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第 1 0 卷第 2 期
20 0 8 年 3 月

東 北 大 學 學 報 ( 社 會 科 學 版 ) Journal of Nort heastern University ( Social Science)

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

中國石油消費與經(jīng)濟增長關系的時間序列

分析
劉 宏 杰
( 中國社會科學院 財政與貿(mào)易研究所 , 北京 　 100836)

摘 　　　 : 隨著中國經(jīng)濟的迅速崛起 ,石油消費量不斷增加 。分析了中國經(jīng)濟發(fā)展過程中石油 要 消費總量的變化趨勢 ,并且對 1953 — 2004 年中國經(jīng)濟增長和石油消費狀況進行了深入研究 。在 此基礎上 ,運用協(xié)整理論和 Granger 因果關系檢驗理論 ,按照不同的時間序列對中國石油消費與經(jīng) 濟增長之間的關系進行了實證分析 。結論表明 :1953 — 2004 年 , 中國石油消費量與經(jīng)濟增長之間 存在協(xié)整關系 ,石油消費量的增加是經(jīng)濟增長的原因 ;1978 — 2004 年 ,中國石油消費量與經(jīng)濟增長 之間同樣存在協(xié)整關系 ,經(jīng)濟增長與石油消費量之間具有顯著的單向因果關系 。 關 　 　 : 石油消費 ; 經(jīng)濟增長 ; 協(xié)整回歸分析 ; 因果關系檢驗 鍵 詞 中圖分類號 : F 069. 9 　　　　 文獻標識碼 : A 　　　　 文章編號 : 100823758 ( 2008) 0220121206

石油資源是人類社會賴以存在的物質條件之 一 ,是經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的重要資源 。它不僅 提高了資本 、 勞動力和其他生產(chǎn)要素的生產(chǎn)率 ,而 且其消費量的日益增加對維持一國經(jīng)濟的高速增 長至關重要 。因此 , 石油資源已經(jīng)成為現(xiàn)代國家 關心的首要問題之一 , 甚至上升到國家安全的高 度 ,直接關系到一國經(jīng)濟的正常運行 。中國是世 界上最大的發(fā)展中國家 , 隨著經(jīng)濟增長速度不斷 加快 , 石油消費量日益增加 。2003 年 , 中國原油 消費超過日本 , 當年原油消費量高達 2. 71 億噸 , 成為僅次于美國的世界第二大石油消費國[ 1 ] 。 在不斷推進的工業(yè)化和城市化進程中 , 石油問題 愈來愈成為中國經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的瓶頸 。因 此 ,正確認識石油消費與經(jīng)濟增長之間的關系 ,實 現(xiàn)二者之間的協(xié)調(diào)發(fā)展 , 是開放的中國所面臨和 必須解決的重要課題 。 對于石油消費與經(jīng)濟增長之間的關系 , 國內(nèi) 外學者在此方面的研究并不多見 。Masih ( 1996 ) 等國外學者的研究多集中在能源消費總量與經(jīng)濟 增長之間的經(jīng)驗分析 , 沒有從具體的能源資源消 費與經(jīng)濟增長的關系進行定量分析[ 2 - 7 ] 。國內(nèi) 學者趙麗霞等 ( 1998) 也都是對能源消費與經(jīng)濟增 長等變量之間的關系進行經(jīng)驗研究 , 其研究視角

