導語：如何才能寫好一篇能源與經濟增長，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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固定資產投資增長 18-20%

CPI 受PPI傳導影響大

在調整中發展是未來兩年中國宏觀經濟的基調，我們預測2005年GDP增長為8-8.5%，固定資產投資增長為18-20%。

大國經濟在每一個成長時期都有一些明顯的關鍵點，2005年把握中國經濟脈搏的將是能源和金融。能源和金融維系著中國經濟增長的底線，解決好能源和銀行問題事關全局。

能源價格上漲向下游傳導

2004年煤、電、油、運的全面緊張向我們傳遞出清晰的信號，即能源與經濟增長出現了脫節。中國經濟的任何波動都改變不了增長全面啟動、經濟處在重化工業長周期的上升初期這一基本事實，這決定了中國對能源的高度依賴，而目前的能源總量供給卻跟不上經濟增長的需求，能源瓶頸將繼續存在。

2003、2004年對電力行業的大規模投資或許可以在未來兩年內部分解決用電緊張問題，但是中國能源緊缺的問題卻不會因為電力投資而得到解決。

中國的能源結構以燃煤火電為主，電力很大程度上受制于煤炭產業的發展，而煤炭這種不可再生資源不可能無限制地增長。

能源問題的復雜性在于，它對財政政策和貨幣政策的變化并不敏感，僅對下游的需求有彈性，而且作為能源上游產品的石油對中國經濟而言是一種輸入型因素。由于能源產品的價格傳導作用，其定價具有牽制其他產業發展的先行指標的功能，影響其他行業的盈利和產業布局。2004年工業品價格（PPI）上漲大大高于居民消費品價格（CPI），上下游產品價格背離現象嚴重，能源等上游產品價格上漲向下游傳導只是時間問題，PPI對CPI的傳導將是2004年留給2005年的難題。

我們預計2005年石油價格的回落不會減輕中國能源的壓力。如何制定一個有效的能源政策，改善中國的能源結構，是2005年繞不開的問題，否則實現經濟增長遠景目標的努力將失去基礎。

經濟增長依賴資本投入凸顯金融安全問題

近年來中國經濟增長更多地依賴資本投入和資本形成機制，資本密集型產業的增長速度明顯快于勞動密集型的增長速度。2005年，固定資產投資增速會降低，但財政投資過大、投資回報率低、資本價格扭曲、銀行運行機制不暢等在2004年被進一步揭示的問題，需要在2005給予重點解決。

國有商業銀行以上市為重點，尋求正面突破，將是2005年金融改革的重中之重。

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【關鍵詞】經濟增長 能源消費 相關性 重慶市

本文選取1978~2009年的煤炭、石油、天然氣、水電消費經濟數據（單位：萬噸標準煤），與重慶GDP（單位：億元）數據來研究經濟增長與能源消費之間的關系。利用1978以及1979年以后數據進行移動平均處理對1979年數據估測。為消除物價變動的影響，對GDP進行物價平減處理。分別以gdp、tec、oil、coal、gas、ew表示重慶地區生產總值、能源消費總量、石油消費總量、天然氣消費總量以及水電能源消費總量（單位：萬噸標準煤）。同時為減輕可能存在的多重共線性以及降低數據的波動性以便對協整方程進行解釋，本文將其各個指標取對處理。

重慶經濟增長與能源消費之間關系的實證分析

對數據進行ADF單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗法對重慶1978~2009年lngdp、lntec、lnoil、lncoal、lngas、lnew經濟數據進行平穩性檢驗（見表1）。結果表明原變量均是非平穩的時間序列，但是其一階差分序列變量都是平穩的，所以他們均是非平穩的一階單整序列I（1）。

協整分析。協整關系是指變量間的長期穩定均衡關系。一般有兩種研究方法：基于大樣本的Engel-Granger兩步法以及基于VAR模型采用極大似然法檢驗變量之間協整關系存與否的Johansen檢驗法（JJ檢驗法）。第一，經濟增長與能源消費總量之間的協整檢驗。鑒于1978~2009之間的樣本容量大于30，我們采用EG兩步法對lngdp與lntec之間協整關系進行檢驗。第一步利用OLS法估計方程為lngdp=-6.505705+1.591032lntec，t=（36.74754）（方程1）。其中R2=0.977542，說明方程的擬合程度較好，t統計量顯示變量系數值通過10%顯著水平檢驗從而證實了變量lngdp對lntec的優良解釋能力；第二步首先定義殘差序列resi=lngdp+6.505705-1.591032lntec，然后對該殘差序列進行單位根檢驗（表2），結果表明在SIC原則下，其在10%水平上是顯著的，從而可以得出GDP與能源消費總量具有長期均衡關系的結論。對協整方程實證分析表明：排除投資、出口以及能源之外消費對重慶經濟增長的影響，長期來看經濟增長的彈性系數為1.59，經濟增長對能源消費的依存度較高。

第二，對重慶GDP增長與能源消費結構關系的協整分析。由于1978~2009年間涉及32個樣本，應采用JJ檢驗法對lngdp與lncoal，lnoil，lngas，lnew的長期關系進行檢驗。因為JJ檢驗對VAR模型最優滯后階數選取比較敏感，應采取相關準則確定最優滯后階數。根據Johansen協整檢驗的最優滯后階數比無約束VAR模型的最優滯后階數小1的結論，首先應確定無約束VAR模型的最優滯后階數，鑒于LR、FPE、AIC、SC、HQ五個指標中有四個指標最優滯后期數為1，可以確定Johansen協整檢驗的最優滯后階數為0。參考能耗時間序列皆為I（1）的結論并根據檢驗的相關原則，我們選取不含截距項c和含有趨勢項t的模型對多變量VAR模型進行顯著性為1%上的檢驗，根據最大特征根與跡檢驗結果結果，得出一個符合條件的協整方程：

