一、中国能源消费状况
１９５３ 年， 中国开始实施第 一 个 五 年 计 划 ， 除 大 力发展能源工业外， 重点发展了高能耗的重工业， 这 一 时 期 的 能 源 消 费 弹 性 系 数 在 １．７￣３．６ 的 高 位 区 间。１９５８—１９６０ 年， 中 国 能 源 消 费 增 长 迅 速 ， 经 济 “大跃进”发展战略使能源大量消耗和浪费， 三年的 能源消费增长速度分别为 ８２％、３６％和 ２６％， 而经济
无因果关系， 长期中二者之间是单向因果关系， 即 ＧＤＰ 的增长促进能源消费的增加。”［８］目前有一些中 国学者对能源消费与经济增长等变量之间的关系进 行了实证研究。赵丽霞等（ １９９８） 利用 Ｃｏｂｂ－ Ｄｏｕｇｌａｓ 生产函数，“揭示了中国能源与经济增长之间存在的 相关性， 表明能源已成为中国经济增长过程中不可 完全替代的限制性生产要素。”［９］。林伯强（ ２００１） 利 用 Ｊｏｈａｎｓｅｎ 多 变 量 方 法 考 察 了 中 国 能 源 消 费 与 ＧＤＰ 等经济变量之间的长期关系， 实证结果表明： “能源总消费、ＧＤＰ、能源价格及结构变化之间存在 长期的关系。”［１０］马超群等（ ２００４） 对中国能源消费与 经济增长进行了实证研究， 得出：“ＧＤＰ 分别与总能 源消费、煤炭消费之间存在协整关系 ， 而 ＧＤＰ 与石 油、天然气和水电之间无协整关系。”［１１］ 范雪红等 （ ２００５） 对总能源消费与经济增长进行了分析， 认为 “２０００ 年以前中国能源消费与经济增长之间呈现出 一种负相关的关系， ２０００ 年以后， 中国能源消费与 经济增长之间呈现出一种正相关的关系。”［１２］王海鹏 等 （ ２００５） 运 用 协 整 理 论 分 析 了 电 力 消 费 与 中 国 ＧＤＰ 之间的长期 均 衡 关 系 ， 得 出“ 中 国 电 力 消 费 与 经济增长之间 存 在 着 长 期 均 衡 的 协 整 关 系 。 ”［１３］此 外， 倪铮等（ ２００５） 从产业层面对中国石油消费进行 了模型分析， 得出“采用分不同产业的误差修正模型 来预测石油消费量能够充分反映出国内产业结构的
变动对石油消费量的影响， 并且国内生产总值中第 二产业生产值具有显著的长期均衡调控作用。”［１４］
上述研究多针对 ＧＤＰ 和能源消费总量进行分 析， 并未就具体的能源消费与国内生产总值之间的 关系分别进行定量研究。国内学者对中国石油消费 与经济增长之间的关系进行实证研究较少， 对不同 的时间序列进行协整分析更是不多见。本文运用协 整理论和因果关系检验两种计量分析方法， 深入研 究不同时间序列条件下中国石油消费与经济增长之 间的关系。
在中国能源消费中， 由于石油工业的产业链延 伸到国民经济各个部门， 对中国经济发展有很强的 瓶颈制约作用， 因此， 本文以石油资源为例， 深入研 究中国石油消费与经济增长之间的关系。
二、石油消费与经济发展之间的协整关 系和因果检验
对于能源消费与经济增长的关系， 国对六个亚洲国家 能源消费和 ＧＤＰ 关系的分析中发现，“六个国家中 印度、巴基斯坦、印度尼西亚三个国家的能源消费与
刘宏杰 １， 邱立成 ２
（ １．中国社会科学院 国家经济研究所， 北京 １００８３６； ２．南开大学 经济学院， 天津 ３０００７１）
摘 要： 能源是人类社会存在和发展的先决条件， 是国民经济增长的重要物质基础。随着中国经济的迅速崛起，