也僅局限于總量的分析[ 8 - 10 ] 。倪錚等 ( 2005 ) 從 產(chǎn)業(yè)層面對中國石油消費進行了模型分析 , 得出 結論 “采用分不同產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型來預測石 : 油消費量能夠充分反映出國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構的變動對 石油消費量的影響 , 并且國內(nèi)生產(chǎn)總值中第二產(chǎn) [ 11 業(yè)生產(chǎn)總值具有顯著的長期均衡調(diào)控作用” ] 。 顯然 ,國內(nèi)外學者的研究多針對 GDP 和能源消費 總量進行分析 , 并未從能源結構上來分析其與經(jīng) 濟增長之間的數(shù)量關系 , 這就使這一領域的研究 具有一定的局限性 。本文運用協(xié)整回歸分析和因 果關系檢驗兩種計量分析方法 , 深入研究不同時 間序列條件下中國石油消費與經(jīng)濟增長之間的關 系 。通過時間序列分析不僅能夠揭示石油消費與 經(jīng)濟增長之間的相關性和因果關系 ,更重要的在于 體現(xiàn)石油資源在中國經(jīng)濟發(fā)展過程中的戰(zhàn)略性。

一、 中國石油消費和經(jīng)濟增長 狀況分析

建國以來 ,中國的經(jīng)濟總量和石油消費都出 現(xiàn)了大幅增長 ( 如表 1 所示) 。中國實際 GDP ( 以 1990 年人民幣不變價格計算 ) 由 1953 年的 1 613 億元增加到 1978 年的 6 580 億元 ,改革開放后中

收稿日期 : 2007 - 10 - 17 基金項目 : 天津市社會科學基金項目 ( TJ ZZ062022005) 。 作者簡介 : 劉宏杰 (1972 - ) ,男 ,河北豐潤人 ,中國社會科學院博士后研究人員 ,經(jīng)濟學博士 ,主要從事財政政策與經(jīng)濟增長 、 跨國公 司與國際投資研究 。

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東北大學學報 ( 社會科學版) 　　　　　 　　　　　　　 10 卷 第 油消費量的年均增長速度分別為 8 % 、 % ① , 其 12 中 1978 — 2004 年 , 二 者 年 均 增 長 速 度 分 別 為 9178 % 、126 % ,說明改革開放以后 , 中國石油消 5 費總量的增長小于 GDP 的增長速度 。從石油消 耗強度上來看 ,1953 — 2005 年 , 中國石油消耗強
石油消費量 ( 萬噸標準煤)
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 ( 億元)

國經(jīng)濟增長迅猛 ,2005 年實際 GDP 達到 74 510 億元人民幣 。1953 — 1977 年和 1978 — 2005 年兩 個不同歷史階段中國實際 GDP 的年均增長率分 別為 5. 32 % 、 07 % 。1953 — 9. 2005 年 , 中國石油 消費量與中國經(jīng)濟發(fā)展呈同向增長趨勢 ( 中國 GDP 是以 1990 年人民幣不變價格計算 ) 。石油 消費量從 1953 年的 205. 6 萬噸標準煤增加到 1978 年的 1. 3 億噸標準煤 , 再增長到 2005 年的 4. 6 億噸標準煤 , 年均增長速度分別為 18 % 、 4. 8 % 。從中國實際 GDP 和石油消費總量的年均增 長速度來看 ,1953 — 2004 年 , 中國實際 GDP 和石
石油消費量 ( 萬噸標準煤)
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

度的平均值為 0. 9 , 其中 1953 — 1977 年中國石油 消耗強度的平均值為 0. 8 ; 1978 — 2005 年中國石 油消耗強度均值為 1. 0 。中國石油消耗強度的變 化趨勢呈現(xiàn)明顯的倒 V ” “ 字形 , 從 1953 年的 0. 1 上升到 1978 年的 2. 0 , 然后逐漸有所下降 ,2005 年保持在 0. 6 的水平 ( 見圖 1) 。
石油消耗強度 ( 噸標準煤/ 萬元)
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 年中國石油消費量與國內(nèi)生產(chǎn)總值 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 ( 億元) 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

石油消耗強度 ( 噸標準煤/ 萬元)
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

數(shù)據(jù)來源 : 根據(jù) 1954 — 2005 年 《中國統(tǒng)計年鑒》 數(shù)據(jù)整理得到 ;2005 年數(shù)據(jù)依據(jù)國家統(tǒng)計局 2005 年統(tǒng)計公報國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速 度 9. 9 %計算得到 。

