中国经济增长和能源消费的协整性分析

杨如芳

摘要： 基于我国1990-2011年GDP数据和国内能源消费总量数据的协整性分析和因果检验，初步确认经济增长和能源消费具有协整性关系。当前国家经济发展，能源消费还是占很大比例，但结果也表明随着经济的发展，其对能源的依赖已经大大缩小。

Abstract： The cointegration analysis and causality based on the GDP data in 1990-2011 and the total domestic energy consumption data in China can basically confirm that economic growth and energy consumption has cointegration relations. In the current national economic development， energy consumption still accounts for a large proportion， but the results also show that as the economy develops， its dependence on energy has been greatly reduced.

关键词： 能源消费；经济增长；协整性检验；Granger因果检验

Key words： energy consumption；economic growth；cointegration test；Granger causality test

中图分类号：F061.2 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2014）28-0009-02

0 引言

能源是经济发展不可缺少的动力，经济增长和能源消费关系的实证研究成为各大学者争相研究的话题。十八大提出的新经济增长目标能否实现，在日益激烈的国际能源市场中，我国是否需要加大能源储备。这些问题亟待解决。因此研究新时期能源消费和经济增长之间的关系具有很大的现实意义。

1 模型设定和估计方法

1.1 数据来源和变量的处理 本文所采用的数据全部来自各年的《中国统计年鉴》，根据已给定的按当年价格计算的国内生产总值及其GDP折算指数，计算出不变价格计算的实际GDP，以及每年的能源消费总量。能源消费总量是按照煤当量计算，单位为万吨煤标准。本文采用GDP和EC两个指标，将二者对数化的数据即LNGDP和LNEC作为基准数据。在变量处理过程中也对二者进行了一次差分和二次差分。

1.2 基本计量模型 采用Eviews 6.0来完成整个回归和检验过程。而研究方法采用非平稳序列的协整检验方法和误差修正模型，以及格兰杰因果检验。利用Eviews 6.0分析知能源消费总量指数值和GDP的指数值是非平稳的。本文选取1990年后的数据，进行严格的协整检验和格兰杰因果检验，考察此时期的二者发展状况和政策效果。

2 实证分析

2.1 平稳性检验 在研究两个时间序列的回归分析中，先要判断序列的平稳性，平稳性序列和非平稳性序列采取的方法不同。本文采用Eviews 6.0 中ADF法对LNGDP和LNEC两个序列进行了平稳性分析，结果表明二者均有单位根，即二者都是非平稳序列。

2.2 协整检验

2.2.1 模型计量 本文采用Engel-Granger两步法，利用Eviews6.0进行检验。首先对LNGDP和LNEC两个时间序列进行普通最小二乘估计。（表1）

得到方程LNEC=0.631070LNGDP+5.5657 （1）

调整后的R2=0.955709

然后对残差进行单位根检验，

et=LNEC-0.631070LNGDP-5.5659 （2）

对单位根检验的结如表2所示。

可以看出ADF值2.635018绝对值大于显著性水平为5%的临界值1.959071，P值又小于5%，可以认为残差序列e是平稳序列。也就是说存在LNEC和LNGDP的平稳线性组合，即能源消费和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。

2.2.2 同理再对LNEC和LNGDP进行反向检验

得到方程LNGDP=1.517768LNEC-8.013625 （3）

残差e2=LNGDP-1.517768LNEC+8.013625

可以看出ADF值2.846811绝对值大于显著性水平为1%的临界值2.685718，P值又小于1%，可以认为残差序列e是平稳序列。也就是说存在LNEC和LNGDP的平稳线性组合，即能源消费和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。再次明确了LNEC和LNGDP的协整关系。

2.3 格兰杰因果检验 根据上述对LNGDP和LNEC协整检验，判定其存在协整关系，下面按照Granger因果关系分析方法，建立下面两变量模型。检验结果如下：

在1%的显著水平上，拒绝了“LNEC不是LNGDP的格兰杰原因”的假设，接受了能源消费对GDP存在因果关系的结论；同时在10%显著水平上，接受了“LNGDP不是LNE的原因”的原假设，拒绝了GDP对能源消费存在因果关系的结论。因此根据检验结果，可以认为1990～2011年间中国能源消费是GDP的格兰杰原因，而GDP却不是能源消费的格兰杰原因。即存在单向因果关系。

