我国能源需求的协整误差校正模型分析
协整与误差修正模型的研究
协整与误差修正模型的研究第一部分协整理论概述 (2)第二部分误差修正模型介绍 (4)第三部分协整与误差修正关系 (7)第四部分模型构建与检验方法 (9)第五部分实证分析应用案例 (13)第六部分结果解释与经济含义 (16)第七部分模型局限性与改进方向 (18)第八部分研究展望与未来趋势 (22)第一部分协整理论概述协整理论概述在经济学和金融学中，我们常常遇到时间序列数据之间的长期均衡关系。
然而，在实际经济活动中，这种均衡关系并不总是能够得到严格的保持，而是存在着一定程度的波动和偏差。
为了解决这一问题，经济学家们提出了协整理论。
协整理论是指两个或多个非平稳的时间序列之间存在一种长期稳定的关系。
换言之，即使各时间序列本身是随机游走的过程，它们之间也可能存在一个稳定的线性组合，使得这个组合呈现出平稳性质。
协整理论的发展为研究经济变量之间的长期动态关系提供了一个强有力的工具。
协整理论的核心思想是由 Engle 和Granger 于1987 年提出的。
他们认为，如果两个非平稳的时间序列之间存在协整关系，则这两个时间序列可以通过一个线性组合达到长期均衡状态，且这个线性组合具有零均值、有限方差和恒定自相关等特性。
在这个意义上，我们可以将协整关系看作是一种长期均衡关系的表现形式。
为了检验两个时间序列之间是否存在协整关系，Engle 和 Granger 提出了一种两步法：首先检验每个时间序列是否为非平稳过程；然后，如果这两个时间序列都是非平稳过程，再通过回归分析来检验它们之间是否存在协整关系。
这种方法被称为 Engle-Granger 两步协整检验。
除了 Engle-Granger 两步协整检验之外，还有许多其他的方法可以用来检验协整关系，例如 Johansen 检验和 Pedroni 检验等。
这些方法都可以有效地帮助我们确定不同时间序列之间的协整关系。
协整理论不仅用于检验不同时间序列之间的长期均衡关系，还可以用于构建误差修正模型。
协整分析与误差修正模型
单整阶数是使序列平稳而差分的次数。一般 而言，表示存量的数据，如以不变价格测算的 资产总值、储蓄余额等存量数据经常表现为2阶 单整I(2) ；以不变价格表示的消费额、收入等 流量数据经常表现为1阶单整I(1) ；而像利率、 收益率等变化率的数据则经常表现为0阶单整
I(0) 。
时间序列 的平稳性检验方法—单位根检验
因此计量经济模型的建立首先要进行经济变 量之间是否具有协整关系的检验。因此现代计量 经济建模的步骤一般包括： 一、经济（金融）变量的平稳性检验 二、经济（金融）变量的协整检验 三、协整方程及误差修正模型的建立及实证结
果分析
一、经济变量的平稳性检验
在建模过程中广泛使用的是时间序列数据，因此 这里我们称为时间序列的平稳性检验。 设时间序列 ｛Xt｝满足下列条件： （1）均值E （ Xt ）是与t无关的常数 （2）方差Var（ Xt ）是与t无关的常数
若所构建模型估计结果不能通过上述某个方面的 检验，我们有必要考虑前面几个步骤是否存在 问题并重新建立模型；若能通过检验，则可进 一步进行计量模型的应用阶段。
步骤5：模型应用。若模型能够通过检验，则说 明所构建的计量模型具有适用性，这样就可以 将模型应用于特定的研究。通常所构建的模型 主要有以下三个方面的应用：
2.统计检验在于检验模型的统计性质。主要 包括拟合优度检验、整体方程的显著性检验 和变量的显著性检验。 3.计量经济学检验，包括模型的序列相关性 检验、异方差性检验和多重共线性检验等。 4.模型预测检验，主要检验模型参数估计量 的稳定性，模型是否可以用于样本观测值以 外的范围；如果建模的目的用于对未来进行 预测，还要做模型的预测性能检验）。
因此，判断一个序列是否平稳，可以通过检验 是
否严格小于1来实现。也就是说： 原假设H0： =1，备选假设H1： < 1 从方程两边同时减去 yt-1 得，
第4讲 协整与误差修正模型
