1、本科毕业论文外文翻译外文题目THERELATIONSHIPBETWEENENERGYCONSUMPTION,ENERGYPRICESANDECONOMICGROWTHTIMESERIESEVIDENCEFROMASIANDEVELOPINGCOUNTRIES出处ENERGYECONOMICS,200022615625作者JOHNASAFUADJAYE原文ABSTRACTTHISPAPERESTIMATESTHECAUSALRELATIONSHIPSBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDINCOMEFORINDIA,INDONESIA,THEPHILIPPINESANDTHAIL
2、AND,USINGCOINTEGRATIONANDERRORCORRECTIONMODELINGTECHNIQUESTHERESULTSINDICATETHAT,INTHESHORTRUN,UNIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYRUNSFROMENERGYTOINCOMEFORINDIAANDINDONESIA,WHILEBIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYRUNSFROMENERGYTOINCOMEFORTHAILANDANDTHEPHILIPPINESINTHECASEOFTHAILANDANDTHEPHILIPPINES,ENERGY,INCO
3、MEANDPRICESAREMUTUALLYCAUSALTHESTUDYRESULTSDONOTSUPPORTTHEVIEWTHATENERGYANDINCOMEARENEUTRALWITHRESPECTTOEACHOTHER,WITHTHEEXCEPTIONOFINDONESIAANDINDIAWHERENEUTRALITYISOBSERVEDINTHESHORTRUN2000ELSEVIERSCIENCEBVALLRIGHTSRESERVED1INTRODUCTIONINTHEPASTTWODECADESNUMEROUSSTUDIESHAVEEXAMINEDTHECAUSALRELATIO
4、NSHIPSBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDECONOMICGROWTH,WITHEITHERINCOMEOREMPLOYMENTUSEDASAPROXYFORTHELATTERTODATE,THEEMPIRICALFINDINGSHAVEBEENMIXEDORCONFLICTINGTHESEMINALARTICLEONTHISTOPICWASPUBLISHEDINTHELATESEVENTIESBYKRAFTANDKRAFT1978WHOFOUNDEVIDENCEINFAVOROFCAUSALITYRUNNINGFROMGNPTOENERGYCONSUMPTIONINT
5、HEUNITEDSTATES,USINGDATAFORTHEPERIOD19471974THEIRFINDINGSWERELATERSUPPORTEDBYOTHERRESEARCHERSFOREXAMPLE,AKARCAANDLONG1979FOUNDUNIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYRUNNINGFROMENERGYCONSUMPTIONTOEMPLOYMENTWITHNOFEEDBACK,USINGUSMONTHLYDATAFORTHEPERIOD19731978THEYESTIMATEDTHELONGRUNELASTICITYOFTOTALEMPLOYMENTW
6、ITHRESPECTTOENERGYCONSUMPTIONTOBE01356HOWEVER,THESEFINDINGSHAVEBEENSUBJECTEDTOEMPIRICALCHALLENGEAKARCAANDLONG1980,EROLANDYU1987A,YUANDCHOI1985,ANDYUANDHWANG1984FOUNDNOCAUSALRELATIONSHIPSBETWEENINCOMEPEROXIDEBYGNPANDENERGYCONSUMPTIONONTHECAUSALRELATIONSHIPBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDEMPLOYMENT,EROLAND
