王斌會+何衛(wèi)平

內(nèi)容摘要：本文以1979-2012年的中美兩國的能源消費量和GDP數(shù)據(jù)為研究樣本，并運用協(xié)整分析法，考慮了非平穩(wěn)性及誤差修正項的Granger因果檢驗法來研究中美兩國能源消費量與GDP之間關(guān)系的異同。實證研究表明：在長期，中美兩國都存在能源消費與GDP之間的長期均衡關(guān)系，相對于美國，中國的經(jīng)濟增長與能源消費量之間的關(guān)系更加密切;在短期，中美兩國的能源消費與GDP之間均存在波動關(guān)系，且一旦兩變量關(guān)系失衡，相比于美國，中國的能源消費量與經(jīng)濟增長二者之間對該失衡的修正速度要更加及時;且中國存在從GDP到能源消費量的單向Granger因果關(guān)系，美國存在從能源消費量到GDP的單向Granger因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：能源消費量 ? GDP ? 協(xié)整 ? 誤差修正模型 ? Granger因果關(guān)系

引言

能源是人類經(jīng)濟發(fā)展的動力，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高需要能源作支撐。能源消費和GDP增長之間的關(guān)系一直以來是能源經(jīng)濟學(xué)的一個熱門話題，然而這二者之間的關(guān)系究竟是怎樣的？中美兩國能源消費量與GDP之間的關(guān)系有什么區(qū)別嗎？目前，該論題依然被學(xué)者廣泛關(guān)注。

相關(guān)研究概述

國外已有大量學(xué)者對能源消費量與GDP之間的關(guān)系進行了探索。Kraft J和Kraft A（1978）對此問題做出開拓性工作，他們的研究表明：1947-1974年美國存在著從GNP到能源消費的單向因果關(guān)系，且當(dāng)時美國若實行能源保護政策，經(jīng)濟增長不會受此影響。Mohsen Mehrara（2007）對11個能源輸出國的數(shù)據(jù)進行了研究，發(fā)現(xiàn)能源輸出國的經(jīng)濟增長對能源消費有單向強因果關(guān)系。另外Paresh Kumar Narayan（2008）、Ilhan Ozturk和Alper Aslan（2010）、K.Ali Akkemik和Koray Goksal（2012）也分別對相關(guān)國家的能源消費量與GDP之間的關(guān)系做過研究，他們所采用方法為面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗和誤差修正模型。

國內(nèi)也有許多學(xué)者對能源消費與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系進行了研究，我國該領(lǐng)域的研究起步于20世紀(jì)80年代，隨后越來越多學(xué)者對兩者關(guān)系進行了探索。汪旭暉和劉勇（2007）以1978-2005年我國能源消費量和GDP的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對我國能源消費和GDP關(guān)系進行了研究，結(jié)論表明GDP與能源消費量存在協(xié)整關(guān)系，并且存在從能源消費量到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系。趙進文和范繼濤（2007）率先將非線性STR模型技術(shù)具體應(yīng)用于我國能源消費與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在結(jié)構(gòu)依從關(guān)系研究，隨后劉長生、郭小東等（2009）、李影（2010）、張馨、牛叔文和丁永霞等（2010）等學(xué)者從各個角度挖掘了我國能源消費與經(jīng)濟增長之間存在的關(guān)系。

國內(nèi)外學(xué)者在研究能源消費量與GDP關(guān)系時大多采用協(xié)整理論、誤差修正模型、數(shù)據(jù)挖掘和面板模型等工具來刻畫兩者之間的線性或非線性關(guān)系，但值得注意的是，在進行Granger因果關(guān)系研究時，很多學(xué)者并未考慮數(shù)據(jù)非平穩(wěn)對檢驗結(jié)果造成的影響。而這可能會影響到因果關(guān)系的判斷，另外，目前也很少有文獻來集中比較研究兩國的能源消費量與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的異同?；诖耍疚倪\用協(xié)整理論、誤差修正模型來綜合比較中美兩國能源消費量與GDP增長之間關(guān)系的異同，且在進行Granger因果關(guān)系檢驗時，考慮到了由于數(shù)據(jù)非平穩(wěn)和誤差修正項對檢驗結(jié)果產(chǎn)生的影響。

數(shù)據(jù)來源與說明

本文以中美兩國1979-2012年間的GDP數(shù)據(jù)（單位：億美元）和能源消費量數(shù)據(jù)（單位：十萬噸油當(dāng)量）為研究樣本，并將兩國數(shù)據(jù)統(tǒng)一換算成以2005年為基期。從圖1知，兩國能源消費量與GDP增長量都是非平穩(wěn)的。其中中國的經(jīng)濟起點雖然明顯低于同期美國，但中國的GDP增長率相對美國來說要快，且中國的能源消費量增速也明顯高于美國。

