秦靜，牛叔文，孫紅杰，胡莉莉

(蘭州大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，蘭州730000)

有關(guān)能源消費與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系是個有爭議的問題，是經(jīng)濟增長導(dǎo)致能源消費?還是能源消費促進經(jīng)濟增長?國內(nèi)外學(xué)術(shù)界圍繞這一問題展開了討論，得出的結(jié)論也不盡相同。

Kraft J和Kraft A(1978)發(fā)現(xiàn)了美國GDP對能源消費的單向因果關(guān)系[1]。Yu和Choi(1985)的研究表明，韓國也存在著GDP增長促使能源消耗增加的因果關(guān)系，而菲律賓則存在著從能源消耗促進GDP增長相反的因果關(guān)系[2]，Yang(2000)檢驗了石油、天然氣、煤炭和電力與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系，得出各種能源消費與經(jīng)濟增長存在著格蘭杰雙向因果關(guān)系[3]。Hondroyiannis(2002)等研究了希臘能源消費、GDP和消費價格指數(shù)之間的聯(lián)系，認為能源消費與GDP存在雙向因果關(guān)系[4]。

國內(nèi)學(xué)者對此也做了大量研究。馬超群(2004)等研究結(jié)果表明，我國GDP分別與能源總消費、煤炭消費之間存在協(xié)整關(guān)系和很強的Granger雙向因果關(guān)系，而GDP與石油、天然氣和水電之間不存在協(xié)整關(guān)系[5]。楊朝峰、陳偉忠(2005)則得出我國從經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關(guān)系，而且這種關(guān)系是穩(wěn)定的，沒有隨時間發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化[6]。王宇新研究結(jié)果又表明，短期內(nèi)我國能源消費與GDP增長之間不存在因果關(guān)系，但長期內(nèi)存在GDP到能源消費的單向因果關(guān)系[7]。王海鵬等(2005)研究結(jié)果則表明我國電力消費與經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整性和雙向因果關(guān)系[8]。研究綜述不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者研究結(jié)果雖不盡相同，但總的來說，能源消費和經(jīng)濟增長之存在間雙向因果關(guān)系的居多。

甘肅省是我國西部一個重要而又特殊的省份，截至目前，關(guān)于甘肅經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系的相關(guān)研究不多。因此，本研究將根據(jù)1985—2007年間甘肅省的23組年度數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析及格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗法對甘肅省生產(chǎn)總值和能源消費總量之間的關(guān)系進行實證分析。

1 甘肅能源開發(fā)與經(jīng)濟增長

1.1 能源條件

甘肅省位于黃河上游，地處西北內(nèi)陸，擁有獨特的自然地理條件，能源資源相對富集，品種齊全，既有常規(guī)礦產(chǎn)能源，石油、天然氣、煤、油頁巖、泥炭等，又有水電、核能、太陽能、風(fēng)能、地?zé)峒吧镔|(zhì)能等資源。且具有分布相對集中、開發(fā)成本低、開發(fā)潛力大等特點。

甘肅已發(fā)現(xiàn)油田20個，含油面積為12.30萬km2，已探明可采儲量為2.72億t，占全國總儲量的2.08%，其中，位于甘肅河西走廊的玉門油田是新中國第一個天然石油基地[9]。已探明煤炭保有儲量92.65億t，煤質(zhì)多以長焰煤、不粘或弱粘結(jié)煤為主[10]。依托豐富的煤炭資源，先后在蘭州、平?jīng)?、靖遠等地建立了大規(guī)模的火電廠。甘肅也是我國先行開發(fā)水電的地方，劉家峽水電站為黃河上游地區(qū)梯級水電站的開發(fā)建設(shè)拉開了序幕，河西750 kV輸變電系統(tǒng)不僅構(gòu)成了西北電網(wǎng)的主骨架，也為“西電東送”創(chuàng)造了條件。2009年8月中國規(guī)劃建設(shè)的第一座千萬kW級風(fēng)電示范基地——甘肅酒泉風(fēng)電基地一期工程正式開工建設(shè)?！敖ㄔO(shè)河西風(fēng)電走廊，再造西部陸上三峽”成為甘肅能源產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整走向“綠電”新路的標志。甘肅太陽能的開發(fā)利用在我國也是起步較早的省份，太陽灶、太陽能熱水器在城鄉(xiāng)居民的生活中有較多地應(yīng)用。生物質(zhì)能的利用技術(shù)也在不斷改善，沼氣建設(shè)緩解了農(nóng)村炊事用能，產(chǎn)生了節(jié)能減排的良好效果。甘肅的能源開發(fā)不僅為甘肅經(jīng)濟發(fā)展奠定了基礎(chǔ)，也有力地支持了全國經(jīng)濟的發(fā)展[11]。

