我國能源消費與經濟增長的實證研究

摘要:隨著中國經濟的迅速崛起，能源消費量不斷增長，能源環境和經濟的可持續發展十分重要。本文在1980-2006年統計數據的基礎上，運用協整理論，誤差修正模型和Granger因果關系檢驗理論，從不同的時間序列對中國石油消費和經濟增長之間的關系進行了實證研究。結論表明，中國石油消費與經濟增長之間存在長期均衡的正相關關系、短期動態關系和單向因果關系，并就相關問題得出了相應的結論。

關鍵詞:能源消費，經濟增長，協整，格蘭杰因果，誤差修正模型

引言

一直以來， 關于能源消費與經濟增長之間的關系的研究層出不窮。有的基于不同國家，不同歷史時間段， 有的引入不同變量。所得出的結論也不盡相同。本文采用協整方法分析了我國1980~2006年的有關數據， 進行協整分析依據格蘭杰表示定理建立了誤差修正模型， 在此基礎上進行格蘭杰因果關系檢驗，最后得出結論， 二者之間是從經濟增長到能源消費的單向格蘭杰因果關系， 具有短期動態關系與長期關系。

一、變量和方法說明

(一)變量說明

本文采用雙變量模型，即能源消費量(用E表示) 與經濟增長(實際GDP 表示)，為了降低變量中存在的異方差，我們對這兩個變量作對數化處理，分別記為㏒E和㏒GDP。

(二)方法說明

本文采用擴充迪基-福勒檢驗考察了㏒GDP 與㏒E 的平穩性，在得到二者為同階單整后采用E-G兩步法進行協整檢驗，并在Granger表示定理的基礎上建立了誤差修正模型。這一表述定理所陳述的是在協整成立的條件下，VAR 類模型可由對應的誤差修正模型(ECM) 表示，這就使協整模型與時間序列的主要內容相聯系，從而在協整成立的條件下，對VAR類模型的研究就轉化為對協整及其所對應的ECM模型的研究。在此基礎上進行格蘭杰因果關系檢驗。

1、時間序列變量的平穩性檢驗

本文運用擴充迪基-福勒檢驗(ADF) ，模型:

其中，εi為白噪聲，表示對變量進行一階差分。本文的檢驗采用麥金農(Mackinnon) 臨界值，比較檢驗的ADF值和臨界值， △yt的最優滯后期使用赤池(Akaike) 的AIC 準則決定。

2、時間序列變量的格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系可以用F統計量來進行，如果F統計量大于相應顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設，得到結論xt對yt存在格蘭杰因果關系。檢驗方法是:對兩變量的回歸模型中的進行檢驗，這個假設實際上等同于“X不是引起Y 變化的原因”。如果拒絕了的原假設， 就可以拒絕“X 不是引起Y 變化的原因”的假設， 從而得出結論: X對Y存在Granger因果關系。同樣，可以對 進行檢驗，從而判斷Y對X是否存在Granger 因果關系。

3、時間序列變量的協整檢驗和誤差修正模型

對于單方程系統，Engle - Granger 兩步法通常檢驗兩變量間的協整關系比較準確和方便，Johansen and Juselius 估計是基于向量自回歸模型誤差修正的表達式法，適用于在多元變量協整關系的檢驗與估計。

最常用的ECM模型的估計方法是Engle和Granger(1981)兩步法，誤差修正模型中，從短期看，被解釋變量的變動是由較穩定的長期趨勢和短期波動所決定的，短期內系統對于均衡狀態的偏離程度的大小直接導致波動振幅的大小。從長期看，協整關系式起到引力線的作用，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

二、數據實證結果

(一)數據說明

本文數據取自2007年中國統計年鑒和國研網上的數據整理得到。研究樣本包括1980-2006年的能源消費量和GDP。能源消費量的單位是萬噸標準煤，GDP 的單位是億元人民幣。