3 结论和建议

根据上述对1990～2011年数据研究分析得出中国能源消费是GDP的格兰杰原因，而GDP却不是能源消费的格兰杰原因。即存在单向因果关系。GDP对能源消费的依赖度基本已经消失。建议建立能源产品储备制度需要政府和企业共同参与，即能源产品的储备不但要包括政府储备，还必须对企业储备提出要求，并合理确定生产和流通环节的储备比例。其次要加大新型能源开发利用，加大可再生能源的利用，加大电力投入。还要强调能源的结构调整和优化来实现能源的有效配置和充分利用。

参考文献：

[1]汪旭辉，刘勇.中国能源消费与经济增长：基于协整分析和Granger因果检验[J].资源科学，2007（9）.

[2]韩智勇，魏一鸣，焦建玲，范英，张九天.中国消费与经济增长的协整性和因果关系分析[J].系统工程，2004（12）.

[3]姚丽芬，刘爱英，龙如银，李庆辰.河北省经济增长与能源消费关系及能源战略研究[J].安徽农业科学，2011（05）.

摘要： 基于我国1990-2011年GDP数据和国内能源消费总量数据的协整性分析和因果检验，初步确认经济增长和能源消费具有协整性关系。当前国家经济发展，能源消费还是占很大比例，但结果也表明随着经济的发展，其对能源的依赖已经大大缩小。

Abstract： The cointegration analysis and causality based on the GDP data in 1990-2011 and the total domestic energy consumption data in China can basically confirm that economic growth and energy consumption has cointegration relations. In the current national economic development， energy consumption still accounts for a large proportion， but the results also show that as the economy develops， its dependence on energy has been greatly reduced.

关键词： 能源消费；经济增长；协整性检验；Granger因果检验

Key words： energy consumption；economic growth；cointegration test；Granger causality test

中图分类号：F061.2 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2014）28-0009-02

0 引言

能源是经济发展不可缺少的动力，经济增长和能源消费关系的实证研究成为各大学者争相研究的话题。十八大提出的新经济增长目标能否实现，在日益激烈的国际能源市场中，我国是否需要加大能源储备。这些问题亟待解决。因此研究新时期能源消费和经济增长之间的关系具有很大的现实意义。

1 模型设定和估计方法

1.1 数据来源和变量的处理 本文所采用的数据全部来自各年的《中国统计年鉴》，根据已给定的按当年价格计算的国内生产总值及其GDP折算指数，计算出不变价格计算的实际GDP，以及每年的能源消费总量。能源消费总量是按照煤当量计算，单位为万吨煤标准。本文采用GDP和EC两个指标，将二者对数化的数据即LNGDP和LNEC作为基准数据。在变量处理过程中也对二者进行了一次差分和二次差分。

1.2 基本计量模型 采用Eviews 6.0来完成整个回归和检验过程。而研究方法采用非平稳序列的协整检验方法和误差修正模型，以及格兰杰因果检验。利用Eviews 6.0分析知能源消费总量指数值和GDP的指数值是非平稳的。本文选取1990年后的数据，进行严格的协整检验和格兰杰因果检验，考察此时期的二者发展状况和政策效果。

2 实证分析

2.1 平稳性检验 在研究两个时间序列的回归分析中，先要判断序列的平稳性，平稳性序列和非平稳性序列采取的方法不同。本文采用Eviews 6.0 中ADF法对LNGDP和LNEC两个序列进行了平稳性分析，结果表明二者均有单位根，即二者都是非平稳序列。

2.2 协整检验

2.2.1 模型计量 本文采用Engel-Granger两步法，利用Eviews6.0进行检验。首先对LNGDP和LNEC两个时间序列进行普通最小二乘估计。（表1）

