ＦＩＮＡＮＣＥ＆ＥＣＯＮＯＭＹ金融经济 我国能源消费与经济增长的实证研究 口高斌甘法岭 摘要：随着中国经济的迅速崛起，能源消费量不断增长，能源 ２、时间序列变量的格兰杰因果关系检验 环境和经济的可持续发展十分重要。本文在１９８０—２００６年统计数 格兰杰因果关系可以用Ｆ统计量来进行，如果Ｆ统计量大 据的基础上，运用协整理论，误差修正模型和Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检 于相应显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，得到结论孔对 验理论．从不同的时间序列对中国石油消费和经济增长之间的关 存在格兰杰因果关系。检验方法是：对两变量的回归模型中的 系进行了实证研究。结论表明，中国石油消费与经济增长之间存 １３，＝ｏ（ｉ＝ｌ，２…，７）进行检验，这个假设实际上等同于“ｘ不是引 在长期均衡的正相关关系、短期动态关系和单向因果关系，并就 起Ｙ变化的原因”。如果拒绝了Ｄ ＝Ｏ（『二ｌ，２…，７）的原假设，就可 相关问题得出了相应的结论。 以拒绝“Ｘ不是引起Ｙ变化的原因”的假设，从而得出结论：Ｘ对 关键词：能源消费，经济增长，协整，格兰杰因果，误差修正 Ｙ存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。同样，可以对ｐ，＝０（／＝１，２…，７）进行 模型 检验．从而判断Ｙ对Ｘ是否存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。 ３、时间序列变量的协整检验和误差修正模型 引言 对于单方程系统．Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ两步法通常检验两变量间 一直以来．关于能源消费与经济增长之问的关系的研究层出 的协整关系比较准确和方便，Ｊｏｈａｎｓｅｎ ａｎｄ Ｊｕｓｅｌｉｕｓ估计是基于向 不穷。有的基于不同国家，不同历史时间段，有的引入不同变量。 量自回归模型误差修正的表达式法．适用于在多元变量协整关系 所得出的结论也不尽相同。本文采用协整方法分析了我国１９８０～ 的检验与估计。 ２００６年的有关数据．进行协整分析依据格兰杰表示定理建立了 最常用的ＥＣＭ模型的估计方法是Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ（１９８１）￣ 误差修正模型，在此基础上进行格兰杰因果关系检验，最后得出 步法，误差修正模型中，从短期看，被解释变量的变动是由较稳定 结论，二者之间是从经济增长到能源消费的单向格兰杰因果关 的长期趋势和短期波动所决定的，短期内系统对于均衡状态的偏 系。具有短期动态关系与长期关系。 离程度的大小直接导致波动振幅的大小。从长期看，协整关系式 一、变量和方法说明 起到引力线的作用，将非均衡状态拉回到均衡状态。 （一）变量说明 二 数据实证结果 本文采用双变量模型。即能源消费量ｆ用Ｅ表示）与经济增长 （一）数据说明 ｆ实际ＧＤＰ表示），为了降低变量中存在的异方差，我们对这两个 本文数据取自２００７年中国统计年鉴和国研网上的数据整理 变量作对数化处理，分别记为铀Ｅ和细ＧＤＰ。 得到。研究样本包括１９８０—２００６年的能源消费量和ＧＤＰ。能源消 （二）方法说明 费量的单位是万吨标准煤，ＧＤＰ的单位是亿元人民币。 本文采用扩充迪基一福勒检验考察了绚ＧＤＰ与 Ｅ的平稳 （二）单位根检验 性，在得到二者为同阶单整后采用Ｅ—Ｇ两步法进行协整检验，并 为了检验变量之间的协整关系，我们首先对能源消费量和 在Ｇｒａｎｇｅｒ表示定理的基础上建立了误差修正模型。