7、YU1987B,1989,YUANDJIN1992,ANDYUETAL1988FOUNDEVIDENCEINFAVOROFNEUTRALITYOFENERGYCONSUMPTIONWITHRESPECTTOEMPLOYMENT,REFERREDTOASTHENEUTRALITYHYPOTHESISONEOFTHEREASONSFORTHEDISPARATEANDOFTENCONFLICTINGEMPIRICALFINDINGSONTHERELATIONSHIPBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDECONOMICGROWTHLIESINTHEVARIETYOFAPPROACHE
8、SANDTESTINGPROCEDURESEMPLOYEDINTHEANALYSESMANYOFTHEEARLIERANALYSESEMPLOYEDSIMPLELOGLINEARMODELSESTIMATEDBYORDINARYLEASTSQUARESOLSWITHOUTANYREGARDFORTHENATUREOFTHETIMESERIESPROPERTIESOFTHEVARIABLESINVOLVEDHOWEVER,ASHASRECENTLYBEENPROVEN,MOSTECONOMICTIMESERIESARENONSTATIONARYINLEVELSFORMSEEGRANGERANDN
9、EWBOLD,1974THUS,FAILURETOACCOUNTFORSUCHPROPERTIESCOULDRESULTINMISLEADINGRELATIONSHIPSAMONGTHEVARIABLESFOLLOWINGADVANCESINTIMESERIESANALYSISINTHELASTDECADE,RECENTTESTSOFTHEENERGYCONSUMPTIONECONOMICGROWTHRELATIONSHIPHAVEEMPLOYEDBIVARIATECAUSALITYPROCEDURESBASEDONGRANGER1969ANDSIMSSIMS,1972TESTSHOWEVER
10、,THESETESTSMAYFAILTODETECTADDITIONALCHANNELSOFCAUSALITYANDCANALSOLEADTOCONFLICTINGRESULTSFOREXAMPLE,RECENTLY,GLASUREANDLEE1997TESTEDFORCAUSALITYBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDGDPFORSOUTHKOREAANDSINGAPOREUSINGTHESTANDARDGRANGERTEST,ASWELLASCOINTEGRATIONANDERRORCORRECTIONMODELINGTHEYFOUNDBIDIRECTIONALCAUS
11、ALITYBETWEENINCOMEANDENERGYFORBOTHCOUNTRIES,USINGCOINTEGRATIONANDERRORCORRECTIONMODELINGHOWEVER,USINGTHESTANDARDGRANGERCAUSALITYTESTS,THEYFOUNDNOCAUSALRELATIONSHIPSBETWEENGDPANDENERGYFORSOUTHKOREAANDUNIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYFROMENERGYTOGDPFORSINGAPORETHEDIRECTIONOFCAUSATIONBETWEENENERGYCONSUMPT
12、IONANDECONOMICGROWTHHASSIGNIFICANTPOLICYIMPLICATIONSIF,FOREXAMPLE,THEREEXISTSUNIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYRUNNINGFROMINCOMETOENERGY,ITMAYBEIMPLIEDTHATENERGYCONSERVATIONPOLICIESMAYBEIMPLEMENTEDWITHLITTLEADVERSEORNOEFFECTSONECONOMICGROWTHINTHECASEOFNEGATIVECAUSALITYRUNNINGFROMEMPLOYMENTTOENERGYAKARCA
