1、我国能源消费与经济发展的关系分析【摘要】能源消费与经济增长的关系非常密切。本文利用单位根方法检验了对数处理后的我国能源消费量和 GDP 的平稳性，利用协整理论检验了对数处理后的能源消费与 GDP 之间的协整性，并且建立了 ECM 模型。研究结果表明，我国能源消费与 GDP 之间存在协整关系，同时还有双向的 Granger 因果关系。在此基础上，提出了中国经济增长与能源消费在短期和长期中的建议。中国在制订能源政策时既要考虑对经济增长目标的冲击，同时也要充分估计能源供应压力的严重性和紧迫性。 【关键词】能源消费 经济增长 协整性分析 Granger 因果关系 大多数学者对中国能源消费与经济增长率的
2、关系进行研究时，以1978 年以后的时间序列数据与面板数据来研究二者之间的关系，但这很难反映我国能源消费的全部特征，本文采用 1953-2010 年的能源消费总量与 GDP 的时间序列数据来进行分析。由于数据的自然对数变换不改变变量原来的关系，并能使趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差现象，因此，对两个变量同时取对数，代表取对数后的 GDP 数据，代表取对数后的能源消费总量。本文所有分析结果都是借助 EVIEWS 6.0 完成。由图 1 可以看出，我国 GDP 和能源消费都取对数之后虽然都非平稳，但是两序列之间存在很明显的长期关系。本文运用协整理论和 Granger因果关系检验对数据进行
3、分析。 图 1 1953-2010 年中国能源消费与经济增长趋势 一、单位根检验 首先对两个序列进行单位根检验。对两个序列的原序列、一阶差分序列分别进行单位根检验。表 1 的单位根检验结果表明：与序列都是一阶单整序列。 表 1 单位根检验结果 注：本表单位根检验的临界值均是 Mackinnon 协整检验临界值。 二、协整检验 因为和两个序列都是一阶单整序列，所以进一步可以进行协整性检验。利用 OLS 对两个序列进行回归得到回归方程为： F 检验表明回归方程是显著的，t 检验表明当期对的影响是显著的。从拟合图看出整个拟合效果还是比较好的。模型自变量的回归系数1.2109，说明在其他条件不变的情况
4、下，每增加一单位，相应的增加1.2109 单位。 由于有可能有异方差的情况存在，所以对回归残差同时进行 ADF 检验和 PP 检验结果如表 2：检验结果都表明在显著性水平为 0.05 的情况下和是协整的，这说明在 0.05 的显著性水平下和之间存在长期的均衡关系。三、误差修正模型（ECM） 前面的协整检验表明和之间存在长期的均衡关系，下面本文用 ECM模型分析两序列之间的短期波动关系。根据 Hendry 的理论，从滞后阶数为 2 开始，逐步剔除不显著的变量和滞后量，拟合出以下 ECM 模型： 在 ECM 模型中 ECM 对应的系数的 t 检验的 p 值是 0.0831 在显著性是0.1 的情况
5、下，我们可以认为误差修正项对当期是有影响的。根据图 3 所示的拟合结果。模型还是比较理想的。从误差修正模型看，Lnx 和 Lny 之间的短期动态均衡关系是，Lnx 短期内每变动一个单位，Lny 同方向的变动 0.5158 个单位。 四、因果关系检验 Lnx 和 Lny 之间的协整关系表明两者之间存在一定因果关系。因果检验结果可以看出如表 3 所示。在 0.05 的显著性水平下，拒 Lny 绝不是Lnx 的原因的假设。同时也拒绝不是的原因的假设。可以认为与之间存在双向的因果关系。能源消费和 GDP 之间存在双向因果关系说明，我国的经济增长仍然处于依赖增大能源消费数量的阶段。 五、本文实证结论 （
6、1）在 1953 年到 2010 年间，中国能源消费和 GDP 两个序列经过取对数后的序列存在长期的协整关系。 （2）从短期误差修正模型来看，能源消费取对数后的序列的波动与滞后一期的波动成正向关系，短期中对数处理后的 GDP 数据每增加一个百分点将带动 0.5158 个百分点的对数处理后的能源消费增加。同时0.5158 小于长期均衡方程中的 1.2109，说明短期的波动比长期的波动对能源消费的影响要小。从 ECM 模型中可以看，误差修正项的系数小于零，说明误差修正模型是一个负反馈机制。 （3）能源消费和 GDP 之间存在双向因果关系：一方面，经济增长对能源具有强烈的依赖性，能源短缺会对经济增长带来严重的 的负面影响；另一方面，经济的快速发展将会刺激能源需求的。表明我国的经济增长仍然处于依赖增大能源消费数量的阶段。 参考文献： 1张洪胜，李阳.中国经济增长与能源消费关系实证研究J.中国商界，2010. 2刘宏杰.中国石油消费与经济增长关系的时间序列分析J.东北大学学报，2008.