1.2 能源消費與經(jīng)濟增長變化趨勢

由于建國初期倡導(dǎo)重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展，甘肅省形成了以重工業(yè)為主的工業(yè)體系。改革開放以來，這種趨勢雖有所扭轉(zhuǎn)，但工業(yè)結(jié)構(gòu)基本格局仍未有大的改變[12]。甘肅能源消費品主要為煤炭、石油、天然氣、水電、風(fēng)電，其中，煤炭和電力占有較大比重。1985—2007年甘肅能源消費總量由1 790.12萬tce增加到5 109.29萬tce(圖1)，增長了2.85倍，年均增幅達到4.88%。2007年，第一、二、三產(chǎn)業(yè)能耗在能源消費總量中占比分別為4.8%、76.4%、7.3%，工業(yè)仍是能源消費的主體，達到75.2%。期間，甘肅生產(chǎn)總值(GDP)由123.39億元增加到2702.40億元(當年價)，按可比價計算增加了8.43倍，年均增長率為10.10%，比建國后前30年的年均增速高4.3個百分點。1985—2007年間，甘肅省GDP與能源消費總量呈穩(wěn)步上升趨勢，可以初步認為能源消費與經(jīng)濟增長之間存在某種關(guān)聯(lián)。

圖1 1985—2007年甘肅能源消費總量與GDP增長趨勢Fig.1 The amount of energy consumption and GDP growth trend from 1985 to 2007 in Gonsu Province

1.3 能源消費彈性系數(shù)

能源消費彈性系數(shù)是反映能源消費增長速度與國民經(jīng)濟增長速度之間比例關(guān)系的指標。計算公式為:能源消費彈性系數(shù)=能源消費量年平均增長速度/國民經(jīng)濟年平均增長速度。

圖2 1985—2007年甘肅能源消費、GDP增長率及能源消費彈性系數(shù)Fig.2 Growth rate of energy consumption and GDP and elasticity ratio of energy consumption of Gansu Province from 1985 to 2007

1985—2007 年，甘肅省能源消費彈性系數(shù)呈波動變化(圖2)，很不穩(wěn)定，其平均值為0.60，低于全國0.68的平均水平。其中，1996、1997年能源消費增長率呈反向變化，彈性系數(shù)除了2003和2004年大于1，其余年份均小于1，且在0.1～0.7的區(qū)間波動，沒有表現(xiàn)出明顯的變化規(guī)律。由于GDP的增長具有較強的平衡性，彈性系數(shù)的變化主要是由于能源消費增長不穩(wěn)定所致。

2003 年以來，甘肅經(jīng)濟進入新一輪快速增長期，伴隨投資的大幅增長，鋼鐵、水泥、化工、電力等高耗能產(chǎn)業(yè)迅速擴張，產(chǎn)品產(chǎn)量大幅增長。2003—2004年能源消費增長快于GDP增長，能源消費彈性系數(shù)大于1。與全國比較，1998年以來甘肅GDP比上年增長率略低于全國，能源消費增長率也低于全國能源消費增長率，彈性系數(shù)比全國波動幅度大，平均值低于全國彈性系數(shù)。甘肅省的GDP、能源消費總量及能源消費彈性系數(shù)的變化趨勢與全國基本一致(圖3)。

