能源与经济增长范文

导语：如何才能写好一篇能源与经济增长，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

固定资产投资增长 18-20%

CPI 受PPI传导影响大

在调整中发展是未来两年中国宏观经济的基调，我们预测2005年GDP增长为8-8.5%，固定资产投资增长为18-20%。

大国经济在每一个成长时期都有一些明显的关键点，2005年把握中国经济脉搏的将是能源和金融。能源和金融维系着中国经济增长的底线，解决好能源和银行问题事关全局。

能源价格上涨向下游传导

2004年煤、电、油、运的全面紧张向我们传递出清晰的信号，即能源与经济增长出现了脱节。中国经济的任何波动都改变不了增长全面启动、经济处在重化工业长周期的上升初期这一基本事实，这决定了中国对能源的高度依赖，而目前的能源总量供给却跟不上经济增长的需求，能源瓶颈将继续存在。

2003、2004年对电力行业的大规模投资或许可以在未来两年内部分解决用电紧张问题，但是中国能源紧缺的问题却不会因为电力投资而得到解决。

中国的能源结构以燃煤火电为主，电力很大程度上受制于煤炭产业的发展，而煤炭这种不可再生资源不可能无限制地增长。

能源问题的复杂性在于，它对财政政策和货币政策的变化并不敏感，仅对下游的需求有弹性，而且作为能源上游产品的石油对中国经济而言是一种输入型因素。由于能源产品的价格传导作用，其定价具有牵制其他产业发展的先行指标的功能，影响其他行业的盈利和产业布局。2004年工业品价格（PPI）上涨大大高于居民消费品价格（CPI），上下游产品价格背离现象严重，能源等上游产品价格上涨向下游传导只是时间问题，PPI对CPI的传导将是2004年留给2005年的难题。

我们预计2005年石油价格的回落不会减轻中国能源的压力。如何制定一个有效的能源政策，改善中国的能源结构，是2005年绕不开的问题，否则实现经济增长远景目标的努力将失去基础。

经济增长依赖资本投入凸显金融安全问题

近年来中国经济增长更多地依赖资本投入和资本形成机制，资本密集型产业的增长速度明显快于劳动密集型的增长速度。2005年，固定资产投资增速会降低，但财政投资过大、投资回报率低、资本价格扭曲、银行运行机制不畅等在2004年被进一步揭示的问题，需要在2005给予重点解决。

国有商业银行以上市为重点，寻求正面突破，将是2005年金融改革的重中之重。

篇2

【关键词】经济增长 能源消费 相关性 重庆市

本文选取1978~2009年的煤炭、石油、天然气、水电消费经济数据（单位：万吨标准煤），与重庆GDP（单位：亿元）数据来研究经济增长与能源消费之间的关系。利用1978以及1979年以后数据进行移动平均处理对1979年数据估测。为消除物价变动的影响，对GDP进行物价平减处理。分别以gdp、tec、oil、coal、gas、ew表示重庆地区生产总值、能源消费总量、石油消费总量、天然气消费总量以及水电能源消费总量（单位：万吨标准煤）。同时为减轻可能存在的多重共线性以及降低数据的波动性以便对协整方程进行解释，本文将其各个指标取对处理。

重庆经济增长与能源消费之间关系的实证分析

对数据进行ADF单位根检验。本文采用ADF单位根检验法对重庆1978~2009年lngdp、lntec、lnoil、lncoal、lngas、lnew经济数据进行平稳性检验（见表1）。结果表明原变量均是非平稳的时间序列，但是其一阶差分序列变量都是平稳的，所以他们均是非平稳的一阶单整序列I（1）。

协整分析。协整关系是指变量间的长期稳定均衡关系。一般有两种研究方法：基于大样本的Engel-Granger两步法以及基于VAR模型采用极大似然法检验变量之间协整关系存与否的Johansen检验法（JJ检验法）。第一，经济增长与能源消费总量之间的协整检验。鉴于1978~2009之间的样本容量大于30，我们采用EG两步法对lngdp与lntec之间协整关系进行检验。第一步利用OLS法估计方程为lngdp=-6.505705+1.591032lntec，t=（36.74754）（方程1）。其中R2=0.977542，说明方程的拟合程度较好，t统计量显示变量系数值通过10%显著水平检验从而证实了变量lngdp对lntec的优良解释能力；第二步首先定义残差序列resi=lngdp+6.505705-1.591032lntec，然后对该残差序列进行单位根检验（表2），结果表明在SIC原则下，其在10%水平上是显著的，从而可以得出GDP与能源消费总量具有长期均衡关系的结论。对协整方程实证分析表明：排除投资、出口以及能源之外消费对重庆经济增长的影响，长期来看经济增长的弹性系数为1.59，经济增长对能源消费的依存度较高。

第二，对重庆GDP增长与能源消费结构关系的协整分析。由于1978~2009年间涉及32个样本，应采用JJ检验法对lngdp与lncoal，lnoil，lngas，lnew的长期关系进行检验。因为JJ检验对VAR模型最优滞后阶数选取比较敏感，应采取相关准则确定最优滞后阶数。根据Johansen协整检验的最优滞后阶数比无约束VAR模型的最优滞后阶数小1的结论，首先应确定无约束VAR模型的最优滞后阶数，鉴于LR、FPE、AIC、SC、HQ五个指标中有四个指标最优滞后期数为1，可以确定Johansen协整检验的最优滞后阶数为0。参考能耗时间序列皆为I（1）的结论并根据检验的相关原则，我们选取不含截距项c和含有趋势项t的模型对多变量VAR模型进行显著性为1%上的检验，根据最大特征根与迹检验结果结果，得出一个符合条件的协整方程：

Lngdp=0.249497lncoal-0.004691lnoil+0.629444lngas+0.440221lnew+0.004982t（方程2）

对方程的实证分析表明：排除其他经济增长影响因素变动，实际能源消费中煤炭资源支出每增加1%经济增长约为0.25%，可见煤炭资源的消费对经济增长有正向作用，然而因经济增长核算体系的改革煤炭资源消费对经济贡献并不明显；石油能源消费每增加1%，经济增长下降0.005%，可能是由于石油能源的开发挤占了对经济贡献度较大的能源开发预算而达不到政策目的，石油能源消费与经济增长关联度不大。天然气能源消费每增加1%经济增长0.63%，对经济增长有明显的正效应，这是由于城市居民生活能源消费结构的优化，开始以天然气以及电力等清洁能源为导向；水电能源消费支出每增加1%经济增长0.44%，显示出了清洁能源在促进经济增长方面强大后劲。

格兰杰因果检验

采用Granger因果关系检验法对重庆能源消费结构与GDP之间的granger因果关系进行检验。

对能源结构与经济增长granger因果关系的实证分析及政策建议

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[关键词]能源消费；经济增长；能源价格；最优能源强度

一、引言

近年来，随着能源价格以及我国能源消费弹性的不断上升，降低经济增长中过高的能耗已经成为社会共识，节能降耗逐渐蔚然成风。然而，有一点不容忽视的是，许多学者如John Asafu-Adjaye（2000）的实证研究表明，能源消费与经济增长存在着双向因果关系。[1](615-625)这不仅意味着经济增长引起了能源消费的增长，而且表明经济增长对能源消费存在依赖性。因此，如果节能降耗超过一定界限，继续控制能源消费将损害经济增长。例如，当年美国之所以退出京都议定书, 其主要原因就是因为限制能源消费必然损害美国的经济增长。[2](17-21)因此，对中国来说，在当前经济尚处于人均1500美元的低发展水平下，加快经济增长无疑应该是第一任务，节能降耗必须在不影响经济增长的前提下逐步推行。由此我们所提出的问题是，我们应该将能源消费降低到什么程度？是否存在这样的最优能源消费规模――这个最优能源消费既能保证经济增长率最大化的实现，又能杜绝能源浪费？如果存在,最优能源消费规模是什么？这在以往的研究中并没有给予充分的回答。

