中国石油消费与经济增长关系的时间序列分析

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第 1 0 卷第 2 期
20 0 8 年 3 月

东 北 大 学 学 报 ( 社 会 科 学 版 ) Journal of Nort heastern University ( Social Science)

Vol. 10 ,No. 2 Ma r. 2 0 0 8

中国石油消费与经济增长关系的时间序列

分析
刘 宏 杰
( 中国社会科学院 财政与贸易研究所 , 北京 　 100836)

摘 　　　 : 随着中国经济的迅速崛起 ,石油消费量不断增加 。分析了中国经济发展过程中石油 要 消费总量的变化趋势 ,并且对 1953 — 2004 年中国经济增长和石油消费状况进行了深入研究 。在 此基础上 ,运用协整理论和 Granger 因果关系检验理论 ,按照不同的时间序列对中国石油消费与经 济增长之间的关系进行了实证分析 。结论表明 :1953 — 2004 年 , 中国石油消费量与经济增长之间 存在协整关系 ,石油消费量的增加是经济增长的原因 ;1978 — 2004 年 ,中国石油消费量与经济增长 之间同样存在协整关系 ,经济增长与石油消费量之间具有显著的单向因果关系 。 关 　 　 : 石油消费 ; 经济增长 ; 协整回归分析 ; 因果关系检验 键 词 中图分类号 : F 069. 9 　　　　 文献标识码 : A 　　　　 文章编号 : 100823758 ( 2008) 0220121206

石油资源是人类社会赖以存在的物质条件之 一 ,是经济发展和社会进步的重要资源 。它不仅 提高了资本 、 劳动力和其他生产要素的生产率 ,而 且其消费量的日益增加对维持一国经济的高速增 长至关重要 。因此 , 石油资源已经成为现代国家 关心的首要问题之一 , 甚至上升到国家安全的高 度 ,直接关系到一国经济的正常运行 。中国是世 界上最大的发展中国家 , 随着经济增长速度不断 加快 , 石油消费量日益增加 。2003 年 , 中国原油 消费超过日本 , 当年原油消费量高达 2. 71 亿吨 , 成为仅次于美国的世界第二大石油消费国[ 1 ] 。 在不断推进的工业化和城市化进程中 , 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 ,正确认识石油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 。 对于石油消费与经济增长之间的关系 , 国内 外学者在此方面的研究并不多见 。Masih ( 1996 ) 等国外学者的研究多集中在能源消费总量与经济 增长之间的经验分析 , 没有从具体的能源资源消 费与经济增长的关系进行定量分析[ 2 - 7 ] 。国内 学者赵丽霞等 ( 1998) 也都是对能源消费与经济增 长等变量之间的关系进行经验研究 , 其研究视角

也仅局限于总量的分析[ 8 - 10 ] 。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 结论 “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 [ 11 业生产总值具有显著的长期均衡调控作用” ] 。 显然 ,国内外学者的研究多针对 GDP 和能源消费 总量进行分析 , 并未从能源结构上来分析其与经 济增长之间的数量关系 , 这就使这一领域的研究 具有一定的局限性 。本文运用协整回归分析和因 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 。通过时间序列分析不仅能够揭示石油消费与 经济增长之间的相关性和因果关系 ,更重要的在于 体现石油资源在中国经济发展过程中的战略性。

一、 中国石油消费和经济增长 状况分析

建国以来 ,中国的经济总量和石油消费都出 现了大幅增长 ( 如表 1 所示) 。中国实际 GDP ( 以 1990 年人民币不变价格计算 ) 由 1953 年的 1 613 亿元增加到 1978 年的 6 580 亿元 ,改革开放后中

收稿日期 : 2007 - 10 - 17 基金项目 : 天津市社会科学基金项目 ( TJ ZZ062022005) 。 作者简介 : 刘宏杰 (1972 - ) ,男 ,河北丰润人 ,中国社会科学院博士后研究人员 ,经济学博士 ,主要从事财政政策与经济增长 、 跨国公 司与国际投资研究 。