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

對方程的實證分析表明：排除其他經濟增長影響因素變動，實際能源消費中煤炭資源支出每增加1%經濟增長約為0.25%，可見煤炭資源的消費對經濟增長有正向作用，然而因經濟增長核算體系的改革煤炭資源消費對經濟貢獻并不明顯；石油能源消費每增加1%，經濟增長下降0.005%，可能是由于石油能源的開發擠占了對經濟貢獻度較大的能源開發預算而達不到政策目的，石油能源消費與經濟增長關聯度不大。天然氣能源消費每增加1%經濟增長0.63%，對經濟增長有明顯的正效應，這是由于城市居民生活能源消費結構的優化，開始以天然氣以及電力等清潔能源為導向；水電能源消費支出每增加1%經濟增長0.44%，顯示出了清潔能源在促進經濟增長方面強大后勁。

格蘭杰因果檢驗

采用Granger因果關系檢驗法對重慶能源消費結構與GDP之間的granger因果關系進行檢驗。

對能源結構與經濟增長granger因果關系的實證分析及政策建議

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[關鍵詞]能源消費；經濟增長；能源價格；最優能源強度

一、引言

近年來，隨著能源價格以及我國能源消費彈性的不斷上升，降低經濟增長中過高的能耗已經成為社會共識，節能降耗逐漸蔚然成風。然而，有一點不容忽視的是，許多學者如John Asafu-Adjaye（2000）的實證研究表明，能源消費與經濟增長存在著雙向因果關系。[1](615-625)這不僅意味著經濟增長引起了能源消費的增長，而且表明經濟增長對能源消費存在依賴性。因此，如果節能降耗超過一定界限，繼續控制能源消費將損害經濟增長。例如，當年美國之所以退出京都議定書, 其主要原因就是因為限制能源消費必然損害美國的經濟增長。[2](17-21)因此，對中國來說，在當前經濟尚處于人均1500美元的低發展水平下，加快經濟增長無疑應該是第一任務，節能降耗必須在不影響經濟增長的前提下逐步推行。由此我們所提出的問題是，我們應該將能源消費降低到什么程度？是否存在這樣的最優能源消費規模――這個最優能源消費既能保證經濟增長率最大化的實現，又能杜絕能源浪費？如果存在,最優能源消費規模是什么？這在以往的研究中并沒有給予充分的回答。

為了解決上述問題,我們擬做一嘗試，首先通過一個內生增長模型對能源消費與經濟增長的關系進行分析，以證實使經濟增長率最大化的能源強度的存在性。在此基礎上，我們估計了近年來我國最優能源強度，測算了實際能源強度與最優值的差距，并指出相應的政策含義。

二、理論框架

我們假定一個封閉經濟，并且假設一個呈現出對資本和能源的不變規模報酬的科布－道格拉斯生產函數：[3](189-200)

其中Yt為產出；Kt為廣義資本存量，它既包括人力資本也包括物資資本；Et為能源投入；0＜α＜1；在上述生產函數中，生產只對Kt和Et兩種投入表現出規模報酬不變的特點，如果能源投入沒有相應的增長，經濟仍將面臨著對廣義資本Kt的積累的報酬遞減。我們還要注意到從能源投入Et的增加可以提高資本的邊際產出的意義上說，生產函數的這個形式意味著能源投入與資本投入是互補的。即是，能源作為生產過程中的必要投入，并不能被其他要素容易的替代。

能源強度τt=Et/Yt是能源投入與產出的比率，它意味著每生產一單位的產出需要多少單位的能源。定義用貨幣表示的能源支出為Rt=βtEt=βtτtYt,其中Rt為能源支出，βt為能源價格。

假定產出可被用于消費、廣義資本的積累以及能源支出。為了簡單，假定資本的折舊為零。因此資本積累方程為：

我們知道一個把家庭與企業截然分開的模型與一個其中家庭直接從事生產的理論框架是等價的。如果我們采用家庭同時也是產品生產者的規定，則漢密爾頓方程（當人口增長率為零時）為：

其中λ為拉格朗日乘子；ρ＞0為消費者的主觀時間偏好率。我們采用通常的效用函數形式，U(Ct)=(C1-θt-1)/(1-θ)，其中θ＞0為邊際效用彈性，它是跨期替代彈性的倒數。我們很容易就可以得到消費增長率的熟悉形式：①

三、我國最優能源強度分析

根據理論分析，我們將考察近年來我國最優能源強度，并計算出實際能源強度對最優值的偏離。由于不能得到能源價格βt，所以無法通過τ=(1-α)/βt直接計算最優能源強度。但是我們可以借鑒Young-Seok Moon,Yang_Hoon Soon（1996）的思路，先計算一個基期最優能源強度τ基期，然后通過τt=(1-α)/(EPIt•β基期)=[(1-α)/β基期]/EPIt=τ*基期/EPIt就可以得到第t年的最優能源強度，其中EPIt為能源價格定基指數，本文用燃料類商品零售價格定基指數近似表示（見圖3）。

實際上，我們仍然無法通過(1-α)/β基期計算出基期最優能源強度τ基期。但從1978―2004年我國燃料類商品零售價格指數曲線（見圖3）可以看到，燃料價格在1978―1987年間變動卻非常小。如果我們忽略這個微小的變動，假設1978―1987年燃料價格是不變的，那么這個粗略的假設就向我們提供了一個可能性：由于能源強度τt和經濟增長率γ的關系是倒U字型，所以可以通過γt=c+α1τt+α2τ2t+εt來估計這一既定的未知價格下的最優能源強度。雖然估計時可用的樣本容量很小，但我們還是可以得到1978―1987年間的最優能源強度為τ＝11.4204（萬噸標準煤/億元）。④將這個最優能源強度與1978―1987年間我國實際能源強度對照后發現，它應處于τ1984=11.5089（萬噸標準煤/億元）和τ1985=10.9689（萬噸標準煤/億元）之間，而1984年的實際能源強度更接近于這個最優值（見表1）。通過觀察1978-1987年我國的經濟增長率可以發現，最大化經濟增長率的確出現在1984年（見圖4），因此這一估計結果還是可信的。我們用這一最優能源強度近似地表示τ1984=(1-α)/β1984，并將其作為基期來計算我國近年來的最優能源強度。

