摘 要：采用協(xié)整性檢驗和與Granger因果分析的方法，結(jié)合中國1990—2006年的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究能源消費總量和經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系，并建立反映兩者之間關(guān)系的計量經(jīng)濟模型，并對模型結(jié)果進行分析。

關(guān)鍵詞：能源消費；經(jīng)濟增長；協(xié)整經(jīng)驗；Granger因果檢驗

中圖分類號：F12 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）09-0006-02

一、數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文在研究中國能源消費和經(jīng)濟增長內(nèi)在關(guān)系時，沿用前人的經(jīng)驗用法，經(jīng)濟增長用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示，能源消費用能源消費總量表示。本文選取了1990—2006年的中國國內(nèi)生產(chǎn)總值和能源消費總量時間序列數(shù)據(jù)，樣本觀察值各為17個，1990—2006年的能源消費總量數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》（1990—2006），記為EC，單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。1990—2006年的名義GDP來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1990—2006），為了使數(shù)據(jù)具有可比性，將名義GDP數(shù)據(jù)按照1990年不變價格進行了調(diào)整，得到消除了價格因素的實際GDP，記為EGDP單位是億元人民幣。

二、中國能源消費總量和實際GDP序列的平穩(wěn)性檢驗

為了排除異方差性，使序列變得更加容易平穩(wěn)，本文對時間序列變量取自然對數(shù)，記取對數(shù)后的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值序列和能源消耗總量序列分別為LEGDP和LEC。

為了檢驗檢驗變量的平穩(wěn)性，使用ADF檢驗對這兩個時間序列分別進行單位根檢驗，以判斷單整階數(shù)。檢驗中的方程選取的是不含有常數(shù)項且不含有時間趨勢項的限制回歸方程形式。滯后階數(shù)由SIC準(zhǔn)則來確定，在10%的顯著水平下，序列LEGDP和LEC的ADF檢驗值（LEGDP的ADF：1.383466，LEC的ADF值：2.114414）大于臨界值（LEGDP的臨界值：-1.624392，LEC：-1.602922）。因此可以判定序列LEGDP和LEEC是非平穩(wěn)的。然后，對這組序列進行一階差分，得到新的序列DLEGDP和DLEC，然后再進行單位根檢驗，可以看出，在10%的顯著水平下，序列LEGDP1和LEC1的ADF檢驗仍然大于臨界值，所以他們?nèi)匀皇遣黄椒€(wěn)的，于是，再進行二階差分，得到一組新的序列LEGDP2和LEC2，在10%的顯著水平下，序列DLEGDP和DLEC的ADF檢驗小于臨界值，所以此時序列是平穩(wěn)的。即中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消費總量是二階差分平穩(wěn)序列。

三、中國能源消費總量和實際GDP序列的協(xié)整性檢驗

由單位根檢驗結(jié)果可知，時間序列LGDP2和LEC2均為二階單整序列，接下來采用Engle-Granger兩步檢驗法分別對其進行協(xié)整檢驗，看兩者之間是否存在著協(xié)整性。

首先，建立LGDP2和LEC2之間的協(xié)整方程，通過最小二乘回歸得到兩者之間的協(xié)整回歸方程為：

LEC2t=4.561951+0.718106*LEGDP2t+■t

由上述協(xié)整方程可以看出，能源消費總量和實際GDP之間存在著正的自相關(guān)關(guān)系，且關(guān)系顯著。然后對上面的回歸方程的殘差進行單位根檢驗，由回歸方程估計結(jié)果可得到殘差■t為：

■t=LEC2t-4.561951-0.718106*LEGDP2t

對■t進行單位根檢驗，選擇無截距項，也也無趨勢項的檢驗?zāi)Ｐ停蒘IC信息準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為3，檢驗結(jié)果如下所示：ADF檢驗值：-2.893205，5%顯著水平臨界值：-1.9700978，結(jié)論：不存在單位根。

檢驗結(jié)果顯示，殘差序列在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定■t為平穩(wěn)序列，即■t～I（0）。上述結(jié)果表明：1990—2006年間的LGDP2和LEC2時間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系，即能源消費總量和實際GDP之間存在著長期的均衡關(guān)系，保持著長期的共同趨勢。由協(xié)整方程可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，總的能源消費量就增加0.718106%。

四、中國能源消費總量和實際GDP之間的因果關(guān)系

通過上述的協(xié)整檢驗，得到了能源消費總量和實際GDO之間存在著長期的均衡關(guān)系，為了更清楚地了解兩者之間的因果關(guān)系，需要通過Granger因果關(guān)系檢驗來判定能源消費總量和實際GDP之間存在著何種因果關(guān)系。得到的Granger因果關(guān)系結(jié)果如下所示：LEC不是LGDP的原因F統(tǒng)計量為1.646685，P值為0.439，LGDP不是LEC的原因的F統(tǒng)計量為5.135731，P值：0.0767。

由檢驗結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，可以拒絕“LGDP不是LEC的原因”這一原假設(shè)，接受“LGDP是LEC的原因”這個結(jié)論。通過Granger因果關(guān)系檢驗，得出實際GDP對能源消費總量存在著單向的因果關(guān)系，即經(jīng)濟增長帶動著能源的消費。