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东北大学学报 ( 社会科学版) 　　　　　 　　　　　　　 10 卷 第 油消费量的年均增长速度分别为 8 % 、 % ① , 其 12 中 1978 — 2004 年 , 二 者 年 均 增 长 速 度 分 别 为 9178 % 、126 % ,说明改革开放以后 , 中国石油消 5 费总量的增长小于 GDP 的增长速度 。从石油消 耗强度上来看 ,1953 — 2005 年 , 中国石油消耗强
石油消费量 ( 万吨标准煤)
12 476. 9 11 889. 4 11 730. 7 11 953. 2 12 337. 3 13 112. 6 13 906. 2 14 727. 4 15 809. 5 16 575. 7 16 384. 7 17 746. 9 19 104. 8 21 110. 7 21 356. 2 22 955. 8 25 010. 6 28 110. 8 28 426. 0 30 187. 6 32 053. 1 32 784. 1 35 573. 3 38 804. 1 44 719. 0 45 658. 1 GDP ( 亿元)

国经济增长迅猛 ,2005 年实际 GDP 达到 74 510 亿元人民币 。1953 — 1977 年和 1978 — 2005 年两 个不同历史阶段中国实际 GDP 的年均增长率分 别为 5. 32 % 、 07 % 。1953 — 9. 2005 年 , 中国石油 消费量与中国经济发展呈同向增长趋势 ( 中国 GDP 是以 1990 年人民币不变价格计算 ) 。石油 消费量从 1953 年的 205. 6 万吨标准煤增加到 1978 年的 1. 3 亿吨标准煤 , 再增长到 2005 年的 4. 6 亿吨标准煤 , 年均增长速度分别为 18 % 、 4. 8 % 。从中国实际 GDP 和石油消费总量的年均增 长速度来看 ,1953 — 2004 年 , 中国实际 GDP 和石
石油消费量 ( 万吨标准煤)
205. 6 268. 1 341. 4 422. 4 443. 6 686. 4 981. 0 1 237. 7 1 121. 5 1 091. 6 1 120. 8 1 331. 0 1 946. 8 2 067. 4 1 997. 8 2 227. 0 3 136. 7 4 305. 8 5 519. 4 6 411. 0 7 274. 3 8 309. 8 9 584. 7 11 001. 1 11 832. 0 12 971. 7 12 772. 2

度的平均值为 0. 9 , 其中 1953 — 1977 年中国石油 消耗强度的平均值为 0. 8 ; 1978 — 2005 年中国石 油消耗强度均值为 1. 0 。中国石油消耗强度的变 化趋势呈现明显的倒 V ” “ 字形 , 从 1953 年的 0. 1 上升到 1978 年的 2. 0 , 然后逐渐有所下降 ,2005 年保持在 0. 6 的水平 ( 见图 1) 。
石油消耗强度 ( 吨标准煤/ 万元)
1. 6 1. 5 1. 3 1. 2 1. 1 1. 0 1. 0 1. 0 0. 9 0. 9 0. 9 0. 9 0. 8 0. 8 0. 7 0. 7 0. 7 0. 7 0. 7 0. 7 0. 7 0. 6 0. 6 0. 6 0. 7 0. 6

表1　 1953 — 2005 年中国石油消费量与国内生产总值 年份
1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 GDP ( 亿元) 1 613 1 680 1 795 2 064 2 169 2 631 2 863 2 854 2 075 1 959 2 159 2 554 2 988 3 307 3 119 2 991 3 497 4 175 4 467 4 637 5 003 5 118 5 563 5 474 5 891 6 580 7 080

石油消耗强度 ( 吨标准煤/ 万元)
0. 1 0. 2 0. 2 0. 2 0. 2 0. 3 0. 3 0. 4 0. 5 0. 6 0. 5 0. 5 0. 7 0. 6 0. 6 0. 7 0. 9 1. 0 1. 2 1. 4 1. 5 1. 6 1. 7 2. 0 2. 0 2. 0 1. 8

年份
1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

7 632 8 029 8 759 9 714 11 191 12 702 13 819 15 422 17 165 17 869 18 548 20 254 23 130 26 253 29 561 32 665 35 801 38 951 41 989 44 970 48 568 52 211 56 544 61 916 67 798 74 510