这一表述定 ＧＤＰ序列进行单位根检验，判断每个序列是否为Ｉ（１）过程。本文采 理所陈述的是在协整成立的条件下，ＶＡＲ类模型可由对应的误 用ＡＤＦ检验法分别对各序列进行单位根检验。在对序列的一阶差 差修正模￣（ＥＣＭ１表示，这就使协整模型与时间序列的主要内容 分做单位根检验时，由于一阶差分序列已经消除时间趋势，所以检 相联系．从而在协整成立的条件下，对ＶＡＲ类模型的研究就转化 验时不包含时间趋势项。滞后期的选择根据ＡＩＣ准则来确定。 为对协整及其所对应的ＥＣＭ模型的研究。在此基础上进行格兰 表１ ＡＤＦ单位根检验结果 杰因果关系检验。 序列 滞后期 ＡＤＦ检验值 临界值 结论 １、时间序列变量的平稳性检验 细Ｅ ４ ０．５５３８ －３ Ｏ０ 不平稳 绚ＧＤＰ ４ －０ ９３Ｏ４８８ －３．Ｏ０ 不平稳 本文运用扩充迪基一福勒检验（ＡＤＦ），模型： ｄａ￣Ｅ １ －３ Ｏｌ －２９６ 平稳 ｄ细ＧＤＰ ｌ 一３ ｌ０ —２．９９ 平稳 ＝ ＋１３ｏ，＋Ｄ１ ｌ十∑ｙ， ｌ ＋￡ Ｉ 说明：显著水平均为５％：带 号的表示检验包含趋势项。 其中 为白噪声，表示对变量进行一阶差分。本文的检验 ｆ三１估计模型 采用麦金农ｆＭａｃｋｉｎｎｏｎ）临界值，比较检验的ＡＤＦ值和临界值， 既然确定了ｌｏｇＥ和ｌｏｇＧＤＰ序列都是Ｉ（１），下一步的任务是 △ 的最优滞后期使用赤池（Ａｋａｉｋｅ）的ＡＩＣ准则决定。 １、首先建立ｄｌｏｇＥ和ｄｌｏｇＧＤＰ￣ＩＮ的回归方程 囵困圈 ｄＩｏｇＧＤＰ，＝Ⅱ＋１３ｄｌｏｇ ＋￡ 第二步，令ＥＣＭ，＝ＡｌｏｇＧＤＰ，一Ｏ ８９７Ａｌｏｇ ，建立下面 由０ＩＪｓ估计我们得到下面的方程：（方程下面小括号内为ｔ 的误差修正模型 统计量，ｎ为观测次数，Ｒ２为相关系数的平方，下同） 得到误差修正方程如下： ｄｌｏｇＧＤＰ，＝０．１ ｌ３１５５０１６６２９＋Ｏ．６３５９１４２９３０２９ｄｌｏｇＥｔ ＡｌｏｇＧＤＩ￣＝０．１０８＋Ｏ．７０６Ａｌｏｇ 一Ｏ．０１８ＥＣＭＨ （５．７６７７８６５１３３９） （２．２ｏ３２０６５４３２９） △ｌｏｇＥ的系数为０．７ｏ６显著异于零，表明能源消费与经济 Ｎ＝２６ Ｒ２＝０．１６８２２９６７４９４５ ＤＷ＝０．５６８６４９Ｏ１９７３６ 增长之间存在长期均衡关系。从误差修正项的系数为一０．Ｏｌ８为负 由于０＜ＤＷ＜ｄＬ＝１．３则模型残差具有自相关性。 值，可知，当上一期国内生产总值水平高于均衡值时，本期国内生 ２、广义差分法重新估计模型： 产总值涨幅就会下降，反之 则上升。误差修正项的系数同时还表 ｄｌｏｇＧＤＰｔ＝０．１１＋０．７０ｄｌｏｇＥ＋０．７２ＡＲ（１） 明１－８％的偏离均衡部分会在短期内得到调整，于是国内生产总 （２．８９） （２．２２） （４．５９） 值水平不会偏离均衡太远。 Ｎ＝２６ Ｒ ＝Ｏ．５７２２０９４７７７１７ Ｆ＝１４．７１３５１９６４８１ ＤＷ＝ （五）格兰杰因果检验 １．５４２２５８８６７８６ 以上确定了ｌｏｇ 和ｌｏｇＧＤＰ均为Ｉ（１）过程而且存在协整 模型已消除自相关性．将方程式两边对时间求导数可以得到， 关系。协整只是表明了能源消费与经济增长之间存在因果关系， 我国能源消费增长率每提高１％．其ＧＤＰ的增长率平均提高０．７％。 但没有指明这种因果关系的方向 下面对ｌｏｇＥ和ＩｏｇＧＤＰ之间 这说明。我国的能源消费量增加与ＧＤＰ扩大之间关系较紧密。 进行格兰杰因果关系检验，结果如表４所示。 ３、Ｃｈｏｗ检验 表４ 能源消费和经济增长的格兰杰因果关系检验 为了检验时间序列数据的结构稳定性．进行Ｃｈｏｗ分割点检 验．基于比较利用整个样本估计方程获得的残差平方和及利用每 一子区间样本估计方程获得的残差平方和之间的差别。检验结构 由于在ｌｏｇＥ不是ｌｏｇＧＤＰ的格兰杰原因的假设下． 如下： Ｆ＝４．００＞ ！ ，表明ｌｏｇＥ不是ｌｏｇＧＤＰ的格兰杰原因的概 表２检验结果 率很小，拒绝原假设，ｌｏｇＥ是ＩｏｇＧＤＰ的格兰杰原因第二个假 Ｃｈｏｗ Ｂｒｅａｋｐｏｉｎｔ Ｔｅｓｔ：１９９３ 设相伴的Ｆ＝１．７２＜ …：４，表明在１Ｏ％置信水平下，接受假设， Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ２．３７５０ｏ３ Ｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ ０．１０２１７５ 可以认为ＩｏｇＧＤＰ不是ｌｏｇＥ的格兰杰原因。能源消费是经济 Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ ｒａｔｉｏ ７．９６１３５１ Ｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ Ｏ．０．０４６８１７ｌ０２ｌ７５ 增长的“格兰杰原因”，经济增长对于能源消费的影响并不显著， 也即经济增长不是能源消费的“格兰杰原因”。 Ｆ＝２．３７５００３＜５．７２，该结果不拒绝假设．则不存在结构变化。 三、结论 （四）协整检验 从以上的计量模型分析结果不难得冉以下结论：我国能源消 本文采用Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ两步法。 费和经济增长之间是单向的从经济增长到能源消费的因果关系． 估计模型：ｌｏｇＧＤＰ￣＝ ＋１３ｌｏｇ ＋￡ 而且这种长期关系是稳定的，并没有随时间而发生结构性变化。 得：ｌｏｇＧＤＰ，＝一２５．６１＋３．１０ｌｏｇＥｔ＋￡ 由于能源消费与经济增长之间的这种内在关系的作用．使得尽管 其残差项为： ＝ｌｏｇＧＤＰ，＋２５ ６１—３ １０１ｏｇＥ． 能源消费会有时偏离均衡．但是经济自身的力量将会使其重新回 对回归残差序列的单位根检验．得到的结果为： 到均衡状态，也就是无论在短期它如何变化，在长期仍趋于均衡， 表３ ＡＤＦ单位根检验结果 这也正是本文误差修正模型所描述的能源消费与经济增长之间 的关系。 参考文献： 说明：显著性水平为５％；滞后期由ＡＩＣ准则确定。 ［１】国家统计局．中国统计年鉴【Ｍ】．北京：中国统计出版社，２００７ 确定了ｚ，是Ｉ（０）序列．１ｏｇＧＤＰ，和ｌｏｇＥｔ为Ｉ（１），则说明从检 ［２］国研网．ｗｗｗ．ｄｒｃｎｅｔ．ｃｏｒｎ．ｃｎ．２００７．５．财经数据库 验结果中可以得出：在５％的显著性水平下，ｌｏｇＧＤＰ，和ｌｏｇ 之 ［３】Ｈｗａｎｇ Ｄ．，Ｇｕｍ，Ｂ．Ｔｈｅ ｃａｕｓａｌ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｅｎ２ｅｒｇｙ ａｎｄ 间存在协整关系，即这两个变量之间存在长期的均衡关系。即是 ＧＮＰ：ｔｈｅ ｃａｓｅ ｏｆＴａｉｗａｎ．【Ｊ】．Ｅｎｅｒｇｙ Ｄｅｖｅｌｏｐ２ｍｅｎｔ，１９９１，（１６）． 我国国内生产总值和能源消费之间存在长期的均衡关系。 【４］高铁梅．计量经济分析方法与建模［Ｍ］．清华大学出版社， ｆ四１误差修正模型 ２０ｏ５．１Ｏ． 根据格兰杰表示定理．我们建立如下误差修正模型： ［５】Ｄａｍｏｄａｒ Ｎ．Ｇｕｊａｒａｔｉ．计量经济学基础ｆＭ】．中国人民大学出版 ＡｌｏｇＧＤＰ￣＝ ＋ｐｌ△ｌｏｇＥｔ＋ｐ２ＥＣＭｆ＿】＋￡ 社．２００５．４． 第一步，建立如下回归方程：ＡｌｏｇＧＤＩ￣＝１３ Ａｌｏｇ ＋￡ 【６］张成思．金融计量学一时间序列分析视角［Ｍ】．东北财经大学出 由ＯＬＳ估计，得：ＡＩｏｇＧＤＰ，＝０ ８９７ＡｌｏｇＥ 版社．２００８．７． ｔ＝５９．５６１９４３６６ Ｒ２＝０ ４７２ （作者单位：青岛大学经济学院） ８９