由于能源價格并不總是處于一個基本穩定的狀態，常常受各種各樣因素的影響而發生變動，其中最主要的是國內政府以征稅和補貼等方式所進行的干預、能源輸出國家的市場支配力量、超級大國和國際大資本對國際能源價格的操縱和控制等。⑤因此，在眾多因素的影響下，我國燃料類商品零售價格在1988年開始迅速上升，尤其近幾年急劇上漲的趨勢更加明顯。而與能源價格上漲相對應，最優能源強度必將下降。下面我們將大體計算能源價格上漲后我國的最優能源強度以及實際能源強度與最優值的差距。我們首先計算出以1984年為基期的我國各年燃料類商品零售價格指數EPIt，然后通過τt=τ1984/EPIt就可以得到第t年的最優能源強度，其中1995―2004年的具體數值見表2。⑥

表2中數據表明，我國實際能源強度遠遠大于最優值，并且二者差距的演變軌跡為：大小大。從第（1）欄中實際能源強度數據可以看到，在2002年以前，由于經濟體制改革對能源X低效率的改進、產業、產品結構和能源品種結構的優化以及能源消費結構變化等原因，我國能耗下降很快，實際能源強度從20世紀80年代的10萬噸標準煤/億元以上降低到近幾年的4-6萬噸標準煤/億元，但是能源強度不斷降低的趨勢并沒有持續下去，在2001年達到歷年來的最低值4.6980萬噸標準煤/億元后，從2002年起重新開始上升。那么這是否意味著2001年的能源強度已經小于最優值，而其后的回升是向著最優值的回歸呢？答案是否定的。第（3）欄的最優能源強度數值顯示，2001年我國的實際能源強度仍然大于其最優值，并且之后實際能源強度不斷偏離相應價格下的最優值。到2004年，實際能源強度高于最優值已經達到了3萬噸標準煤/億元以上。出現這種現象的原因是什么呢？表3的數據給予了很好的解釋：近幾年各行業能源強度的普遍上升導致了總體能源強度不斷提高；而工業過高的能源強度對總體能源強度處于較高的水平起了舉足輕重的作用。這表明，在現階段我國工業化的進程中，經濟增長仍然具有明顯的數量擴展特點，高度依賴于能源的供應和消費，工業化的高耗能特征依然沒有完全改變。因此，節能降耗任重而道遠。

四、政策建議

本文首先通過一個內生增長模型對能源消費與經濟增長關系的分析，以證實使經濟增長率最大化的最優能源強度的存在性。在此基礎上，我們估計了近年來我國最優能源強度，并測算了實際能源強度與最優值的差距。結果表明，近幾年我國實際能源強度高于最優值達3萬噸標準煤/億元左右，并且有逐漸擴大的趨勢。因此，這一結論所帶來的政策含義可能值得我們注意：

首先，要迅速降低能源消耗。我國經濟增長嚴重依賴于能源的消費,而能源的消費形勢必將制約著我國經濟的可持續發展,經濟增長與能源消費之間存在著極不和諧的狀況。為了實現經濟增長與能源消費的協調發展，必須采取必要措施使我國的能源強度降低。從定性分析來看,能源消費包括兩部分:一部分是由生產技術水平所決定的,一般說來,這部分消費與經濟增長的關系在短期內不會發生較大變化；另一部分是由管理水平、市場環境等因素決定的，這部分能源消費在短期內的可變性較大。因此，有必要采取相應的、行之有效的措施降低過高的能源消耗。具體來說,在短期內，應該采用市場與管理相結合的手段實現節能降耗：（1）通過價格調整來引導企業和個人對能源的使用。由于目前我國對能源價格的管制，導致能源價格偏低，使能源價格無法反映供需關系，也無法調節能源的使用，這對節能降耗是不利的。因此，要充分利用市場形成能源價格來調節能源的供求，以引導企業與個人的能源消費；（2）國家可以在短期間內通過節能以及稅收等政策措施進行嚴格管理，使能源浪費嚴重的現象得到有效控制。當然，從長期來看，節能降耗最終必須依靠技術進步。大量的實證研究都已證實了這一點。國家應調整現有的科研體制和科技政策，將政策重點傾斜在研究和采用有利于能源開發、利用的新技術,并通過政策引導和鼓勵企業進行創新、應用并推廣節能技術,提高能源的使用效率，降低單位產值的能耗，以及開發節能產品和實現產品的升級換代，實現能耗的降低。

其次，節能降耗必須以保持最優能源強度為前提。由于我國的能源強度遠遠高于發達國家或世界平均水平（如2002年我國比美國高出4.1倍、比英國高出6.2倍、比日本高出13.3倍、比澳大利亞高出4.7倍），所以在以往的文獻中，學者們常常將我國的能源強度與發達國家或世界平均水平相比，以強調我國節能降耗的必要性和緊迫性。但是我們認為，由于各國國情不盡相同，生產技術存在很大差異，因此至少在目前的一段時期內，我國節能降耗的標準尚不能按照發達國家或者世界平均水平來設計，而應立足中國國情，以既定技術水平下的最優能源強度為前提，在不影響經濟增長的前提下降低能源消耗。而在長期中，伴隨著生產技術不斷提高，能源強度將會不斷降低，我國的能耗最終會降低到發達國家或世界平均水平，但這應該是一個循序漸進的過程,不能期望在短時間內立竿見影。我們應該全面而正確地理清、認真地處理好能源消費與經濟增長之間的關系,使二者得以有效的協調、兼顧，防止從一個極端走到另一個極端，從盲目追求經濟增長的數字指標轉移到盲目追求節能降耗的數字指標，從而顧此失彼，這對能源和經濟的可持續發展都極端重要，這也是中國政府在制定經濟發展戰略和經濟政策以及能源戰略和能源政策時必須考慮的問題。