数据来源 : 根据 1954 — 2005 年 《中国统计年鉴》 数据整理得到 ;2005 年数据依据国家统计局 2005 年统计公报国内生产总值增长速 度 9. 9 %计算得到 。

在中国经济增长速度 、 石油消费量和石油消 ② 费弹性系数 中 , 真正进入稳定状态始于改革开 放 。1978 — 1982 年 , 中国经济发展速度加快 , 年 均增长速度为 8 %左右 , 而石油消费量却呈现负 增长 。1983 — 2005 年 ,中国石油消费弹性系数有

所上升 ,2004 年达到最高值 1. 6 ,石油消费量的增 速已超过国民经济增速近 6 个百分点 。23 年中 石油消费弹性系数大于 1 的年份分别为 1989 年 、 1997 年 、 2000 年和 2004 年 ,其余年份中接近 1 的 有 6 个 ,仅 1990 年的石油消费量比上一年有所下

① 文章完稿时只能得到 2004 年中国石油消费量的数据 。 　　②　 油消费弹性系数是反映石油消费增长速度与国民经济增长速度之间比例关系的指标 。

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降 ,所得到的石油消费弹性系数为 - 0. 3 。1978 — 2005 年间 ,中国石油消费量增长速度超过国内生 产总值增长速度的年份是 1997 年和 2004 年 , 其

余年份没有表现出明显的规律性 , 但是从总趋势 看 ,中国石油消费量在逐步上升 ( 见图 2 、 3) 。 图

图1　 中国国民经济发展过程中的石油消耗强度趋势

图2　 1978 — 2005 年中国石油消费量变化趋势

图3　 1978 — 2005 年中国石油消费弹性系数变化趋势

量建立在平稳序列的基础上 , 而对非平稳序列可

二、 石油消费与经济增长之间 的协整关系和因果检验
1. 1953 — 2004 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 ( 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

① 2005 年的数据为国家统计局初步测算的公报数据 ,所以本文的实证部分皆为中国统计年鉴数据 。

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能出现虚假回归现象 , 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 。 本文利用 Augmented Dickey2Fuller ( ADF) 单 位根检验法来检验变量的平稳性 , 即对变量 Zt , 检验 Zt ～ I ( 1) 的原假设 , 也就是检验 Δ Zt 是否平


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东北大学学报 ( 社会科学版) 　　　　　 　　　　　　　 10 卷 第 　　　　R 2 = 0 . 997 813 , s. e. = 0 . 053 627 　　　　 T = 51 ( 1954 — 2004 ) 2 R 为相关系数 ; s. e. 为标准差 ; T 为统计量值 。 若上述变量间存在协整关系 , 则由上式计算 的 U t ( 非均衡误差项) 具有平稳性 。应作如下回 归 , 并进行 A EG 检验有 :
D ( U ) = - 0 . 770 065 U ( - 1) +

稳 [ 12 ] 。ADF 单位根检验过程主要是基于如下的 OL S 回归模型 : Δ Zt =β + α t + α Zt - 1 + 0 0 1
i =1

其中 ,α t 表示线性时间趋势 , 选择滞后阶数使残 0 差为白噪声 。显然 , 检验变量 Zt 中出现单位根的 零假设相当于检验上式中的α = 0 的原假设 。如 1 果 α 显著小于 0 , 则拒绝存在单位根的原假设 。 1 通过对 1953 — 2004 年 ln GDP 、 IL ( 对 GDP 和 lnO 石油消费量取对数) 二变量的 DF 和 ADF 检验可 知 ,二者均为一阶单整序列 , 即 ln GDP ～ I ( 1 ) ,
lnO IL ～ I ( 1) 。 ( 2) 协整回归分析

由于 ln GDP 和 lnO IL 都是一阶单整变量 , 所 以作协整回归并检验二者是否存在协整关系 。 ln GDP = 2 . 377 300 885 + 0. 033 294 593 86 T + ( 5. 103 305) ( 5. 651 654) 0. 681 417 339 6ln GDP ( - 1) + ( 11. 688 37)
0. 489 015 156lnO IL ( 6. 427 973) 0. 567 597 254lnO IL ( - 1) ( - 7. 566 901)