實證檢驗及分析

（一）單位根檢驗

協(xié)整理論由Engle和Granger于1987年提出。他們認(rèn)為，兩個同階單整序列的線性組合有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程。在進行協(xié)整關(guān)系檢驗之前，要先對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，以驗證時間序列是否同階單整。為了更加準(zhǔn)確判斷中美兩國能源消費量與GDP時間序列的平穩(wěn)性，本文分別采用ADF、PP、KPSS檢驗方法綜合判斷時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如表1所示。

其中l(wèi)nEC代表能源消費量對數(shù)，lnGDP代表GDP對數(shù)，dlnEC代表能源消費量對數(shù)一階差分，dlnGDP代表GDP對數(shù)一階差分。表1表明，lnEC與lnGDP都是不平穩(wěn)的，對其一階差分后，所有數(shù)據(jù)都通過了顯著性水平為5%的平穩(wěn)性檢驗，由于中美兩國能源消費分別與GDP時間序列單整階數(shù)相同，滿足建立協(xié)整方程的要求。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗

本文采用Engel-Granger兩步檢驗法來建立協(xié)整方程，該方法主要思想是：首先對兩個非平穩(wěn)時間序列用OLS方法回歸求得回歸方程;接著對回歸方程的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)的，則兩變量存在長期均衡關(guān)系;若殘差序列不平穩(wěn)，則兩變量不存在長期均衡關(guān)系。

依上原理，首先建立中國的能源消費量與中國GDP之間的回歸方程：

lnEC=3.7677+0.5862lnGDP+εCNA （1）

（30.5） ?（43.8）

Multiple R2為0.984，Adjusted R2為0.983，lnEC代表中國的能源消費量，lnGDP代表中國的GDP數(shù)據(jù)，εCNA代表殘差項。

美國的能源消費量與美國GDP之間的回歸方程如下：

lnECUS=6.4456+0.352lnGDPUS+εUSA （2）

（27.7） （17.3）

Multiple R2為0.903，Adjusted R2為 0.90，lnECUS代表美國的能源消費量，lnGDPUS代表美國的GDP數(shù)據(jù)，εUSA代表殘差項。從回歸系數(shù)可知，中國的一單位對數(shù)GDP增長會使中國對數(shù)能源消費量增加0.5862個單位，而美國一單位對數(shù)GDP增長會使美國對數(shù)能源消費量僅增加0.352個單位。這說明，相對于美國，長期內(nèi)的中國經(jīng)濟增長與能源消費量二者之間的關(guān)系更加密切。endprint

接著對εCNA、εUSA進行ADF平穩(wěn)性檢驗，檢驗形式為：εt=αεt-1+μt。檢驗結(jié)果如表2所示。從表2可知兩殘差序列均通過了顯著性水平為5%平穩(wěn)性檢驗，即：中美兩國的能源消費量和GDP之間都通過了協(xié)整檢驗，兩國都存在能源消費量和GDP長期均衡關(guān)系。

（三）誤差修正模型

協(xié)整檢驗表明，中美兩國的能源消費量與GDP存在長期均衡關(guān)系。然而，短期內(nèi)兩變量有可能偏離均衡，需要一種機制來表達對短期失衡的修正，最早由Sargan提出并由Engel和Granger加以推廣的誤差修正模型（Error Correction Model，ECM）就是用來表達對短期失衡修正的一種模型。格蘭杰表述定理表明，若兩個變量存在協(xié)整關(guān)系，則兩者可以用ECM表述。

首先引入一階誤差修正模型：

（3）

Multiple R2為0.298，Adjusted R2為0.251，其中ecmt-1=lnECt-1-β1-β2lnGDPt-1。

從（3）式可知：方程僅滯后項通過了t檢驗，且ecmt-1的系數(shù)為負數(shù)，該方程表明若lnECt-1高于其均衡值（-0.0110+0.68381lnGDPt-1），那么下期的能源消費量將低于上一期能源消費量，同理，若lnECt-1低于其均衡值，那么下一期的能源消費量將高于上一期能源消費量。

再對（3）式殘差進行相關(guān)性檢驗，得到DW = 0.686，p值為0，說明一階誤差修正模型存在自相關(guān)問題，為了解決該問題，引進二階誤差修正模型：

（4）

Multiple R2為0.67，Adjusted R2 為0.621。其中，ecmt-1的系數(shù)為負值，再對殘差序列進行DW相關(guān)性檢驗：DW=1.806，p值為0.156，說明殘差序列已經(jīng)不存在序列相關(guān)性。誤差修正項為-0.1564ecmt-1，說明長期lnEC與lnGDP之間的偏離在一年內(nèi)得到約15.64%的修正。