为了解决上述问题,我们拟做一尝试，首先通过一个内生增长模型对能源消费与经济增长的关系进行分析，以证实使经济增长率最大化的能源强度的存在性。在此基础上，我们估计了近年来我国最优能源强度，测算了实际能源强度与最优值的差距，并指出相应的政策含义。

二、理论框架

我们假定一个封闭经济，并且假设一个呈现出对资本和能源的不变规模报酬的科布－道格拉斯生产函数：[3](189-200)

其中Yt为产出；Kt为广义资本存量，它既包括人力资本也包括物资资本；Et为能源投入；0＜α＜1；在上述生产函数中，生产只对Kt和Et两种投入表现出规模报酬不变的特点，如果能源投入没有相应的增长，经济仍将面临着对广义资本Kt的积累的报酬递减。我们还要注意到从能源投入Et的增加可以提高资本的边际产出的意义上说，生产函数的这个形式意味着能源投入与资本投入是互补的。即是，能源作为生产过程中的必要投入，并不能被其他要素容易的替代。

能源强度τt=Et/Yt是能源投入与产出的比率，它意味着每生产一单位的产出需要多少单位的能源。定义用货币表示的能源支出为Rt=βtEt=βtτtYt,其中Rt为能源支出，βt为能源价格。

假定产出可被用于消费、广义资本的积累以及能源支出。为了简单，假定资本的折旧为零。因此资本积累方程为：

我们知道一个把家庭与企业截然分开的模型与一个其中家庭直接从事生产的理论框架是等价的。如果我们采用家庭同时也是产品生产者的规定，则汉密尔顿方程（当人口增长率为零时）为：

其中λ为拉格朗日乘子；ρ＞0为消费者的主观时间偏好率。我们采用通常的效用函数形式，U(Ct)=(C1-θt-1)/(1-θ)，其中θ＞0为边际效用弹性，它是跨期替代弹性的倒数。我们很容易就可以得到消费增长率的熟悉形式：①

三、我国最优能源强度分析

根据理论分析，我们将考察近年来我国最优能源强度，并计算出实际能源强度对最优值的偏离。由于不能得到能源价格βt，所以无法通过τ=(1-α)/βt直接计算最优能源强度。但是我们可以借鉴Young-Seok Moon,Yang_Hoon Soon（1996）的思路，先计算一个基期最优能源强度τ基期，然后通过τt=(1-α)/(EPIt•β基期)=[(1-α)/β基期]/EPIt=τ*基期/EPIt就可以得到第t年的最优能源强度，其中EPIt为能源价格定基指数，本文用燃料类商品零售价格定基指数近似表示（见图3）。

实际上，我们仍然无法通过(1-α)/β基期计算出基期最优能源强度τ基期。但从1978―2004年我国燃料类商品零售价格指数曲线（见图3）可以看到，燃料价格在1978―1987年间变动却非常小。如果我们忽略这个微小的变动，假设1978―1987年燃料价格是不变的，那么这个粗略的假设就向我们提供了一个可能性：由于能源强度τt和经济增长率γ的关系是倒U字型，所以可以通过γt=c+α1τt+α2τ2t+εt来估计这一既定的未知价格下的最优能源强度。虽然估计时可用的样本容量很小，但我们还是可以得到1978―1987年间的最优能源强度为τ＝11.4204（万吨标准煤/亿元）。④将这个最优能源强度与1978―1987年间我国实际能源强度对照后发现，它应处于τ1984=11.5089（万吨标准煤/亿元）和τ1985=10.9689（万吨标准煤/亿元）之间，而1984年的实际能源强度更接近于这个最优值（见表1）。通过观察1978-1987年我国的经济增长率可以发现，最大化经济增长率的确出现在1984年（见图4），因此这一估计结果还是可信的。我们用这一最优能源强度近似地表示τ1984=(1-α)/β1984，并将其作为基期来计算我国近年来的最优能源强度。

由于能源价格并不总是处于一个基本稳定的状态，常常受各种各样因素的影响而发生变动，其中最主要的是国内政府以征税和补贴等方式所进行的干预、能源输出国家的市场支配力量、超级大国和国际大资本对国际能源价格的操纵和控制等。⑤因此，在众多因素的影响下，我国燃料类商品零售价格在1988年开始迅速上升，尤其近几年急剧上涨的趋势更加明显。而与能源价格上涨相对应，最优能源强度必将下降。下面我们将大体计算能源价格上涨后我国的最优能源强度以及实际能源强度与最优值的差距。我们首先计算出以1984年为基期的我国各年燃料类商品零售价格指数EPIt，然后通过τt=τ1984/EPIt就可以得到第t年的最优能源强度，其中1995―2004年的具体数值见表2。⑥

表2中数据表明，我国实际能源强度远远大于最优值，并且二者差距的演变轨迹为：大小大。从第（1）栏中实际能源强度数据可以看到，在2002年以前，由于经济体制改革对能源X低效率的改进、产业、产品结构和能源品种结构的优化以及能源消费结构变化等原因，我国能耗下降很快，实际能源强度从20世纪80年代的10万吨标准煤/亿元以上降低到近几年的4-6万吨标准煤/亿元，但是能源强度不断降低的趋势并没有持续下去，在2001年达到历年来的最低值4.6980万吨标准煤/亿元后，从2002年起重新开始上升。那么这是否意味着2001年的能源强度已经小于最优值，而其后的回升是向着最优值的回归呢？答案是否定的。第（3）栏的最优能源强度数值显示，2001年我国的实际能源强度仍然大于其最优值，并且之后实际能源强度不断偏离相应价格下的最优值。到2004年，实际能源强度高于最优值已经达到了3万吨标准煤/亿元以上。出现这种现象的原因是什么呢？表3的数据给予了很好的解释：近几年各行业能源强度的普遍上升导致了总体能源强度不断提高；而工业过高的能源强度对总体能源强度处于较高的水平起了举足轻重的作用。这表明，在现阶段我国工业化的进程中，经济增长仍然具有明显的数量扩展特点，高度依赖于能源的供应和消费，工业化的高耗能特征依然没有完全改变。因此，节能降耗任重而道远。

四、政策建议

本文首先通过一个内生增长模型对能源消费与经济增长关系的分析，以证实使经济增长率最大化的最优能源强度的存在性。在此基础上，我们估计了近年来我国最优能源强度，并测算了实际能源强度与最优值的差距。结果表明，近几年我国实际能源强度高于最优值达3万吨标准煤/亿元左右，并且有逐渐扩大的趋势。因此，这一结论所带来的政策含义可能值得我们注意：

首先，要迅速降低能源消耗。我国经济增长严重依赖于能源的消费,而能源的消费形势必将制约着我国经济的可持续发展,经济增长与能源消费之间存在着极不和谐的状况。为了实现经济增长与能源消费的协调发展，必须采取必要措施使我国的能源强度降低。从定性分析来看,能源消费包括两部分:一部分是由生产技术水平所决定的,一般说来,这部分消费与经济增长的关系在短期内不会发生较大变化；另一部分是由管理水平、市场环境等因素决定的，这部分能源消费在短期内的可变性较大。因此，有必要采取相应的、行之有效的措施降低过高的能源消耗。具体来说,在短期内，应该采用市场与管理相结合的手段实现节能降耗：（1）通过价格调整来引导企业和个人对能源的使用。由于目前我国对能源价格的管制，导致能源价格偏低，使能源价格无法反映供需关系，也无法调节能源的使用，这对节能降耗是不利的。因此，要充分利用市场形成能源价格来调节能源的供求，以引导企业与个人的能源消费；（2）国家可以在短期间内通过节能以及税收等政策措施进行严格管理，使能源浪费严重的现象得到有效控制。当然，从长期来看，节能降耗最终必须依靠技术进步。大量的实证研究都已证实了这一点。国家应调整现有的科研体制和科技政策，将政策重点倾斜在研究和采用有利于能源开发、利用的新技术,并通过政策引导和鼓励企业进行创新、应用并推广节能技术,提高能源的使用效率，降低单位产值的能耗，以及开发节能产品和实现产品的升级换代，实现能耗的降低。