现在的问题是：何原因造成的残差序列自相关？ 首先，模型没问题，因散点图呈线性关系。 其次，遗漏重要解释变量了吗？需要考虑政策变量吗？ 再次，是滞后性吗？需要考虑前期收入对即期消费的影响吗？ 有人做过研究：如用年度数据，发现前期收入比当期收入对消费的 影响都大。 最后，看时序图：
不难看出：x和y有明显共同趋势，需检验是否存在协整关系。 下面我们用EG两步法： 第一步：构建协整回归（见前） 第二步：对e做单位根检验 定义：genr e=y-yf，对e做单位根检验：
第4 讲
一、协整关系
协整与误差修正模型(ECM)
协整模型常用在经济学领域分析相关变量的长期均衡关系，也常 被用来分析金融中的套利等。自从20世纪90年代以来，国际著名杂志 发表了大量的相关文章。 协整分析是基于非平稳序列基础之上，而利用非平稳序列进行回 归，经常出现伪回归。而另一种情况却是更有应用价值的协整关系。
对二者取自然对数后进行单位根检验，发现在10%的水平下都不能拒 绝变量含有单位根。
如果暂时忽略非平稳性，直接设立以下回归方程，即 cont=c+βinct+et
回归后得：cont=−0.167+1.008inct
R2=0.998，且各系数也具有统计显著性。 试问：是不是伪回归呢？
为此，考察：et=cont − c − βinct
1 3 y x 是误差修正项，即（1） 可见（3）即为ECM模型，其中 (1 2 ) 中ecm 。
如果 xt 和 yt 间存在长期均衡关系，即 y ax ，则上述（3）式中 的ecm 正好可以改写成： 1 3
y
(1 2 )
x
可见，短期波动 yt 的影响因素有二：
第二步：做回归 （1）建立回归方程
“协整与误差修正模型”基本内容
“协整与误差修正模型”基本内容Abstract本部分我们要介绍时间序列计量经济学模型中的“协整与误差修正模型”内容。
对于时间序列数据而言，若其为非平稳的，那么我们无法使用经典的回归模型，而若变量之间是协整关系(即它们之间有着长期稳定的关系)，那么经典的回归模型方法仍然是valid。
简单差分未必能解决非平稳时间序列的所有问题，因此误差修正模型也就应运而生了。
Problem:对于时间序列数据，如果通过平稳性检验为非平稳序列，能否建立经典计量经济学模型？Answer:需要对模型采用的非平稳时间序列进行协整检验。
一、长期均衡关系与协整经济理论指出，某些经济变量间确实存在着长期均衡关系这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制。
假设和之间的长期“均衡关系”由下式描述：其中,是随机干扰项。
值得注意的是,在期末，存在下述三种情形之一：(1) 等于它的均衡值,即.(2) 小于它的均衡值,即.(3) 大于它的均衡值,即.注意到,如果正确地提示了与之间的长期稳定的"均衡关系",则意味着对其均衡点的偏离从本质上来说是"临时性"的，这个时候自然假设随机干扰项必须是平稳序列。
另外，非平稳的时间序列，它们的线性组合也可能成为平稳的。
Definition3.1一般地,如果序列都是阶单整的,存在向量,使得,其中,则认为序列是阶协整，记为,为协整向量。
注：(1)如果两个变量都是单整变量，只有它们的单整阶相同时，才有可能协整；(2)三个以上的变量，如果具有不同的单整阶，有可能经过线性组合构成低阶单整变量。
阶协整的经济意义：两个变量，虽然具有各自的长期波动规律，但是如果它们是阶协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。
二、协整的检验1.两变量的Engle-Granger检验(1987年恩格尔和格兰杰提出的两步检验法/EG检验法)(1,1)阶协整最令人关注，EG检验法正是为了检验两个均呈现1阶单整的变量是否为协整的。
第七讲协整分析与误差修正模型资料
假设Yt=0+1Xt+t式中的X与Y是I(1)序列， 如果该式所表述的它们间的长期均衡关系成立的 话，则意味着由非均衡误差
t Yt 0 1 X t （*）
一、格兰杰因果关系检验
• 自回归分布滞后模型旨在揭示：某变量的变化 受其自身及其他变量过去行为的影响。
• 然而，许多经济变量有着相互的影响关系
GDP
消费