1.4 能源消費強度

能源消費強度(萬元，GDP能耗)是反映能源消費經(jīng)濟成果的重要指標，指一定時期內(nèi)一個國家或地區(qū)萬元國內(nèi)生產(chǎn)總值所消耗的能源，計算公式為:能源消費強度=能源消費總量/萬元GDP(不變價)。

1985—2007 年，甘肅能源消費強度與時間序列的回歸方程:

圖3 1985—2007年中國能源消費、GDP增長率及能源消費彈性系數(shù)Fig.3 Growth rate of energy consumption and GDP and elasticity ratio of energy consumption of China from 1985 to 2007

式中:y是能源消費強度;x是時間。由此可以看出，能源消費強度與時間有著密切的冪函數(shù)相關(guān)性(圖4)。趨勢線的估計值與對應(yīng)的實際數(shù)據(jù)之間擬合程度比較高。甘肅省能源消費強度(按1985年價格計算)呈下降趨勢。萬元GDP能耗從1985年的14.51 tce下降到2007年的3.01tce，累計下降125.68%，其中，2006、2007年全省萬元GDP能耗分別比上年下降2.61%、4.09%。表明甘肅能源利用效率逐步提高，技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生了節(jié)能效應(yīng)。2007年全國的能源消費強度是1.16 tce/萬元，甘肅能源消費強度遠遠大于全國平均水平，說明甘肅未來節(jié)能減排仍有較大潛力。

圖4 甘肅能源強度變化Fig.4 Energy intensity of Gansu Province

2 實證分析

2.1 變量和數(shù)據(jù)的選取

原始數(shù)據(jù)來源于《甘肅改革開放30年》、《甘肅省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間是1985—2007年，能源消費總量(TEC)是個實物指標，單位是萬tce;國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是以1978年為基期的不變價格。為了消除數(shù)據(jù)間的波動，對生產(chǎn)總值和能源消費總量分別取對數(shù)，并記為LGDP和LEC。

2.2 序列的平穩(wěn)性能檢驗

傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟模型一般假定都建立在平穩(wěn)的經(jīng)濟過程基礎(chǔ)上，美國學(xué)者Nelson與Plosser(1982)指出，多數(shù)的宏觀經(jīng)濟時間序列都是不穩(wěn)定的[13]，Stock(1987)的研究則表明因果性檢驗對序列的穩(wěn)定性非常敏感[14]。如果把非平穩(wěn)的研究過程當成平穩(wěn)過程，這對計量回歸分析的有效性有很大影響，會導(dǎo)致分析、檢驗和預(yù)測的結(jié)果都是無效的。因此在具體應(yīng)用協(xié)整理論進行分析時，首先要對能源需求和GDP的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。從圖1可以看出，能源消費總量(EC)和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是帶有趨勢的、非平穩(wěn)的，未經(jīng)差分的序列是非平穩(wěn)序列。由于實際的經(jīng)濟序列通常不會是一個簡單的一階自相關(guān)過程，這里用ADF檢驗方法對序列進行單位根檢驗來判斷其平穩(wěn)性[15]。ADF檢驗是通過下面3個模型完成的。

模型(1)不包含常數(shù)項和線性時間趨勢項

模型(2)包含常數(shù)項、不包含線性時間趨勢項

模型(3)包含常數(shù)項和線性時間趨勢

其中:ut是白噪聲;Δ表示變量的一階差分;a為常數(shù)項;t為時間趨勢項。單位根檢驗的最佳滯后階數(shù)依照AIC(Akaike info criterion)和SC(Schwarz criterion)最小準則確定。