其次，节能降耗必须以保持最优能源强度为前提。由于我国的能源强度远远高于发达国家或世界平均水平（如2002年我国比美国高出4.1倍、比英国高出6.2倍、比日本高出13.3倍、比澳大利亚高出4.7倍），所以在以往的文献中，学者们常常将我国的能源强度与发达国家或世界平均水平相比，以强调我国节能降耗的必要性和紧迫性。但是我们认为，由于各国国情不尽相同，生产技术存在很大差异，因此至少在目前的一段时期内，我国节能降耗的标准尚不能按照发达国家或者世界平均水平来设计，而应立足中国国情，以既定技术水平下的最优能源强度为前提，在不影响经济增长的前提下降低能源消耗。而在长期中，伴随着生产技术不断提高，能源强度将会不断降低，我国的能耗最终会降低到发达国家或世界平均水平，但这应该是一个循序渐进的过程,不能期望在短时间内立竿见影。我们应该全面而正确地理清、认真地处理好能源消费与经济增长之间的关系,使二者得以有效的协调、兼顾，防止从一个极端走到另一个极端，从盲目追求经济增长的数字指标转移到盲目追求节能降耗的数字指标，从而顾此失彼，这对能源和经济的可持续发展都极端重要，这也是中国政府在制定经济发展战略和经济政策以及能源战略和能源政策时必须考虑的问题。

注 释：

①将Yt=AKαtE1-αt代入Et=τtYt得到Et=τ1/αtA1/αKt，然后将其代入Η/Κt，整理后就可得到。

②对（4）式求关于τt的导数并令γτt=0，然后经过简单计算就可以得到。

③图2仅仅是为了显示能源价格变动后最优能源强度的变动情况，而最优能源强度变动后相对应的最大化经济增长率是上升还是降低并不确定。

④根据函数有极大值的条件可知，γ关于τt的二阶导数2γt/τ2t=2α2应该小于0，即α2＜0。其中最优能源强度规模由下式决定：α1+2α2τt=0，即τt=-α1/2α2。因此采用最小二乘法最终估计结果为：γt=-1.7930(2.6035)+0.3586(2.8778)τt-0.0157(-2.9901)τ2t+[AR(2)=-0.1740(-2.6961)],R2=0.5331。所用真实GDP等于名义GDP除以GDP平减指数,其中GDP平减指数法借鉴马树才、孙长清（2005）的方法。

⑤从这个意义上讲，理论分析中的封闭经济是一个很不真实的假设。尽管这一假设很极端，但由于我们所关注的是能源价格上涨对最优能源强度的影响，而不是分析能源价格上涨的原因，所以封闭经济的假设可以简化理论分析，而不会对结论产生影响。

⑥在上文中我们假设用估计的最优能源强度近似表示由(1-α)/β1984计算得到的τ1984，但是如果二者完全不相等，那么由我国能源浪费严重的实际情况可以肯定，计算得到的最优值τ1984一定小于通过估计得到的最优值。因此可以推测，如果用计算得到的最优值τ1984作为基期，表2中1995―2004年的最优能源强度会更低，实际能源强度与最优值的差距会更大。

主要参考文献：

[1]John Asafu-Adjaye.The relationship between energy consumption, energy price and economic growth: time series evidence from Asian developing countries[J]. Energy Economics,2000(22).

[2]韩智勇, 魏一鸣, 焦建玲, 范 英，张九天．中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J]．系统工程，2004（12）．

[3]Young-Seok Moon,Yang_Hoon Soon.Productive energy consumption and economic growth: An endogenous growth model and its empirical application[J].Resource and Energy Economics,1996(18).

[4]张明慧，李永峰．论我国能源与经济增长关系[J]．工业技术经济，2004（4）．

Optimal Energy Intensity and China's Economic Growth

Ding JianxunAbstract: Using an endogenous growth model, this paper analyzes the relationship of energy consumption and economic growth, it proves that the optimal energy intensity that maximizes economic growth rate exists and the optimal energy intensity and energy price change in opposite directions. Based on that, we estimates China's optimal energy intensity and calculates the gap of the actual energy intensity and optimal energy intensity. The result shows that China's actual energy intensity is about thirty thousand tons of SCE/hundred million Yuan. In conclusion, we bring forward the suggestion of reducing energy consumption under the precondition of keeping the optimal energy intensity.

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【关键词】能源消费，经济增长，弹性系数，能源消费强度

一、能源生产结构与生产规模

1、能源生产结构。1995-2008年，河北省能源生产量呈现逐步上升趋势，从6619.56万吨标准煤增长到7040.75万吨标准煤，但能源生产基本没有改变。原煤在能源生产总量中一直保持在85%以上；石油产量比重到2008年为13.05%；天然气比重2008年0.28%；由于河北省水力资源缺乏，水电比重一直低于1%，2008年为0.28%。

2、能源生产规模。河北省能源行业固定资产投资总的来说没有明显规律，但自2002年之后呈逐年加大的趋势。在2000年能源行业投资曾高达166亿元，但之后的4年里都未超100亿元，最近两年呈上升趋势。从河北省能源行业的投资来看，以煤炭发电为主的投资指向是明显的，而以煤为主的能源生产结构在逐渐弱化，石油和天然气开采业由于受自然资源的限制其投资也逐渐减小，这种投资取向虽然弱化了煤炭生产，但煤炭消费尤其是煤炭发电去路在强化。

二、能源消费结构

1、分品种能源消费结构。河北省能源消费量随着经济的快速发展也在大幅度增长，1995-2008年，能源消费量由8892.41万吨标煤增加到24225.68万吨标煤。以煤为主的能源生产结构决定了河北省能源消费结构也是以煤为主，并且近20年来各种能源的消费比重变化不大，能源消费结构稳定，1999年以来煤炭在能源消费总量中的比重一直高达85%以上。

2、产业能源消费结构。

河北省第一产业能源消费量从2000年的172.86万吨标准煤增加到2007年的585.50万吨标准煤，年均增长6.35%，在能源消费总量中所占比重很小，保持在1%～3%；第二产业能源消费量由2000年的5315.02万吨标准煤增加到2007年的18049.16万吨标准煤，年均增长15.79%，在能源消费总量中所占比重自2005年以来一直城70%以上，并呈上升趋势。可见，第二产业仍然是主要的能源消费产业，要想实现可持续发展减少环境污染，完成十一五节能减排目标，必须逐步降低第二产业能源消费量；第三产业能源消费量由2000年的540.13万吨标准煤增加到2007年的1471.63万吨标准煤，年均增长6.66%，但能耗增长速度慢于第二产业的能耗增长速度。由此，河北省虽然已意识到第二产业过重，也一直在倡导减小第二产业比例，但还并未实现产业结构优化，相反却增加了第二产业的比重。

三、能源消费特征

1、能源消费总量随着经济增长呈现直线上升的趋势。1990—2007年，河北省能源消费总量增长了三倍多，主要是由于占能源总消费量80%以上的煤炭消费量增长了三倍多，石油消费量增速略高于煤炭增速，电力消费量增长了近5倍，其增速远大于煤炭和石油。

2、天然气和水电消耗长期处于较低水平。天然气和水电是比煤炭和石油更干净高效的能源，而石油供应短缺趋势严重，所以加强天然气和水电的开发利用已成为当务之急，即使受自然资源的限制，也应加大调入力度。

3、能源消费在三产中的结构不合理。三产业能源消费中，第二产业占了绝大部分比重，超过了70%，并且这一比重还有增大的趋势。这和河北省目前正处于工业化中期、型经济发展和重工业、高耗能产业所占比重大都有直接关系，随之也带来了严重的环境污染问题。由此当前节能降耗工作的重中之重仍然是调整经济结构，降低第二产业的比重，大力发展第三产业。