注 釋：

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

②對（4）式求關于τt的導數并令γτt=0，然后經過簡單計算就可以得到。

③圖2僅僅是為了顯示能源價格變動后最優能源強度的變動情況，而最優能源強度變動后相對應的最大化經濟增長率是上升還是降低并不確定。

④根據函數有極大值的條件可知，γ關于τt的二階導數2γt/τ2t=2α2應該小于0，即α2＜0。其中最優能源強度規模由下式決定：α1+2α2τt=0，即τt=-α1/2α2。因此采用最小二乘法最終估計結果為：γt=-1.7930(2.6035)+0.3586(2.8778)τt-0.0157(-2.9901)τ2t+[AR(2)=-0.1740(-2.6961)],R2=0.5331。所用真實GDP等于名義GDP除以GDP平減指數,其中GDP平減指數法借鑒馬樹才、孫長清（2005）的方法。

⑤從這個意義上講，理論分析中的封閉經濟是一個很不真實的假設。盡管這一假設很極端，但由于我們所關注的是能源價格上漲對最優能源強度的影響，而不是分析能源價格上漲的原因，所以封閉經濟的假設可以簡化理論分析，而不會對結論產生影響。

⑥在上文中我們假設用估計的最優能源強度近似表示由(1-α)/β1984計算得到的τ1984，但是如果二者完全不相等，那么由我國能源浪費嚴重的實際情況可以肯定，計算得到的最優值τ1984一定小于通過估計得到的最優值。因此可以推測，如果用計算得到的最優值τ1984作為基期，表2中1995―2004年的最優能源強度會更低，實際能源強度與最優值的差距會更大。

主要參考文獻：

[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]韓智勇, 魏一鳴, 焦建玲, 范 英，張九天．中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系分析[J]．系統工程，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]張明慧，李永峰．論我國能源與經濟增長關系[J]．工業技術經濟，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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【關鍵詞】能源消費，經濟增長，彈性系數，能源消費強度

一、能源生產結構與生產規模

1、能源生產結構。1995-2008年，河北省能源生產量呈現逐步上升趨勢，從6619.56萬噸標準煤增長到7040.75萬噸標準煤，但能源生產基本沒有改變。原煤在能源生產總量中一直保持在85%以上；石油產量比重到2008年為13.05%；天然氣比重2008年0.28%；由于河北省水力資源缺乏，水電比重一直低于1%，2008年為0.28%。

2、能源生產規模。河北省能源行業固定資產投資總的來說沒有明顯規律，但自2002年之后呈逐年加大的趨勢。在2000年能源行業投資曾高達166億元，但之后的4年里都未超100億元，最近兩年呈上升趨勢。從河北省能源行業的投資來看，以煤炭發電為主的投資指向是明顯的，而以煤為主的能源生產結構在逐漸弱化，石油和天然氣開采業由于受自然資源的限制其投資也逐漸減小，這種投資取向雖然弱化了煤炭生產，但煤炭消費尤其是煤炭發電去路在強化。

二、能源消費結構

1、分品種能源消費結構。河北省能源消費量隨著經濟的快速發展也在大幅度增長，1995-2008年，能源消費量由8892.41萬噸標煤增加到24225.68萬噸標煤。以煤為主的能源生產結構決定了河北省能源消費結構也是以煤為主，并且近20年來各種能源的消費比重變化不大，能源消費結構穩定，1999年以來煤炭在能源消費總量中的比重一直高達85%以上。

2、產業能源消費結構。

河北省第一產業能源消費量從2000年的172.86萬噸標準煤增加到2007年的585.50萬噸標準煤，年均增長6.35%，在能源消費總量中所占比重很小，保持在1%～3%；第二產業能源消費量由2000年的5315.02萬噸標準煤增加到2007年的18049.16萬噸標準煤，年均增長15.79%，在能源消費總量中所占比重自2005年以來一直城70%以上，并呈上升趨勢。可見，第二產業仍然是主要的能源消費產業，要想實現可持續發展減少環境污染，完成十一五節能減排目標，必須逐步降低第二產業能源消費量；第三產業能源消費量由2000年的540.13萬噸標準煤增加到2007年的1471.63萬噸標準煤，年均增長6.66%，但能耗增長速度慢于第二產業的能耗增長速度。由此，河北省雖然已意識到第二產業過重，也一直在倡導減小第二產業比例，但還并未實現產業結構優化，相反卻增加了第二產業的比重。

三、能源消費特征

1、能源消費總量隨著經濟增長呈現直線上升的趨勢。1990—2007年，河北省能源消費總量增長了三倍多，主要是由于占能源總消費量80%以上的煤炭消費量增長了三倍多，石油消費量增速略高于煤炭增速，電力消費量增長了近5倍，其增速遠大于煤炭和石油。

2、天然氣和水電消耗長期處于較低水平。天然氣和水電是比煤炭和石油更干凈高效的能源，而石油供應短缺趨勢嚴重，所以加強天然氣和水電的開發利用已成為當務之急，即使受自然資源的限制，也應加大調入力度。

3、能源消費在三產中的結構不合理。三產業能源消費中，第二產業占了絕大部分比重，超過了70%，并且這一比重還有增大的趨勢。這和河北省目前正處于工業化中期、型經濟發展和重工業、高耗能產業所占比重大都有直接關系，隨之也帶來了嚴重的環境污染問題。由此當前節能降耗工作的重中之重仍然是調整經濟結構，降低第二產業的比重，大力發展第三產業。