在進行檢驗時，同時估計出上述3個模型的適當形式(在每個模型中選取適當?shù)臏蟛罘猪?，以使模型的殘差項是一個白噪聲，主要是保證不存在自相關(guān)。一般選擇能保證ut是白噪聲的最小P值。)然后通過ADF臨界值檢驗零假設(shè):Ho∶δ=0。只要其中有一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可以認為時間序列是平穩(wěn)的。當3個模型的檢驗結(jié)果都不能拒絕零假設(shè)時，則認為時間序列是非平穩(wěn)的。如果其中任何一個檢驗?zāi)Ｐ椭蠥DF值大于麥金農(nóng)臨界值，則可以認為該序列不能拒絕存在單位根的假設(shè)，即是非平穩(wěn)序列。如果非平穩(wěn)序列的d階差分是平穩(wěn)序列，則我們稱為此序列d階單整，記為I(d)。

利用計量經(jīng)濟軟件EVIEWS5.0完成對甘肅GDP和TEC序列的平穩(wěn)性分析檢驗，具體檢驗結(jié)果如表1所示。

由檢驗結(jié)果可知，LEC和LGDP的一階差分都不平穩(wěn)。在二階差分的時候，LEC的模型1、模型2中ADF值分別為-6.0413、-5.8914，均小于a=1%、a=5%和a=10%時的臨界值;LGDP的模型1、模型2中ADF值也分別小于a=1%、a=5%和a=10%時的臨界值?？梢?，甘肅省LEC和LGDP序列通過二階差分后，能達到顯著性水平99%以上的平穩(wěn)性。所以兩個時間序列LEC和LGDP都是二階差分單整序列，故可以對兩個序列進行進一步的協(xié)整檢驗。

2.3 能源消費與經(jīng)濟增長協(xié)整性分析

協(xié)整的基本思想認為，盡管兩個或者兩個以上的變量中每個都是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平穩(wěn)的變量。協(xié)整理論為兩個或兩個以上非平穩(wěn)變量之間尋找均衡關(guān)系，以及用存在協(xié)整關(guān)系的變量建立動態(tài)模型奠定了理論基礎(chǔ)[16]。

協(xié)整分析，主要用于短期動態(tài)關(guān)系易受隨即擾動的影響，而長期關(guān)系又受經(jīng)濟均衡關(guān)系約束的經(jīng)濟系統(tǒng)。協(xié)整檢驗的常用方法有EG(Engle-Granger，1987)兩步法和JOHANSON(Johansen，1988)檢驗法。約翰森檢驗法常用于基于向量自回歸模型的多變量之間的協(xié)整分析[17]。兩步檢驗法是由恩格爾(Engle)和格蘭杰(Grange)于1987年提出的[18]，通常用于檢驗兩變量之間的協(xié)整關(guān)系——對于兩個都是隨機游走的變量序列，如果它們的某個線性組合是平穩(wěn)的，則稱這兩個序列為協(xié)整的;如果是非平穩(wěn)的，則求出兩變量單整的階，且兩個序列具有相同的單整階數(shù)，是序列之間具有協(xié)整性的必要條件。如果兩個序列單整的階相同，則可以利用最小二乘法對協(xié)整回歸方程xt=a+βyt+ut的殘差ut是否平穩(wěn)的檢驗來判斷xt和yt的協(xié)整性。如果ut是平穩(wěn)序列，說明是協(xié)整的，反之不協(xié)整。此法適用于能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的協(xié)整關(guān)系的分析。

從估計結(jié)果來看，該方程的擬合優(yōu)度R為0.9826，調(diào)整后的R2為0.9796，F(xiàn)=320.8217，t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量都很顯著，說明模型的擬合效果很好。其中DW=2.09，查DW統(tǒng)計量表得DL=1.24，Du=1.43，Du＜DW＜4-Du，殘差序列已消除自相關(guān)。殘差的計算公式為

第二步，檢驗et的單整性，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。

對殘差進行單位根檢驗，按照AIC定階準則和EVIEWS運算確定滯后階數(shù)，通過單位根的檢驗發(fā)現(xiàn)，不含常數(shù)項和截距項的模型最適合，ADF檢驗的結(jié)果如表2所示。