四、提升河北省能源消费与经济增长协调发展的举措

1、降低能源消耗。能源效率直接影响产品的竞争能力和国家的竞争能力。因此，当前世界各国均把提高能源与资源利用率作为技术创新的核心和主要目标。我国“十一五”规划中，明确提出了把增强自主创新能力作为国家战略。依靠自主创新实现能源工业的技术进步、提高能源利用效率，首先要加强能源领域的基础研究，前沿技术研究和社会公益性科技研究，使我国在节能等重点领域和关键环节取得技术突破；其次是要以企业为中心，形成产学研相结合的技术创新体系；第三是要运用多种鼓励手段，促进科技成果向现实生产力的转化。

2、开发可再生能源。要解决能源问题就必须大力开发可再生能源，从目前以煤为主的能源结构，调整为以可再生能源为主、天然气、石油和煤炭共存的多元能源结构。河北省的可再生能源主要有风能、地热能、太阳能和生物质能。河北省为风能资源大省，同时地热资源、太阳能资源、生物质能也很丰富，这些可再生能源都有无污染，可再生的特点，其进一步发展，既需要优惠的政策支持，也需要强大的资金支持，证券市场金融资本、外资和民间资本的积极进入，能够有效推动能源和可再生能源行业的发展。

3、调整经济结构。河北省的能源利用效率还有很大的提升空间，这应该从两方面来抓。一方面努力调整经济结构。增加第三产业比例，尤其要大力发展现代化服务业，即从以生活型服务业为主转向发展生产型服务业，减小第二产业及其内部高耗能行业的比例，从总体上减小能耗。另一方面提高能源生产利用率，降低设备能耗和单位产品能耗，从技术层面来节能，通过建立健全能源加工转换数据。

4、大力发展环保产业。环保产业是环境保氕 技术保障和物质基础，是未来经济中最具潜力的新的经济增长点，也是今后一段时期国家财政支持的重点。因此，我们要利用这一有利时机，加快环保产业结构调整，促进结构优化和产业升级。巩固和提高具有比较优势、国内市场需求量大的环保技术和产品，依法淘汰设计不合理、性能落后、市场供大于求的生产技术、工艺和产品。培育在环保产业中具有较强竞争力的重点企业，实现环保产业规模化、集约化经营，提高经济效益和市场竞争力。

五、结论

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关键词：资源诅咒；能源供求比；经济增长

基金项目：国家社会科学研究项目(07BJY110)

作者简介：陈仲常(1949-)，女，重庆人，重庆大学贸易与行政学院，教授、博士生导师，主要从事产业经济与人口、资源与环境经济学研究。

中图分类号：F127；F224．0　文献标识码：A　文章编号：1006-1096(2008)03-0057-04　收稿日期：2008-03-28

发展与贫困是当今世界的主题之一，许多自然禀赋丰富的国家或地区，未必是经济增长最快的区域，甚至相反，自然禀赋丰富的国家或地区，却成为落后的区域，形成了所谓的“富饶的贫困”。经济学家们将这种现象解释为“资源诅咒”，其涵义是指自然资源对经济增长产生了限制作用，资源丰裕经济体的增长速度往往慢于资源贫乏的经济体。

一、关于此问题研究的基本情况

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关键词：能源消费；经济增长；关联性实证分析

中图分类号：F127 文献标识码：A

收录日期：2016年1月28日

一、研究背景

近年来，新疆经济发展迅速，能源消耗比往年增长19.2%，而煤炭消费占消费总量的68.4%，大量的煤炭利用加重了环境的污染。为此，加快优化能源结构并使其高效转型是未来新疆能源发展应该抓住的重点，亦是可持续发展的必然诉求。

二、新疆能源消费与经济增长统计分析

本节主要从新疆能源消费以及经济增长的增长率指标出发，分析两者的变动趋势，从而推断出新疆能源消费与经济增长之间可能存在的因果联系，为实证分析做准备。

（一）能源消费增长率趋势分析。从图1可以看出，变动最为剧烈的是天然气的增长率，从2000年的负增长在2001年有了很大的提升之后又趋于缓慢，这可能是在亚洲金融危机之后在其他能源增长率都低的情况下采用天然气来替代其他能源；而石油增长率在2005年得到了快速的增长，在2009年又下降至最低增长率点。到了2012年，除了水电增长率一直在增加以外，其余能源增长率都开始呈现出下降趋势，这可能是因为我国经济不再追求速度而是注重节能环保、低碳发展。（图1）

新疆形成了以煤炭为主的能源消费结构，但由于技术落后、经济发展滞后等原因，新疆能源利用效率与全国有很大差距。新疆在追求经济增长的同时，除了尽量减少能源消费量外，还应更注重能源利用效率的提高。

（二）经济增长率趋势分析。从图2可以看出，新疆GDP增长率趋势紧紧围绕着全国GDP增长率变动而变动。且有时快于全国生产总值增长率。2008年两者同时呈现出下降趋势，且下降趋势十分严重，这都是由于全球金融危机导致的。新疆GDP增长率下降到了13年以来的最低点。这对新疆的经济增长造成了严重的影响。而从2009年开始又开始急速上涨达到了13年以来的增长速度最高点。然而在2010年又随着全国GDP增长率的下降又开始下滑。这可能是新疆开始发展节能减排经济、注重调整优化能源消费结构所造成的结果。（图2）

新疆经济增长相对还是比较迅速（除2009年金融危机）。经济增长与能源消费理论上具有一定的关系，但是否确实具有紧密相关的联系，需要做相应的关联性实证分析。

三、新疆能源消费与经济增长关联性实证分析

（一）新疆能源消费对经济增长的影响。本节以经济增长和能源消费作为研究对象，探讨能源消费对经济增长的影响。在选择经验函数形式的时候，本文选取Cobb-Douglas生产函数：

Y=KαLβEγ

为简化起见，将此式化为线性方程（取对数），且估计出来的参数可代表弹性。

lnY=αlnK+βlnL+γlnE

进行实证分析时首先要确定变量是否平稳，如果平稳则直接进行格兰杰因果检验，以及采用OLS进行回归估计出参数即GDP能源弹性；如果变量非平稳，则建立岭回归模型来对其进行分析。因此，选择2000～2013年的新疆能源消费总量与新疆GDP（以2013年的不变价格平减）以及就业人口总量和固定资产投资（以2013年为不变价格平减）的时间序列数据进行分析，并依次将其设为“E”（能源消费总量）、“G”（新疆GDP）、“L（新疆就业人口总量）”、“K”（固定资产投资）。（图3）

从图3可以看出，所有变量在取对数后都呈现出逐渐上升趋势，其中能源消费总量、国内生产总值和固定资产投资上升幅度较大，而就业人口总量增长相对较缓，它们之间可能存在着相关趋势，但是序列是否存在平稳则需要进行相关的检验。因此，运用单位根检验来对数据进行检验分析。（表1）

上述检验结果可以大致看出，原始变量中只有lnG数据序列是平稳的，而lnE、lnK及lnL在差分之后都平稳，其中lnK为二阶平稳，其余为一阶平稳，故不能进行协整检验和格兰杰因果检验。所以将lnG作为因变量，其余变量作为自变量对其进行线性模型估计得出结果，如表2所示。（表2）

从上述结果可以看出，DW检验接近于2，证明这个变量间不存在自相关问题，而从vif的值中可以大致看出，lnE和lnL的值较大而lnK的值相对较小，证明存在较大的多重共线性。接下来建立岭回归模型得出结果，如图4所示。（图4）

默认的k从0～1，步长为0.05。从图4结果可以看出大致k从0.03步长开始后，岭迹开始大致的呈现出平稳状况。故我们取k=0.03，尔后继续做岭回归，得出结果如表3所示。（表3）

从上述结果中我们可以得到模型的未标准化和模型的标准化回归方程：

未标准化：lnG=-9.4479+0.3350lnE+1.0113lnE+0.9679lnL

标准化：lnG=0.3492lnK+0.3039lnL+0.3411lnE

故标准化后的模型方程即为消除共线性后的模型。且从各变量的参数值中我们可以看出，固定资本对新疆GDP的影响力最大，而能源消费对GDP的影响次之，影响最小的则是就业人口（劳动力）。

