［提要］　本文采用ADF单位根检验、协整回归、格兰杰因果检验，对我国能源消费与经济增长二者之间的相关关系以及因果关系进行检验。得到结论表明，在所研究的时间内，我国能源消费与经济增长二者之间存在协整关系，即长期均衡关系，且能源消费与经济增长之间存在单向格兰杰因。

　　关键词：能源消费；经济增长；相互关系

　　中图分类号：F12　文献标识码：A

　　收录日期：2017年11月2日

　　一、引言

　　全世界任何一个国家的经济发展都需要能源的支撑，即对于能源的消费是国家经济发展的必要消费；能源消费往往也带动经济的发展，经济发展和能源消费二者之间往往呈现正相关的关系。近年来，中国经济经历了连续且快速的增长，然而攀高的能源价格迫切要求经济发展方式与之相呼应。能源消费和经济增长二者之间相互关系的研究对于实施能源节约政策及经济发展方式有着重要的指导意义。

　　自20世纪70年代，大量学者对二者关系进行了研究。Kraft J、Kraft A最早发现美国GDP增长与能源消费二者之间存在的单向因果关系。Ugur、Ramazan（2003）研究发现，在法国、土耳其、日本和德国等国家，能源消费的提升可以促进经济的增长，然而在韩国和意大利两国，其因果关系相反，经济的增长会促进能源消费的提升。

　　在国外学者研究的基础上，国内学者也对我国能源消费与经济增长二者之间的相互关系进行了深入的研究。韩智勇等（2004）得到中国能源消费与经济增长互为格兰杰因的结论。刘凤朝、刘源远（2007）得出能源消费和经济增长间互相促进，彼此间存在正向影响关系。结论不同，其原因主要是：数据时间跨度和类型、模型的设定及统计方法的运用等因素所至。

　　本文研究目标包括：研究近年来我国能源消耗和GDP间是否存在均衡关系、是否存在因果关系；如若二者间存在均衡关系，具体的均衡关系如何表述；依据解释变量之间的数据关系给出分析以及建议。

　　二、能源消费与经济增长相互关系理论

　　本文所用的GDP及能源消费总量两个指标的数据，来自于国家统计局、《中国统计年鉴》。由我国能源消费量与GDP年增长率可以看出，我国能源消费量与GDP增长均为正增长，且除2003年外，其余年份GDP增长率均高于能源消费增长率，即经济增长速度高于能源消费增长速度。

　　（一）协整关系理论。协整分析描述的是一种长期的均衡关系，从变量的数据的生成过程出发，建立合理的模型。研究所涉及的变量，必须是同阶单整的才可以进行协整关系检验，因此首先检验变量是否为同阶单整，进一步在判定变量是否是同阶单整的前提是：序列是否是平稳性的，因此协整分析的第一步是序列平稳性分析和单整检验。本文采用的是ADF单位根检验来检验时间序列的平稳性，通过Eviews进行运算，得到在给定的显著性水平下的t统计量值，与临界值进行对比。

　　（二）因果关系理论。格兰杰因果检验是用来判断变量间是否存在因果关系的方法，原理为：判断变量的过去信息是否有助于解释变量将来变化。检验结果会分为几种情况：情况1，如果变量一的滞后项的统计检验结果小于显著性水平，同时变量二的滞后项的统计检验结果大于显著性水平，则说明存在由变量一到变量二的单向因果关系；情况2，如果变量一的滞后项的统计检验结果小于显著性水平，同时变量二的滞后项的统计检验结果小于显著性水平，变量一、变量二间存在双向因果关系；情况3，如果变量一的滞后项的统计检验结果大于显著性水平，同时变量二的滞后项的统计检验结果大于显著性水平，即变量一、变量二间不存在因果关系。

　　三、能源消费与经济增长相互关系实证分析

　　（一）我国能源消费与经济总量协整分析。我国人口众多、幅员辽阔，因此我国的经济增长对能源消费依赖性强，并且需要的能源数量巨大。因此，下面将从能源消费与经济增长之间的相互关系着手，通过协整分析建立回归方程，以此反映经济总量是如何影响能源消费的。