五、中國能源消費總量和實際GDP之間的誤差修正模型即模型分析

根據(jù)Granger 定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的表達形式，誤差修正模型的作用在于不依賴于某些解釋變量，而是僅僅依靠解釋變量與因變量之間長期關(guān)系的偏差以及對因變量的調(diào)整，便可以解釋經(jīng)濟中不同變量之間的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系及其自身的變化過程。

通過上面的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果可以得出：LEC2和LGDP2存在著長期的協(xié)整關(guān)系，而且LGDP2對LEC2存在著單向的因果關(guān)系。因此，下面建立中國能源消費與實際GDP之間的誤差修正模型，并對模型的結(jié)果進行分析。

1. 中國能源消費總量和實際GDP之間的誤差修正模型

首先建立誤差修正模型的標(biāo)準(zhǔn)形式，通過OLS回歸得到誤差修正模型為：

ΔLEC2t=3.376498+0.835331*ΔLGDP2t+1.093385*ECMt-1

ECMt-1＝LEC2t-1-4.561951-0.718106*LEGDP2t-1

其中，1.093385*ECMt-1項稱為誤差修正項。由上面的誤差修正模型的D-W值可以看出模型存在著正自相關(guān)，所以，需要在模型中加入足夠多的滯后項來消除自相關(guān)，與此同時，也要相應(yīng)加大誤差修正項的滯后期。為了消除自相關(guān)，在上式中加入ΔLEC2t和ΔLGDP2t的滯后一期變量。同時將誤差修正項改為滯后兩期，通過OLS回歸得到新的誤差修正模型：

ΔLEC2t=-3.397+0.6613*ΔLGDP2t-1.0816*ΔLGDP2t-1+

1.6472*ΔLGDP2t-1-0.7248*ECMt-2

ECMt-2=LEC2t-2-4.561951-0.718106*LEGDP2t-2

由R2可以看出判決系數(shù)得到了提高，由于修改后的模型中加入了滯后項，這里不能再用D-W值來判斷模型是否存在著自相關(guān)，這里我們使用LM相關(guān)性檢驗來判斷是否存在自相關(guān)，LM檢驗結(jié)果如下所示：F統(tǒng)計量：0.082269，P值：0.7807；T>R^2統(tǒng)計量：0.135873，P值：0.7124。

由檢驗結(jié)果可以看出，加入了滯后項后的誤差修正模型已經(jīng)不能再一階自相關(guān)，而且模型中的各項系數(shù)均通過了檢驗，而且擬合優(yōu)度相當(dāng)高，同時，由修改過的誤差修正模型可以看出，對于誤差修正項0.7248*ECMt-2，若t-2時刻的LEC大于其長期均衡解即4.561951+0.718106*LEGDP2t-2，則ECMt-2為正，ΔLEC2t將減少；反之，如果t-2時刻的LEC小于其長期均衡解即4.561951+0.718106*LEGDP2t-2，則ECMt-2為負，ΔLEC2t將增加。所以，這是符合反向修正機制的，體現(xiàn)了長期非均衡誤差對LEC的控制。下面對模型的結(jié)果進行分析。

2. 模型結(jié)果分析

模型中所有作為解釋變量的各差分享系數(shù)反映了各變量短期波動對能源消費量短期波動的影響。根據(jù)估計結(jié)果可知，短期中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化將引起能源消費總量的相同方向的變化，當(dāng)中國當(dāng)期的國內(nèi)生產(chǎn)總值變化1%時，將引起能源消費總量同方向變化0.6613%；在其他自變量不變的條件下，上一期的能源消費每增加1%，當(dāng)期的能源消費會增加1.6472%；在其他自變量不變的條件下，上一期的國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1%，當(dāng)期的能源消費將會減少1.0816%。

誤差修正項反映了各變量間關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)對短期波動的影響，系數(shù)反映了對偏離長期均衡方程的調(diào)整力度。上式中的誤差修正系數(shù)為-0.7248，符合反向修正機制，說明了上兩期GDP與能源消費的非均衡誤差以0.7248的比率對當(dāng)期的能源消費總量作出調(diào)整。

六、結(jié)論

中國能源消費與經(jīng)濟增長之間存在著長期的均衡關(guān)系，而且是單向的從經(jīng)濟增長到能源消費的因果關(guān)系，即經(jīng)濟增長拉動著能源消費。從誤差修正模型看，當(dāng)期實際GDP每增加1個百分點，就會拉動能源消費增加0.6613個百分點，說明能源消費要以經(jīng)濟增長為前提，這主要是因為經(jīng)濟增長促成了能源的大規(guī)模開發(fā)和利用。因此中國要順利實現(xiàn)經(jīng)濟的增長目標(biāo)就必須要有增長的能源供給作為保障。面對中國當(dāng)前所面對的能源供應(yīng)壓力，必須重視能源供給，來保障中國經(jīng)濟的持續(xù)增長。

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[責(zé)任編輯 劉嬌嬌]