从上述一系列的模型分析中我们可以看出，虽然能源消费对gdp的影响不如固定资本对GDP的影响，但是还是会影响到经济的增长，故新疆能源消费对经济增长有一定的影响。

（二）新疆经济增长对能源消费的影响。为了反映新疆经济对能源的依赖程度，本节对能源消费量和新疆生产总值两个变量做协整分析，数据使用的是2001～2013年主要年份的能源消费总量和新疆GDP。

分别对“E”（新疆能源消费总量）变量和“G”（新疆国内生产总值-不考虑价格因素）进行ADF检验。为了消除可能存在的异方差，将两变量分别取对数并设为lnE、lnG；但是去对数可能会造成虚假回归，故先进行平稳性检验（单位根检验法）得出的结果如表4所示。（表4）

从以上对LNE、LNG两变量进行不含截距项与趋势项的检验过程中得出它们在5%水平下都拒绝原假设。这表明LNE、LNG的二阶差分都是平稳序列。

通过单根检验可知两变量为同阶单整，可考虑两者之间存在协整关系，用EG两步法进行协整检验。先得到协整回归方程，后对模型残差序列进行单位根检验。对2001～2013年主要年份的相关数据进行协整回归。（表5）

由表5可知其回归方程为：LNE=3.24271+0.675915LNG+et

R-squared=0.980398，F=600.1705。从R2可以看出模型的拟合度相当的高，比较接近于1，所以此回归拟合度比较好。若要得到LNE与LNG具有协整关系，则需对其残差序列et进行检验，检验结果如表6所示。（表6）

如表6的二阶差分单检验结果所示：序列et在没有截距项和趋势项下ADF值为-3.710284，均小于1%、5%和10%显著性水平下的临界值，故残差et是平稳的，因此LNE与LNG之间存在协整关系，LNE和LNG长期均衡。

可知，新疆生产总值每增加一个百分点将使能源消费量增加0.675915个百分点。由此可以看到，长期以来新疆经济增长都对能源消费有很大的依赖性，要想实现经济的快速发展，则需要消耗大量的能源。

为了探讨LNE与LNG之间存在的因果关系，因为两变量在二阶为平稳变量，故我们用LNG2、LNE2表示二阶差分后的变量并用来进行格兰杰因果关系检验。并且将变量LNG2滞后一期为LNG1，再将LNG1与LNE进行格兰杰检验后得出结果如表7所示。（表7）

从上述结果可以看出，LNG1不是LNE2的格兰杰原因在1%的显著性水平下拒绝原假设，而LNE2不是LNG1的格兰杰原因不拒绝原假设。LNG1是LNE2的格兰杰原因，即下一期经济增长对当期的能源具有强烈的依赖性。经济快速增长是会刺激能源供给的。这也说明新疆的经济增长仍然处于依赖大能源消费数量的阶段。

从上述对经济增长与能源消费总量之间的关系进行研究后得到：能源消费与经济增长之间存在一定的关系：一方面经济增长对能源具有一定的依赖性，能源短缺会对经济增长带来严重的负面影响；另一方面经济的快速发展将会刺激能源的需求。总而言之，经济增长、能源消费之间是密切相关的。故应采取相应的措施来使两者之间产生积极的相关影响且不受阻碍，这样才能促使新疆在经济能源变革的背景下以更快、更好、更有效的方式发展经济。

四、相关对策建议

（一）实施可持续能源发展战略。新疆经济的发展很大程度依赖于能源消费，如何使能源使用、经济增长不彼此冲突，这就需要实施正确而有效的能源发展战略。首先应长期实施节能优先战略，由政府机构制定相应的经济政策如能源价格制定政策和清晰的能源鼓励政策来支持清洁能源和可再生能源的使用，贯彻执行并保障政策的执行力度，从而实现能源的可持续发展。

（二）推进技术进步，提升能源效率，发展循环经济。学会对新能源和可再生能源的合理开采技术；开发出新能源后又要积极有效率的利用新能源，将其用在对经济增长产生效益的方面。实现“资源―产品―废弃物―再生资源”的循环过程能更有效的利用资源，以小能耗成本实现大的经济和社会效益。

（三）树立节能减排意识。节能减排与人民的生活息息相关，宣传节能减排意识，并通过政府、社会组织等部门引导人民广泛参与节能减排活动，树立节约、绿色消费观念，提高人民节能减排意识，让节能减排意识深入民心，实现全方位的节能减排目标。

主要参考文献：

[1]杨冠琼.经济增长与能源消费――山东省的经验证据[J].经济管理，2006.22.

[2]赵进文，范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究，2007.8.

[3]齐绍洲，罗威.中国地区经济增长与能源消费强度差异分析[J].经济研究，2007.7.

[4]谢松，刘庆和.贵州的能源消费与经济增长[J].贵州社会科学，2007.12.

篇7

关键词：能源消费；经济增长；面板数据；参数估计

一、引言

目前，中国经济正处于高速增长时期，也是经济结构、城市化水平、居民消费结构发生明显变化的阶段。这一系列的变化刺激了我国能源消费的急速增长。2014年，中国能源消费总量36亿吨标准煤，比上年增长5.9%。2014年，中国进口原油3.08亿吨，同比增长9.4%，居世界第二位，原油对外依存度达到60%。同时，中国也是世界第二大煤炭进口国。工业生产高能耗的粗放增长方式必然导致能源短缺，使得能源供需不平衡的状况日益突出，这种能源短缺反过来又会制约经济的增长。因此，处理能源消费和经济发展的关系成为十分重要的课题。

二、研究方法

1.变量选取

经济学中生产函数是表示生产投入与生产产出之间技术经济关系的重要理论模型。Nerlove（1965）将原来的C-D生产函数扩展为：。这在原有C-D生产函数的结构基础上增加了和能源投入有关的乘子，能源因素的影响从C-D生产函数中剥离了出来，形成独立的第三要素。根据统计数据，为我国经济增长提供能源消费支持的主要是煤炭、石油和电力（曾胜，2008）。考虑到内生增长模型以技术进步为核心，因此本文以Lucas（1998）的内生增长模型为指导，把能源消费量的投入细分为煤炭、石油、电力，则扩展的C-D生产函数为：。

2.数据处理和来源

本文利用我国29个省或直辖市1995-2013年的面板数据（由于数据原因未包括重庆和）。数据来自于《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》。由于经济增长和能源消费量等指标与人口数量密切相关，且我国各地区人口数量差异较大，为了真实反映个指标的真实水平，本文均使用平均数据。为便于数据可比较和减少异方差，所有数据均取对数，其中各变量的具体数据及构造如下。

（1）人均GDP：为消除物价变动影响，以1978年作为基期，记为lnY。

（2）人均资本存量：采用永续盘存法计算，记为K。

（3）人均有效劳动投入：将劳动力投入量L与人力资本水平H相乘得到各地区有效劳动投入量，记为HL。

（4）人均能源消费：本文分别引入了各地区人均煤炭消费量C、人均电力消费量E和人均原油消费量O。

3.本文研究方法

本文以能源消费对经济增长的影响为着眼点，构建面板数据固定效应参数模型，研究煤炭、电力和石油消费对我国经济的影响。本文首先使用面板数据的单位根检验来检验面板数据的平稳性，然后对面板数据进行协整关系检验，最后建立面板数据模型，使用最小二乘虚拟变量进行回归参数估计与检验，揭示我国能源消费对经济增长的影响。

三、实证研究

1.面板数据单位根检验

为了避免伪回归的发生，本文将面板数据中各变量的横截面序列作为整体进行单位根检验，以确定其平稳性。根据对单位根同（异）质性假定的不同，所有的检验可分为两类。为了检验的全面性，本文采用LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验这五种方法进行了面板数据单位根检验。检验结果表明，变量lnGDP、lnK、ln（HL）、lnC、lnE、lnO在5%的显著水平下均不平稳。变量相应的一阶差分项存各种检验方法中均能够在5%的水平下拒绝存在单位根的原假设，说明6个变量均为一阶单整序列，可以进一步进行协整分析。