回归方程式

无常数项和时间趋势 有常数项无时间趋势 有常数项和时间趋势

( 3) 因果关系检验

Granger 因果检验法的基本思想是 : 如果 X

的变化应当发生在 Y 变化之前 , 特别地说 X 是引 起 Y 变化的原因 , 则必须满足两个条件 : 第一 , X 应当有助于预测 Y , 即在 Y 关于其过去的回归模 型中 , 添加 X 的过去值作为独立变量 , 应当显著 地增加回归模型的解释能力 ; 第二 , Y 不应当有

滞后期
2

显然 ,在接近 10 %的水平上拒绝了 lnO IL 不 “ 是 ln GDP 的 Granger 原因” 的原假设 ,接受了石油 消费量与实际 GDP 之间存在因果关系的结论 。

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6 βΔ Z
t

m

t- i

+ε t

( 1)

( - 4. 903 117) 0. 241 143 D ( U ( - 1) ) ( 1. 716 871)
R
2 2

( 3)

= 0 . 351 348 , s. e. = 0 . 047 259

DW = 2 . 003 926 , T = 49 ( 1956 — 2004 )
R 为相关系数 ; s. e. 为标准差 ;DW 为 DW 统计

量值 ; T 为 T 统计量值 。 在协整回归方程中已经包含了位移项和时间 趋势项 ,因此协整关系检验中就不必再包含此两 项 。DW = 2. 003 926 说明上式中的残差序列不 含自相关 。由于这是以残差为基础的协整检验 , 且回归式中含有 D ( U ) 的滞后项 ,根据残差稳定 性检验结果可以看出 ,变量之间存在协整关系 ( 如 表 2) 。通过式 ( 2) 可知 ,当期石油消费量每增加 1 单位 ,实际 GDP 发生 0. 49 单位的变化 。

( 2)

表2　 1953 — 2004 年石油消费量与实际 GDP 协整方程残差单位根检验结果
A EG 检验 - 4. 903 117 - 4. 851 746 - 4. 803 615 10 %显著水平 - 1. 619 3 - 2. 598 3 - 3. 180 4 5 %显著水平 - 1. 947 4 - 2. 921 5 - 3. 502 5 1 %显著水平 - 2. 610 0 - 3. 568 2 - 4. 154 0

结　 论 平　 稳 平　 稳 平　 稳

助于预测 X , 如果 X 有助于预测 Y , 同时 Y 也有 助于预测 X , 很可能存在着一个或几个其他的变 量 , 它们既是引起 X 变化的原因 , 也是引起 Y 变 化的原因 。利用 Granger 因果关系检验的基本原 理 ,通过 Eviews 3. 1 软件对 ln GDP 和 lnO IL 之间 的因果关系进行分析 ,结果见表 3 。

表3　 1953 — 2004 年石油消费量与实际 GDP 之间的因果性关系检验结果 样本数
50 Granger 因果关系检验 lnO IL 不是 ln GDP 的 Granger 原因 ln GDP 不是 lnO IL 的 Granger 原因
F 统计量

概率 P
0. 067 71 0. 238 36

结　 论 拒　 绝 接　 受

2. 860 20 1. 480 64

可以认为 ,1953 — 2004 年 , 中国石油消费量对经 济增长具有显著的 Granger 因果关系 , 而经济增 长对石油消费量的因果关系却不是很显著 。


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2. 改革开放后中国石油消费量与经济增长

　　　R 2 = 0 . 995 643 , s. e. = 0 . 049 593 　　　 T = 27 ( 1978 — 2004 ) 若上述协整关系存在 , 则 U t 应该具有平稳 性 。作如下回归并进行 A EG 检验有 : D ( U ) = - 0 . 504 048 U ( - 1) + ( - 4 . 189 640 ) ( 5) 0 . 673 380 D ( U ( - 1) ) ( 4 . 354 167 )
R
2