(二)單位根檢驗

為了檢驗變量之間的協整關系，我們首先對能源消費量和GDP序列進行單位根檢驗，判斷每個序列是否為I(1) 過程。本文采用ADF 檢驗法分別對各序列進行單位根檢驗。在對序列的一階差分做單位根檢驗時，由于一階差分序列已經消除時間趨勢，所以檢驗時不包含時間趨勢項。滯后期的選擇根據AIC 準則來確定。

說明:顯著水平均為5 %;帶*號的表示檢驗包含趨勢項。

(三) 估計模型

既然確定了logE和logGDP序列都是I (1) ，下一步的任務是:

1、首先建立dlogE和dlogGDP之間的回歸方程

由OLS 估計我們得到下面的方程: (方程下面小括號內為t統計量，n 為觀測次數，R2 為相關系數的平方，下同)

(5.76778651339)(2.20320654329)

N=26 R2=0.168229674945DW=0.568649019736

由于0

2、廣義差分法重新估計模型:

(2.89)(2.22)(4.59)

N=26R2=0.572209477717F=14.7135196481DW=1.54225886786

模型已消除自相關性，將方程式兩邊對時間求導數可以得到，我國能源消費增長率每提高1%， 其GDP的增長率平均提高0.7%。這說明，我國的能源消費量增加與GDP擴大之間關系較緊密。

3、Chow檢驗

為了檢驗時間序列數據的結構穩定性，進行Chow分割點檢驗，基于比較利用整個樣本估計方程獲得的殘差平方和及利用每一子區間樣本估計方程獲得的殘差平方和之間的差別。檢驗結構如下:

F=2.375003<5.72，該結果不拒絕假設，則不存在結構變化。

(四)協整檢驗

本文采用Engle - Granger 兩步法。

估計模型:

得:

其殘差項為:

對回歸殘差序列的單位根檢驗，得到的結果為:

說明:顯著性水平為5 %;滯后期由AIC 準則確定。

確定了 是I(0)序列，和 為I(1)，則說明從檢驗結果中可以得出:在5 %的顯著性水平下，和 之間存在協整關系，即這兩個變量之間存在長期的均衡關系。即是我國國內生產總值和能源消費之間存在長期的均衡關系。

(四)誤差修正模型

根據格蘭杰表示定理， 我們建立如下誤差修正模型:

第一步，建立如下回歸方程:

由OLS估計，得:

t=59.56194366R2 =0.472

第二步，令，建立下面的誤差修正模型

得到誤差修正方程如下:

的系數為0.706顯著異于零， 表明能源消費與經濟增長之間存在長期均衡關系。從誤差修正項的系數為-0.018為負值，可知， 當上一期國內生產總值水平高于均衡值時， 本期國內生產總值漲幅就會下降， 反之， 則上升。誤差修正項的系數同時還表明1.8%的偏離均衡部分會在短期內得到調整， 于是國內生產總值水平不會偏離均衡太遠。

(五)格蘭杰因果檢驗

以上確定了 和 均為I (1) 過程而且存在協整關系。協整只是表明了能源消費與經濟增長之間存在因果關系，但沒有指明這種因果關系的方向，下面對 和 之間進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表4所示。

由于在 不是 的格蘭杰原因的假設下，

表明 不是 的格蘭杰原因的概率很小，拒絕原假設， 是 的格蘭杰原因第二個假設相伴的表明在10%置信水平下，接受假設，可以認為 不是 的格蘭杰原因。能源消費是經濟增長的“格蘭杰原因”，經濟增長對于能源消費的影響并不顯著，也即經濟增長不是能源消費的“格蘭杰原因”。

三、結論

從以上的計量模型分析結果不難得出以下結論:我國能源消費和經濟增長之間是單向的從經濟增長到能源消費的因果關系，而且這種長期關系是穩定的，并沒有隨時間而發生結構性變化。由于能源消費與經濟增長之間的這種內在關系的作用，使得盡管能源消費會有時偏離均衡，但是經濟自身的力量將會使其重新回到均衡狀態，也就是無論在短期它如何變化，在長期仍趨于均衡，這也正是本文誤差修正模型所描述的能源消費與經濟增長之間的關系。

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(作者單位:青島大學經濟學院)