2.面板数据协整检验

本文运用Pedroni提出的7个检验面板变量协整关系的统计量进行协整检验。其中，Panelv、Panelρ、PanelPP和PanelADF这4个统计量是用联合组内维度描述，假设不同横截面具有相同的自回归系数。Groupρ、GroupPP和GroupADF这3个统计量运用组间维度描述，假设不同的横截面具有不同的自回归系数。根据检验结果，除Grouρ指标以外，6种指标统计量都在5%的显示性水平下拒绝了变量间不存在协整关系的假设。本文认为经济增长、资本存量、人力资本、煤炭消费、电力消费和原油消费等变量之间具有协整关系，下面将对其做进一步的面板数据参数估计。

3.面板数据固定效应参数模型

一般的，面板数据模型可表示为：

注：*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。

由上述估计结果可知，本文所选五个要素的产出弹性从大到小的顺序依次为人均电力消费产出弹性、人均劳动投入产出弹性、人均资本产出弹性、人均煤炭消费产出弹性、人均原油消费产出弹性。其中，人均电力消费产出弹性最大且为正，显示了其对经济增长最大的促进作用。人均煤炭消费产出弹性为负，表明煤炭这种高污染能源的使用对现代经济有一定的制约作用。相比其他因素产出弹性，人均煤炭消费产出弹性和人均原油消费产出弹性要小得多。这说明了尽管我国是煤炭和石油消费，但我国煤炭和石油的消费属于粗放型能源利用方式，能源利用效率没有明显的改善，与现代集约经济的发展要求还有很大的差距。

四、结论

本文基于全国29个省、市、自治区（除重庆、）的面板数据，建立面板数据固定效应参数模型，运用最小二乘虚拟变量法对人均资本产出弹性、人均劳动投入产出弹性、人均电力消费产出弹性、人均煤炭消费产出弹性和人均原油消费产出弹性进行了参数估计。主要结果总结如下：一方面，人均电力消费产出弹性最大，作为相对清洁的能源，我国经济发展对电力的依赖越来越重。另一方面，人均原油消费产出弹性、人均煤炭消费产出弹性比较小。这说明尽管我国是世界最大煤炭生产国与消费国，我国对石油的敏感度越来越高，但是我国的煤炭和石油消费还属于粗放型能源利用方式，能源利用效率较低，石油供需矛盾问题越来越突出。这已经成为制约我国经济发展的重要因素。

参考文献：

[1]邵兴军，田立新，蒋书敏.基于内生经济增长模型的短期能源回弹效应[J].统计与决策，2012（3）：135-137.

[2]张琳，何炼成.我国区域能源消费与经济增长-基于省际面板数据协整模型的实证分析[J].江海学刊，2010（1）：79-85.

篇8

【关键词】经济增长；可再生能源；水能；协整

一、引言

可再生能源与经济增长的关系，是近些年国内外经济学者重点研究的热点问题之一。能源是人类赖以生存和发展不可缺少的物质基础，它对经济和社会发展起着重要的作用，经济增长对能源存在着一定的依赖性。传统化石能源对人类社会和经济发展作出了重大贡献，但化石能源储量有限，这可能会给经济发展形成一定的约束，而这种稀缺性也就决定了它的价格呈现整体上升的趋势。总量约束和价格约束，使得新的可再生能源对经济增长的重要作用会逐渐显现出来。

二、文献综述

目前，已有大量学者利用不同的国家、不同的地区、不同的时间段的样本数据，对能源经济与经济增长之间的关系进行了实证研究。

林伯强（2001）运用JJ协整检验的方法分析了中国1953-1994年能源消费和国内生产总值、能源价格、人口增长之间的关系，证明了变量之间存在协整关系，但未基于误差修正模型的Granger因果关系检验。

马超群等（2004）采用EG两步法研究了中国从1954-2003年间年度GDP和能源总消费以及能源消费各构成部分（包括煤、石油、天然气和水电力等）之间的长期均衡关系。

郭海华、夏志均、周元（2010）研究了1985-2009年中国能源消费与经济增长之间的关系，通过基于误差修正模型的格兰杰因果关系分析，证明了我国能源消费是国内经济增长格兰杰原因，经济的增长就必须以能源消费为代价，但是经济增长并不是能源消费的Granger原因，即存在着从能源消费到经济增长的单向因果关系结论。另外通过建立长期动态模型，得出可以用能源消费总量滞后值和国内生产总值指数滞后值来预测未来的能源消费总量和全国的经济增长速度。

（2011）提出在能源总量消耗不变的情况，可再生能源消费的增加会提高国家的能源效率。可再生能源消费的增加会提高技术效率还可以反映在可再生能源消费的细分上面。将能源效率模型进行转化，将GDP作为因变量，可以发现资本存量、能源消费、传统能源在能源消费中比例、可再生能源在能源消费中比例对GDP的增长有显著正向相关作用，由此可以得出可再生能源的利用有助于经济增长，并且传统能源消费相对可再生能源消费对经济增长有更显著的提高作用。

综上所述，能源消费与经济增长之间确实存在着密切的联系，如何处理好两者之间的关系，实现经济和能源的可持续发展，对能源和经济的研究都具有重要的意义。为此，本文从计量经济学的角度对我国可再生能源消费与经济增长的关系进行了分析，以可再生能源中的水能为切入点，对我国的经济能源数据利用ADF检验、协整检验和Granger检验等方法来进行分析。

三、数据来源和相关变量

鉴于可再生能源的数据不完善，本文以我国可再生能源中的代表能源——水能消费总量和剔除价格因素的国内生产总值为变量，对可再生能源消费和经济增长的关系进行实证分析。数据来源于《中国能源统计年鉴》（2001-2010年）的官方统计材料，之所以选取2001年以来的数据作为系统分析数据，是因为2001年是第十个五年计划的开始，作者将2001年以来的社会发展时期看作一个新的经济系统。采用以2000为基期的历年实际GDP，单位为亿元，水能消费总量所用的单位为万吨标准煤。

四、水能与经济增长的实证分析

（一）ADF检验

为了保证回归的可行性，在进行回归之前，需要就对分析的序列是否平稳即是否具有单位根进行检验。本文采用ADF检验的方法，其原假设为序列存在一个单位根，备择假设为序列不存在单位根。如果ADF的值大于临界值，则接受原假设，认为序列存在单位根，序列是不平稳的，反之则平稳。

由表1得出的检验结果可知，在1%的显著水平下，时间序列变量均存在单位根，序列是不平稳的；对GDP和水能消费两个变量进行差分变换，DLOG（GDP）和DLOG（WE）分别是指GDP对数序列的一阶差分、水能对数序列的一阶差分，再进一步进行平稳性检验，发现在10%的显著水平下这些变量都平稳了。因此，满足协整分析的条件，可以进行Johansen协整检验。

（二）协整检验

虽然有时两个或者两个以上的变量中的每个都是非平稳的，但是他们的线性组合可能相互抵消趋势项的影响，使该组合成为一个平衡的变量，这就是协整的基本思想。

协整检验的常用方法有EG两步检验法和Johansen协整检验，由于基于回归残差的EG检验在小样本的情况下，参数估计存在较大的误差，因此本文采用Johansen检验法。

Johansen检验方法是基于VAR模型，在进行协整检验前，必须建立变量之间的VAR模型，而建立VAR模型的关键是要确定滞后期数。本文根据AIC和SC，经过反复计算和分析，这里选择滞后期选择2，JJ检验的结果如表2所示：

由表2可知，在置信度为95%的情况下，拒绝原假设None，接受原假设Atmost 1，即之多存在一个协整方程，所以两个变量GDP和水能消费之间存在长期的均衡关系，可以进行回归分析。

（三）Granger因果关系检验

有上述分析可知，水能与GDP之间存在着协整关系，因此，本文利用Granger因果检验来判断GDP与水能消费之间的关系，通过Eviews 6.0分析结果如下表所示：

显著性水平表示接受零假设的概率，数字越小，说明自变量解释因变量的能力越强。表3显示，在滞后期为2的情况下，水能消费不是GDP增长的主要动因，而经济增长却对水能消费的增长有影响。

五、结论

本文通过对2001-2010年间我国GDP与水能消费的实证分析，得出经济增长和可再生能源消费之间存在着协整关系，即短期内两者呈波动关系，但长期存在稳定的均衡关系。可再生能源消费和实际GDP之间存在实际GDP到可再生能源的单向Granger因果关系，表明可再生能源消费不是经济增长的主要动因，但是经济产出的增长却对可再生能源消费的增长有影响。

参考文献：

[1]石刚，陈忱.经济增长与不可再生能源消费的实证分析[J].中央财经大学学报，2008（9）：56-60.