　　数据取对数后形成的新数据不仅不会影响变量原来的协整关系，而且还可以使关系的趋势线形象化，消除原来序列中存在的异方差现象，所以对GDP、EC进行对数变换，分别以lnGDP、lnEC表示。

　　由单位根检验结果可得出，lnGDP、lnEC的原序列检验的ADF值均大于所有临界值，因此都是非平稳的；二者的一阶差分序列检验的ADF值同样都大于所有临界值，因此也是非平稳的；但lnGDP的二阶差分序列检验的ADF值小于所有临界值，lnEC的二阶差分序列检验的ADF值小于5%、10%的临界值，因此二者的二阶差分序列都是平稳的，也就是两变个量都为二阶单整序列I（2）。因此，在同阶单整的基础上，选用E-G（Engle-Granger）两步法对两个变量进行协整回归，从而估计出两个变量的长期均衡关系。

　　利用软件，以能源消费lnEC作为因变量，lnGDP作为自变量进行估计，其结果如表1所示。（表1）

　　协整方程为：

　　lnEC=5.948957+0.521791lnGDP+et　（1）

　　从检验结果来看，该模型可决系数为0.966，接近于1，说明其拟合优度较好；F值较大，说明模型整体的显著性较好；从各参数对应的p值在给定的显著性水平5%下，可以通过检验，也就是拒绝原假设，认为参数是显著的，是具有代表性的。

　　对（1）式的残差进行单位根检验，残差ADF统计量值为-2.73，大于临界值（显著性5%，t值为-1.97），因此在5%的显著性水平下，拒绝‘残差是不平稳的’的原假设，认为残差序列是平稳的，从而说明变量lnEC与变量lnGDP二者间存在协整关系，因此上述回归方程（式（1））即为长期均衡方程。

　　（二）我国能源消费与经济总量因果关系。为了验证能源消费与经济增长间的因果关系，本文对lnEC和lnGDP进行格兰杰因果检验，采取AIC信息准则确定最优的滞后期2。

　　进行格兰杰因果检验，结果如表2所示。（表2）

　　从表2中可以看出，原假设：“lnGDP不是lnEC的Granger原因”，对应的p值为0.0454，小于0.05，因此在5%的显著性水平下，拒绝原假设，lnGDP是lnEC的格兰杰因；原假设“lnEC不是lnGDP的Granger原因”，对应的p值0.6084，大于0.05，因此在5%的显著水平下，接受原假设，lnEC不是lnGDP的格兰杰因。检验结果可以表明：经济增长是能源消费的格兰杰因，但是能源消费不是经济增长的格兰杰因，即2000～2014年我国能源消费与经济增长二者之间存在单向的因果关系。

　　四、结论及建议

　　本文研究结果表明，我国能源消费与经济增长二者之间存在协整关系，同时能源消费总量与GDP二者之间呈现单向的因果关系，也就是能源消费增长不是经济增长的格兰杰因，但是GDP增长是能源消费增长的格兰杰因。

　　为进一步促进我国能源消费与经济增长二者更好地结合，促进我国发展，可以从以下三个方面入手：一是继续实施转变经济结构、提高能源配置的效率；二是提高能源的利用效率，普及可再生能源的使用；三是对于颁布的有关经济增长与能源消费相关政策实施要严格把关。

　　（作者单位：首都经济贸易大学）

主要参考文献：

［1］杨朝峰，陈伟忠.能源消费和经济增长：基于中国的实证研究［J］.石油大学学报（社会科学版），2005.

［2］贲兴振，杨宝臣.中国能源消费和经济增长的协整关系分析［J］.哈尔滨理工大学学报，2005.4.

［3］韩智勇，魏一鸣，焦建玲，范英，张九天.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析［J］.系统工程，2004.12.

［4］李凤升，孙彦彬，李雪源，蒲雄.能源需求与经济增长关系的均衡分析［J］.科学技术与工程，2011.11.

［5］刘凤朝，刘源远.中国经济增长和能源消费的动态特征［J］.资源科学，2007.

［6］梁经纬.非线性视角下能源消费与经济增长关系研究［J］.天津大学学报，2013.5.

［7］刘悦，杨浩然，谢和均.中国能源消费与经济增长——基于新古典生产函数的研究［J］.中国物价，2011.4.