之间的协整分析与因果检验 ( 1) 单位根检验 改革开放后 ,中国的国内生产总值增长迅速 , 年均增长速度达 9. 78 % ; 石油消费的年均增长速 度为 5. 26 % , 国民经济在低石油消费中稳步增 长 。国内生产总值通过 GDP 指数进行平减消除 物价因素之后 ,与上文中的分析基本相同 ,1978 — 2004 年中国石油消费量与实际 GDP 序列均为非 平稳序列 ,但它们都是二阶单整序列 ,即 ln GDP～ I ( 2) ,lnO IL ～ I ( 2) 。 ( 2) 协整分析 利用上文中的分析方法可以得到 : ln GDP = 5 . 963 485 876 + ( 6 . 402 642 ) 0 . 078 974 904 4 T + ( 14 . 707 74 )
0 . 228 057 155 4lnO IL ( 2 . 242 877 )
( 4)

= 0 . 533 460 , s. e. = 0 . 026 847

DW = 2 . 272 816 , T = 25 ( 1980 — 2004 )

表4　 1978 — 2004 年石油消费量与实际 GDP 之间的因果性关系检验结果 滞后期
2

样本数
25

Granger 因果关系检验

lnO IL 不是 ln GDP 的 Granger 原因 ln GDP 不是 lnO IL 的 Granger 原因

可 以 看 出 , 拒 绝“ln GDP 不 是 lnO IL 的
Granger 原因” 的原假设 ,接受了实际 GDP 与石油

消费量之间存在因果关系的结论 。根据检验结果 可知 ,1978 — 2004 年间 , 中国经济增长对石油消 费量具有显著的 Granger 因果关系 , 而石油消费 量却不是经济增长的 Granger 原因 。

三、 结论与建议
(1) 建国以来 , 中国的经济总量和石油消费

均出 现 大 幅 增 长 。在 1953 — 1977 年 和 1978 —
2005 年两个不同历史阶段 , 中国实际 GDP 的年

均增长速度分别为 5. 32 % 、 07 % , 石油消费量 9. 年均增速分别为 18 % 、 8 % 。但是 ,中国经济从 4. 根本上还没有摆脱粗放型经济增长方式 , 单位 GDP 的能耗很高 , 个别行业的能源利用效率极 低 , 与集约型经济发展的要求还有很大的差距 。 我国要加快经济增长方式的转变 , 不断调整产业 结构 。转变经济增长方式 , 能够使各行业对石油 资源的消耗变得更加集约 。石油问题已成为中国

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根据残差稳定性检验结果可知 , 国内生产总 值和石油消费量之间存在着协整关系 , 当期石油 消费量每增加 1 单位 , 实际 GDP 便会产生 0123 单位的增量变化 。 ( 3) 因果检验
F 统计量

利 用 Granger 因 果 关 系 检 验 原 理 , 通 过 Eviews 3. 1 软件进行分析 ,可以得到表 4 的结果 。

概率 P

结　 论 接　 受 拒　 绝

0. 219 10 9. 898 07

0. 805 15 0. 001 03

经济发展的战略问题 ,随着中国工业化 、 城市化进

程的加快以及居民消费结构的升级 , 石油这一清 洁、 高效能源将会发挥越来越重要的作用 。在国 内石油资源供求矛盾突出的情况下 , 要逐步改变 单一的石油进口策略 , 鼓励中国石油企业大力实 施 “走出去” 战略 ,积极开展对外直接投资 ,充分利 用国际石油资源 , 是缓解中国石油资源紧张状况 的有效途径 。 (2) 通过对 1953 — 2004 年中国石油消费与 经济增长的分析可知 , 二者之间具有明显的协整 关系 。当期石油消费量每增加 1 单位 , 实际 GDP 便会发生 0. 49 单位的变化 。就因果关系检验而 言 ,中国石油消费量与经济增长之间具有显著的 单向因果关系 , 石油消费量的增加是国民经济持 续增长的原因 。在 1978 — 2004 年间的协整分析 中 ,中国石油消费量与实际 GDP 之间存在长期协 整关 系 , 当 期 石 油 消 费 量 每 增 加 1 单 位 , 实 际 GDP 发生 0. 23 单位的增量 。从因果检验看 , 改 革开放后中国的国民经济增长对石油消费量具有 显著的因果关系 , 而石油消费量却不是经济增长


