中國能源消費與經濟增長的內在關系實證研究

摘 要：采用協整性檢驗和與Granger因果分析的方法，結合中國1990—2006年的相關數據，研究能源消費總量和經濟增長之間的協整關系和因果關系，并建立反映兩者之間關系的計量經濟模型，并對模型結果進行分析。

關鍵詞：能源消費；經濟增長；協整經驗；Granger因果檢驗

中圖分類號：F12 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）09-0006-02

一、數據來源與預處理

本文在研究中國能源消費和經濟增長內在關系時，沿用前人的經驗用法，經濟增長用國內生產總值（GDP）表示，能源消費用能源消費總量表示。本文選取了1990—2006年的中國國內生產總值和能源消費總量時間序列數據，樣本觀察值各為17個，1990—2006年的能源消費總量數據來自《中國能源統計年鑒》（1990—2006），記為EC，單位是萬噸標準煤。1990—2006年的名義GDP來源于《中國統計年鑒》（1990—2006），為了使數據具有可比性，將名義GDP數據按照1990年不變價格進行了調整，得到消除了價格因素的實際GDP，記為EGDP單位是億元人民幣。

二、中國能源消費總量和實際GDP序列的平穩性檢驗

為了排除異方差性，使序列變得更加容易平穩，本文對時間序列變量取自然對數，記取對數后的實際國內生產總值序列和能源消耗總量序列分別為LEGDP和LEC。

為了檢驗檢驗變量的平穩性，使用ADF檢驗對這兩個時間序列分別進行單位根檢驗，以判斷單整階數。檢驗中的方程選取的是不含有常數項且不含有時間趨勢項的限制回歸方程形式。滯后階數由SIC準則來確定，在10%的顯著水平下，序列LEGDP和LEC的ADF檢驗值（LEGDP的ADF：1.383466，LEC的ADF值：2.114414）大于臨界值（LEGDP的臨界值：-1.624392，LEC：-1.602922）。因此可以判定序列LEGDP和LEEC是非平穩的。然后，對這組序列進行一階差分，得到新的序列DLEGDP和DLEC，然后再進行單位根檢驗，可以看出，在10%的顯著水平下，序列LEGDP1和LEC1的ADF檢驗仍然大于臨界值，所以他們仍然是不平穩的，于是，再進行二階差分，得到一組新的序列LEGDP2和LEC2，在10%的顯著水平下，序列DLEGDP和DLEC的ADF檢驗小于臨界值，所以此時序列是平穩的。即中國國內生產總值與能源消費總量是二階差分平穩序列。

三、中國能源消費總量和實際GDP序列的協整性檢驗

由單位根檢驗結果可知，時間序列LGDP2和LEC2均為二階單整序列，接下來采用Engle-Granger兩步檢驗法分別對其進行協整檢驗，看兩者之間是否存在著協整性。

首先，建立LGDP2和LEC2之間的協整方程，通過最小二乘回歸得到兩者之間的協整回歸方程為：

LEC2t=4.561951+0.718106*LEGDP2t+■t

由上述協整方程可以看出，能源消費總量和實際GDP之間存在著正的自相關關系，且關系顯著。然后對上面的回歸方程的殘差進行單位根檢驗，由回歸方程估計結果可得到殘差■t為：

■t=LEC2t-4.561951-0.718106*LEGDP2t

對■t進行單位根檢驗，選擇無截距項，也也無趨勢項的檢驗模型，由SIC信息準則確定滯后階數為3，檢驗結果如下所示：ADF檢驗值：-2.893205，5%顯著水平臨界值：-1.9700978，結論：不存在單位根。

檢驗結果顯示，殘差序列在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，即接受不存在單位根的結論，因此可以確定■t為平穩序列，即■t～I（0）。上述結果表明：1990—2006年間的LGDP2和LEC2時間序列之間存在著協整關系，即能源消費總量和實際GDP之間存在著長期的均衡關系，保持著長期的共同趨勢。由協整方程可以看出，國內生產總值每增加1%，總的能源消費量就增加0.718106%。

四、中國能源消費總量和實際GDP之間的因果關系

通過上述的協整檢驗，得到了能源消費總量和實際GDO之間存在著長期的均衡關系，為了更清楚地了解兩者之間的因果關系，需要通過Granger因果關系檢驗來判定能源消費總量和實際GDP之間存在著何種因果關系。得到的Granger因果關系結果如下所示：LEC不是LGDP的原因F統計量為1.646685，P值為0.439，LGDP不是LEC的原因的F統計量為5.135731，P值：0.0767。