在中國經(jīng)濟增長速度 、 石油消費量和石油消 ② 費彈性系數(shù) 中 , 真正進入穩(wěn)定狀態(tài)始于改革開 放 。1978 — 1982 年 , 中國經(jīng)濟發(fā)展速度加快 , 年 均增長速度為 8 %左右 , 而石油消費量卻呈現(xiàn)負 增長 。1983 — 2005 年 ,中國石油消費彈性系數(shù)有

所上升 ,2004 年達到最高值 1. 6 ,石油消費量的增 速已超過國民經(jīng)濟增速近 6 個百分點 。23 年中 石油消費彈性系數(shù)大于 1 的年份分別為 1989 年 、 1997 年 、 2000 年和 2004 年 ,其余年份中接近 1 的 有 6 個 ,僅 1990 年的石油消費量比上一年有所下

① 文章完稿時只能得到 2004 年中國石油消費量的數(shù)據(jù) 。 　　②　 油消費彈性系數(shù)是反映石油消費增長速度與國民經(jīng)濟增長速度之間比例關系的指標 。

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第 2 期 　　　　　　　　 劉宏杰 : 中國石油消費與經(jīng)濟增長關系的時間序列分析

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降 ,所得到的石油消費彈性系數(shù)為 - 0. 3 。1978 — 2005 年間 ,中國石油消費量增長速度超過國內(nèi)生 產(chǎn)總值增長速度的年份是 1997 年和 2004 年 , 其

余年份沒有表現(xiàn)出明顯的規(guī)律性 , 但是從總趨勢 看 ,中國石油消費量在逐步上升 ( 見圖 2 、 3) 。 圖

圖1　 中國國民經(jīng)濟發(fā)展過程中的石油消耗強度趨勢

圖2　 1978 — 2005 年中國石油消費量變化趨勢

圖3　 1978 — 2005 年中國石油消費彈性系數(shù)變化趨勢

量建立在平穩(wěn)序列的基礎上 , 而對非平穩(wěn)序列可

二、 石油消費與經(jīng)濟增長之間 的協(xié)整關系和因果檢驗
1. 1953 — 2004 年中國石油消費與經(jīng)濟增長

之間的協(xié)整分析與因果檢驗 ① ( 1) 單位根檢驗 計量經(jīng)濟學的經(jīng)典模型是把回歸方程中的變

① 2005 年的數(shù)據(jù)為國家統(tǒng)計局初步測算的公報數(shù)據(jù) ,所以本文的實證部分皆為中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù) 。

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能出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象 , 傳統(tǒng)的經(jīng)典模型不能對此 進行準確的分析 。因此 , 協(xié)整分析把非平穩(wěn)變量 的長期均衡和短期動態(tài)的變化有機地結合起來 , 是一種有效的分析方法 。 本文利用 Augmented Dickey2Fuller ( ADF) 單 位根檢驗法來檢驗變量的平穩(wěn)性 , 即對變量 Zt , 檢驗 Zt ～ I ( 1) 的原假設 , 也就是檢驗 Δ Zt 是否平


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東北大學學報 ( 社會科學版) 　　　　　 　　　　　　　 10 卷 第 　　　　R 2 = 0 . 997 813 , s. e. = 0 . 053 627 　　　　 T = 51 ( 1954 — 2004 ) 2 R 為相關系數(shù) ; s. e. 為標準差 ; T 為統(tǒng)計量值 。 若上述變量間存在協(xié)整關系 , 則由上式計算 的 U t ( 非均衡誤差項) 具有平穩(wěn)性 。應作如下回 歸 , 并進行 A EG 檢驗有 :
D ( U ) = - 0 . 770 065 U ( - 1) +

穩(wěn) [ 12 ] 。ADF 單位根檢驗過程主要是基于如下的 OL S 回歸模型 : Δ Zt =β + α t + α Zt - 1 + 0 0 1
i =1