[2]余力.中国可再生能源消费与经济增长关系的实证研究[D].复旦大学，2010（5）：30-38.

篇9

关键词：能源消费；经济增长；协整检验；Granger因果检验

中图分类号：F2文献标识码：A文章编号：16723198（2013）23004101

1引言

近年来，四川省凭借其丰富的资源，重要的战略地位以及巨大的市场潜力，其经济发展已经呈现出蓬勃之势，与此同时，四川省每年的能源消费总量也逐年上升。2012年，四川省的地区生产总值23872.8亿元，比2008年增长了8945%，平均年增长17.32%。在经济快速发展的同时，能源消费量也快速增长，达到20575万吨标准煤，较2008年增长了35.85%，平均年增长7.96%。

目前，国内外学者对能源消费与经济增长的关系进行很多研究。国外研究主要有：Arthur Craft和John Craft（1978）通过对美国1947～1974年数据研究发现从国民生产总值到能源消费的单项因果关系。国内学者韩智勇等（2004）运用协整分析及因果分析研究中国1978～2000年数据得出中国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系。皮伟能等（2009）以江苏省1985-2007年间数据位基础，运用协整分析和Granger因果检验证实能源消费与GOP之间存在稳定的双向因果的均衡关系。本文基于前人的研究成果，运用协整分析技术和格兰杰因果检验等方法，采用1978～2012年期间数据对四川省能源消费与经济增长二者之间进行实证研究。

2实证研究

2.1变量选取与数据来源

在四川省能源消费与经济增长的关系研究中，本文选取的变量为能源消费总量（EC）、地区生产总值（GDP），数据为1978年-2012年四川省能源消费总量（EC，单位：万吨标准煤）和四川省地区生产总值（GDP，单位：亿元）。同时为了消除变量异方差的影响，对能源消费（EC）和地区生产总值（GDP）进行自然对数变换，分别记为LEC、LGDP。数据来源于《中国能源统计年鉴》和《四川统计年鉴》。

2.2单位根检验

为防止“伪回归”现象的发生，对时间序列数据需要进行平稳性检验，本文采用ADF检验进行单位根检验。其中，DLEC、DLGDP代表LEC、LGDP对应序列的一阶差分序列，D（DLEC）、D（DLGDP）代表LEC、LGDP对应序列的二阶差分序列。单位根检验的结果如下表1所示。

表1单位根ADF检验结果表

变量检验模型ADF统计量临界值结论1%5%LEC（c，t，0）-1.074-4.251-3.547不平稳LGDP（c，t，0）-1.585-4.251-3.547不平稳DLEC（c，0，1）-2.702-3.650-2.956不平稳DLGDP（c，0，1）-2.803-3.650-2.956不平稳D（DLEC）（c，0，1）-5.154-3.658-2.959平稳D（DLGDP）（c，0，1）-5.460-3.658-2.959平稳注：（c，t，n）表示模型类型的选择，c代表截距项，t代表趋势项，n代表滞后阶数。

由表1单位根检验结果可知，各个变量序列均为二阶单整序列。但这些变量之间是否存在稳定的长期均衡关系，需要进一步进行协整检验。

2.3协整检验

为了检验变量之间是否存在长期均衡关系，本文采用E-G两步法进行协整检验。其实质是对OLS回归残差的平稳性进行检验，如果残差序列是平稳的，则可以确定两变量是协整的，二者之间存在着长期的均衡关系。以LEC作为因变量，LGDP作为自变量建立回归方程，OLS回归结果如下：

LECt=6.675+0.301LGDPt+et

t=（41.509）（14.431）

R2=0.863

由上述回归获得残差序列et。对残差序列et进行ADF检验，检验结果如下表2所示。

表2残差序列et平稳性检验结果表

项目检验类型ADF统计值显著水平检验结果残差序列et（0，0，2）-2.3031%5%10%平稳-2.637-1.952-1.621由表2的检验结果显示可知，残差序列et在5%的显著水平下是平稳的，表明四川省能源消费和经济增长之间存在长期均衡关系。

2.4格兰杰因果关系检验

协整检验结果表明四川省能源消费总量和经济增长之间存在长期均衡关系，但这两个变量之间是否存在因果关系并不确定，因此采用格兰杰因果关系检验方法对其进行检验，检验结果如下表3所示。

表3Granger因果关系检验结果表

原假设滞后阶数观测值F统计值P值LEC不是引起LGDP的格兰杰原因2335.8030.0078LGDP不是引起LEC的格兰杰原因0.8990.4185由表3格兰杰因果关系检验结果可以看到：原假设“LEC不是引起LGDP的格兰杰原因”发生的概率为00078，此时我们拒绝原假设，即认为能源消费总量增加是引起经济增长的格兰杰（Granger）原因；原假设“LGDP不是引起LEC的格兰杰原因”发生的概率为0.4185，此时我们接受原假设，即认为经济增长不是引起能源消费总量增加的格兰杰（Granger）原因。因此，可以得出结论：四川省能源消费总量与经济增长之间仅存在单向格兰杰因果关系，即四川省能源消费总量的增加会带动经济增长，反之则不然。

3结论

通过利用协整检验和格兰杰因果关系检验方法对四川省能源消费总量（EC）与经济增长（GDP）的数据进行实证分析，得到以下结论：四川省的能源消费与经济增长之间存在长期的协整关系，即长期看来二者之间具有共同的发展趋势；四川省的能源消费对经济增长具有显著的单向格兰杰因果关系，即四川省能源消费总量的增加会带动经济的增长。

参考文献

[1]Kraft J，Kraft A.On the Relationship Between Energy and GNP[J].Journal of Energy and Development，1978，（3）：401403.

[2]韩智勇，魏一鸣.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程，2004，（12）：1721.

篇10

[关键词]河北省 能源消费 经济增长 协整检验 Granger因果关系

一、引言

在全球气候变暖的背景下,以低能耗、低污染为基础的"低碳经济"成为全球热点。2009年12月7日在哥本哈根召开的气候峰会上初步达成了《哥本哈根协议》,对各国环境经济政策的制定和完善产生了重要的影响。目前中国政府已结合经济社会发展规划和可持续发展战略,提出了到2020年中国单位国内生产总值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%的减排目标。各个国家和地区都在努力减少能源的使用量和提高能源的利用效率,以减少温室气体的排放,这就为以重工业为经济支柱的河北省带来了新的挑战。

河北省是能源生产和消费的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。据最新数据显示,河北省一次能源消费中煤炭占89.29%,而在化石能源―煤炭、石油、天然气中,煤炭的含碳量最高,每吨标煤含碳量是0.68吨,排放2.5吨二氧化碳;一吨标煤热量的石油含碳量大概是0.5―0.6吨,排放约1.9吨二氧化碳;而一吨标煤热量的天然气只排放1.4吨二氧化碳。煤炭使用量的居高不下位河北省发展低碳经济带来了挑战。因此要想在这样一个重工业地区发展低碳经济,必须要了解能源利用和GDP之间存在怎样的关系,才能够在不影响经济发展的前提下,利用合适的对策建议发展低碳经济。

