關于我國能源消費與經(jīng)濟增長的實證檢驗

徐亞

摘 要：本文以1978年～2010年間我國能源消費總量和GDP的數(shù)據(jù)為基礎，運用協(xié)整分析方法和Granger因果檢驗對我國能源消費與經(jīng)濟增長的關系進行了探討。

關鍵詞：能源消費；經(jīng)濟增長；協(xié)整；誤差修正模型

1 引言

中國自從1978實行改革開放以來，經(jīng)濟發(fā)展狀況日新月異。然而能源的高消耗在經(jīng)濟發(fā)展中的問題也更加突出，與此同時能源供應跟不上于能源消費矛盾不斷加深，這使得我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展問題備受關注。

伴隨著中國經(jīng)濟的快速增長，不斷增長的能源需求和能源稀缺性問題更加尖銳[1-3]，能源是否真的成為中國的經(jīng)濟發(fā)展“瓶頸”，用科學的方法來研究這一問題顯得很有必要和意義。

本文擬運用協(xié)整理論和Granger 因果檢驗來研究這一問題。

2 數(shù)據(jù)收集及前期處理

本文研究所選用的數(shù)據(jù)， 是從1978 年到2010 年間的我國能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。圖1 反映了1978 年到2010 年我國能源消費和GDP 的變動趨勢。

從圖中可以看出，雖然我們國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP) 和能源消費總量(EC)都呈上升趨勢，但是他們變動趨勢確實不平穩(wěn)的。為了使數(shù)據(jù)易于處理，我們對二者取對數(shù)，分別代為Ln ( EC) 和Ln ( GDP) ，簡記為LEC 和LGDP，并進行協(xié)整檢驗。

3 計量模型和實證結(jié)果分析

3.1 穩(wěn)定性檢驗

通過Eviews軟件計算，LEC、LGDP 的單位根檢驗結(jié)果如下表1

由上表結(jié)果可知，LEC 和LGDP 的一階差分兩者都不平穩(wěn)。在二階差分的時候，LEC 的模型1、2、3 中ADF 的絕對值分別為4.8569 ，4.7386，4.7307 (表中標注*號值) ，均大于a = 1 %時的臨界值絕對值2.6443 、3.6702和4.2967 ，LGDP 的模型1、模型2和模型3 中ADF 的絕對值分別為4.9599 ，4.8677和4.7167 ，也都大于臨界值絕對值，所以在二者的二階差分都比較平穩(wěn)。因此，兩個時間序列LEC和LGDP 是I(2) 的單位根過程。

3.2 協(xié)整檢驗

本文采用Engle-Granger 兩步檢驗法，檢驗能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值的協(xié)整關系。由上部檢驗可知，LEC 和LGDP 時間序列都是二階平穩(wěn)的

（1）協(xié)整回歸，用普通最小二乘法估計LEC 和LGDP 之間的方程，計算非均衡誤差。方程為:

LECt = 0.8767LGDP + 3.7665(1)

(18.5233)(8.7573)

調(diào)整后的R2 = 0.9145 ，DW = 0.0995。殘差的計算公式為

et = LECt - LECt

= LECt - 0.8767LGDPt - 3.7665 (2)

（2）檢驗et 的單整性，殘差序列是否平穩(wěn)。最合適模型是當滯后階數(shù)為1，不含常數(shù)項和截距項的模型，此時ADF 檢驗的結(jié)果如下表2

表2殘差序列e 的單位根檢驗

模型 ADF 值 臨界值 臨界值 臨界值

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

模型1 - 2.6584 - 2.6417 - 1.9521 - 1.6104

可以看出ADF 值絕對值為2.6584，符合判定殘差序列e 是平穩(wěn)序列的范圍。我們可以認定LEC 和LGDP 存在平穩(wěn)線性組合，也就是說能源消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.3 誤差修正模型

3.3.1 一階誤差修正模型 通過計算，估計加入一階滯后變量LGDPt-1后的誤差修正模型為:

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

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

調(diào)整后的R2 = 0.9961 ，DW = 0.7577。一階誤差修正模型(3)中，除常數(shù)項- 0.4614外，其他估計量都通過了T 檢驗。DW 為0.7577 ，偏離數(shù)值2 的程度較大，所以認為DW 不合理?？紤]到LEC 和LGDP都是二階平穩(wěn)過程I(2) ，所以我們在此用二階誤差修正模型來進行估計。

3.3.2 二階誤差修正模型 運用Eviews對引入二階滯后項LGDPt - 2的模型進行估計，再經(jīng)適當?shù)暮獾茸冃?，可得引入二階滯后項誤差修正模型:

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

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

調(diào)整后的R2 = 0.9974 ，DW = 1.5974 。經(jīng)過T 檢驗，方程中各個系數(shù)都比較符合，修正后R2 接近1 ，效果比較良好，DW 值也在2 附近，顯得非常合理。式中: 0.0718這一項稱為誤差修正項ecmt - 1 。從式(4)可以看到，若t 時刻LEC大于其長期均衡解30.2228 +0.7451LGDPt - 1，ecm 為正，ΔLECt 將減?。蝗魌 時刻LEC 小于其長期均衡解30.2228 +0.7451LGDPt - 1 ，ecm 為負，會使ΔLECt 增加。這和反向修正機制一致， LEC也在長期非均衡誤差控制范圍。

3.4Granger 因果關系檢驗

協(xié)整檢驗只能說明能源消費和經(jīng)濟增長存在協(xié)整關系。能源消費和GDP 在波動中相互關系，則需要對能源消費和GDP進行 Granger 因果關系檢驗。依次取滯后期為1 ，2 和3 ，對EC 和GDP 進行檢驗，表3列出了檢驗結(jié)果。

從上表可以看出，當滯期分別為1、2、3時，EC都不是GDP的Granger 成因的原假設，拒絕的最大概率都小于0.05，所以我們認為EC是GDP的Granger成因，我國能源消費的增加直接導致GDP 的增加。但是，GDP 不是能源消費的Granger 原因，GDP 的增長和能源消費的增長不存在必然的聯(lián)系。

4 結(jié)論

(1) 能源消費和GDP兩變量間具有長期穩(wěn)定關系，也即協(xié)整關系。盡管在短期內(nèi)，我國能源消費與GDP之間關系會出現(xiàn)波動，但是從長期來看，二者還是存在穩(wěn)定的平衡關系。

(2)從Granger檢驗角度和結(jié)果來看，我國能源消費增減會導致GDP相應的增減，能源消費是GDP變化的原因。但是， GDP 變化與能源消費不存在必要的聯(lián)系，GDP不是能源消費的Granger原因。（作者單位：貴州大學經(jīng)濟學院，550025）

參考文獻:

[1]韓智勇.中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關系分析[J].系統(tǒng)工程，2004.

[2]倪建民.國家能源安全報告[M].北京:人民出版社，2005.

[3]邵忍麗，賈明德.我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展與能源消費的關系分析[J].西安石油大學學報(社會科學版)，2006，15(3).