问题：当两个变量在时间上有先导——滞后关系 时，能否从统计上考察这种关系是单向的还是双 向的？
即:主要是一个变量过去的行为在影响另一个变 量的当前行为呢？还是双方的过去行为在相互影 响着对方的当前行为？
• 显然，I(0)代表一平稳时间序列。
• 现实经济生活中:
1)只有少数经济指标的时间序列表现为平稳的，如 利率等;
2)大多数指标的时间序列是非平稳的，如一些价格 指数常常是2阶单整的，以不变价格表示的消费 额、收入等常表现为1阶单整。
例 中国支出法GDP的单整性。
经过试算，发现中国支出法GDP是1阶单整的，适 当的检验模型为：
进行检验时，拒绝零假设H0：=0，意味着误 差项et是平稳序列，从而说明X与Y间是协整的。
• 例 检验中国居民人均消费水平CPC与人均国
内生产总值GDPPC的协整关系。
在前文已知CPC与GDPPC都是I(2)序列， 而它们的回归式：
CPCt 49.764106 0.45831 GDPPC t R2=0.9981
2GDPt 1174 .08 261 .25t 0.495 GDPt1 0.966 2GDPt1
中国能源需求长期均衡和短期波动的协整分析
第３ ９卷 增 刊 ２０ ０ ６年 ６月
天 津
大
学
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பைடு நூலகம்报
Ｖｏ ． ９ Ｓ ｐ ｌ １３ ｕ ｐ
Ｊ ｕ ｎ ｌ ｆ ｉｎｉ ｎｖｒｉ ｏ ｒａ ａ ｊ Ｕ ｉｅｓ ｙ ｏＴ ｎ ｔ
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中国能源需求长期均衡和 短期波动 的协整分析
ｓｕｃｓｂ ｍ ｉｃ ｅ ｏ ｓａ ｏ ， ｖｌ ， ｏｋ ｕ ｉ ｏｒｅ，ｙｅ ｐ ａ ｄｍ ｎｔ ｔ ｎ ｉ ｏ ｅ ｗ ｒｓ ｔ ｔ ｉ ｒｌ ｒｉ ｎ ｖ ｏ ｗ ｈ：Ｇｏｓ ｏ ｅｔ ｒ ｕｔ（ Ｄ ） ｔ ａ ｐｐ ｌ ｒ ｍ ｓｃＰｏ ｃ Ｇ Ｐ ， ｏ ｏｕａ ｓＤ ｉ ｄ ｔ ｌ －
中国能源供需面临严峻的挑战【 ， ｌ 近年来 中国能源消
费总量出现的下降更使得能源与经济关系的真实性以
ｏ ｒｏ －ｏｒ ｃｉｎ ｆｒｅ ｅｇ ｏ ｒｅ ｎ Ｃｈｎ ｓｅ ｔｂｉｈ ｄ． ｈ ａ ｔｒ ｆ ｃｉｇ ｓ ｐ ｙ ａ ｄ ｄ ｍａ ｄ ｏ ｎ ｒ ｆｅｒ ｒｃ ｒｅ ｔ ｏ ｎ ｒ ｓ ｕ ｃ ｓｉ ｉａ ｉ ｓａ ｌ ｅ Ｔ ｅ ｆｃｏｓ ｅ ｅ ｔ ｕ ｐ ｎ ｅ ｎ ｆｅ ｅ ｇ ｏ ｙ ｓ ｎ ｙ
ｔ ｎ，ｉ ｄ ｔ ａ ｔｕ ｔ ｒ ｈ ｎ ｅ ，ｃ ｎ ｕ ｔ ｎ ｓｒ ｃｕ ｅ ｃ ａ ｇ ｓ ｎ ｉｉ ｃ ｎ ｕ ｔ ｎ ｌｖ １ ｉ ｏ ｎ ｕｓｒｌ ｓｒ ｃｕ ｅｃ ａ ｇ ｓ ｏ ｓ ｍｐｉ ｔｕ ｔ ｒ ｈ ｅ ，ａ ｄ ｃｖｌ ｏ ｓ ｍｐｉ ｅ ｅ．Ｔｈ ｓ ａ ｉ ｌｓ ｉ ｏ ｎ ｏ ｅ ｅｖ ｒａ ｅ ｂ
用于能源需求分析的方法主要有部 门分析法 、 弹 性系数法、 时间序列分析法 、 投入产出分析法 等 Ｊ ， 这些方法在实际应用时通常都要求所分析的时间序列
中国工业化进程中能源消费变动的实证分析——基于协整检验与误差修正模型
工业格局呈 现出较 明显 的重 化工业 比重 增 大的特 点。总体 来
说 ， 国自建 国以来 ， 我 高耗 能的重工业一直处 于核 心地位 ， 工业
１ 引 言
业产值剧降 ） 建 国以来 我 国工业 行业 产值基 本呈不 断上 升 的 ， 趋势 ， 随着我 国工业 化进 程 的推进 ，００年后工 业产值 占 Ｇ Ｐ ２０ Ｄ 更是超过 ５ ％ ， 明工业逐渐 占据 国民经济的主导地位 。 ０ 说
２ 相 关研 究 及 不 足
能源是社会发展 的重要物质基础 ， 一个 国家 的经济发展 离 不开能源的支持 。在经济全球化 的今 天 ， 能源紧缺 和随之 而来 的能源价格 上涨 已成为人们 日益关 注的焦点 。建 国 以来 ， 特别 是改革 开放 三十年来 ， 中国的经 济发 展取得 了巨大 的成就 ， 但 在相当长的时间里我们都忽视 了经济发 展与 能源 、 环境 之 间的