13、ANDLONG,1979,TOTALEMPLOYMENTCOULDRISEIFENERGYCONSERVATIONPOLICYWERETOBEIMPLEMENTEDONTHEOTHERHAND,IFUNIDIRECTIONALCAUSALITYRUNSFROMENERGYCONSUMPTIONTOINCOME,REDUCINGENERGYCONSUMPTIONCOULDLEADTOAFALLININCOMEOREMPLOYMENTTHEFINDINGOFNOCAUSALITYINEITHERDIRECTION,THESOCALLEDNEUTRALITYHYPOTHESISYUANDJIN,19
14、92,WOULDIMPLYTHATENERGYCONSERVATIONPOLICIESDONOTAFFECTECONOMICGROWTHTHISPAPEREXAMINESTHEENERGYINCOMERELATIONSHIPFORFOURENERGYDEPENDENTASIANDEVELOPINGCOUNTRIESINDIA,INDONESIA,THEPHILIPPINESANDTHAILANDTHESECOUNTRIESWERECHOSENBECAUSETHEYREPRESENTENERGYDEPENDENTLDCSWHICHAREPOISEDFORTAKEOFFINTOAPHASEOFIN
15、DUSTRIALIZATIONWEDEPARTFROMPREVIOUSSTUDIESBYCONSIDERINGATRIVARIATEMODELENERGY,INCOMEANDPRICESRATHERTHANTHEUSUALBIVARIATEAPPROACHTHISAPPROACHOFFERSTHEOPPORTUNITYTOINVESTIGATEOTHERCHANNELSINTHECAUSALLINKSBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDECONOMICGROWTH2ECONOMICANDENERGYUSEPROFILESTHEFOURCOUNTRIESAREHEAVILYPO
16、PULATEDANDHAVEACOMBINEDTOTALOF13BILLIONPEOPLETABLE1OFTHEFOUR,INDIAISTHELEASTWEALTHYONAPERCAPITAINCOMEBASISOFCOMPARISON,WITHAPERCAPITAGDPOFUS3801996DOLLARSWHICHISTHEAVERAGEFORTHESOUTHASIAREGIONTHEOTHERSHAVEPERCAPITAINCOMESOFOVERUS1000SEETABLE1ALLFOURCOUNTRIESRECORDEDHIGHANNUALGROWTHRATESINTHEIRMANUFA
17、CTURINGSECTORSIN1996,RANGINGFROM105FORINDONESIATO56FORTHEPHILIPPINESOFCOURSE,THESEIMPRESSIVEGROWTHRATESWOULDHAVEDECLINEDIN1997ANDBEYONDINVIEWOFTHEASIANFINANCIALCRISISTOMAINTAINTHEHIGHLEVELSOFECONOMICOUTPUTTHESECOUNTRIESMAKEHIGHDEMANDSONENERGYRESOURCESTABLE1REPORTSFIGURESFORPERCAPITAENERGYUSEANDCARBO
18、NDIOXIDEEMISSIONSFORTHEFOURCOUNTRIESINTHESAMPLEENERGYUSEPERCAPITAISHIGHESTFORTHAILANDIN1995WITH878KG,FOLLOWEDBYINDONESIAWITH442KGPERCAPITAINDIAHASTHELOWESTPERCAPITAENERGYUSEWITH260KGCARBONDIOXIDEEMISSIONSPERCAPITAAREALSORELATIVELYHIGH,RANGINGFROM29METRICTONSFORTHAILANDTO09METRICTONSFORTHEPHILIPPINES
