LOL比赛押注平台重庆科技大学学报（社会科学版）2010年第11期重庆科技大学学报（社会科学版）2010年第11期中国石油消费与石油消费关系的实证分析GDP 增长 闫晓红 摘要：基于 Eviews3。 1 作为分析工具，对我来说 1 。 I 1993-2007 年石油消费总量和国内生产总值采用格兰杰因果关系检验。残差稳定性检验结果表明，石油消费与经济增长之间存在单向因果关系，经济增长对石油消费的短期影响较大。关键词：油耗；经济增长：因果关系：协整检验 CLC 编号：F 124。7 文献识别码：A 文章编号：1673—1999（20 10）11—0061—02 作者简介：闫晓红（1983一)，女中国石油消费结构，来自陕西凤翔，西北大学（陕西西安710127)经济与管理学院研究生收稿日期：2（）10—03—13 2008年，中国石油对外依存度超过50%。油耗需要进口。
那么，中国的石油消费与经济增长之间是否存在因果关系？牛皮纸。 ． 1、卡夫的研究发现，能源消耗与经济增长之间只有单向的因果关系 Hoon Lee 对 1981 年至 2000 年韩国能源消耗与 GDP 增长关系的格兰杰检验表明：能源消耗与经济增长存在增长之间存在长期的单向因果关系 [2 1 .马学斌和岳伟利用协整理论和单位根检验理论研究了1985-2004年中国石油消费与经济增长的关系，发现经济增长与石油消费之间存在单向的刚果关系。刘宏杰的研究认为，中国石油消费与经济增长之间存在协整关系，经济增长与石油消费之间存在显着的单向因果关系]。刘文英运用协整理论和格兰杰因果检验研究了1980-2007年石油消费与经济增长的关系，认为两者之间存在显着的单向因果关系]。下面，笔者将分析1993-2007年中国石油消费总量与GDP的关系。Wankeun Oh and I.一、数据及变量选择选取我国1993-2007年石油消费量（以PE表示，方便计算）作为解释变量（因变量），单位为万吨标准油；以总产值（GDP）为解释变量（自变量），单位为亿元。
LOL比赛押注平台主要数据来自中国统计年鉴2008}，缺失年份数据来自中国统计年鉴其他年份。 《统计年鉴》中的GDP数据是按当年价格计算的。为使数据具有可比性，采用 GDP 平减指数，以 1978 年为基期，将 GDP 转换为实际 GDP。为了消除变量之间存在的异方差性。我们对 PE 和 GDP 取实际 GDP 的对数，分别表示为 LPE 和 L GDP。 1 6 1 2、实证分析 首先，对数据LPE和LGDP取PE和GDP的对数后的平稳性检验。由于时间序列数据稳定与否，只有在时间序列数据稳定后，才能通过协整理论判断两者之间的关系。 (1) 平稳性的图表判断 在图表上，LPE和LGDP都没有围绕其均值连续波动的过程，而是在不同的时间段具有不同的均值。因此，LPE 和 LGDP 不是平稳的。需要进一步检查和判断。 (2) 单位根检验单位根检验法是检验时间序列数据是否稳定的一种方法。
时间序列数据的单位根检验方法有DF检验、ADF检验、PP检验等，这里采用ADF检验。对LGDP和LPE序列的原始序列、一阶差分和二阶差分进行ADF检验，判断它们是否稳定。 1 表1 ADF单位根检验结果 从表1可以看出，LGDP和LPE的时间序列都是非平稳序列，但在LGDP和LPE的二阶差分之后。 ADF的统计量分别小于三个临界值。时间序列可以被认为是平稳的。通过单位根检验，LGDP 和 LPE 都是二阶单整数。 （3）协整检验为了检验PE与GDP的均衡关系，我们采用协整检验方法对1993-2007年的数据进行协整检验。首先对LPE和LGDP进行OLS回归，回归结果为”~Granger 因果关系检验，结果见表 4。 表 4 G ranger 因果关系检验结果 m ∞ ∞ 表 2 协整检验回归结果 从回归结果可以得出 LPE 与 LGDP 关系的协整方程可以得到：L PE = - 7.868 870 +7.70 5350 ~L G DP + RE ID 可以看出得到的回归方程拟合得很好，拟合度为98. 55%。
LOL比赛押注平台
F 统计量和 T 统计量都通过了显着性检验。其中，剩余项为：RE ID =IP E-7。 70 5350 1 _ G D P +7 ． 86 8870 图 1 REID 残差序列图 对残差 REID 执行单位根检验。根据AIC阶数确定规则，确定滞后阶数为1，分别根据无常数项且无时间趋势的回归方程、有常数项且无时间趋势的回归方程、无常数项且无时间趋势的回归方程进行检验。时间趋势。测试结果见表3。表3中残差RE ID的单位根检验结果从表3可以看出：当没有常数项和时间趋势时，当有常数项并且没有时间趋势，残差不稳定，而当没有常数项，没有时间趋势。 ADF 对残差的检验结果是稳定的。这表明 LPE 和 LGDP 之间存在协整关系。 （四)G ranger因果检验从协整检验结果可以看出。我国石油消费与经济增长存在长期均衡关系。但这种关系是否构成因果关系，方向是什么因果关系，还需要进一步分析，我们将滞后期分别取为 2 到 4中国石油消费结构，在相关变量中加入 62 Nu ll Hypothe sis Obs F - Statistic Probability Nu ll Hypothe sis Obs F - Statistic Probability模型当我们选择滞后期为3时，经济增长是石油消费的显着格兰杰原因，而石油消费不是经济增长的显着格兰杰原因中国石油消费结构，表明经济增长可以促进石油消费的增加。
LOL比赛押注平台p>
LOL比赛押注平台但是，随着滞后期的增加，石油消费和经济增长之间没有明确的格兰杰因果关系。这主要是因为格兰杰因果检验结果对滞后期的长度高度敏感，滞后期的增加会降低自由度中国石油消费结构，影响估计参数的有效性。滞后期越长，GDP与PE之间的关系越不明显，这表明经济增长对石油消费的短期影响更大。这种情况与上述协整分析得出的结论是一致的。 三、 定量分析结果的结论与建议． 1993-2007年，中国石油消费与经济增长存在协整关系；格兰杰因果检验也表明了这一点。石油消费与经济增长之间存在单向因果关系，经济增长对石油消费的短期影响较大。经济增长是石油消费增长的原因，而石油消费不是经济增长的原因。经济越发展，需要的石油资源就越丰富。随着我国经济的快速发展，我国对石油资源的需求将与日俱增。这就要求一方面号召全民节约石油资源，另一方面要努力提高采油效率中国石油消费结构，减少采油过程中的浪费。参考文献： [1] Krat~J, Kraft A. 论能源与 GNP 的关系[J]. Jomel 能源与发展，1978(3)。 『2］李光普．石油消费与经济增长的实证研究 四． Price Monthly, 2009(1). [3] 马学斌, 岳伟. 我国石油消费与经济增长的长短期因果关系检验[J]. 商业研究, 2007(4)@) >. [4] 刘文英. 中国石油消费与经济增长关系探讨[J]. 现代工商, 2009(13) [5] 刘宏杰. 中国石油消费与经济增长关系的时间序列分析[J]. 东北大学学报: 社会科学版. 2008(3).∞ O O O 0 0 O O 0 O