四、提升河北省能源消費與經濟增長協調發展的舉措

1、降低能源消耗。能源效率直接影響產品的競爭能力和國家的競爭能力。因此，當前世界各國均把提高能源與資源利用率作為技術創新的核心和主要目標。我國“十一五”規劃中，明確提出了把增強自主創新能力作為國家戰略。依靠自主創新實現能源工業的技術進步、提高能源利用效率，首先要加強能源領域的基礎研究，前沿技術研究和社會公益性科技研究，使我國在節能等重點領域和關鍵環節取得技術突破；其次是要以企業為中心，形成產學研相結合的技術創新體系；第三是要運用多種鼓勵手段，促進科技成果向現實生產力的轉化。

2、開發可再生能源。要解決能源問題就必須大力開發可再生能源，從目前以煤為主的能源結構，調整為以可再生能源為主、天然氣、石油和煤炭共存的多元能源結構。河北省的可再生能源主要有風能、地熱能、太陽能和生物質能。河北省為風能資源大省，同時地熱資源、太陽能資源、生物質能也很豐富，這些可再生能源都有無污染，可再生的特點，其進一步發展，既需要優惠的政策支持，也需要強大的資金支持，證券市場金融資本、外資和民間資本的積極進入，能夠有效推動能源和可再生能源行業的發展。

3、調整經濟結構。河北省的能源利用效率還有很大的提升空間，這應該從兩方面來抓。一方面努力調整經濟結構。增加第三產業比例，尤其要大力發展現代化服務業，即從以生活型服務業為主轉向發展生產型服務業，減小第二產業及其內部高耗能行業的比例，從總體上減小能耗。另一方面提高能源生產利用率，降低設備能耗和單位產品能耗，從技術層面來節能，通過建立健全能源加工轉換數據。

4、大力發展環保產業。環保產業是環境保氕 技術保障和物質基礎，是未來經濟中最具潛力的新的經濟增長點，也是今后一段時期國家財政支持的重點。因此，我們要利用這一有利時機，加快環保產業結構調整，促進結構優化和產業升級。鞏固和提高具有比較優勢、國內市場需求量大的環保技術和產品，依法淘汰設計不合理、性能落后、市場供大于求的生產技術、工藝和產品。培育在環保產業中具有較強競爭力的重點企業，實現環保產業規模化、集約化經營，提高經濟效益和市場競爭力。

五、結論

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關鍵詞：資源詛咒；能源供求比；經濟增長

基金項目：國家社會科學研究項目(07BJY110)

作者簡介：陳仲常(1949-)，女，重慶人，重慶大學貿易與行政學院，教授、博士生導師，主要從事產業經濟與人口、資源與環境經濟學研究。

中圖分類號：F127；F224．0　文獻標識碼：A　文章編號：1006-1096(2008)03-0057-04　收稿日期：2008-03-28

發展與貧困是當今世界的主題之一，許多自然稟賦豐富的國家或地區，未必是經濟增長最快的區域，甚至相反，自然稟賦豐富的國家或地區，卻成為落后的區域，形成了所謂的“富饒的貧困”。經濟學家們將這種現象解釋為“資源詛咒”，其涵義是指自然資源對經濟增長產生了限制作用，資源豐裕經濟體的增長速度往往慢于資源貧乏的經濟體。

一、關于此問題研究的基本情況

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關鍵詞：能源消費；經濟增長；關聯性實證分析

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

收錄日期：2016年1月28日

一、研究背景

近年來，新疆經濟發展迅速，能源消耗比往年增長19.2%，而煤炭消費占消費總量的68.4%，大量的煤炭利用加重了環境的污染。為此，加快優化能源結構并使其高效轉型是未來新疆能源發展應該抓住的重點，亦是可持續發展的必然訴求。

二、新疆能源消費與經濟增長統計分析

本節主要從新疆能源消費以及經濟增長的增長率指標出發，分析兩者的變動趨勢，從而推斷出新疆能源消費與經濟增長之間可能存在的因果聯系，為實證分析做準備。

（一）能源消費增長率趨勢分析。從圖1可以看出，變動最為劇烈的是天然氣的增長率，從2000年的負增長在2001年有了很大的提升之后又趨于緩慢，這可能是在亞洲金融危機之后在其他能源增長率都低的情況下采用天然氣來替代其他能源；而石油增長率在2005年得到了快速的增長，在2009年又下降至最低增長率點。到了2012年，除了水電增長率一直在增加以外，其余能源增長率都開始呈現出下降趨勢，這可能是因為我國經濟不再追求速度而是注重節能環保、低碳發展。（圖1）

新疆形成了以煤炭為主的能源消費結構，但由于技術落后、經濟發展滯后等原因，新疆能源利用效率與全國有很大差距。新疆在追求經濟增長的同時，除了盡量減少能源消費量外，還應更注重能源利用效率的提高。

（二）經濟增長率趨勢分析。從圖2可以看出，新疆GDP增長率趨勢緊緊圍繞著全國GDP增長率變動而變動。且有時快于全國生產總值增長率。2008年兩者同時呈現出下降趨勢，且下降趨勢十分嚴重，這都是由于全球金融危機導致的。新疆GDP增長率下降到了13年以來的最低點。這對新疆的經濟增長造成了嚴重的影響。而從2009年開始又開始急速上漲達到了13年以來的增長速度最高點。然而在2010年又隨著全國GDP增長率的下降又開始下滑。這可能是新疆開始發展節能減排經濟、注重調整優化能源消費結構所造成的結果。（圖2）

新疆經濟增長相對還是比較迅速（除2009年金融危機）。經濟增長與能源消費理論上具有一定的關系，但是否確實具有緊密相關的聯系，需要做相應的關聯性實證分析。

三、新疆能源消費與經濟增長關聯性實證分析

（一）新疆能源消費對經濟增長的影響。本節以經濟增長和能源消費作為研究對象，探討能源消費對經濟增長的影響。在選擇經驗函數形式的時候，本文選取Cobb-Douglas生產函數：