其中 ,α t 表示線性時間趨勢 , 選擇滯后階數(shù)使殘 0 差為白噪聲 。顯然 , 檢驗變量 Zt 中出現(xiàn)單位根的 零假設相當于檢驗上式中的α = 0 的原假設 。如 1 果 α 顯著小于 0 , 則拒絕存在單位根的原假設 。 1 通過對 1953 — 2004 年 ln GDP 、 IL ( 對 GDP 和 lnO 石油消費量取對數(shù)) 二變量的 DF 和 ADF 檢驗可 知 ,二者均為一階單整序列 , 即 ln GDP ～ I ( 1 ) ,
lnO IL ～ I ( 1) 。 ( 2) 協(xié)整回歸分析

由于 ln GDP 和 lnO IL 都是一階單整變量 , 所 以作協(xié)整回歸并檢驗二者是否存在協(xié)整關系 。 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)

回歸方程式

無常數(shù)項和時間趨勢 有常數(shù)項無時間趨勢 有常數(shù)項和時間趨勢

( 3) 因果關系檢驗

Granger 因果檢驗法的基本思想是 : 如果 X

的變化應當發(fā)生在 Y 變化之前 , 特別地說 X 是引 起 Y 變化的原因 , 則必須滿足兩個條件 : 第一 , X 應當有助于預測 Y , 即在 Y 關于其過去的回歸模 型中 , 添加 X 的過去值作為獨立變量 , 應當顯著 地增加回歸模型的解釋能力 ; 第二 , Y 不應當有

滯后期
2

顯然 ,在接近 10 %的水平上拒絕了 lnO IL 不 “ 是 ln GDP 的 Granger 原因” 的原假設 ,接受了石油 消費量與實際 GDP 之間存在因果關系的結論 。

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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 為相關系數(shù) ; s. e. 為標準差 ;DW 為 DW 統(tǒng)計

量值 ; T 為 T 統(tǒng)計量值 。 在協(xié)整回歸方程中已經(jīng)包含了位移項和時間 趨勢項 ,因此協(xié)整關系檢驗中就不必再包含此兩 項 。DW = 2. 003 926 說明上式中的殘差序列不 含自相關 。由于這是以殘差為基礎的協(xié)整檢驗 , 且回歸式中含有 D ( U ) 的滯后項 ,根據(jù)殘差穩(wěn)定 性檢驗結果可以看出 ,變量之間存在協(xié)整關系 ( 如 表 2) 。通過式 ( 2) 可知 ,當期石油消費量每增加 1 單位 ,實際 GDP 發(fā)生 0. 49 單位的變化 。

( 2)

表2　 1953 — 2004 年石油消費量與實際 GDP 協(xié)整方程殘差單位根檢驗結果
A EG 檢驗 - 4. 903 117 - 4. 851 746 - 4. 803 615 10 %顯著水平 - 1. 619 3 - 2. 598 3 - 3. 180 4 5 %顯著水平 - 1. 947 4 - 2. 921 5 - 3. 502 5 1 %顯著水平 - 2. 610 0 - 3. 568 2 - 4. 154 0

結　 論 平　 穩(wěn) 平　 穩(wěn) 平　 穩(wěn)

助于預測 X , 如果 X 有助于預測 Y , 同時 Y 也有 助于預測 X , 很可能存在著一個或幾個其他的變 量 , 它們既是引起 X 變化的原因 , 也是引起 Y 變 化的原因 。利用 Granger 因果關系檢驗的基本原 理 ,通過 Eviews 3. 1 軟件對 ln GDP 和 lnO IL 之間 的因果關系進行分析 ,結果見表 3 。

表3　 1953 — 2004 年石油消費量與實際 GDP 之間的因果性關系檢驗結果 樣本數(shù)
50 Granger 因果關系檢驗 lnO IL 不是 ln GDP 的 Granger 原因 ln GDP 不是 lnO IL 的 Granger 原因
F 統(tǒng)計量