表1 河北省1980―2008年GDP与能源消费

数据来源:《河北省统计年鉴2009》

本文从河北省的实际出发,通过单位根检验、协整分析和格兰杰(Granger)因果检验对河北省的能源利用和经济增长之间的关系进行实证分析,从中得到两者之间存在的关系,以此提出适合河北省发展低碳经济的对策建议。

二、研究方法和数据说明

1.研究方法。对时间序列数据进行因果性检验,序列的平稳性是研究的前提条件。对于平稳性检验本文采用单位根检验(ADF);协整检验采用EG(Engle-Granger)检验方法;因果关系检验,本文采用格兰杰(Granger)因果检验。

2.数据说明。本文选取1980―2008年间的数据作为样本空间。数据来源于《河北省统计年鉴》。用地区生产总值(GDP)表示经济增长,用能源消费总量(NY)表示能源的使用情况。

三、实证分析

1.平稳性检验。检验时间序列平稳性最常用的方法是单位根检验法,一个非平稳时间序列的一阶自回归模型的特征方程含有单位根,这样对时间序列平稳性的检验即转化为对单位根的检验,这里我们选取ADF检验。为了消除数据间的异方差现象,对数据进行取对数处理,用LnGDP代表对GDP取对数后的值,用LnNY代表对能源消费量NY取对数后的值。这种变换不会改变变量间长期均衡关系和短期稳定关系。

图11980―2008年GDP和NY取对数后的趋势

图1中,横坐标表示年份,横坐标表示LnGDP和LnNY的值。从图1中可以看出,两个序列都有随时间上升的趋势,并且包含常数项和趋势项,因此在ADF检验中应该包含这两项。检验的结果如下:

表2 LnGDP和LnNY的单位根检验

数据来源:《河北省统计年鉴2009》数据经eviews5.1计量软件分析整理所得

从表2可见,LnGDP和LnNY在经过二阶差分后,在滞后一期时,AIC和SC的值最小,所以选择滞后一期时的数值,ADF值分别小于5%显著水平的临界值,也就是说两个序列在95%的置信水平下是平稳的。由于序列之间存在同阶单整,因此这两个变量符合协整检验的前提条件,可以对其进行协整分析。

2.协整检验。本文应用协整检验方法是由Engle和Granger(1987)提出,又称EG检验法。这种协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验。首先对两变量用OLS法构造一元回归方程,证明两者之间存在稳定的均衡关系,然后对因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列,对残差进行ADF检验,如果残差项是平稳的就说明变量间是协整的,表示存在一种长期的均衡关系。

以河北省的生产总值(GDP)表示因变量,能源消费量(NY)表示自变量,并对取对数后的值用OLS法构造一个一元回归方程。得到的方程为:

LnGDP=-13.29630+2.305968LnNY(1)

T=(-14.47093) (22.70127)

R=0.950216 R2=0.948373

式中参数都是显著的,R和R2也较大,说明模型整体上对样本数据拟合的比较好。但是前面验证出LnGDP和LnNY都是非平稳序列,因此这个方程有可能是谬误回归。从(1)式得到残差方程:

ei=LnGDP+13.29630-2.305968LnNY

采用ADF检验方法对残差ei进行平稳性检验,得到的结果显示为:残差序列检验T值为-4.041522小于5%显著性水平-3.587527的临界值,表明可以在95%的置信水平下拒绝原假设,则残差序列ei为平稳的时间序列。也就是说河北省的能源利用和GDP之间存在一种长期的均衡关系。

3.格兰杰(Granger)因果关系检验。协整检验可得出时间序列之间是否存在长期的均衡关系,序列之间的因果关系可用Granger因果关系检验法。其基本思想是:如果变量Xt是Yt的原因,则Xt的变化应先于Yt的变化。因此,在做Yt对其他变量的回归时,如果把Xt的滞后值包括进来能显著地改进对Yt的预测,则称Xt是Yt的Granger原因,否则称Xt不是Yt的Granger原因(邓翔)。

通过协整检验,表明能源消费和经济增长之间存在长期的协整关系,是一种长期的均衡状态,但是这种均衡状态究竟是能源消费作用于地区生产总值GDP产生的结果,还是GDP影响能源消费的结果?这需要通过Granger因果检验,验证LnGDP和LnNY存在怎样的因果关系。通过以上检验发现,当两个变量滞后一期时AIC和SC值较小,因此选择滞后一期时对两变量进行Granger因果关系检验。

表3 LnGDP和LnNY的Granger因果关系检验

从表3可以看出,在滞后一期的情况下,LnNY不是影响LnGDP的概率为0.06730,拒绝原假设,说明能源消费促进了经济的发展。在概率为0.99104的情况下,检验接受了LnGDP不是影响LnNY的假设,证明了经济增长不是引起能源消费的原因。因此,从检验中可以得到能源消费对GDP的单向Granger因果关系,GDP的增长对能源消费却不存在单向的Granger因果关系。

四、结论及建议

1.结论

通过协整分析得出能源消费和GDP之间存在长期的均衡关系,尽管短期两个变量之间可能出现波动,但是从长期来看两者是一种稳定的均衡状态。从Granger因果关系检验中可以得到河北省能源消费量的增加促进了经济的发展,而经济的发展却不是能源消费量增加的原因,由此可以得出能源消费与经济增长之间是单向因果关系的结论。

2.建议

从以上分析中我们可以得出,河北省经济的发展和能源的消费之间存在着紧密的关系,但是经济的发展不一定要用大量消耗一次能源来实现。因此在大力倡导低碳经济的今天,河北省要想在不影响经济发展的前提下发展低碳经济,就应该提高能源的使用效率、发展清洁能源和开发新能源。根据河北省的具体情况提出了以下几条建议:

(1)发展循环经济,提高能源的利用效率。

提高能源的利用效率,一方面可以相同的能源使用量产生更多的经济增长,减轻经济发展的能源压力;另一方面也有利于环保,减少温室气体的排放。最终达到能源利用和经济发展的一种长期稳定状态。而新技术和新设备的应用是提高能源利用的关键因素。新技术能够提高能源的利用率,新设备能够节能降耗,减少生产环节的浪费。再通过产业间能源的循环利用,减少生产环节的能源的浪费,对废弃物进行再利用,形成一种低投入、高产出、低污染的生产模式,以最低的能耗达到最高的产出。

(2)优化能源结构,大力开发新能源。

从全省能源消费结构看,河北省煤炭消费占绝对主体地位,石油次之,天然气最低。2008年,这一比例为89.9:9.3:0.8。一次能源的大量消耗不利于经济的可持续发展,而且在倡导低碳发展的今天这也将制约河北省经济的健康有序发展。河北省可以利用自身的优势,开发新能源无疑能为发展清洁能源注入新的“血液”。利用丰富的水资源开发水电能源,秦皇岛、唐山等地濒临海域有丰富的水电宝藏。张家口有丰富的风能资源可以利用风能发电,代替煤炭和石油在生产中产生作用。不但能够减少不可再生资源的使用量,还能够减少温室气体的排放。

(3)政府加大对政策的支持力度。

政府增加节能公共预算,支持节能项目的实施和节能技术的研究开发和推广应用。政府要对一些低耗能、低污染的企业给予有力的发展政策,鼓励这些企业的开发新技术,推进节能技术的发展。并且取缔那些高耗能、高污染,对GDP贡献率低的企业,使河北省发展成为环境友好型的省区。

参考文献:

[1]易丹辉.数据分析与EVIEWS应用.北京:中国统计出版社,2002.

[2]蔡鑫磊.我国能源消费与GDP的关系―基于时间序列的实证分析[J].经济问题,2010.5.

[3]彭建强.河北省能源安全问题研究.河北省社会科学研究院.

[4]陈英姿,李雨潼.低碳经济与我国区域能源利用研究[J].吉林大学社会科学学报,2009.3.