Y=KαLβEγ

為簡化起見，將此式化為線性方程（取對數），且估計出來的參數可代表彈性。

lnY=αlnK+βlnL+γlnE

進行實證分析時首先要確定變量是否平穩，如果平穩則直接進行格蘭杰因果檢驗，以及采用OLS進行回歸估計出參數即GDP能源彈性；如果變量非平穩，則建立嶺回歸模型來對其進行分析。因此，選擇2000～2013年的新疆能源消費總量與新疆GDP（以2013年的不變價格平減）以及就業人口總量和固定資產投資（以2013年為不變價格平減）的時間序列數據進行分析，并依次將其設為“E”（能源消費總量）、“G”（新疆GDP）、“L（新疆就業人口總量）”、“K”（固定資產投資）。（圖3）

從圖3可以看出，所有變量在取對數后都呈現出逐漸上升趨勢，其中能源消費總量、國內生產總值和固定資產投資上升幅度較大，而就業人口總量增長相對較緩，它們之間可能存在著相關趨勢，但是序列是否存在平穩則需要進行相關的檢驗。因此，運用單位根檢驗來對數據進行檢驗分析。（表1）

上述檢驗結果可以大致看出，原始變量中只有lnG數據序列是平穩的，而lnE、lnK及lnL在差分之后都平穩，其中lnK為二階平穩，其余為一階平穩，故不能進行協整檢驗和格蘭杰因果檢驗。所以將lnG作為因變量，其余變量作為自變量對其進行線性模型估計得出結果，如表2所示。（表2）

從上述結果可以看出，DW檢驗接近于2，證明這個變量間不存在自相關問題，而從vif的值中可以大致看出，lnE和lnL的值較大而lnK的值相對較小，證明存在較大的多重共線性。接下來建立嶺回歸模型得出結果，如圖4所示。（圖4）

默認的k從0～1，步長為0.05。從圖4結果可以看出大致k從0.03步長開始后，嶺跡開始大致的呈現出平穩狀況。故我們取k=0.03，爾后繼續做嶺回歸，得出結果如表3所示。（表3）

從上述結果中我們可以得到模型的未標準化和模型的標準化回歸方程：

未標準化：lnG=-9.4479+0.3350lnE+1.0113lnE+0.9679lnL

標準化：lnG=0.3492lnK+0.3039lnL+0.3411lnE

故標準化后的模型方程即為消除共線性后的模型。且從各變量的參數值中我們可以看出，固定資本對新疆GDP的影響力最大，而能源消費對GDP的影響次之，影響最小的則是就業人口（勞動力）。

從上述一系列的模型分析中我們可以看出，雖然能源消費對gdp的影響不如固定資本對GDP的影響，但是還是會影響到經濟的增長，故新疆能源消費對經濟增長有一定的影響。

（二）新疆經濟增長對能源消費的影響。為了反映新疆經濟對能源的依賴程度，本節對能源消費量和新疆生產總值兩個變量做協整分析，數據使用的是2001～2013年主要年份的能源消費總量和新疆GDP。

分別對“E”（新疆能源消費總量）變量和“G”（新疆國內生產總值-不考慮價格因素）進行ADF檢驗。為了消除可能存在的異方差，將兩變量分別取對數并設為lnE、lnG；但是去對數可能會造成虛假回歸，故先進行平穩性檢驗（單位根檢驗法）得出的結果如表4所示。（表4）

從以上對LNE、LNG兩變量進行不含截距項與趨勢項的檢驗過程中得出它們在5%水平下都拒絕原假設。這表明LNE、LNG的二階差分都是平穩序列。

通過單根檢驗可知兩變量為同階單整，可考慮兩者之間存在協整關系，用EG兩步法進行協整檢驗。先得到協整回歸方程，后對模型殘差序列進行單位根檢驗。對2001～2013年主要年份的相關數據進行協整回歸。（表5）

由表5可知其回歸方程為：LNE=3.24271+0.675915LNG+et

R-squared=0.980398，F=600.1705。從R2可以看出模型的擬合度相當的高，比較接近于1，所以此回歸擬合度比較好。若要得到LNE與LNG具有協整關系，則需對其殘差序列et進行檢驗，檢驗結果如表6所示。（表6）

如表6的二階差分單檢驗結果所示：序列et在沒有截距項和趨勢項下ADF值為-3.710284，均小于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，故殘差et是平穩的，因此LNE與LNG之間存在協整關系，LNE和LNG長期均衡。

可知，新疆生產總值每增加一個百分點將使能源消費量增加0.675915個百分點。由此可以看到，長期以來新疆經濟增長都對能源消費有很大的依賴性，要想實現經濟的快速發展，則需要消耗大量的能源。

為了探討LNE與LNG之間存在的因果關系，因為兩變量在二階為平穩變量，故我們用LNG2、LNE2表示二階差分后的變量并用來進行格蘭杰因果關系檢驗。并且將變量LNG2滯后一期為LNG1，再將LNG1與LNE進行格蘭杰檢驗后得出結果如表7所示。（表7）

從上述結果可以看出，LNG1不是LNE2的格蘭杰原因在1%的顯著性水平下拒絕原假設，而LNE2不是LNG1的格蘭杰原因不拒絕原假設。LNG1是LNE2的格蘭杰原因，即下一期經濟增長對當期的能源具有強烈的依賴性。經濟快速增長是會刺激能源供給的。這也說明新疆的經濟增長仍然處于依賴大能源消費數量的階段。

從上述對經濟增長與能源消費總量之間的關系進行研究后得到：能源消費與經濟增長之間存在一定的關系：一方面經濟增長對能源具有一定的依賴性，能源短缺會對經濟增長帶來嚴重的負面影響；另一方面經濟的快速發展將會刺激能源的需求。總而言之，經濟增長、能源消費之間是密切相關的。故應采取相應的措施來使兩者之間產生積極的相關影響且不受阻礙，這樣才能促使新疆在經濟能源變革的背景下以更快、更好、更有效的方式發展經濟。