概率 P
0. 067 71 0. 238 36

結　 論 拒　 絕 接　 受

2. 860 20 1. 480 64

可以認為 ,1953 — 2004 年 , 中國石油消費量對經(jīng) 濟增長具有顯著的 Granger 因果關系 , 而經(jīng)濟增 長對石油消費量的因果關系卻不是很顯著 。


第 2 期 　　　　　　　　 劉宏杰 : 中國石油消費與經(jīng)濟增長關系的時間序列分析

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2. 改革開放后中國石油消費量與經(jīng)濟增長

　　　R 2 = 0 . 995 643 , s. e. = 0 . 049 593 　　　 T = 27 ( 1978 — 2004 ) 若上述協(xié)整關系存在 , 則 U t 應該具有平穩(wěn) 性 。作如下回歸并進行 A EG 檢驗有 : D ( U ) = - 0 . 504 048 U ( - 1) + ( - 4 . 189 640 ) ( 5) 0 . 673 380 D ( U ( - 1) ) ( 4 . 354 167 )
R
2

之間的協(xié)整分析與因果檢驗 ( 1) 單位根檢驗 改革開放后 ,中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長迅速 , 年均增長速度達 9. 78 % ; 石油消費的年均增長速 度為 5. 26 % , 國民經(jīng)濟在低石油消費中穩(wěn)步增 長 。國內(nèi)生產(chǎn)總值通過 GDP 指數(shù)進行平減消除 物價因素之后 ,與上文中的分析基本相同 ,1978 — 2004 年中國石油消費量與實際 GDP 序列均為非 平穩(wěn)序列 ,但它們都是二階單整序列 ,即 ln GDP～ I ( 2) ,lnO IL ～ I ( 2) 。 ( 2) 協(xié)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 年石油消費量與實際 GDP 之間的因果性關系檢驗結果 滯后期
2

樣本數(shù)
25

Granger 因果關系檢驗

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 絕“l(fā)n GDP 不 是 lnO IL 的
Granger 原因” 的原假設 ,接受了實際 GDP 與石油

消費量之間存在因果關系的結論 。根據(jù)檢驗結果 可知 ,1978 — 2004 年間 , 中國經(jīng)濟增長對石油消 費量具有顯著的 Granger 因果關系 , 而石油消費 量卻不是經(jīng)濟增長的 Granger 原因 。

三、 結論與建議
(1) 建國以來 , 中國的經(jīng)濟總量和石油消費

均出 現(xiàn) 大 幅 增 長 。在 1953 — 1977 年 和 1978 —
2005 年兩個不同歷史階段 , 中國實際 GDP 的年

均增長速度分別為 5. 32 % 、 07 % , 石油消費量 9. 年均增速分別為 18 % 、 8 % 。但是 ,中國經(jīng)濟從 4. 根本上還沒有擺脫粗放型經(jīng)濟增長方式 , 單位 GDP 的能耗很高 , 個別行業(yè)的能源利用效率極 低 , 與集約型經(jīng)濟發(fā)展的要求還有很大的差距 。 我國要加快經(jīng)濟增長方式的轉變 , 不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè) 結構 。轉變經(jīng)濟增長方式 , 能夠使各行業(yè)對石油 資源的消耗變得更加集約 。石油問題已成為中國

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根據(jù)殘差穩(wěn)定性檢驗結果可知 , 國內(nèi)生產(chǎn)總 值和石油消費量之間存在著協(xié)整關系 , 當期石油 消費量每增加 1 單位 , 實際 GDP 便會產(chǎn)生 0123 單位的增量變化 。 ( 3) 因果檢驗
F 統(tǒng)計量