“
基 于 协 整 检 验 与 误 差 修 正 模 型
王 鹤
（开 南大 学 ， 津 ３ ０ ７ ） 天 ０ ０ １
摘 要： 现阶段 社会发展 中能 源与环境 问题 日益成为人们 关注的焦 点。文章 在 恩 斯框 架下选用蔓 生产 率的提 高作
为衡量我 国技术进 步的变量 ， 运用我 国 １５ ２ ０ ９ ３— ０ ７年的样本数据进行 协整分析 ， 发现 能源消 费量 、 劳动 生产 率与工 业化
进 基 础 设 施 建设 。 １９ ９ ８年 以来 我 国 产 业 结 构 调 整 表 现 出 向 重 化 工业 倾 斜 的趋 势 ， 主 要 动 力 既 包 括 工 业 本 身 发 展 的 需 要 ， 其 更 包 括 城 市化 、 础 设 施 和 能 源 建 设 的 需 要 。 因 此 ， 后 我 国 基 此
电力消费和经济增长的协整与误差修正模型分析_以浙江省为例_百.
《当代经济》２００７年第４期（下）股权、人事及关联交易等方式建立一定网络，从而，在产权结构及治理结构等深层次方面改变房地产企业的行为约束，将联盟组成一个密不可分的联合体。
当然，这些网络以股权为基础界定了各个企业在联盟中的地位及相关的行为约束，也把联盟各方连成了一个利益共同体。
从目前的情况来看，中国房地产企业的战略联盟主要的推动力来源于房地产在资源及具有比较优势的专业性能力的差异性，也就是房地产企业在区域市场或者特定价值链上的核心竞争力的差异性。
房地产企业发展到一定程度，为了突破自身在持续发展中的瓶颈，通过与其他房地产企业在核心竞争力上的整合，以谋求更长远的发展。
三、房地产企业联盟中应该注意的若干问题１、房地产企业联盟内部的合作与竞争关系。
房地产企业联盟内部成员的关系本质上是一种竞合关系，各成员在局部职能或者局部领域通过合作取得共同的市场利益。
但是另一方面，各成员之间不可避免的在面对特定市场时存在竞争关系。
例如，房地产企业在特定区域上实行市场的联合推广，但是也要面对在销售上的激烈竞争。
如何处理好竞争和合作的关系呢？关键是在联盟合作的范围内通过有关协议严格规范联盟成员的行为，并且建立独立的组织来完成合作的任务，避免相互干涉，影响联盟的工作效率。
２、房地产企业联盟内部的文化融合与冲突。
企业联盟必然要求成员企业在人员、管理以及组织等各方面产生交流。
这里必然涉及到企业文化的融合和冲突。
企业文化的融合程度必然影响企业联盟的合作效率。
如果联盟内部不同的企业文化产生强烈的冲突，不仅影响联盟的合作效率，也可能导致联盟产生不可调解的矛盾，最后导致联盟的破裂。
因此，在联盟的过程中，房地产企业应该考虑企业文化的融合问题。
３、房地产企业联盟内部的组织设置问题。
房地产企业联盟的内容十分丰富。
同样，房地产企业合作的组织形式也是丰富的。
但是不同的组织形式也关系到联盟的合作效率。
因此，企业应该结合联盟成员的资源状况和企业文化等特征，采取有效的组织形式去负责联盟内部的合作事务。
中国经济增长与能源消费关系的协整分析
中国经济增长与能源消费关系的协整分析近年来，随着中国国民经济持续快速增长，经济规模的不断扩大，拉动能源消费需求迅速增加。
目前，中国能源消费总量已经位居世界第二, 约占世界能源消费总量的11%。
未来我国能源工业能否支撑我国经济的高速增长，成为国内外人们所关心的问题。
国外文献对于经济增长与能源消费之间关系的研究，有运用协整分析和Granger因果关系法，得出台湾GDP与能源消费总量有双向因果关系；还有得出巴基斯坦经济增长导致能源消费总量及石油消费量增加。
近几年，国内也出现了应用协整和误差修正模型，得出中国GDP、资本、人力资本以及电力消费之间存在长期均衡关系结论的文章。
但国内文献中，采用协整分析法研究的寥寥无几。
但实际上，大多数经济数据都是非平稳的，而协整理论是处理非平稳时间序列数据之间关系的有效方法。
本文试图立足国情，通过协整分析及Granger检验,对中国经济增长与能源消费总量及煤炭、石油、天然气、水电消费量之间进行实证研究，探讨它们之间是否存在协整关系及Granger因果关系，并对未来两者如何协调发展提出一些战略性建议。