四、相關對策建議

（一）實施可持續能源發展戰略。新疆經濟的發展很大程度依賴于能源消費，如何使能源使用、經濟增長不彼此沖突，這就需要實施正確而有效的能源發展戰略。首先應長期實施節能優先戰略，由政府機構制定相應的經濟政策如能源價格制定政策和清晰的能源鼓勵政策來支持清潔能源和可再生能源的使用，貫徹執行并保障政策的執行力度，從而實現能源的可持續發展。

（二）推進技術進步，提升能源效率，發展循環經濟。學會對新能源和可再生能源的合理開采技術；開發出新能源后又要積極有效率的利用新能源，將其用在對經濟增長產生效益的方面。實現“資源―產品―廢棄物―再生資源”的循環過程能更有效的利用資源，以小能耗成本實現大的經濟和社會效益。

（三）樹立節能減排意識。節能減排與人民的生活息息相關，宣傳節能減排意識，并通過政府、社會組織等部門引導人民廣泛參與節能減排活動，樹立節約、綠色消費觀念，提高人民節能減排意識，讓節能減排意識深入民心，實現全方位的節能減排目標。

主要參考文獻：

[1]楊冠瓊.經濟增長與能源消費――山東省的經驗證據[J].經濟管理，2006.22.

[2]趙進文，范繼濤.經濟增長與能源消費內在依從關系的實證研究[J].經濟研究，2007.8.

[3]齊紹洲，羅威.中國地區經濟增長與能源消費強度差異分析[J].經濟研究，2007.7.

[4]謝松，劉慶和.貴州的能源消費與經濟增長[J].貴州社會科學，2007.12.

篇7

關鍵詞：能源消費；經濟增長；面板數據；參數估計

一、引言

目前，中國經濟正處于高速增長時期，也是經濟結構、城市化水平、居民消費結構發生明顯變化的階段。這一系列的變化刺激了我國能源消費的急速增長。2014年，中國能源消費總量36億噸標準煤，比上年增長5.9%。2014年，中國進口原油3.08億噸，同比增長9.4%，居世界第二位，原油對外依存度達到60%。同時，中國也是世界第二大煤炭進口國。工業生產高能耗的粗放增長方式必然導致能源短缺，使得能源供需不平衡的狀況日益突出，這種能源短缺反過來又會制約經濟的增長。因此，處理能源消費和經濟發展的關系成為十分重要的課題。

二、研究方法

1.變量選取

經濟學中生產函數是表示生產投入與生產產出之間技術經濟關系的重要理論模型。Nerlove（1965）將原來的C-D生產函數擴展為：。這在原有C-D生產函數的結構基礎上增加了和能源投入有關的乘子，能源因素的影響從C-D生產函數中剝離了出來，形成獨立的第三要素。根據統計數據，為我國經濟增長提供能源消費支持的主要是煤炭、石油和電力（曾勝，2008）。考慮到內生增長模型以技術進步為核心，因此本文以Lucas（1998）的內生增長模型為指導，把能源消費量的投入細分為煤炭、石油、電力，則擴展的C-D生產函數為：。

2.數據處理和來源

本文利用我國29個省或直轄市1995-2013年的面板數據（由于數據原因未包括重慶和）。數據來自于《中國統計年鑒》和《中國能源統計年鑒》。由于經濟增長和能源消費量等指標與人口數量密切相關，且我國各地區人口數量差異較大，為了真實反映個指標的真實水平，本文均使用平均數據。為便于數據可比較和減少異方差，所有數據均取對數，其中各變量的具體數據及構造如下。

（1）人均GDP：為消除物價變動影響，以1978年作為基期，記為lnY。

（2）人均資本存量：采用永續盤存法計算，記為K。

（3）人均有效勞動投入：將勞動力投入量L與人力資本水平H相乘得到各地區有效勞動投入量，記為HL。

（4）人均能源消費：本文分別引入了各地區人均煤炭消費量C、人均電力消費量E和人均原油消費量O。

3.本文研究方法

本文以能源消費對經濟增長的影響為著眼點，構建面板數據固定效應參數模型，研究煤炭、電力和石油消費對我國經濟的影響。本文首先使用面板數據的單位根檢驗來檢驗面板數據的平穩性，然后對面板數據進行協整關系檢驗，最后建立面板數據模型，使用最小二乘虛擬變量進行回歸參數估計與檢驗，揭示我國能源消費對經濟增長的影響。

三、實證研究

1.面板數據單位根檢驗

為了避免偽回歸的發生，本文將面板數據中各變量的橫截面序列作為整體進行單位根檢驗，以確定其平穩性。根據對單位根同（異）質性假定的不同，所有的檢驗可分為兩類。為了檢驗的全面性，本文采用LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗這五種方法進行了面板數據單位根檢驗。檢驗結果表明，變量lnGDP、lnK、ln（HL）、lnC、lnE、lnO在5%的顯著水平下均不平穩。變量相應的一階差分項存各種檢驗方法中均能夠在5%的水平下拒絕存在單位根的原假設，說明6個變量均為一階單整序列，可以進一步進行協整分析。

2.面板數據協整檢驗

本文運用Pedroni提出的7個檢驗面板變量協整關系的統計量進行協整檢驗。其中，Panelv、Panelρ、PanelPP和PanelADF這4個統計量是用聯合組內維度描述，假設不同橫截面具有相同的自回歸系數。Groupρ、GroupPP和GroupADF這3個統計量運用組間維度描述，假設不同的橫截面具有不同的自回歸系數。根據檢驗結果，除Grouρ指標以外，6種指標統計量都在5%的顯示性水平下拒絕了變量間不存在協整關系的假設。本文認為經濟增長、資本存量、人力資本、煤炭消費、電力消費和原油消費等變量之間具有協整關系，下面將對其做進一步的面板數據參數估計。