19、MOSTOFTHECOUNTRIESHAVETORELYONIMPORTSFORTHEIRENERGYNEEDS,EXCEPTINDONESIAWHICHISANETEXPORTEROFFUELINDIAISAMONGTHELARGESTCONSUMERSOFENERGYINTHEREGIONINDIASENERGYSOURCESCOMPRISEMAINLYCOAL,ANDWEREESTIMATEDTOBE244MILLIONMETRICTONSIN1991OECD,1993TABLE1PERCAPITAENERGYUSEANDCARBONDIOXIDEEMISSIONS1995AINDICA
20、TORINDIAINDONESIATHAILANDPHILIPPINESPOPULATIONMID1996MILLIONS94511971600710GNPPERCAPITA1996US380108029601160MANUFACTURINGAVERAGEGROWTHRATEPA811057756ENERGYUSEPERCAPITAKG260442878307CO2EMISSIONSPERCAPITAMTON10152909ASOURCEWORLDBANK1998THEABOVEFIGURESSHOWTHATASIANLDCSACCOUNTFORASIGNIFICANTPROPORTIONOF
21、WORLDENERGYCONSUMPTIONGIVENTHERECENTPHENOMENALGROWTHINAWARENESSOFANDCONCERNFORGLOBALWARMING,ANEXAMINATIONOFTHEENERGYINCOMERELATIONSHIPHASIMPLICATIONSFORENERGYPOLICYINTHESECOUNTRIESITISIMPORTANTTOADDTHATMOSTOFTHESTUDIESREFERREDTOABOVEHAVEDEALTWITHADVANCEDORNEWLYINDUSTRIALIZEDCOUNTRIESNICSANDITMAYBEAR
22、GUEDTHATTHERESULTSARENOTAPPLICABLETOCOUNTRIESATADIFFERENTSTAGEOFDEVELOPMENT3METHODOLOGYANDDATATHEMODELINGSTRATEGYADOPTEDINTHISSTUDYWASBASEDONTHENOWWIDELYUSEDENGLEGRANGERMETHODOLOGYSEEGRANGERANDNEWBOLD,1974ENGLEANDGRANGER,1981THEAUGMENTEDDICKEYFULLERADFANDPHILLIPSPERRONPPTESTSOFSTATIONARITYWEREUSEDDI
23、CKEYANDFULLER,1981PHILLIPSANDPERRON,1988FOLLOWINGTHEUNITROOTANDCOINTEGRATIONTESTS,WEESTIMATEDTHEFOLLOWINGERRORCORRECTIONMODELDYTA21LDYT1A22LDENT1A23LDPT1YECTT1U2T1DENTA11LDYT1A12LDENT1A13LDPT1ENECTT1U1T2DPTA31LDYT1A32LDENT1A32LDPT1PECTT1U3T3WHEREYT,ENT,PTAREREALINCOME,ENERGYCONSUMPTIONANDPRICES,RESP
24、ECTIVELYDISADIFFERENCEOPERATORAIJLAREPOLYNOMIALSINTHELAGOPERATORLECTISTHELAGGEDERRORCORRECTIONTERMSDERIVEDFROMTHELONGRUNCOINTEGRATINGRELATIONSHIPANDTHEUITSAREERRORCORRECTIONTERMSASSUMEDTOBEUNCORRELATEDANDRANDOMWITHMEANZEROTHECOEFFICIENTS,IIEN,Y,P,OFTHEECTSREPRESENTTHEDEVIATIONOFTHEDEPENDENTVARIABLES
25、FROMTHELONGRUNEQUILIBRIUMTHROUGHTHEERRORCORRECTIONMECHANISM,THEECMOPENSUPANADDITIONALCAUSALITYCHANNELWHICHISOVERLOOKEDBYTHESTANDARDGRANGER1969ANDSIMS1972TESTINGPROCEDURESINTHEGRANGERSENSEAVARIABLEXCAUSESANOTHERVARIABLEYIFTHECURRENTVALUEOFYCANBETTERBEPREDICTEDBYUSINGPASTVALUESOFXTHANBYNOTDOINGSOTHEGR