由單位根檢驗可知，LEC和LGDP時間序列都是二階平穩(wěn)的，協(xié)整檢驗分兩步進行。

第一步，通過最小二乘法回歸得到兩者之間的協(xié)整回歸方程為

表2 殘差單位根的檢驗結(jié)果表Tab.2 Unit root tests on residual series

由對殘差穩(wěn)定性的檢驗結(jié)果可以看出，ADF值的絕對值小于顯著性水平為1%、5%、10%水平下的臨界值，殘差序列是平穩(wěn)序列。也就是說1985—2007年甘肅省能源消費與GDP統(tǒng)計數(shù)據(jù)之間具有協(xié)整關(guān)系。由協(xié)整回歸方程可以看出，甘肅省能源消費與經(jīng)濟增長存在著正向互動關(guān)系，甘肅能源消費每增加1個單位，GDP增長34.8%。

2.4 變量的Granger因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗的基本思想為:假定變量X的變化是變量Y發(fā)生的原因，則X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y的變化之前，而且在預(yù)測Y的回歸模型中，引入變量X的過去觀測值作為獨立變量應(yīng)該在統(tǒng)計上顯著地增加模型的解釋能力。交換X與Y，做同樣的回歸估計，檢驗Y是引起X變化的原因。常用的模型為

白噪聲u1t和u2t假定為不相關(guān)的。

用最小二乘法進行參數(shù)估計，用F統(tǒng)計量來進行格蘭杰因果關(guān)系分析，F(xiàn)檢驗的原假設(shè)分別為

若F統(tǒng)計量的計算值比F臨界值大，則X不能導(dǎo)致Y的原假設(shè)不成立，也就是說X是Y的Granger原因[19]。

表3 EC和GDP的格蘭杰因果關(guān)系檢驗Tab.3 Granger causality estimation on energy consumption and GDP

由表3可以看出，在滯后期為1的時候，對于GDP不是EC的格蘭杰原因的假設(shè)相伴概率為0.2632，表明至少在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即可以認為GDP不是EC的格蘭杰原因。而對于EC不是GDP的格蘭杰原因的相伴概率只有0.0020，表明至少在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，即可以認為EC是GDP的格蘭杰原因。滯后期為2和3時，可以得到同樣的結(jié)論。因此，該檢驗表明甘肅省能源消費與GDP是一種單向因果關(guān)系，即甘肅能源消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但反向因果關(guān)系并不成立。

這種因果關(guān)系與甘肅的實際情況是相符合的。多年來，甘肅的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以能源原材料等高耗能重型工業(yè)為主，并依賴政府投資來擴大規(guī)模。這些產(chǎn)業(yè)對能源具有較強的依賴性，而低耗能的加工服務(wù)業(yè)相對薄弱，對經(jīng)濟增長的貢獻不大。這就形成了能源消費導(dǎo)致GDP增加的局面。

3 結(jié)論與建議

能源的開發(fā)利用在甘肅經(jīng)濟發(fā)展中占有重要的位置。1985—2007年間，甘肅能源消費與經(jīng)濟增長呈穩(wěn)步上升趨勢，能源消費彈性系數(shù)在0.1～0.7的區(qū)間波動變化，沒有表現(xiàn)出明顯的規(guī)律性。能源消耗強度逐年下降，能源利用效率較快提高。但與全國平均水平相比較，能源消耗強度仍偏高，未來節(jié)能減排的潛力較大。協(xié)整分析表明:甘肅能源消費和GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。兩者之間的長期關(guān)系為能源消耗提高1個單位，甘肅省地區(qū)生產(chǎn)總值增加34.8%。甘肅能源消費與GDP增長是一種單向因果關(guān)系，即能源消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但反向因果關(guān)系并不成立。這說明甘肅是能源依賴型經(jīng)濟增長模式，能源的開發(fā)和利用在很大程度上帶動了地方經(jīng)濟的發(fā)展。

