中國經濟增長和能源消費的協整性分析
2014-10-16 18:16:52楊如芳
價值工程 2014年28期
楊如芳
摘要： 基于我國1990-2011年GDP數據和國內能源消費總量數據的協整性分析和因果檢驗，初步確認經濟增長和能源消費具有協整性關系。當前國家經濟發展，能源消費還是占很大比例，但結果也表明隨著經濟的發展，其對能源的依賴已經大大縮小。
Abstract： The cointegration analysis and causality based on the GDP data in 1990-2011 and the total domestic energy consumption data in China can basically confirm that economic growth and energy consumption has cointegration relations. In the current national economic development， energy consumption still accounts for a large proportion， but the results also show that as the economy develops， its dependence on energy has been greatly reduced.
關鍵詞： 能源消費；經濟增長；協整性檢驗；Granger因果檢驗
Key words： energy consumption；economic growth；cointegration test；Granger causality test
中圖分類號：F061.2 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2014）28-0009-02
0 引言
能源是經濟發展不可缺少的動力，經濟增長和能源消費關系的實證研究成為各大學者爭相研究的話題。十八大提出的新經濟增長目標能否實現，在日益激烈的國際能源市場中，我國是否需要加大能源儲備。這些問題亟待解決。因此研究新時期能源消費和經濟增長之間的關系具有很大的現實意義。
1 模型設定和估計方法
1.1 數據來源和變量的處理 本文所采用的數據全部來自各年的《中國統計年鑒》，根據已給定的按當年價格計算的國內生產總值及其GDP折算指數，計算出不變價格計算的實際GDP，以及每年的能源消費總量。能源消費總量是按照煤當量計算，單位為萬噸煤標準。本文采用GDP和EC兩個指標，將二者對數化的數據即LNGDP和LNEC作為基準數據。在變量處理過程中也對二者進行了一次差分和二次差分。
1.2 基本計量模型 采用Eviews 6.0來完成整個回歸和檢驗過程。而研究方法采用非平穩序列的協整檢驗方法和誤差修正模型，以及格蘭杰因果檢驗。利用Eviews 6.0分析知能源消費總量指數值和GDP的指數值是非平穩的。本文選取1990年后的數據，進行嚴格的協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，考察此時期的二者發展狀況和政策效果。
2 實證分析
2.1 平穩性檢驗 在研究兩個時間序列的回歸分析中，先要判斷序列的平穩性，平穩性序列和非平穩性序列采取的方法不同。本文采用Eviews 6.0 中ADF法對LNGDP和LNEC兩個序列進行了平穩性分析，結果表明二者均有單位根，即二者都是非平穩序列。
2.2 協整檢驗
2.2.1 模型計量 本文采用Engel-Granger兩步法，利用Eviews6.0進行檢驗。首先對LNGDP和LNEC兩個時間序列進行普通最小二乘估計。（表1）
得到方程LNEC=0.631070LNGDP+5.5657 （1）
調整后的R2=0.955709
然后對殘差進行單位根檢驗，
et=LNEC-0.631070LNGDP-5.5659 （2）
對單位根檢驗的結如表2所示。
可以看出ADF值2.635018絕對值大于顯著性水平為5%的臨界值1.959071，P值又小于5%，可以認為殘差序列e是平穩序列。也就是說存在LNEC和LNGDP的平穩線性組合，即能源消費和國內生產總值之間存在長期穩定的均衡關系。
2.2.2 同理再對LNEC和LNGDP進行反向檢驗
得到方程LNGDP=1.517768LNEC-8.013625 （3）
殘差e2=LNGDP-1.517768LNEC+8.013625
可以看出ADF值2.846811絕對值大于顯著性水平為1%的臨界值2.685718，P值又小于1%，可以認為殘差序列e是平穩序列。也就是說存在LNEC和LNGDP的平穩線性組合，即能源消費和國內生產總值之間存在長期穩定的均衡關系。再次明確了LNEC和LNGDP的協整關系。
2.3 格蘭杰因果檢驗 根據上述對LNGDP和LNEC協整檢驗，判定其存在協整關系，下面按照Granger因果關系分析方法，建立下面兩變量模型。檢驗結果如下：
在1%的顯著水平上，拒絕了“LNEC不是LNGDP的格蘭杰原因”的假設，接受了能源消費對GDP存在因果關系的結論；同時在10%顯著水平上，接受了“LNGDP不是LNE的原因”的原假設，拒絕了GDP對能源消費存在因果關系的結論。因此根據檢驗結果，可以認為1990～2011年間中國能源消費是GDP的格蘭杰原因，而GDP卻不是能源消費的格蘭杰原因。即存在單向因果關系。
3 結論和建議
根據上述對1990～2011年數據研究分析得出中國能源消費是GDP的格蘭杰原因，而GDP卻不是能源消費的格蘭杰原因。即存在單向因果關系。GDP對能源消費的依賴度基本已經消失。建議建立能源產品儲備制度需要政府和企業共同參與，即能源產品的儲備不但要包括政府儲備，還必須對企業儲備提出要求，并合理確定生產和流通環節的儲備比例。其次要加大新型能源開發利用，加大可再生能源的利用，加大電力投入。還要強調能源的結構調整和優化來實現能源的有效配置和充分利用。
參考文獻：
[1]汪旭輝，劉勇.中國能源消費與經濟增長：基于協整分析和Granger因果檢驗[J].資源科學，2007（9）.