26、ANGERCAUSALITYTESTINGPROCEDUREINVOLVESTESTINGTHESIGNIFICANCEOFTHEAIJSCONDITIONALONTHEOPTIMUMLAGS1THROUGHTHEECT,ANERRORCORRECTIONMODELOFFERSANALTERNATIVETESTOFCAUSALITYORWEAKEXOGENEITYOFTHEDEPENDENTVARIABLEIF,FOREXAMPLE,ENISZERO,THENITCANBEIMPLIEDTHATTHECHANGEINENTDOESNOTRESPONDTODEVIATIONINLONGRUNEQ
27、UILIBRIUMINPERIODT1ALSO,IFENISZEROANDBOTHA11ANDA13AREZERO,ITCANBEIMPLIEDTHATINCOMEANDPRICESDONOTGRANGERCAUSEENERGYCONSUMPTIONTHENONSIGNIFICANCEOFBOTHTHETANDWALDFSTATISTICSINTHEECMWILLIMPLYTHATTHEDEPENDENTVARIABLEISWEAKLYEXOGENOUS2IFTHEVARIABLES,YT,ENTANDPTARECOINTEGRATEDTHENITISEXPECTEDTHATATLEASTON
28、EORALLOFTHEECTSSHOULDBESIGNIFICANTLYNONZEROGRANGERCAUSALITYOFTHEDEPENDENTVARIABLESISTESTEDASFOLLOWS1BYASIMPLETTESTOFTHEIS2BYAJOINTWALDFTESTOFTHESIGNIFICANCEOFTHESUMOFTHELAGSOFEACHOFTHEEXPLANATORYVARIABLESINTURNAND3BYAJOINTWALDFTESTOFTHEFOLLOWINGINTERACTIVETERMSEQ1YANDA22,YANDA23EQ2ENANDA11,ENANDA13A
29、NDEQ3PANDA31,PANDA32ANNUALTIMESERIESDATAWEREUTILIZEDINTHISSTUDYTHESERIESFORINDIAANDINDONESIACOVERTHEPERIOD19731995,WHILETHOSEFORTHAILANDANDTHEPHILIPPINESCOVERTHEPERIOD19711995THEDATAWEREOBTAINEDFROMWORLDDEVELOPMENTINDICATORSWDI1998,PUBLISHEDBYTHEWORLDBANKTHECHOICEOFTHESTARTINGPERIODWASCONSTRAINEDBYT
30、HEAVAILABILITYOFDATAONENERGYCONSUMPTIONTHEPRECISEDEFINITIONSOFTHEVARIABLESAREASFOLLOWSENCOMMERCIALENERGYUSEINKILOGRAMSOFOILEQUIVALENTPERCAPITAYREALINCOME,DEFINEDASGDPINCONSTANT1987PRICESINLOCALCURRENCYUNITSPPRICESSINCEENERGYPRICESWERENOTAVAILABLE,THISVARIABLEWASPROXIEDBYTHECONSUMERPRICEINDEXCPI,1987
31、1004CONCLUSIONTHEPURPOSEOFTHISSTUDYWASTOTESTFORGRANGERCAUSALITYBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDINCOMEFORFOURASIANDEVELOPINGCOUNTRIES,INCLUDINGPRICEASATHIRDVARIABLEMAXIMUMLIKELIHOODPROCEDURESWEREUSEDTOANALYZETHETIMESERIESPROPERTIESOFTHEVARIABLESANDERRORCORRECTIONMODELSWEREESTIMATEDANDUSEDTOTESTFORTHEDIREC
