息相关，第二产业在国民经济中依然占据中心地位，经济增长更多的依赖于能源的高投入与高消耗的国情相一致。因此，为了在中部崛起的大环境下取得走在前列，安徽省应该在大力改造传统能源产业的同时，积极发展各种新能源，提高能源产业的科技含量，实现能源产业的可持续发展。
利用VAR模型进行方差分解，重点关注lnk、lnl和lne对于lny的方差分解，如图3所示：
图3 lngdp对各内生变量变化的方差分解图
由图3可知，在不考虑lngdp自身变化贡献率的前提下，lne对lngdp的最大贡献率为15%，lnk和lnl对lngdp的最大贡献率同样为5%。前者在滞后第七期达到最大值，后者都是在第八期达到最大值，因此可以很明显的看出能源消费对经济增长的贡献率相对较大。
四、结论与启示
本文在建立VAR模型的基础上，通过格兰杰因果关系检验以及脉冲响应和方差分解方法，对我国能源消耗与经济增长之间的因果、动态以及定量关系进行分析探讨，得出以下几点结论：
1. 格兰杰因果关系检验显示脉冲响应，经济增长对能源消耗存在单向的因果关系，这表明，经济增长的变化会直接影响能源消费水平的变化，这一结论与安徽省目前的能源消耗总量不断上升的趋势相一致。另一方面，能源消费并不是经济增长的Granger原因，说明安徽省经济增长对于能源消耗的依赖程度相对较小，因此，即使在中部崛起趋势下，安徽省调整产业结构，积极改造传统高能耗、高污染的产业，对全省经济增长的负面效应并不显著。
2. 误差修正模型的结果表明，经济增长与能源消耗之间存在长期的协同增长趋势，而在短期的动态均衡模型中则可以看出，短期内能源消耗与经济增长之间并不存在十分显著的均衡关系，这主要由于能源消费结构、管理体制和政策变化等因素对生产要素投入产生一定的替代性。
因此，从长远利益出发，鼓励制度创新、技术创新和产业结构调整成为经济可持续发展的必由之路。从根本上说，安徽省作为长三角经济圈的腹地，需要积极改变传统经济增长方式，调整和优化产业结构，充分发挥自身的区位和人力资源优势，为承接长三角产业转移做好充分的准备。
参考文献
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[3]Hwang,DBK and Gum,B. The Causal Relationship between Energy andGNP : the case of Taiwan[J]. The Journal of Energy andDevelopment,1992,12:219~226.
[4]Masih,AMM and Masih,R.Energy Consumption,Real Income and TemporalCausality:Results from a Mulli-country Study Based on Cointegration andError-correction Modeling Techniques[J]. Energy Economics,1996:165~183.
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[6]王海鹏,田澎，靳萍.基于变参数模型的中国能源消费经济增长关系研究[J].数理统计与管理,2006,(3).
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[8]赵进文.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究,2007,(8).
[9]赵丽霞,魏巍贤.能源与经济增长模型研究[J].预测，1998，6：32~34.
[10]刘朝明,曾胜,刘博.我国能源消费与经济增长的关联模型分析[J].华东经济管理，2006，11：29~34.
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