得到方程LNEC=0.631070LNGDP+5.5657 （1）

调整后的R2=0.955709

然后对残差进行单位根检验，

et=LNEC-0.631070LNGDP-5.5659 （2）

对单位根检验的结如表2所示。

可以看出ADF值2.635018绝对值大于显著性水平为5%的临界值1.959071，P值又小于5%，可以认为残差序列e是平稳序列。也就是说存在LNEC和LNGDP的平稳线性组合，即能源消费和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。

2.2.2 同理再对LNEC和LNGDP进行反向检验

得到方程LNGDP=1.517768LNEC-8.013625 （3）

残差e2=LNGDP-1.517768LNEC+8.013625

可以看出ADF值2.846811绝对值大于显著性水平为1%的临界值2.685718，P值又小于1%，可以认为残差序列e是平稳序列。也就是说存在LNEC和LNGDP的平稳线性组合，即能源消费和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。再次明确了LNEC和LNGDP的协整关系。

2.3 格兰杰因果检验 根据上述对LNGDP和LNEC协整检验，判定其存在协整关系，下面按照Granger因果关系分析方法，建立下面两变量模型。检验结果如下：

在1%的显著水平上，拒绝了“LNEC不是LNGDP的格兰杰原因”的假设，接受了能源消费对GDP存在因果关系的结论；同时在10%显著水平上，接受了“LNGDP不是LNE的原因”的原假设，拒绝了GDP对能源消费存在因果关系的结论。因此根据检验结果，可以认为1990～2011年间中国能源消费是GDP的格兰杰原因，而GDP却不是能源消费的格兰杰原因。即存在单向因果关系。

3 结论和建议

根据上述对1990～2011年数据研究分析得出中国能源消费是GDP的格兰杰原因，而GDP却不是能源消费的格兰杰原因。即存在单向因果关系。GDP对能源消费的依赖度基本已经消失。建议建立能源产品储备制度需要政府和企业共同参与，即能源产品的储备不但要包括政府储备，还必须对企业储备提出要求，并合理确定生产和流通环节的储备比例。其次要加大新型能源开发利用，加大可再生能源的利用，加大电力投入。还要强调能源的结构调整和优化来实现能源的有效配置和充分利用。

参考文献：

[1]汪旭辉，刘勇.中国能源消费与经济增长：基于协整分析和Granger因果检验[J].资源科学，2007（9）.

[2]韩智勇，魏一鸣，焦建玲，范英，张九天.中国消费与经济增长的协整性和因果关系分析[J].系统工程，2004（12）.

[3]姚丽芬，刘爱英，龙如银，李庆辰.河北省经济增长与能源消费关系及能源战略研究[J].安徽农业科学，2011（05）.

摘要： 基于我国1990-2011年GDP数据和国内能源消费总量数据的协整性分析和因果检验，初步确认经济增长和能源消费具有协整性关系。当前国家经济发展，能源消费还是占很大比例，但结果也表明随着经济的发展，其对能源的依赖已经大大缩小。

Abstract： The cointegration analysis and causality based on the GDP data in 1990-2011 and the total domestic energy consumption data in China can basically confirm that economic growth and energy consumption has cointegration relations. In the current national economic development， energy consumption still accounts for a large proportion， but the results also show that as the economy develops， its dependence on energy has been greatly reduced.

关键词： 能源消费；经济增长；协整性检验；Granger因果检验

Key words： energy consumption；economic growth；cointegration test；Granger causality test

中图分类号：F061.2 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2014）28-0009-02

0 引言

能源是经济发展不可缺少的动力，经济增长和能源消费关系的实证研究成为各大学者争相研究的话题。十八大提出的新经济增长目标能否实现，在日益激烈的国际能源市场中，我国是否需要加大能源储备。这些问题亟待解决。因此研究新时期能源消费和经济增长之间的关系具有很大的现实意义。

