沈秋彤

[摘要]以GDP為代表，利用時間序列分析和Granger因果關系檢驗理論，探討石油消費總量與中國經(jīng)濟增長之間的Granger因果關系。通過分析發(fā)現(xiàn)，石油消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而經(jīng)濟增長并不是石油消費的格蘭杰原因。根據(jù)數(shù)據(jù)處理結果，分析其產(chǎn)生原因，同時也為我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展給出了相應的經(jīng)濟政策建議。

[關鍵詞]石油消費；經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗；因果檢驗

[DOI]1013939/jcnkizgsc201538020

1引言

石油是世界上最重要的不可再生能源之一，也是我們賴以生存的重要的物質(zhì)條件之一。人們通過對石油進行加工提純，可以提高社會勞動力、資本運作和其他生產(chǎn)要素的生產(chǎn)率，同時石油消費量的不斷上漲對保障社會進步和經(jīng)濟發(fā)展起著舉足輕重的作用。針對我國的經(jīng)濟發(fā)展速度和發(fā)展水平現(xiàn)狀，國民經(jīng)濟的增長速度應該同石油消費的增長速度成正比，也就是說，隨著石油消費總量的增加，國民經(jīng)濟發(fā)展水平也會相應的提高。

到21世紀初，我國石油地質(zhì)儲量累計探明為203億噸，其中可開采石油儲量探明為521億噸，石油剩余探明儲量占世界總儲量的24%。我國也成為世界第二大經(jīng)濟體，在中國經(jīng)濟迅速發(fā)展的過程中，石油功不可沒。這幾十年來，我國的石油工業(yè)處于儲存和產(chǎn)量相對穩(wěn)定的壯年期。從地理位置來看，我國石油資源相對貧乏，分布不均，而且石油勘探程度低，不論是人均擁有石油可采資源量，還是人均產(chǎn)量，都遠遠低于世界平均水平。隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展進入城市化和工業(yè)化階段，我國對石油消費的需求不斷升級，石油問題已經(jīng)成為影響我國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展的熱點和難點[2]。

2實證分析

21單位根檢驗

實證分析中，在大多數(shù)研究經(jīng)濟時間序列的情況下，需要對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。如果一個時間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)是時變的，即隨著時間變化而改變，那么這個序列就是非平穩(wěn)時間序列。通過單位根檢驗推斷出單整的階數(shù)。

當隨機過程{yt}的數(shù)據(jù)生成過程服從于一個AR（p）過程的時候，我們可以將DF檢驗的檢驗模型擴展如下：

（1）yt=ρayt-1+[DD（]p=1[]i=1[DD）]αi△yt-i+εt

（2）yt=μb+ρbyt-1+[DD（]p=1[]i=1[DD）]αi△yt-i+εt

（3）yt=μc+βbt+ρcyt-1+[DD（]p=1[]i=1[DD）]αi△yt-i+εt

像這樣通過增加變量的滯后項來消除殘差之間的自相關，這種檢驗方法被稱為ADF檢驗方法。本文選用1990—2013年我國石油消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值作為原始數(shù)據(jù)，如表1所示[3]。

為消除異方差性，數(shù)據(jù)都經(jīng)過取自然對數(shù)處理，記為LnGDP和LnOM。LnGDP、LnOM非平穩(wěn)，在進行協(xié)整分析之前，首先要檢驗二者的整性。對LnGDP、LnOM兩個變量的ADF檢驗見表2。

22協(xié)整檢驗

協(xié)整是對非平穩(wěn)經(jīng)濟變量長期均衡關系的統(tǒng)計描述。非平穩(wěn)經(jīng)濟變量之間存在的長期穩(wěn)定的均衡關系稱作協(xié)整關系。常見的協(xié)整檢驗方法有兩種：E-G兩步法和Johansen協(xié)整檢驗。本文分析的是兩變量之間的協(xié)整關系，故采用E-G兩步法，具體過程如下：