32、TIONOFGRANGERCAUSALITYFROMTHETESTRESULTS,WECONCLUDETHATUNIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYRUNSFROMENERGYTOINCOMEFORINDIAANDINDONESIA,WHILEBIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYRUNSFROMENERGYTOINCOMEFORTHAILANDANDTHEPHILIPPINESINTHELONGRUN,THEREISUNIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYRUNNINGFROMENERGYANDPRICESTOINCOMEFORI
33、NDIAANDINDONESIAHOWEVER,INTHECASEOFTHAILANDANDTHEPHILIPPINES,ENERGY,INCOMEANDPRICESAREMUTUALLYCAUSALPRICEEFFECTSARERELATIVELYLESSSIGNIFICANTINTHECAUSALCHAININGENERAL,THESTUDYRESULTSDONOTSUPPORTTHEVIEWTHATENERGYANDINCOMEARENEUTRALWITHRESPECTTOEACHOTHER,WITHTHEEXCEPTIONOFINDONESIAANDINDIAWHERENEUTRALI
34、TYISOBSERVEDINTHESHORTRUNTHESTUDYFINDINGOFBIDIRECTIONALGRANGERCAUSALITYORFEEDBACKBETWEENENERGYCONSUMPTIONANDINCOMEHASANUMBEROFIMPLICATIONSFORPOLICYANALYSTSANDFORECASTERSAHIGHLEVELOFECONOMICGROWTHLEADSTOHIGHLEVELOFENERGYDEMANDANDVICEVERSAINORDERNOTTOADVERSELYAFFECTECONOMICGROWTH,ENERGYCONSERVATIONPOL
35、ICIESTHATAIMATCURTAILINGENERGYUSEMUSTRATHERFINDWAYSOFREDUCINGCONSUMERDEMANDSUCHAPOLICYCOULDBEACHIEVEDTHROUGHANAPPROPRIATEMIXOFENERGYTAXESANDSUBSIDIESATTHESAMETIME,EFFORTSMUSTBEMADETOENCOURAGEINDUSTRYTOADOPTTECHNOLOGYTHATMINIMIZESPOLLUTIONTHEFINDINGOFBIDIRECTIONALCAUSALITYINTWOOUTOFTHEFOURCOUNTRIESCA
36、LLSFORCAUTIONINTHEUSEOFSINGLEEQUATIONREGRESSIONSOFINCOMEONENERGYFORCONDUCTINGECONOMETRICFORECASTSOURRESULTSSUGGESTTHATINSOMECASES,ENERGYCONSUMPTION,INCOMEANDPRICEAREENDOGENOUSANDTHEREFORESINGLEEQUATIONFORECASTSOFONEORTHEOTHERCOULDBEMISLEADINGINPARTICULAR,ANYANALYSISWHICHDOESNOTINCORPORATETHEERRORCOR
37、RECTIONTERMSISLIKELYTOGIVEUNRELIABLERESULTSOURFINDINGSARECONSISTENTWITHTHEEXPECTATIONTHATENERGYDEPENDENTECONOMIESARERELATIVELYMOREVULNERABLETOENERGYSHOCKSINDONESIAISTHEONLYNETENERGYEXPORTERINTHESAMPLEANDTHEREFOREWEFINDSHORTRUNNEUTRALITYBETWEENENERGYANDINCOMETHUS,INTHECASEOFINDONESIA,THEREISRELATIVEL