由檢驗結果可以看出，在5%的顯著性水平下，可以拒絕“LGDP不是LEC的原因”這一原假設，接受“LGDP是LEC的原因”這個結論。通過Granger因果關系檢驗，得出實際GDP對能源消費總量存在著單向的因果關系，即經濟增長帶動著能源的消費。

五、中國能源消費總量和實際GDP之間的誤差修正模型即模型分析

根據Granger 定理，一組具有協整關系的變量具有誤差修正模型的表達形式，誤差修正模型的作用在于不依賴于某些解釋變量，而是僅僅依靠解釋變量與因變量之間長期關系的偏差以及對因變量的調整，便可以解釋經濟中不同變量之間的長期穩定均衡關系及其自身的變化過程。

通過上面的Granger因果關系檢驗結果可以得出：LEC2和LGDP2存在著長期的協整關系，而且LGDP2對LEC2存在著單向的因果關系。因此，下面建立中國能源消費與實際GDP之間的誤差修正模型，并對模型的結果進行分析。

1. 中國能源消費總量和實際GDP之間的誤差修正模型

首先建立誤差修正模型的標準形式，通過OLS回歸得到誤差修正模型為：

ΔLEC2t=3.376498+0.835331*ΔLGDP2t+1.093385*ECMt-1

ECMt-1＝LEC2t-1-4.561951-0.718106*LEGDP2t-1

其中，1.093385*ECMt-1項稱為誤差修正項。由上面的誤差修正模型的D-W值可以看出模型存在著正自相關，所以，需要在模型中加入足夠多的滯后項來消除自相關，與此同時，也要相應加大誤差修正項的滯后期。為了消除自相關，在上式中加入ΔLEC2t和ΔLGDP2t的滯后一期變量。同時將誤差修正項改為滯后兩期，通過OLS回歸得到新的誤差修正模型：

ΔLEC2t=-3.397+0.6613*ΔLGDP2t-1.0816*ΔLGDP2t-1+

1.6472*ΔLGDP2t-1-0.7248*ECMt-2

ECMt-2=LEC2t-2-4.561951-0.718106*LEGDP2t-2

由R2可以看出判決系數得到了提高，由于修改后的模型中加入了滯后項，這里不能再用D-W值來判斷模型是否存在著自相關，這里我們使用LM相關性檢驗來判斷是否存在自相關，LM檢驗結果如下所示：F統計量：0.082269，P值：0.7807；T>R^2統計量：0.135873，P值：0.7124。

由檢驗結果可以看出，加入了滯后項后的誤差修正模型已經不能再一階自相關，而且模型中的各項系數均通過了檢驗，而且擬合優度相當高，同時，由修改過的誤差修正模型可以看出，對于誤差修正項0.7248*ECMt-2，若t-2時刻的LEC大于其長期均衡解即4.561951+0.718106*LEGDP2t-2，則ECMt-2為正，ΔLEC2t將減少；反之，如果t-2時刻的LEC小于其長期均衡解即4.561951+0.718106*LEGDP2t-2，則ECMt-2為負，ΔLEC2t將增加。所以，這是符合反向修正機制的，體現了長期非均衡誤差對LEC的控制。下面對模型的結果進行分析。

2. 模型結果分析

模型中所有作為解釋變量的各差分享系數反映了各變量短期波動對能源消費量短期波動的影響。根據估計結果可知，短期中國國內生產總值的變化將引起能源消費總量的相同方向的變化，當中國當期的國內生產總值變化1%時，將引起能源消費總量同方向變化0.6613%；在其他自變量不變的條件下，上一期的能源消費每增加1%，當期的能源消費會增加1.6472%；在其他自變量不變的條件下，上一期的國內生產總值增加1%，當期的能源消費將會減少1.0816%。

誤差修正項反映了各變量間關系偏離長期均衡狀態對短期波動的影響，系數反映了對偏離長期均衡方程的調整力度。上式中的誤差修正系數為-0.7248，符合反向修正機制，說明了上兩期GDP與能源消費的非均衡誤差以0.7248的比率對當期的能源消費總量作出調整。

六、結論

中國能源消費與經濟增長之間存在著長期的均衡關系，而且是單向的從經濟增長到能源消費的因果關系，即經濟增長拉動著能源消費。從誤差修正模型看，當期實際GDP每增加1個百分點，就會拉動能源消費增加0.6613個百分點，說明能源消費要以經濟增長為前提，這主要是因為經濟增長促成了能源的大規模開發和利用。因此中國要順利實現經濟的增長目標就必須要有增長的能源供給作為保障。面對中國當前所面對的能源供應壓力，必須重視能源供給，來保障中國經濟的持續增長。

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[責任編輯 劉嬌嬌]