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东北大学学报 ( 社会科学版) 　　　　　 　　　　　　　 10 卷 第
do ? categoryId = 6848 &content Id = 7033471. [2 ] Masih A M , Masih R. Energy consumption , real income and on cointegration and error2correction modeling techniques[J ] . Energy Economics , 1996 ,18 :165 - 183. consumption and GDP : empirical evidence from Malawi [J ] . Energy Economics , 2004 ,26 :61 - 68. conflicting results [J ] . Energy Economics , 2004 ,26 : 977 983. evidence from Asian developing countries [ J ] . Economics , 2000 ,22 :615 - 625. Greece[J ] . Energy Economics , 2002 ,24 :319 - 336. 2004 ,26 :973 - 981. 1998 (6) :34. 2001 (10) :38. temporal causalit y : results from a multi2country study based Shyamal P , Bhattacharya R N. Causality between energy consumption and economic growt h in India : a note on tion , energy prices and economic growt h : time series Energy Oh W , Lee K. Energy consumption and economic growt h in Korea : testing t he causality[J ] . Journal of Policy Modeling ,

的 Granger 原因 。这说明经济增长和石油消费量 之间存在着单向因果关系 , 即经济增长是石油消 费量增加的原因 。由于石油业与国民经济各行业 存在着密切的关联 , 中国重化工业阶段对石油资 源耗费最多的产业是石化 、 钢铁 、 运输等行业 , 而 这些产业恰恰支撑着当前中国经济的发展 。因 此 ,中国应该着力进行产业结构调整 ,实现产业结 构的轻量化和高级化 。在这一调整过程中 , 应该 使第二产业比重有所下降 , 第三产业的比重不断 增加 ,使有限的石油资源更多地流向能耗较低的 第三产业 ,在国民经济发展中发挥更大的作用 。 ( 3) 中国石油消费与经济增长之间的关系具 有不确定性 。从总体上看 , 石油消费量与经济增 长之间的正相关性毋庸置疑 。在因果关系方面 , 两个不同时间序列反映了不同的时代特征 , 得出 完全相反的结论 。1953 — 2004 年长序列既包含 35 年封闭的计划经济时期又包括改革开放的新 经济增长时期 , 而且封闭时期的经济特点不可避 免地有其历史惯性 , 会延续到改革开放之后的较 长一段时期 ,使这一时期不可能准确概括中国经 济的发展特点 。因此 ,笔者认为 ,研究中国石油消 费与经济增长之间的关系要把两个不同的时间序 列有机地结合起来 , 才能全面认识二者之间的本 质联系 。 参考文献 :

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张晓峒 . 计量经济学分析 [ M ] . 北京 : 经济科学出版社 ,

( Institute of Finance and Trade Economics , Chinese Academy of Social Sciences , Beijing 100836 , China)

Abstract : Wit h t he rapid development of China’ economy ,t he oil consumption is increasing by leaps and s bounds. Analyzing t he great change in oil consumption , an in2dept h investigation was done for t he relation between oil consumption and economic growt h in t he period 1953 — 2004. Then , t he cointegration t heory and Granger causality test were int roduced into t he investigation to make an empirical analysis in time series to verify t he oil consumption in relation to GDP. It was t herefore found t hat t here was a cointegration relation between China’ oil consumption and GDP f rom 1953 to 2004 and t hat t he former was t he cause of s t he latter but , f rom 1978 to 2004 , GDP showed obviously an one2way causality in t he cointegration relation between it and oil consumption. Key words : oil consumption ; economic growt h ; regression analysis of cointegration ; causality test ( 责任编辑 : 王 　 ) 薇
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Time2dependent Analysis of Relation Between Oil Consumption and Economic Growt h in China
L I U Hong2jie

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  本文关键词：中国石油消费与经济增长关系的时间序列分析，由笔耕文化传播整理发布。