[2]韓智勇，魏一鳴，焦建玲，范英，張九天.中國消費與經濟增長的協整性和因果關系分析[J].系統工程，2004（12）.
[3]姚麗芬，劉愛英，龍如銀，李慶辰.河北省經濟增長與能源消費關系及能源戰略研究[J].安徽農業科學，2011（05）.
摘要： 基于我國1990-2011年GDP數據和國內能源消費總量數據的協整性分析和因果檢驗，初步確認經濟增長和能源消費具有協整性關系。當前國家經濟發展，能源消費還是占很大比例，但結果也表明隨著經濟的發展，其對能源的依賴已經大大縮小。
Abstract： The cointegration analysis and causality based on the GDP data in 1990-2011 and the total domestic energy consumption data in China can basically confirm that economic growth and energy consumption has cointegration relations. In the current national economic development， energy consumption still accounts for a large proportion， but the results also show that as the economy develops， its dependence on energy has been greatly reduced.
關鍵詞： 能源消費；經濟增長；協整性檢驗；Granger因果檢驗
Key words： energy consumption；economic growth；cointegration test；Granger causality test
中圖分類號：F061.2 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2014）28-0009-02
0 引言
能源是經濟發展不可缺少的動力，經濟增長和能源消費關系的實證研究成為各大學者爭相研究的話題。十八大提出的新經濟增長目標能否實現，在日益激烈的國際能源市場中，我國是否需要加大能源儲備。這些問題亟待解決。因此研究新時期能源消費和經濟增長之間的關系具有很大的現實意義。
1 模型設定和估計方法
1.1 數據來源和變量的處理 本文所采用的數據全部來自各年的《中國統計年鑒》，根據已給定的按當年價格計算的國內生產總值及其GDP折算指數，計算出不變價格計算的實際GDP，以及每年的能源消費總量。能源消費總量是按照煤當量計算，單位為萬噸煤標準。本文采用GDP和EC兩個指標，將二者對數化的數據即LNGDP和LNEC作為基準數據。在變量處理過程中也對二者進行了一次差分和二次差分。
1.2 基本計量模型 采用Eviews 6.0來完成整個回歸和檢驗過程。而研究方法采用非平穩序列的協整檢驗方法和誤差修正模型，以及格蘭杰因果檢驗。利用Eviews 6.0分析知能源消費總量指數值和GDP的指數值是非平穩的。本文選取1990年后的數據，進行嚴格的協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，考察此時期的二者發展狀況和政策效果。
2 實證分析
2.1 平穩性檢驗 在研究兩個時間序列的回歸分析中，先要判斷序列的平穩性，平穩性序列和非平穩性序列采取的方法不同。本文采用Eviews 6.0 中ADF法對LNGDP和LNEC兩個序列進行了平穩性分析，結果表明二者均有單位根，即二者都是非平穩序列。
2.2 協整檢驗
2.2.1 模型計量 本文采用Engel-Granger兩步法，利用Eviews6.0進行檢驗。首先對LNGDP和LNEC兩個時間序列進行普通最小二乘估計。（表1）
得到方程LNEC=0.631070LNGDP+5.5657 （1）