用同樣的方法對美國的數(shù)據(jù)建立ECM方程，發(fā)現(xiàn)其一階誤差修正模型殘差存在自相關(guān)性，直接給出二階誤差修正方程：

（5）

Multiple R2為0.572，Adjusted R2 為0.509，另外對美國數(shù)據(jù)建立的ECM方程進行相關(guān)性檢驗發(fā)現(xiàn)DW=1.841，p值為0.225，二階誤差修正模型不存在殘差序列相關(guān)性問題。

通過以上分析可知，在短期，中美兩國的能源消費量與GDP之間的關(guān)系都可以用二階誤差修正模型來表達，且中國一年內(nèi)會對失衡修正約15.64%，而美國修正約13.7%。這說明，一旦能源消費量與經(jīng)濟增長之間關(guān)系存在失衡，相比美國的能源消費量與經(jīng)濟增長二者之間對短期失衡的修正速度，中國對失衡的修正會更加及時。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

通過以上分析，得出中美兩國能源消費量與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，但究竟是能源消費引起GDP增長還是GDP增長導(dǎo)致能源消費增長呢？對此，本文采用Granger因果檢驗法來檢驗?zāi)茉聪M量與GDP 之間的因果關(guān)系。

對于兩個存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量之間的因果關(guān)系檢驗，Granger提出了解決的辦法：即通過檢驗以下兩式：

（6）

（7）

其中ecmt-1表示滯后一期誤差修正項，在（6）式中ecmt-1項含有l(wèi)nGDPt-1，若檢驗結(jié)果中λ1或者α1i在統(tǒng)計上不為零，這說明lnGDP的過去值對現(xiàn)期lnEC產(chǎn)生了顯著影響，即可得知lnGDP是lnEC的Granger原因。同理在（7）式中，可通過λ2和α2i是否為零來判斷l(xiāng)nEC是否是lnGDP的Granger原因。而判斷α1i與α2i是否同時為零可通過F檢驗來實現(xiàn)。根據(jù)以上方法，檢驗結(jié)果如表3所示。

從表3可知：在10%的水平下，中國的GDP是能源消費量的Granger原因，能源消費量不是GDP的Granger原因;美國的GDP不是能源消費量的Granger原因，而美國的能源消費量卻是GDP的Granger原因。這與汪旭暉和劉勇的研究結(jié)論不同，他們認(rèn)為我國能源消費的增加導(dǎo)致了GDP的增加，而GDP的增長不一定導(dǎo)致能源消費的增長。之所以會得到不同的研究結(jié)論，原因可能是數(shù)據(jù)的選取周期不同，又或者是Granger因果關(guān)系檢驗的方法不同，本文在進行Granger因果關(guān)系檢驗時考慮到了數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性和誤差修正項對檢驗的影響。

結(jié)論與啟示

本文以1979-2012年的中美兩國的能源消費量和GDP數(shù)據(jù)為樣本，探究了中美兩國能源消費量與GDP之間關(guān)系的異同，得到如下主要結(jié)論：首先，長期來看中美兩國能源消費量與GDP之間都存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟的增長會伴隨能源消費量增加;短期內(nèi)，兩者之間的關(guān)系可以用誤差修正模型來刻畫;其次，相比于美國，中國的經(jīng)濟增長與能源消費量二者之間的關(guān)系更加密切。在短期，一旦兩變量關(guān)系存在失衡，相比美國的能源消費量與經(jīng)濟增長二者之間對短期失衡的修正速度，中國對該失衡的修正速度會更加及時;最后，由于中國工業(yè)現(xiàn)狀總體為大而不強、生產(chǎn)消耗高，我國GDP的增長會導(dǎo)致能源消費量的增加，能源消費量的增長不一定會導(dǎo)致GDP的增加。而美國的能源消費量增加會導(dǎo)致GDP的增長，美國GDP的增加不一定會導(dǎo)致能源消費量的增加。

在本文結(jié)論基礎(chǔ)上，可對我國經(jīng)濟發(fā)展得出如下啟示：首先，為了保障經(jīng)濟建設(shè)，我國應(yīng)該增加能源供給，建立充足的能源儲備，同時，政府應(yīng)著眼未來，積極開發(fā)石化能源代替品，降低煤炭和石油在我國能源消費中的地位。其次，政府應(yīng)淘汰高耗能企業(yè)，看重經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而非盲目追求經(jīng)濟發(fā)展速度;最后，我國應(yīng)大力發(fā)展清潔能源。發(fā)展清潔能源意義重大且具有戰(zhàn)略意義，可大力發(fā)展水電、核電、風(fēng)力發(fā)電來代替火力發(fā)電，積極發(fā)展新能源以減少對傳統(tǒng)能源的需求。endprint

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