38、YMORESCOPEFORMOREDRASTICENERGYCONSERVATIONMEASURESWITHOUTSEVEREIMPACTSONECONOMICGROWTH译文能源消耗、能源价格与经济增长之间的关系亚洲发展中国家的时间序列证据摘要本文利用协整和误差校正模型技术估计了印度，印度尼西亚，菲律宾和泰国的能源消费与收入之间的因果关系。结果表明，在短期内，印度和印度尼西亚的能源与收入存在单向格兰杰因果关系，而泰国和菲律宾的能源与收入存在双向格兰杰因果关系。在泰国和菲律宾，能源、收入和价格是相互因果关系。这项研究结果并不支持能源与收入是相互中立的观点，除了在2000年埃尔塞维亚科学BV，短
39、期内全部权利被保留的案例中被认为是中立的印度尼西亚和印度。一、引言在过去的二十年里众多学者已经审查了能源消费与经济增长之间的因果关系，无论是收入还是作为后者替代物的就业。迄今为止，实证结果有好坏也有冲突。卡夫关于这个主题的开创性文章在七十年代末被出版了，卡夫（1978）在美国使用1947年至1974年期间的数据发现了国民生产总值与能源消费之间的因果关系的有利证据的人。他们的研究结果在后来被其他的研究人员所支持。例如，AKARCA和LONG（1979）使用美国在1973年至1978年期间每个月的数据发现了能源消费与没有被反馈的就业之间存在单向格兰杰因果关系。他们估计总就业与能源消费之间的长期弹性
40、系数是01356。然而，这些研究结果受到了实证的挑战。AKARCA和LONG（1980），埃罗尔和YU1987A，YU和CHOI1985，YU和HWANG1984发现收入（国民生产总值的过氧化物）和能源消费之间并不存在因果关系。在能源消费与就业的因果关系中，埃罗尔和YU1987B,1989，YU和JIN1992，YU等人1988发现了能源消费相对于就业的中立关系的有利证据，简称为“中立假说”。能源消费与经济增长关系的不同与往往相互冲突的实证研究结果的原因之一是在分析上采取了不同的方法和测试程序。许多较早的分析是采用简单的对数线性模型估计，通过没有涉及任何有关时间序列特性的变量的最小二乘法（OL
41、S）。不过，由于最近被证实，大多数经济时间序列都是非固定形式的水平（SEEGRANGERANDNEWBOLD,1974）。因此，这种失败可能会导致账户属性变量之间的关系被误导。继过去十年里时间序列分析的进步，在最近的测试中，基于格兰杰（1969）和西姆斯（西姆斯，1972）的测试程序，能源消费与经济增长之间的关系被认为是二元因果关系。然而，这些测试可能无法检测因果关系的其他渠道，也有可能会导致矛盾的结果。例如，最近，GLASURE和LEE（1997）使用了标准的格兰杰检验以及协整和误差校正模型测试了韩国和新加坡的能源消费与国内生产总值之间的因果关系。他们利用协整和误差校正模型发现这两个国家之间
42、的收入和能源存在双向因果关系。但是，使用标准的格兰杰因果关系检测，他们发现韩国的国内生产总值和能源之间没有因果关系，新加坡的能源与国内生产总值之间存在单向的因果关系。能源消耗与经济增长之间的因果关系方向有重要的政策影响。如果，打个比方，收入与能源他们之间存在单向格兰杰因果关系，它可能意味着节能政策的实施可能对经济增长存在很少或者根本没有不利的影响。在就业与能源之间存在负因果关系的情下中AKARCAANDLONG,1979，如果能源消费政策被执行，总的就业人数可能会上升。另一方面，如果能源消耗与收入存在单向因果关系，减少能源消耗可能会导致收入或者就业的下降。对于没有任何方向的因果关系，所谓的“中
43、立假说”YUANDJIN,1992，将意味着节能政策对经济增长没有影响。本文探讨了四个依赖能源的亚洲发展中国家的能源收入关系印度，印度尼西亚，菲律宾和泰国。这些国家被选择是因为他们代表了依赖能源，准备起飞进入工业化阶段的最不发达国家。我们离开以前的研究，通过一个三元模型（能源，收入和价格）而不是通常的二元方法来考虑。这种方法提供了其他渠道来探讨能源消耗与经济增长之间的因果联系。二、经济和能源使用配置文件这四个国家都是人口密集的国家，总共有13亿人口（表1）。在这四个中，印度在基本的人均收入中财富是最少的，而美国的人均国民生产总值为380美元（1996美元）南亚地区的平均水平。其余的人均收入都超