調整后的R2=0.955709
然后對殘差進行單位根檢驗，
et=LNEC-0.631070LNGDP-5.5659 （2）
對單位根檢驗的結如表2所示。
可以看出ADF值2.635018絕對值大于顯著性水平為5%的臨界值1.959071，P值又小于5%，可以認為殘差序列e是平穩序列。也就是說存在LNEC和LNGDP的平穩線性組合，即能源消費和國內生產總值之間存在長期穩定的均衡關系。
2.2.2 同理再對LNEC和LNGDP進行反向檢驗
得到方程LNGDP=1.517768LNEC-8.013625 （3）
殘差e2=LNGDP-1.517768LNEC+8.013625
可以看出ADF值2.846811絕對值大于顯著性水平為1%的臨界值2.685718，P值又小于1%，可以認為殘差序列e是平穩序列。也就是說存在LNEC和LNGDP的平穩線性組合，即能源消費和國內生產總值之間存在長期穩定的均衡關系。再次明確了LNEC和LNGDP的協整關系。
2.3 格蘭杰因果檢驗 根據上述對LNGDP和LNEC協整檢驗，判定其存在協整關系，下面按照Granger因果關系分析方法，建立下面兩變量模型。檢驗結果如下：
在1%的顯著水平上，拒絕了“LNEC不是LNGDP的格蘭杰原因”的假設，接受了能源消費對GDP存在因果關系的結論；同時在10%顯著水平上，接受了“LNGDP不是LNE的原因”的原假設，拒絕了GDP對能源消費存在因果關系的結論。因此根據檢驗結果，可以認為1990～2011年間中國能源消費是GDP的格蘭杰原因，而GDP卻不是能源消費的格蘭杰原因。即存在單向因果關系。
3 結論和建議
根據上述對1990～2011年數據研究分析得出中國能源消費是GDP的格蘭杰原因，而GDP卻不是能源消費的格蘭杰原因。即存在單向因果關系。GDP對能源消費的依賴度基本已經消失。建議建立能源產品儲備制度需要政府和企業共同參與，即能源產品的儲備不但要包括政府儲備，還必須對企業儲備提出要求，并合理確定生產和流通環節的儲備比例。其次要加大新型能源開發利用，加大可再生能源的利用，加大電力投入。還要強調能源的結構調整和優化來實現能源的有效配置和充分利用。
參考文獻：
[1]汪旭輝，劉勇.中國能源消費與經濟增長：基于協整分析和Granger因果檢驗[J].資源科學，2007（9）.
[2]韓智勇，魏一鳴，焦建玲，范英，張九天.中國消費與經濟增長的協整性和因果關系分析[J].系統工程，2004（12）.
[3]姚麗芬，劉愛英，龍如銀，李慶辰.河北省經濟增長與能源消費關系及能源戰略研究[J].安徽農業科學，2011（05）.
摘要： 基于我國1990-2011年GDP數據和國內能源消費總量數據的協整性分析和因果檢驗，初步確認經濟增長和能源消費具有協整性關系。當前國家經濟發展，能源消費還是占很大比例，但結果也表明隨著經濟的發展，其對能源的依賴已經大大縮小。
Abstract： The cointegration analysis and causality based on the GDP data in 1990-2011 and the total domestic energy consumption data in China can basically confirm that economic growth and energy consumption has cointegration relations. In the current national economic development， energy consumption still accounts for a large proportion， but the results also show that as the economy develops， its dependence on energy has been greatly reduced.