能源消费量不断增长。从对中国能源消费状况进行深入分析的基础上， 运用协整理论和 Ｇｒａｎｇｅｒ 因果关系检验
ΔＬＮＧＤＰ、ΔＬＮＯＩＬＣ（ 如图 １） 。ＬＮＧＤＰ、ＬＮＯＩＬＣ 表现 同理， 对表 ２ 进行单整检验分析， 可知 ＬＮＯＩＬＣ～（Ｉ １） 。
出明显的非平衡性， 其差分序列表现出平稳的特征。
２． 协整回归分析
因此对以上两个时间序列进行协整分析之前， 首先
由于 ＬＮＧＤＰ 和 ＬＮＯＩＬＣ 都是一阶单整变量， 故
（ ３．０７１８８６） ＊
（ ３．０３４８６３）
Ｄ（ ＬＮＧＤＰ， ２） ＝ － ０．３２２２４５Ｄ（ ＬＮＧＤＰ（ － １） ）
（ － ２．９９７３６７） ＊
Ｄ（ ＬＮＧＤＰ， ２） ＝ － ０．４０１０９７Ｄ（ ＬＮＧＤＰ（ － １） ） ＋ ０．２２５４６３ Ｄ（ ＬＮＧＤＰ（ － １） ， ２）
经济发展之间存在协整关系， 而马来西亚、新加坡和 菲 律 宾 的 两 变 量 之 间 则 不 存 在 协 整 关 系 。 ”［３］Ａｓａｆｕ－ Ａｄｊａｙｅ 和 Ｊｏｈｎ（ ２０００） 对 印 度 、印 度 尼 西 亚 、菲 律 宾 和泰国的能源消费与收入之间的因果关系进行了检 验， 结果表明，“印度和印度尼西亚两国的能源与收 入之间的关系是单向因果关系， 而菲律宾和泰国两 国能源与收入之间是双向因果关系， 能源与收入之 间存在着相关关系。”［４］Ｈｏｎｄｒｏｙｉａｎｎｉｓ（ ２００２） 通过实 证研究得出：“希腊的能源消费、ＧＤＰ 和能源价格三 变量之间存在着长期均衡关系。”［５］Ｊｕｍｂｅ 和 Ｃｈａｒｌｅｓ （ ２００４） 对马拉维的电力消费和 ＧＤＰ 关系进行了分 析， 得出“电力消费与 ＧＤＰ 之间存在协整关系， 但是 从产业角度来看， 电力消费与农业总产值之间却不 存在长期均衡关系。”［６］Ｐａｕｌ 等（ ２００４） 认为：“印度的 能源消费量与经济增长之间的关系进行 Ｇｒａｎｇｅｒ 因 果检验， 结果发现二者之间具有明显的双向因果关 系。”［７］此外， Ｗａｎｋｅｕｎ 和 Ｋｉｈｏｏｎ 通过对研究发现， “利用 １９８１—２０００ 年时间序列模型分析韩国的能源 消费与经济增长之间的关系， 得到短期内二者之间
引言
世界上没有哪一个国家能够在能源供应不足的 情况下， 维持国家实力的稳定上升。”［１］因此， 能源成 为现代国家关心的首要问题之一， 能源战略自然也 就成为世界各国经济发展战略的重要组成部分。中 国是世界上最大的发展中国家， 同时也是第二大能 源生产国和消费国， 在不断推进的工业化和城市化 进程中， 能源问题（ 特别是石油问题） 愈来愈成为中 国经济发展和社会进步的瓶颈。因此， 正确认识能源 消费与经济增长之间的关系， 实现二者之间的协调 发展， 是开放的中国所面临和必须解决的重要课题。
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
经济增长之间存在正相关关系和单向因果关系。
关键词： 能源消费； 经济增长； 协整； Ｇｒａｎｇｅｒ 因果检验
中图分类号： Ｆ０４５．３２
文献标识码： Ａ
文章编号： １００７－ ２１０１（ ２００８） ０１－ ００１６－ ０６