第一步，協(xié)整回歸。用普通最小二乘法（OLS）估計LnGDP和LNO之間的方程。R2=0980354，DW=0468743。得回歸方程：LnGDP=219LnOM-1125646。

第二步，保留該回歸方程的殘差并用進行單位根檢驗。如表3可知，殘差平穩(wěn)，則LnGDP，LnOM存在協(xié)整關系，即GDP與石油消費量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

23建立誤差修正模型（ECM）

Engle與Granger于1987提出了著名的Granger表述定理：如果變量X和Y是協(xié)整的，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述[4]。

由下表4可知，誤差修正模型為：DLnGDPt=1853DLnOMt+0539ecmt-1，SE=0090338，DW=1122453，調(diào)整后的R2=-0938117，絕對值非常接近1，同時AIC，SC較小，說明修正模型估計結果較好。

在上面的誤差修正模型中，差分項反映了短期波動的影響。GDP的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期石油消費波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項ecmt-1的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值（0539）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以0539的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

24Granger因果檢驗

Granger因果檢驗是經(jīng)濟學問題的實證研究中常用的方法[5]。在協(xié)整檢驗的基礎上，我們就可以對1990—2013年中國石油消費與經(jīng)濟增長間的關系進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表5。

由結果可知，LnOM是LnGDP的格蘭杰原因，LnGDP不是LnOM的格蘭杰原因。

由上述因果關系的分析可知，從長期趨勢分析，石油消費量的增長，是國家經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而經(jīng)濟增長并不是石油消費量增長的格蘭杰原因。

3結論

本論文以中國GDP和石油消費總量作為討論對象，對1990—2013年樣本區(qū)間內(nèi)的石油與經(jīng)濟增長的關系進行實證研究。本文在利用單位根檢驗對變量平穩(wěn)性考察的基礎上，應用協(xié)整方法對變量的長期均衡進行分析，應用格蘭杰因果檢驗方法對變量之間的因果關系進行經(jīng)驗性研究。通過因果關系檢驗，經(jīng)濟增長與原油消費之間存在著單向因果關系，經(jīng)濟增長對原油消費具有一定的依賴性，原油短缺將會對經(jīng)濟增長帶來嚴重的負面效果。在1990—2013年樣本區(qū)間內(nèi)，石油消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但是經(jīng)濟增長不是石油消費的格蘭杰原因[6][7]。

我國與發(fā)達國家相比，能源浪費嚴重、利用效率不高。因此，我們要優(yōu)化能源結構和產(chǎn)品結構，節(jié)能減排，注重能源的清潔高效利用。把引進先進技術作為基礎，保證在推進國家經(jīng)濟不斷向前發(fā)展的同時，有效降低污染，提高利用率。探索出新的能源生產(chǎn)轉換和使用形式，以環(huán)境友好型、節(jié)約型，高效型給老百姓提供安全的、清潔的、可靠的能源供應。

參考文獻：

[1]劉宏杰，李維哲中國石油消費與經(jīng)濟增長之間的關系研究[J].國土資源情報，2007（12）

[2]王倩，阮蓉論中國經(jīng)濟增長與石油消費[J].經(jīng)濟師，2007（12）

[3]中華人民共和國國家統(tǒng)計局2014中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2014

[4]高鐵梅計量經(jīng)濟分析方法與建模Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006

[5]李子奈，葉阿忠高等計量經(jīng)濟學[M].北京：清華大學出版社，2000

[6]Hoda HassaballaTesting for Granger Causality between Energy Use and Foreign Direct Investment Inflows in Developing Countries[J].Renewable and Sustainable Energy Reviews，2013

[7]TChang，F(xiàn)Gatwabuyege，RGupta，RInglesi-Lotz，NCManjezi，BDSimo-KengneCausal Relationship between Nuclear Energy Consumption and Economic Growth in G6 Countries：Evidence from Panel Granger Causality Tests[J].Progress in Nuclear Energy，2014