一、数据描述本文选取我国经济增长主要指标：国内生产总值（GDP）和能源消费总量、煤炭、石油、天然气、水电消费总量为研究对象。
样本数据为1970年2003年的年统计值，观测个数共204个。
相关数据源自中国统计年鉴。
通过Eviews统计软件，分别对这六组时间序列数据进行取对数和对数差分处理后，可得其变化趋势图。
由图1可见，国内生产总值的和能源消费总量的对数时间序列数据的波动较小，一直较平稳地增长。
其中国内生产总值在1991年有小幅下降；由图2可见，国内生产总值和煤炭,石油,天然气,水电消费总量的对数时间序列数据总体呈稳步上升趋势。
综上，五组序列有大致相同的增长和变化趋势，说明它们之间可能存在协整关系，即具有长期共同趋势。
图 1 国内生产总值和能源消费总量图 2 国内生产总值和煤炭,石油,天然气变化趋势图水电消费总量变化趋势图二、协整检验及Granger因果关系检验1．平稳性检验。
协整方程(CE)与误差修正模型(VECM)
人民币实际有效汇率对我国经济影响的实证研究巴曙松，王群2009-09-29摘要：本文试从理论上给出实际汇率变动对产业结构调整的三种传导途径，并从有效汇率的角度出发，通过协整模型、Granger因果检验和脉冲响应方法对实际有效汇率对我国产业、就业结构的影响进行实证分析。
结果表明，人民币实际有效汇率的升值提升了我国第三产业的比重并增加了该产业就业人数，在一定程度上促进了农村劳动力的转移，同时相应地对第二产业的就业造成了负面影响。
总体上来看，人民币有效汇率的上升将有助于长期改善我国的产业结构，但短期会造成一定的就业压力。
关键词：实际汇率，产业结构，就业结构，传导途径2008年以来，伴随着次级抵押贷款危机下全球金融市场的动荡，我国经济不仅面临着恶劣的国际环境、国内经济增长的周期性回落，同时还面临着以产业重组、产业升级和放松管制为重点的产业结构调整。
随着近年来我国对外贸易依存度的不断上升，产业结构调整的动力则不可忽略地受到对外贸易部门发展的影响。
实际汇率作为一种非贸易品和贸易品相对价格，则是影响外贸企业的重要因素之一，从而影响了不同产业之间的资源配置，进而对产业结构的调整产生影响。
因此，在开放型经济条件下，实际汇率成为考察国内产业结构和就业结构调整的重要影响因素之一。
而对该影响作用的分析和研究，不仅有助于加深对产业结构调整的宏观把握，而且将对汇率政策的制定起到一定的指导作用。
另外，在2005年7月21日我国实行了汇率制度改革以后，如何通过人民币有效汇率这一衡量人民币整体水平的汇率指标来把握汇率政策，也引起了学者的普遍关注和研究，本文正是依据人民币实际有效汇率的数据，分析人民币的升值对我国产业结构和就业结构带来的影响。
一、研究背景不论是关于汇率对一国就业影响的研究，还是其对产业结构影响的研究，都是近几年才被国内外学者广泛关注的。
其中对就业影响的研究较多，但得到的结果却不尽相同：Frenkel（2004）运用线性回归模型研究了实际汇率对阿根廷、巴西、智利和墨西哥4国的影响，得出实际汇率的变动对就业有显著影响，且实际汇率变动对失业率变动影响有滞后效应等结论。
协整分析与误差修正模型
• MacKinnon(1991)通过模拟试验给出了协整检 验的临界值，表6.1.1是双变量情形下不同样本
容量的临界值。
样本容量 25 50 100 ∝
表 6.1.1 双变量协整ADF 检验临界值
显著性水平
Байду номын сангаас
0.01
0.05
同样地，检验残差项是否平稳的DF与ADF检验临界值 要比通常的DF与ADF检验临界值小，而且该临界值还受 到所检验的变量个数的影响。
表6.1.2给出了MacKinnon(1991)通过模拟试验得到的不 同变量协整检验的临界值。
样本 容量 25 50 100 ∝
表 6.1.2 多变量协整检验 ADF 临界值
第六章 协整与误差修正模型
一、长期均衡关系与协整 二、协整检验 三、误差修正模型
一、长期均衡关系与协整
问题的提出
• 经典回归模型（classical regression model）是建立在稳定 数据变量基础上的，对于非稳定变量，不能使用经典回归 模型，否则会出现虚假回归等诸多问题。