關鍵詞： 能源消費；經濟增長；協整性檢驗；Granger因果檢驗
Key words： energy consumption；economic growth；cointegration test；Granger causality test
中圖分類號：F061.2 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2014）28-0009-02
0 引言
能源是經濟發展不可缺少的動力，經濟增長和能源消費關系的實證研究成為各大學者爭相研究的話題。十八大提出的新經濟增長目標能否實現，在日益激烈的國際能源市場中，我國是否需要加大能源儲備。這些問題亟待解決。因此研究新時期能源消費和經濟增長之間的關系具有很大的現實意義。
1 模型設定和估計方法
1.1 數據來源和變量的處理 本文所采用的數據全部來自各年的《中國統計年鑒》，根據已給定的按當年價格計算的國內生產總值及其GDP折算指數，計算出不變價格計算的實際GDP，以及每年的能源消費總量。能源消費總量是按照煤當量計算，單位為萬噸煤標準。本文采用GDP和EC兩個指標，將二者對數化的數據即LNGDP和LNEC作為基準數據。在變量處理過程中也對二者進行了一次差分和二次差分。
1.2 基本計量模型 采用Eviews 6.0來完成整個回歸和檢驗過程。而研究方法采用非平穩序列的協整檢驗方法和誤差修正模型，以及格蘭杰因果檢驗。利用Eviews 6.0分析知能源消費總量指數值和GDP的指數值是非平穩的。本文選取1990年后的數據，進行嚴格的協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，考察此時期的二者發展狀況和政策效果。
2 實證分析
2.1 平穩性檢驗 在研究兩個時間序列的回歸分析中，先要判斷序列的平穩性，平穩性序列和非平穩性序列采取的方法不同。本文采用Eviews 6.0 中ADF法對LNGDP和LNEC兩個序列進行了平穩性分析，結果表明二者均有單位根，即二者都是非平穩序列。
2.2 協整檢驗
2.2.1 模型計量 本文采用Engel-Granger兩步法，利用Eviews6.0進行檢驗。首先對LNGDP和LNEC兩個時間序列進行普通最小二乘估計。（表1）
得到方程LNEC=0.631070LNGDP+5.5657 （1）
調整后的R2=0.955709
然后對殘差進行單位根檢驗，
et=LNEC-0.631070LNGDP-5.5659 （2）
對單位根檢驗的結如表2所示。
可以看出ADF值2.635018絕對值大于顯著性水平為5%的臨界值1.959071，P值又小于5%，可以認為殘差序列e是平穩序列。也就是說存在LNEC和LNGDP的平穩線性組合，即能源消費和國內生產總值之間存在長期穩定的均衡關系。
2.2.2 同理再對LNEC和LNGDP進行反向檢驗
得到方程LNGDP=1.517768LNEC-8.013625 （3）
殘差e2=LNGDP-1.517768LNEC+8.013625
可以看出ADF值2.846811絕對值大于顯著性水平為1%的臨界值2.685718，P值又小于1%，可以認為殘差序列e是平穩序列。也就是說存在LNEC和LNGDP的平穩線性組合，即能源消費和國內生產總值之間存在長期穩定的均衡關系。再次明確了LNEC和LNGDP的協整關系。
2.3 格蘭杰因果檢驗 根據上述對LNGDP和LNEC協整檢驗，判定其存在協整關系，下面按照Granger因果關系分析方法，建立下面兩變量模型。檢驗結果如下：
在1%的顯著水平上，拒絕了“LNEC不是LNGDP的格蘭杰原因”的假設，接受了能源消費對GDP存在因果關系的結論；同時在10%顯著水平上，接受了“LNGDP不是LNE的原因”的原假設，拒絕了GDP對能源消費存在因果關系的結論。因此根據檢驗結果，可以認為1990～2011年間中國能源消費是GDP的格蘭杰原因，而GDP卻不是能源消費的格蘭杰原因。即存在單向因果關系。
3 結論和建議
根據上述對1990～2011年數據研究分析得出中國能源消費是GDP的格蘭杰原因，而GDP卻不是能源消費的格蘭杰原因。即存在單向因果關系。GDP對能源消費的依賴度基本已經消失。建議建立能源產品儲備制度需要政府和企業共同參與，即能源產品的儲備不但要包括政府儲備，還必須對企業儲備提出要求，并合理確定生產和流通環節的儲備比例。其次要加大新型能源開發利用，加大可再生能源的利用，加大電力投入。還要強調能源的結構調整和優化來實現能源的有效配置和充分利用。
參考文獻：
[1]汪旭輝，劉勇.中國能源消費與經濟增長：基于協整分析和Granger因果檢驗[J].資源科學，2007（9）.
[2]韓智勇，魏一鳴，焦建玲，范英，張九天.中國消費與經濟增長的協整性和因果關系分析[J].系統工程，2004（12）.
[3]姚麗芬，劉愛英，龍如銀，李慶辰.河北省經濟增長與能源消費關系及能源戰略研究[J].安徽農業科學，2011（05）.