甘肅重工業(yè)比重大，高耗能行業(yè)比重高，工業(yè)化進程中存在著“高消耗、高污染、低產(chǎn)出”的問題，加之觀念落后、技術(shù)水平有限等問題，使得甘肅的粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式始終未得到根本轉(zhuǎn)變。在能源競爭日益激烈、節(jié)能減排已成為我國必須面對的嚴峻現(xiàn)實情況下，甘肅既需要大規(guī)模開發(fā)河西風(fēng)電和開發(fā)隴東煤田，使之成為支撐甘肅長期發(fā)展的重要依托，同時又要加大節(jié)能減排的力度，堅決關(guān)停并轉(zhuǎn)高耗能、高污染企業(yè)，發(fā)展低耗能的加工服務(wù)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。

今后，隨著甘肅省經(jīng)濟總量不斷增長，能源需求總量將在較長時期內(nèi)保持較高的增長水平。進一步調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，依靠科技進步，提高能源利用效率，加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)向能源節(jié)約型和集約化轉(zhuǎn)變，是確保甘肅省經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的一項重要任務(wù)。

[1]Kraft J，Kraft A.On the Relationship between Energy and GNP[J].Energy Development，1978，3(2):401-403.

[2]Yu E S H，Choi J Y.The Causal Relationship between E-lectricity and GNP:An International Comparison[J].Journal of Energy and Development，1985，10(2):249-272.

[3]Yang H Y.A Note on the Causal Relationship between Energy and GDP in Taiwan[J].Energy Economics，2000，22(3):309-317.

[4]Hondroyiannis G，Lolos S，Papapetrou E.Energy Consumption and Economic Growth:assessing the Evidence from Greece[J].Energy Economics，2002，24(4):319-336.

[5]馬超群，隼豐盛斌，李科，等.中國能源消費和經(jīng)濟增長的協(xié)整與誤差修正模型研究[J].系統(tǒng)工程，2004，22(10):47-50.

[6]楊朝峰，陳偉忠.能源消費和經(jīng)濟增長:基于中國的實證研究[J].石油大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2005，21(1):18-22.

[7]王宇新，姚梅.中國能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的因果分析[J].合肥工業(yè)大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)，2007，30(9):1163-1166.

[8]王海鵬，田澎，靳萍.中國能源消費、經(jīng)濟增長間協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系的實證研究——以電力行業(yè)為例[J].生產(chǎn)力研究，2005(3):159-160，177.

[9]常跟應(yīng).區(qū)位、制度與我國西部工業(yè)空間集聚機制研究——以蘭州市為例[J].地域研究與開發(fā)，2007，26(6):48-52.

[10]丁文廣，雷青，于娟.甘肅省耕地資源稟賦與貧困關(guān)系的量化研究[J].經(jīng)濟地理，2006，26(4):636-638.

[11]牛叔文，常正.甘肅省國土資源開發(fā)利用與保護研究[M].蘭州:甘肅人民出版社，2005:444.

[12]趙雪雁.甘肅省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型及其生態(tài)環(huán)境效應(yīng)研究[J].地域研究與開發(fā)，2007，26(2):102-106.

[13]Nelson C R，Plosser C I.Trends and Random Walks in Macroeconomic Time Series:Some Evidence and Implications[J].Journal of Monetary Economics，1982(2):139-162.

[14]Stock J H.Asymptotic Properties of Least Squares Estimators of Co-integrating Vectors[J].Econometrica，1987(5):1035-1056.

[15]孫敬水.計量經(jīng)濟學(xué)教程[M].北京:清華大學(xué)出版社，2005.

[16]旭暉，劉勇.中國能源消費與經(jīng)濟增長:基于協(xié)整分析和Granger因果檢驗[J].資源科學(xué)，2007，29(5):57-62.

[17]白萬平.經(jīng)濟時間序列模型——方法與應(yīng)用[M].北京:中國商務(wù)出版社，2005.

[18]Johansen S.Statistical Analysis of Cointegration Vectors[J].Journal of Economic Dynamics and Control，1988，12(2～3):231-254.

[19]Engle R F，Yoo B S.Forecasting and Testing in Cointegrated Systems[J].Journal of Econometrics，1987，35(1):143-159.