• 由于许多经济变量是非稳定的，这就给经典的回归分析方 法带来了很大限制。
(**)
• 然而，如果Z与W，X与Y间分别存在长期均衡关系： Zt 0 1Wt v1t X t 0 1Yt v2t
则非均衡误差项v1t、v2t一定是稳定序列I(0)。于是它 们的任意线性组合也是稳定的。例如
vt v1t v2t Zt 0 0 1Wt X t 1Yt
一定是I(0)序列。
例如：前面提到的中国CPC和GDPPC，它们各自都是2阶 单整，并且将会看到，它们是(2,2)阶协整，说明它们之间 存在着一个长期稳定的比例关系，从计量经济学模型的意 义上讲，建立如下居民人均消费函数模型
基于误差修正模型的能源消费与经济增长的实证研究
一、引言能源是现代社会发展必不可少的物质基础，能源能否高效利用关系着人类能否实现经济的可持续发展。
其中，以石油为代表的能源掌握着各国的经济命脉，甚至关系到世界格局的变动。
因此，如何高效利用传统能源并发掘新能源成为各国重要的经济议题。
但是，能源消费与经济增长到底存在怎样的密切联系，是各国经济学家关注的重点。
因此，对能源消费与经济增长的关系进行实证研究，其意义十分重大。
二、数据与方法1.模型构建假设向量自回归模型（VAR）决定能源消费与国民生产总值之间的关系，见以下公式:（1）Yt 表示一个二维向量，它包含ENC，GDP 两个元素，其中ENC 表示能源消费（万吨标准煤），GDP 表示国内生产总值（亿元），Vt 为白噪声干扰，B 为2*2的系数矩阵。
利用一阶差分并添加外生标量Xt 后，式（1）变为误差修正模型：（2）式(2)中，A 为2*2的误差修正模型的系数矩阵，D 为外生向量的系数矩阵。
根据格兰杰定理，如果ENC 和GDP 之间存在协整关系，那么则可以建立误差修正模型。
2.数据来源本文选取了1978年-2014年中国能源消费总量（ENC，万吨标准煤）与国内生产总值（GDP，亿元）的年度数据作为样本数据，数据来源于《中国统计年鉴2014》。
为减少价格因素对研究结果的影响，利用1978年的商品零售价格指数对GDP 进行调整，将国内生产总值和能源消费总量分别取对数进行处理，以消除异方差的影响，从而得到lnGDP 和lnENC 的时间序列。
结果表明，对能源消费总量与国内生产总值两个变量取对数后，发现其具有相似的变化趋势，表明两者之间可能存在长期均衡关系。
三、实证分析1.变量的平稳性检验将GDP 和ENC 取对数进行处理后，发现其具有相似的变化趋势，则表明两个序列并不是平稳的。
因此，利用ADF 检验对两个序列进行平稳性检验，结果如表1所示。
表1利用ADF检验方法对两序列进行平稳性检验从表1中可以看出，虽然在10%的显著性水平下，lnENC、lnGDP 都是非平稳的，但其一阶差分序列在10%的显著性水平下都是平稳的，因此两个变量都通过了ADF 单位根检验。
基于协整和误差修正模型的中国能源需求预测
基于协整和误差修正模型的中国能源需求预测摘要：文章建立了我国能源消费与国内生产总值的长期协整方程和误差修正模型，并运用格兰杰因果关系检验对两者的关系进行了验证，最后利用该模型对我国2010-2020年的能源需求进行了预测。
关键词：能源需求；预测；协整和误差修正；格兰杰因果关系检验1 引言能源在我国的经济发展中起着举足轻重的作用，1978年改革开放以来，我国的经济迅猛发展，备受世界瞩目，随之引起的能源消耗量亦大幅度增加。
国内生产总值由1978年的3645.2亿元增长到2009年的335353亿元[1]，平均增长率达9.8%，能源消费量由1978年的5.71亿吨标准煤增长到2009年的31.0亿吨，年平均增长5.7%，能源消费弹性系数(能源消耗增长速度/经济增长速度)平均达到0.58。
我国的能源消费以煤炭为主，石油次之，但是随着石油在我国能源结构中的占比不断上升，保障石油稳定供应就成为保障能源安全的关键之所在。
据海关总署最新数据显示，2010年中国进口原油2.39亿吨，同比2009年的2.04亿吨增长17.5%，创下历史新高，我国原油对外依存度超过50%的警戒线已无悬念。
