关于我国能源消费与经济增长的实证检验

徐亚

摘 要：本文以1978年～2010年间我国能源消费总量和GDP的数据为基础，运用协整分析方法和Granger因果检验对我国能源消费与经济增长的关系进行了探讨。

关键词：能源消费；经济增长；协整；误差修正模型

1 引言

中国自从1978实行改革开放以来，经济发展状况日新月异。然而能源的高消耗在经济发展中的问题也更加突出，与此同时能源供应跟不上于能源消费矛盾不断加深，这使得我国经济可持续发展问题备受关注。

伴随着中国经济的快速增长，不断增长的能源需求和能源稀缺性问题更加尖锐[1-3]，能源是否真的成为中国的经济发展“瓶颈”，用科学的方法来研究这一问题显得很有必要和意义。

本文拟运用协整理论和Granger 因果检验来研究这一问题。

2 数据收集及前期处理

本文研究所选用的数据， 是从1978 年到2010 年间的我国能源消费总量与国内生产总值GDP。图1 反映了1978 年到2010 年我国能源消费和GDP 的变动趋势。

从图中可以看出，虽然我们国内生产总值(GDP) 和能源消费总量(EC)都呈上升趋势，但是他们变动趋势确实不平稳的。为了使数据易于处理，我们对二者取对数，分别代为Ln ( EC) 和Ln ( GDP) ，简记为LEC 和LGDP，并进行协整检验。

3 计量模型和实证结果分析

3.1 稳定性检验

通过Eviews软件计算，LEC、LGDP 的单位根检验结果如下表1

由上表结果可知，LEC 和LGDP 的一阶差分两者都不平稳。在二阶差分的时候，LEC 的模型1、2、3 中ADF 的绝对值分别为4.8569 ，4.7386，4.7307 (表中标注*号值) ，均大于a = 1 %时的临界值绝对值2.6443 、3.6702和4.2967 ，LGDP 的模型1、模型2和模型3 中ADF 的绝对值分别为4.9599 ，4.8677和4.7167 ，也都大于临界值绝对值，所以在二者的二阶差分都比较平稳。因此，两个时间序列LEC和LGDP 是I(2) 的单位根过程。

3.2 协整检验

本文采用Engle­Granger 两步检验法，检验能源消费与国内生产总值的协整关系。由上部检验可知，LEC 和LGDP 时间序列都是二阶平稳的

（1）协整回归，用普通最小二乘法估计LEC 和LGDP 之间的方程，计算非均衡误差。方程为:

LECt = 0.8767LGDP + 3.7665(1)

(18.5233)(8.7573)

调整后的R2 = 0.9145 ，DW = 0.0995。残差的计算公式为

et = LECt - LECt

= LECt - 0.8767LGDPt - 3.7665 (2)

（2）检验et 的单整性，残差序列是否平稳。最合适模型是当滞后阶数为1，不含常数项和截距项的模型，此时ADF 检验的结果如下表2

表2残差序列e 的单位根检验

模型 ADF 值 临界值 临界值 临界值

a = 1 % a = 5 % a = 10 %

模型1 - 2.6584 - 2.6417 - 1.9521 - 1.6104

可以看出ADF 值绝对值为2.6584，符合判定残差序列e 是平稳序列的范围。我们可以认定LEC 和LGDP 存在平稳线性组合，也就是说能源消费总量和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。

3.3 误差修正模型

3.3.1 一阶误差修正模型 通过计算，估计加入一阶滞后变量LGDPt-1后的误差修正模型为:

LECt = - 0.4614+ 0.9009LECt - 1 +0.1408LGDPt- 0.0688LGDPt - 1 + et(3)

(1.1807) (24.4618) (2.7769) (-2.8664)

调整后的R2 = 0.9961 ，DW = 0.7577。一阶误差修正模型(3)中，除常数项- 0.4614外，其他估计量都通过了T 检验。DW 为0.7577 ，偏离数值2 的程度较大，所以认为DW 不合理。考虑到LEC 和LGDP都是二阶平稳过程I(2) ，所以我们在此用二階误差修正模型来进行估计。

3.3.2 二阶误差修正模型 运用Eviews对引入二阶滞后项LGDPt - 2的模型进行估计，再经适当的衡等变形，可得引入二阶滞后项误差修正模型:

ΔLECt = 0.5835ΔL ECt-1 + 0.2266ΔLGDPt- 0.0173ΔLGDPt-1 - 0.0718 (LECt -1

- 30.2228 - 0.7451LGDPt - 1 ) + et （4）

调整后的R2 = 0.9974 ，DW = 1.5974 。经过T 检验，方程中各个系数都比较符合，修正后R2 接近1 ，效果比较良好，DW 值也在2 附近，显得非常合理。式中: 0.0718这一项称为误差修正项ecmt - 1 。从式(4)可以看到，若t 时刻LEC大于其长期均衡解30.2228 +0.7451LGDPt - 1，ecm 为正，ΔLECt 将减小；若t 时刻LEC 小于其长期均衡解30.2228 +0.7451LGDPt - 1 ，ecm 为负，会使ΔLECt 增加。这和反向修正机制一致， LEC也在长期非均衡误差控制范围。

3.4Granger 因果关系检验

协整检验只能说明能源消费和经济增长存在协整关系。能源消费和GDP 在波动中相互关系，则需要对能源消费和GDP进行 Granger 因果关系检验。依次取滞后期为1 ，2 和3 ，对EC 和GDP 进行检验，表3列出了检验结果。

从上表可以看出，当滞期分别为1、2、3时，EC都不是GDP的Granger 成因的原假设，拒绝的最大概率都小于0.05，所以我们认为EC是GDP的Granger成因，我国能源消费的增加直接导致GDP 的增加。但是，GDP 不是能源消费的Granger 原因，GDP 的增长和能源消费的增长不存在必然的联系。

4 结论

(1) 能源消费和GDP两变量间具有长期稳定关系，也即协整关系。尽管在短期内，我国能源消费与GDP之间关系会出现波动，但是从长期来看，二者还是存在稳定的平衡关系。

(2)从Granger检验角度和结果来看，我国能源消费增减会导致GDP相应的增减，能源消费是GDP变化的原因。但是， GDP 变化与能源消费不存在必要的联系，GDP不是能源消费的Granger原因。（作者单位：贵州大学经济学院，550025）

参考文献:

[1]韩智勇.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程，2004.

[2]倪建民.国家能源安全报告[M].北京:人民出版社，2005.

[3]邵忍丽，贾明德.我国经济的可持续发展与能源消费的关系分析[J].西安石油大学学报(社会科学版)，2006，15(3).