44、过1000美元（见表1）。这四个国家在1996年，在其制造行业纪录了高的年增长率，从印度尼西亚的105到菲律宾的56。当然，这个令人印象深刻的增长速度将在1997年下降，超越亚洲金融危机。为了维持高水平的经济产出，这些国家对能源资源做出高需求。表1报告了这四个国家的人均能源使用量和二氧化碳排放量的抽样调查。人均能源使用最高的是泰国在1995年的878千克，紧接着的是印度尼西亚，人均442千克。印度是人均能源使用最少的国家，为260千克。人均二氧化碳排放量也相对比较高，从泰国的29吨到菲律宾的09吨。大多数国家不得不依靠进口来满足他们的能源需求，除了印度尼西亚是燃料的净出口国。印度是该地区能源最
45、大的消费国。印度的能源资源包括主要的煤炭，并且据估计在1991年达到244万公吨（结合组织，1993）。表1人均能源使用量和二氧化碳排放量1995A指标印度印度尼西亚泰国菲律宾1996年中期人口数（百万）945119716007101996年人均生产总值（美元）380108029601160制造业（平均增长率年息）811057756人均能源使用量（千克）260442878307人均二氧化碳排放量（吨）10152909A资料来源世界银行（1998）上述数据显示了，在世界能源消费中，亚洲最不发达的国家占有了重大的比例。鉴于最近对全球气候变暖的认识和关注的显著增长，这些国家对能源收入关系的检测对能源
46、政策造成了影响。重要的补充是，大多数涉及以上的研究都提到先进的或者新的工业化国家（NICS），它可能会争辩说，这个结果不适用于不同发展阶段的国家。三、方法论和数据这个研究通过这个目前广泛使用的恩格尔格兰杰方法的模型策略（看格兰杰和纽博尔德，1974；恩格尔和格兰杰，1981）。狄基富勒（ADF）和菲利普斯佩龙（PP）的平稳性实验被广泛的应用（狄基和富勒，1981；菲利普斯和佩龙，1988）。经过单位根和协助检验，我们估计误差修正模型如下DYTA21LDYT1A22LDENT1A23LDPT1YECTT1U2T1DENTA11LDYT1A12LDENT1A13LDPT1ENECTT1U1T2DP
47、TA31LDYT1A32LDENT1A32LDPT1PECTT1U3T3其中YT,ENT,PT分别为实际收入，能源消耗和价格；D是一个差分算子；AIJL是滞后算子L的多项式；ECT是来自长期协整关系的滞后误差修正项（S）；UITS是误差修正项被假设为不相关性和随机均值为零。IIEN,Y,P，ECT里的这个系数，代表了长期均衡中因变量的偏差。通过这个误差机制，ECM开辟了一个被标准的格兰杰（1969）和西姆斯（1972）测试程序所忽视的额外的因果关系渠道。格兰杰觉得变量X导致另一个变量Y，如果Y的当前值通过X的过去值预测比不这么做可能更好。格兰杰因果关系检验测试程序包括检测了AIJS在最佳滞后条
48、件上的重要性。通过ECT，一个误差修正模型因果关系的替代测试（或因变量的弱外生性）。如果，举个例子，EN是零，那么它意味着，在长期均衡的T1时期，ENT的变动不会影响偏差的改变。同时，如果EN是零，A11和A13也为零，这可能意味着收入和价格与能源消耗之间并不是格兰杰原因。在ECM中，T检验和沃尔德F检验的非显著性将意味着因变量的弱外源性。如果这些变量，YT,ENT和PT是协整关系，那么预计ECM中至少有一个或者全部都应该显示为非零。因变量的格兰杰因果关系的检测如下（1）IS的简单T检验；（2）反过来通过联合沃尔德的F的显著性检验来对每个解释变量的滞后性总和进行检验；（3）通过联合沃尔德的F检
49、验对下面的相互影响项进行检验EQ1YANDA22,YANDA23EQ2ENANDA11,ENANDA13ANDEQ3PANDA31,PANDA32。年度时间序列数据在这项研究中被引用。印度和印度尼西亚涵盖了1973年至1995年期间的序列数据，而泰国和菲律宾涵盖了1971年至1995年期间的序列数据。这些数据来自于1988年世界银行出版的世界发展指标（WDI）。开始时期的选择是受制于能源消耗数据的可利用性。这个变量的确切定义为EN人均商业的石油能源的公斤使用量。Y实际收入，被定义为国内生产总值按当地货币单位计算的常量。P价格。由于能源价格没有可用性，这个变量是由消费价格指数（CPI）代理的。四、结论本研究的目的是为了检验四个亚洲发展中国家之间的能源消耗与收入之间的格兰杰因果关系，包括作为第三个变量的价格。最大似然值是用来分析这个变量的时间序列特性和误差校正模型的估计的程序，也是用来检验格兰杰因果关系的方向。从检验的结果来看，我们可以得出这样的结论，印度和印度尼西亚的能源与收入是单向格兰杰因果关系，而泰国和菲律宾的能源与收入是双向格兰杰因果关系。从长远来看，印度和印度尼西亚的能源与价格对收入存在单向格兰杰因果关系。然而，在泰国和菲律宾，能源，收入和价格是相互因果关系的。在这个关系链中，价格影响相对是不太重要的。在一般情况