这就意味着2010年我国无论是从原油进口量还是从原油对外依存度上来说，都创造了历史新高，能源安全再度成为人们所关注的焦点。
因此，研究和探索能源消耗与经济发展之间的关系，对我国的能源需求作出准确的预测，从而为有关能源政策的管理决策者提供科学的参考依据具有重要的现实意义。
2 研究方法综述国内外许多学者或机构都对能源需求进行过广泛研究，提出了许多能源需求预测方法。
国外主要运用时间序列、混沌动力学理论及BESON模型、PILOT模型、DESON模型等对能源需求量及能源消费与经济增长之间的关系进行了预测分析[2-5]。
国内有关能源需求的理论研究，比国外起步晚了10年左右，始于20世纪80年代。
之后，基于国际形势和国内经济发展的需要，我国学术界越来越重视能源需求问题的研究。
我国能源效率与能源消费结构的协整分析
)* 水平临界值 + .- 001 2",$$ "* 水平临界值 + )- !"" 02)$ 结 论 平稳
’($ 检验值 + ,- 1). ,)2
由残差单位根检验的结论可知： )!62 = .//1 年， 能源效率与煤炭消费比重存在着协整关系。方程中时 间变量的系数为正，说明随着技术进步，能源效率逐
’ 7 ". 1,0 5#
#
" 7 #$1. !,$ 5
$ $
从回归结果可以看出， %& 与 ’(% 回归方程的总 体检验 " 以及各回归系数的检验都在 !+ 的显著水平 上通过，拟合优度 ’ 也很显著。对 %& 和 ’(% 协整
#
方程的残差进行单位根检验，按照 ’?@ 准则确定滞后 阶数为 "，采用 *& 单位根检验的方法，结果见表 $。
$ $ $ $ $ $ ; + .6- ."/ 6. < ; .6- //! ., < ; 2- .,, 121 <
一阶差分序列单位根检验结果
)* 水平临界值 + .- 001 20 + .- 00/ 6. + .- 00/ 6. + .- 001 2" + ,- 6,6 2"$$ "* 水平临界值 + )- !"" 02 + )- !"" /.
表%
序列 4(/ 检验值 %& ;98 "8 > #& ;;9 !! #& #<< 9< > %& #%? #? %& ;!! $? */ 2+345 2365 2’42 27*
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需 求 的具 体 影 响 。
１． ， ２０ ５７ 到 ０ ２年 已 经 下 降 到 ４７ 。 ７ ．８ 同期 的 能
源 弹 性 系 数 也 稳 定 在 １以 下 ．甚 至 从 １９ ９７ 年 开 始连 续 ３年 出 现 了 罕 见 的 负数 。 （ ） 源 消 费 结 构 出 现 剧 烈 变 化 ． 油 ２能 原 消 费 在 能 源 消 费 中 的 比重 明 显 提 高 。 ｏ ３ ２ ０ 年 原 油 在我 国 能 源 消 费 中 的 比重 占 ２ ． ． ２ ％ 比 ７ １ ９ 年 高 ５６个 百 分点 。 ９１ ． （ ） 源 安 全 尤 其 是 石 油 安 全 越 来 越 有 ３能 受 制 于 人 的 危 险 。 从 １９ ９ ３年 开 始 国 内 出现
我 国能 源 消 费 与经 济 增 长 的 关 系做 了 大量 研
究 ， 主要 是从 定 性 方 面 进行 ， 量 分 析 方 面 但 定 也 主 要 集 中在 考 察 能 源 需 求 总 量 、 源利 用 能
能 源 是 人 类 赖 以 生 存 和 发 展 不 可 缺 少
的 物 质 基 础 ． 国 民经 济 和社 会 发 展 的重 要 是 战 略 物 资 。在 当代 ， 源 资 源 及 其 开 发 利 用 能
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我 国能源 需求 的协整误 差校 正模 型分析
李 科 ， 超 群 马
（ 湖南 大学 工 商管理 学 院 ， 南 长沙 ４ ０ ８ ） 湖 １ ０ ２