利 用 Granger 因 果 關 系 檢 驗 原 理 , 通 過 Eviews 3. 1 軟件進行分析 ,可以得到表 4 的結果 。

概率 P

結　 論 接　 受 拒　 絕

0. 219 10 9. 898 07

0. 805 15 0. 001 03

經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略問題 ,隨著中國工業(yè)化 、 城市化進

程的加快以及居民消費結構的升級 , 石油這一清 潔、 高效能源將會發(fā)揮越來越重要的作用 。在國 內(nèi)石油資源供求矛盾突出的情況下 , 要逐步改變 單一的石油進口策略 , 鼓勵中國石油企業(yè)大力實 施 “走出去” 戰(zhàn)略 ,積極開展對外直接投資 ,充分利 用國際石油資源 , 是緩解中國石油資源緊張狀況 的有效途徑 。 (2) 通過對 1953 — 2004 年中國石油消費與 經(jīng)濟增長的分析可知 , 二者之間具有明顯的協(xié)整 關系 。當期石油消費量每增加 1 單位 , 實際 GDP 便會發(fā)生 0. 49 單位的變化 。就因果關系檢驗而 言 ,中國石油消費量與經(jīng)濟增長之間具有顯著的 單向因果關系 , 石油消費量的增加是國民經(jīng)濟持 續(xù)增長的原因 。在 1978 — 2004 年間的協(xié)整分析 中 ,中國石油消費量與實際 GDP 之間存在長期協(xié) 整關 系 , 當 期 石 油 消 費 量 每 增 加 1 單 位 , 實 際 GDP 發(fā)生 0. 23 單位的增量 。從因果檢驗看 , 改 革開放后中國的國民經(jīng)濟增長對石油消費量具有 顯著的因果關系 , 而石油消費量卻不是經(jīng)濟增長


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東北大學學報 ( 社會科學版) 　　　　　 　　　　　　　 10 卷 第
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的 Granger 原因 。這說明經(jīng)濟增長和石油消費量 之間存在著單向因果關系 , 即經(jīng)濟增長是石油消 費量增加的原因 。由于石油業(yè)與國民經(jīng)濟各行業(yè) 存在著密切的關聯(lián) , 中國重化工業(yè)階段對石油資 源耗費最多的產(chǎn)業(yè)是石化 、 鋼鐵 、 運輸?shù)刃袠I(yè) , 而 這些產(chǎn)業(yè)恰恰支撐著當前中國經(jīng)濟的發(fā)展 。因 此 ,中國應該著力進行產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整 ,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結 構的輕量化和高級化 。在這一調(diào)整過程中 , 應該 使第二產(chǎn)業(yè)比重有所下降 , 第三產(chǎn)業(yè)的比重不斷 增加 ,使有限的石油資源更多地流向能耗較低的 第三產(chǎn)業(yè) ,在國民經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮更大的作用 。 ( 3) 中國石油消費與經(jīng)濟增長之間的關系具 有不確定性 。從總體上看 , 石油消費量與經(jīng)濟增 長之間的正相關性毋庸置疑 。在因果關系方面 , 兩個不同時間序列反映了不同的時代特征 , 得出 完全相反的結論 。1953 — 2004 年長序列既包含 35 年封閉的計劃經(jīng)濟時期又包括改革開放的新 經(jīng)濟增長時期 , 而且封閉時期的經(jīng)濟特點不可避 免地有其歷史慣性 , 會延續(xù)到改革開放之后的較 長一段時期 ,使這一時期不可能準確概括中國經(jīng) 濟的發(fā)展特點 。因此 ,筆者認為 ,研究中國石油消 費與經(jīng)濟增長之間的關系要把兩個不同的時間序 列有機地結合起來 , 才能全面認識二者之間的本 質聯(lián)系 。 參考文獻 :

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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 ( 責任編輯 : 王 　 ) 薇
? 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.

Time2dependent Analysis of Relation Between Oil Consumption and Economic Growt h in China
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  本文關鍵詞：中國石油消費與經(jīng)濟增長關系的時間序列分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。