１９５４—１９７８ 年， 有 １６ 个年份的能源消费弹性 系数大于 １， 说明在建国初期至改革开放前这段时 间里， 粗放的经济增长方式使中国的能耗增长速度 高于经济增长速度。１９７９ 年， 中国的能源消费弹性 系数开始下降到 １ 以下， 一直保持到 ２００１ 年。２００２ 年， 中国能源消费弹性系数小于 １ 的状况出现逆 转， 到 ２００５ 年， 中国能源消费弹性系数分别为 １．２、 １．６、１．６ 和 １．３。可以看出， 无论从能源消费弹性还是 能耗强度方面均表现为粗放型经济增长迹象， 重工 业发展特征相当明显。从能耗强度来衡量， １９８１—
１６
宏观经济
刘宏杰， 邱立成 中国能源消费与经济发展关系的时间序列分析
２００３ 年 中 国 的 能 耗 强 度 是 美 国 和 日 本 的 ５ 倍 、１３ 倍， 中国的能源利用效率甚至低于印度， 处于相当落 后的水平①。从行业上看， 中国电力、钢铁、石化、轻 工、纺织、化工、有色金属等 ８ 个行业主要产品平均 能耗比国际先进水平高 ４０％； 钢、水泥 、纸 和 纸 板 的 单 位 产 品 综 合 能 耗 比 国 际 先 进 水 平 分 别 高 ２１％ 、 ４５％和 １２０％； 机动车油耗水平比欧洲高 ２５％以上， 比日本高 ２０％。这些指标反映了目前中国能源使用 浪费、能源利用效率低的事实。与 ２００４ 年相比， ２００５ 年中国主要原材料消费中 ， 钢 材 ４．０ 亿 吨 ， 增 长 ２０．１％； 氧 化 铝 １ ５６１ 万 吨 ， 增 长 ２１．７％ ； 水 泥 １０．５ 亿吨， 增长 ９．０％。万元 ＧＤＰ 能 耗 ２．９８ 吨 标 准 煤 ， 比上年增加 ３％。
（ 一） １９５３—２００４②年中国石油消费与经济增长 之间的协整分析与因果检验
１． 单位根检验 计量经济学的经典模型是把回归方程中的变量 建立在平稳序列的基础上， 而对非平稳序列可能出 现虚的假回归现象， 传统的经典模型不能对此进行 准确的分析。因此， 协整分析把非平稳变量的长期均 衡和短期动态的变化有机地结合起来， 是一种有效 的分析方法。
（ ５．１０３３０５） （ ５．６５１６５４）
（ １１．６８８３７）
（ ６．４２７９７３）
（ － ７．５６６９０１）
Ｒ２＝ ０．９９７８１３
ｓ．ｅ．＝０．０５３６２７
Ｔ＝５１ （ １９５４－ ２００４）
序号 （ １）
（ ２）
（ ３）
表 １ ＬＮＧＤＰ 的单整性检验
ＤＦ 或 ＡＤＦ 回归
Ｄ（ ＬＮＧＤＰ） ＝０．００５５０８ＬＮＧＤＰ（ － １） ＋０．４０４５５８Ｄ（ ＬＮＧＤＰ（ － １） ）
２００８ 年１ 月 河第北２９经卷贸大第学１ 学期报（ 双月刊）
○ 宏观经济
河北经贸大学学报 Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｈｅｂｅｉ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｔｒａｄｅ
Ｊａｎ．２００８ ２００Ｖ８ ｏ年ｌ．２第９ Ｎ１ ｏ期．１
中国能源消费与经济发展关系的时间序列分析
— ——以石油资源为例
要检验变量的单整性。对 ＬＮＧＤＰ、ＬＮＯＩＬＣ 的 ＤＦ 和 可按 ＥＧ 两部法做协整回归并检验二者是否存在协
ＡＤＦ 检验见表 １、表 ２。在表 ２ 对 ＬＮＧＤＰ、ＬＮＯＩＬＣ 整关系。
的检验中， 函数（ １） 是对 ＬＮＧＤＰ 的 ＡＤＦ 检验， 由于