摘 要 ： 过 对 能 源 需 求 影 响 因 素 的分 析 ， 立 了 中 国能 源需 求 函 数 ， 详 细 研 究 了我 国 从 １ ５ ～ ０ ３年 间年 度 能 通 建 并 ９４２０ 源 总 消 费和 各 影 响 因子 间 的 长期 均 衡 关 系。研 究 结 果表 明 ： 长 期 看 ， 济 增 长 是 影响 能 源 需 求 量 的 主要 因 素 ； 几 期 从 经 前 的 能 源 总 需 求 量 对 当 期 的 能 源 需 求 量 影 响 十 分 显 著 ： 口因 素 的影 响作 用 十 分 温 和 ， 能 源 效率 导 致 能 源 总 需 求量 下 人 而
降 ． 下降 幅 度 不稳 定 。 但
关键 词 ： 源 需 求 ： 整 ： ａ ｇ ｒ因果 关 系 ； 差 分 解 能 协 Ｇｒｎ ｅ 方
中 图 分 类 号 ：４ ６２ Ｆ ２，
文献 标 识 码 ： Ａ
文 章 编 号 ：ｏ １ ７ ４ （ ０ ６ ０ — １ ０ ０ １０ — ３ ８ ２ ０ ）８ ０ ３ — ３
价格 、 济结 构 中 重 工业 份 额 的 协 整关 系 ． 经 建
源 消 费结 构 调 整 、 能 产 业 调 整 等 需 求 因素 耗 将决 定 能 源 工 业 的 发展 ｌ 而赫 海 等 则 依 据 资 ｌ ｌ 。
源 、 境 和经 济 可 持 续 发展 的思 路 ． 我 国 和 环 对 世 界 能 源 消 费 影 响 因素 进 行 对 比 分 析 ． 探讨
Ｏ 前 言
，
许 多 学 者 对 我 国 能 源 需 求 变 化 的 原 因
进行 了分 析 。 钱永 坤 、 艳 丽 利 用 生 产 函数 王 建 立 了能 源 需 求 函 数 ．并 通 过 对我 国 １ ７ ～ ９９ ２０ ｏ ０年 的 数 据 分 析 后 认 为 ．９ ３年 以 后 能 １９
变化 ：
（ ） 源 消 费 强 度 大 幅 下 降 ， 源 使 用 １能 能
效 率 迅 速 提 高 。 ９ ８年 我 国能 源 消 费 强 度 为 １７
了与 能 源 消费 有 关 的 各个 因素 ， 技 术 进 步 、 如
产 业 结 构 和 能 源结 构 、 境 、 口对 能源 消 费 环 人 的影 响 ． 和 一些 发 达 国 家及 世 界 平 均 水 平 并 进 行 了 对 比分 析 ． 示 了 我 国 在 能 源 利 用 上 揭 的 不 足 和差 距１ 中 国社 会 科 学 院数 量 经 济 与 ２ １ 。 技 术 经 济研 究 所 构 建 系统 动 力学 和投 入 产 出
立 了我 国的 能 源需 求 的计 量 经 济模 型［ ５ １ 。 本 文 将 利 用 影 响 我 国 能 源 需 求 的 影 响 因子 建 立 起 我 国能 源 需 求 的 协 整 误 差 校 正
模 型 ， 实 证 研 究 各 个 影 响 因素 对 我 国 能 源 并
求 关 系 、 源 结 构 和 使 用 效 率 均 出 现 了 重 大 能
效 率 和 经 济 增 长 之 间 的关 系 。 其 中 ． 伯 强 林
（ ｏ １ ２ ０ ） 协 整误 差 校 正 模 型 引 入 到 能 ２ ０ ，ｏ ３ 将
源 需 求量 的价 格 弹 性增 加 ． 是 Ｇ Ｐ增 长 和 但 Ｄ 工 资变动是 影响 ２ ０世 纪 ９ ０年 代 中 期 能 源
１ 我 国 能 源 需求 模 型 的 建 立及 数 据
预 处 理
１１ 我 国能 源 需 求 模 型 的构 建 ．
根 据 文 献 【】 １ 】国 内 生 产 总 值 、 源 １【 【 ， ２４ 能
价 格 、 济 结 构 、 源 使 用 效 率 和 人 口是 影 经 能
模 型 ， 用 分 部 门终 端 需 求 分 析法 ， 行 了 长 采 进 期 能 源 需求 的预 测 。 一 鸣等 （０ ４ 将 情 景 魏 ２０ ）
需 求 量 变 动 的 主要 因 素 ． 认 为 未 来 我 国能 并
不 仅 直 接 影 响 人 类 文 明和 社 会 经 济 的 发 展 ．
而 且 成 为 影 响 世 界 政 治 经 济 秩 序 的 重 要 因 素。 自２ ０世 纪 ９ 、 代 以 来 ， 国 的 能 源 供 ０年 我
源 分 析 中 ， 过 分 析 能 源 需 求 和 Ｇ Ｐ 能 源 通 Ｄ 、