1 模型设定和估计方法

1.1 数据来源和变量的处理 本文所采用的数据全部来自各年的《中国统计年鉴》，根据已给定的按当年价格计算的国内生产总值及其GDP折算指数，计算出不变价格计算的实际GDP，以及每年的能源消费总量。能源消费总量是按照煤当量计算，单位为万吨煤标准。本文采用GDP和EC两个指标，将二者对数化的数据即LNGDP和LNEC作为基准数据。在变量处理过程中也对二者进行了一次差分和二次差分。

1.2 基本计量模型 采用Eviews 6.0来完成整个回归和检验过程。而研究方法采用非平稳序列的协整检验方法和误差修正模型，以及格兰杰因果检验。利用Eviews 6.0分析知能源消费总量指数值和GDP的指数值是非平稳的。本文选取1990年后的数据，进行严格的协整检验和格兰杰因果检验，考察此时期的二者发展状况和政策效果。

2 实证分析

2.1 平稳性检验 在研究两个时间序列的回归分析中，先要判断序列的平稳性，平稳性序列和非平稳性序列采取的方法不同。本文采用Eviews 6.0 中ADF法对LNGDP和LNEC两个序列进行了平稳性分析，结果表明二者均有单位根，即二者都是非平稳序列。

2.2 协整检验

2.2.1 模型计量 本文采用Engel-Granger两步法，利用Eviews6.0进行检验。首先对LNGDP和LNEC两个时间序列进行普通最小二乘估计。（表1）

得到方程LNEC=0.631070LNGDP+5.5657 （1）

调整后的R2=0.955709

然后对残差进行单位根检验，

et=LNEC-0.631070LNGDP-5.5659 （2）

对单位根检验的结如表2所示。

可以看出ADF值2.635018绝对值大于显著性水平为5%的临界值1.959071，P值又小于5%，可以认为残差序列e是平稳序列。也就是说存在LNEC和LNGDP的平稳线性组合，即能源消费和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。

2.2.2 同理再对LNEC和LNGDP进行反向检验

得到方程LNGDP=1.517768LNEC-8.013625 （3）

残差e2=LNGDP-1.517768LNEC+8.013625

可以看出ADF值2.846811绝对值大于显著性水平为1%的临界值2.685718，P值又小于1%，可以认为残差序列e是平稳序列。也就是说存在LNEC和LNGDP的平稳线性组合，即能源消费和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。再次明确了LNEC和LNGDP的协整关系。

2.3 格兰杰因果检验 根据上述对LNGDP和LNEC协整检验，判定其存在协整关系，下面按照Granger因果关系分析方法，建立下面两变量模型。检验结果如下：

在1%的显著水平上，拒绝了“LNEC不是LNGDP的格兰杰原因”的假设，接受了能源消费对GDP存在因果关系的结论；同时在10%显著水平上，接受了“LNGDP不是LNE的原因”的原假设，拒绝了GDP对能源消费存在因果关系的结论。因此根据检验结果，可以认为1990～2011年间中国能源消费是GDP的格兰杰原因，而GDP却不是能源消费的格兰杰原因。即存在单向因果关系。

3 结论和建议

根据上述对1990～2011年数据研究分析得出中国能源消费是GDP的格兰杰原因，而GDP却不是能源消费的格兰杰原因。即存在单向因果关系。GDP对能源消费的依赖度基本已经消失。建议建立能源产品储备制度需要政府和企业共同参与，即能源产品的储备不但要包括政府储备，还必须对企业储备提出要求，并合理确定生产和流通环节的储备比例。其次要加大新型能源开发利用，加大可再生能源的利用，加大电力投入。还要强调能源的结构调整和优化来实现能源的有效配置和充分利用。

参考文献：

[1]汪旭辉，刘勇.中国能源消费与经济增长：基于协整分析和Granger因果检验[J].资源科学，2007（9）.

[2]韩智勇，魏一鸣，焦建玲，范英，张九天.中国消费与经济增长的协整性和因果关系分析[J].系统工程，2004（12）.

[3]姚丽芬，刘爱英，龙如银，李庆辰.河北省经济增长与能源消费关系及能源战略研究[J].安徽农业科学，2011（05）.