3.面板數據固定效應參數模型

一般的，面板數據模型可表示為：

注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

由上述估計結果可知，本文所選五個要素的產出彈性從大到小的順序依次為人均電力消費產出彈性、人均勞動投入產出彈性、人均資本產出彈性、人均煤炭消費產出彈性、人均原油消費產出彈性。其中，人均電力消費產出彈性最大且為正，顯示了其對經濟增長最大的促進作用。人均煤炭消費產出彈性為負，表明煤炭這種高污染能源的使用對現代經濟有一定的制約作用。相比其他因素產出彈性，人均煤炭消費產出彈性和人均原油消費產出彈性要小得多。這說明了盡管我國是煤炭和石油消費，但我國煤炭和石油的消費屬于粗放型能源利用方式，能源利用效率沒有明顯的改善，與現代集約經濟的發展要求還有很大的差距。

四、結論

本文基于全國29個省、市、自治區（除重慶、）的面板數據，建立面板數據固定效應參數模型，運用最小二乘虛擬變量法對人均資本產出彈性、人均勞動投入產出彈性、人均電力消費產出彈性、人均煤炭消費產出彈性和人均原油消費產出彈性進行了參數估計。主要結果總結如下：一方面，人均電力消費產出彈性最大，作為相對清潔的能源，我國經濟發展對電力的依賴越來越重。另一方面，人均原油消費產出彈性、人均煤炭消費產出彈性比較小。這說明盡管我國是世界最大煤炭生產國與消費國，我國對石油的敏感度越來越高，但是我國的煤炭和石油消費還屬于粗放型能源利用方式，能源利用效率較低，石油供需矛盾問題越來越突出。這已經成為制約我國經濟發展的重要因素。

參考文獻：

[1]邵興軍，田立新，蔣書敏.基于內生經濟增長模型的短期能源回彈效應[J].統計與決策，2012（3）：135-137.

[2]張琳，何煉成.我國區域能源消費與經濟增長-基于省際面板數據協整模型的實證分析[J].江海學刊，2010（1）：79-85.

篇8

【關鍵詞】經濟增長；可再生能源；水能；協整

一、引言

可再生能源與經濟增長的關系，是近些年國內外經濟學者重點研究的熱點問題之一。能源是人類賴以生存和發展不可缺少的物質基礎，它對經濟和社會發展起著重要的作用，經濟增長對能源存在著一定的依賴性。傳統化石能源對人類社會和經濟發展作出了重大貢獻，但化石能源儲量有限，這可能會給經濟發展形成一定的約束，而這種稀缺性也就決定了它的價格呈現整體上升的趨勢。總量約束和價格約束，使得新的可再生能源對經濟增長的重要作用會逐漸顯現出來。

二、文獻綜述

目前，已有大量學者利用不同的國家、不同的地區、不同的時間段的樣本數據，對能源經濟與經濟增長之間的關系進行了實證研究。

林伯強（2001）運用JJ協整檢驗的方法分析了中國1953-1994年能源消費和國內生產總值、能源價格、人口增長之間的關系，證明了變量之間存在協整關系，但未基于誤差修正模型的Granger因果關系檢驗。

馬超群等（2004）采用EG兩步法研究了中國從1954-2003年間年度GDP和能源總消費以及能源消費各構成部分（包括煤、石油、天然氣和水電力等）之間的長期均衡關系。

郭海華、夏志均、周元（2010）研究了1985-2009年中國能源消費與經濟增長之間的關系，通過基于誤差修正模型的格蘭杰因果關系分析，證明了我國能源消費是國內經濟增長格蘭杰原因，經濟的增長就必須以能源消費為代價，但是經濟增長并不是能源消費的Granger原因，即存在著從能源消費到經濟增長的單向因果關系結論。另外通過建立長期動態模型，得出可以用能源消費總量滯后值和國內生產總值指數滯后值來預測未來的能源消費總量和全國的經濟增長速度。

（2011）提出在能源總量消耗不變的情況，可再生能源消費的增加會提高國家的能源效率。可再生能源消費的增加會提高技術效率還可以反映在可再生能源消費的細分上面。將能源效率模型進行轉化，將GDP作為因變量，可以發現資本存量、能源消費、傳統能源在能源消費中比例、可再生能源在能源消費中比例對GDP的增長有顯著正向相關作用，由此可以得出可再生能源的利用有助于經濟增長，并且傳統能源消費相對可再生能源消費對經濟增長有更顯著的提高作用。

綜上所述，能源消費與經濟增長之間確實存在著密切的聯系，如何處理好兩者之間的關系，實現經濟和能源的可持續發展，對能源和經濟的研究都具有重要的意義。為此，本文從計量經濟學的角度對我國可再生能源消費與經濟增長的關系進行了分析，以可再生能源中的水能為切入點，對我國的經濟能源數據利用ADF檢驗、協整檢驗和Granger檢驗等方法來進行分析。

三、數據來源和相關變量

鑒于可再生能源的數據不完善，本文以我國可再生能源中的代表能源——水能消費總量和剔除價格因素的國內生產總值為變量，對可再生能源消費和經濟增長的關系進行實證分析。數據來源于《中國能源統計年鑒》（2001-2010年）的官方統計材料，之所以選取2001年以來的數據作為系統分析數據，是因為2001年是第十個五年計劃的開始，作者將2001年以來的社會發展時期看作一個新的經濟系統。采用以2000為基期的歷年實際GDP，單位為億元，水能消費總量所用的單位為萬噸標準煤。

四、水能與經濟增長的實證分析

（一）ADF檢驗

為了保證回歸的可行性，在進行回歸之前，需要就對分析的序列是否平穩即是否具有單位根進行檢驗。本文采用ADF檢驗的方法，其原假設為序列存在一個單位根，備擇假設為序列不存在單位根。如果ADF的值大于臨界值，則接受原假設，認為序列存在單位根，序列是不平穩的，反之則平穩。

由表1得出的檢驗結果可知，在1%的顯著水平下，時間序列變量均存在單位根，序列是不平穩的；對GDP和水能消費兩個變量進行差分變換，DLOG（GDP）和DLOG（WE）分別是指GDP對數序列的一階差分、水能對數序列的一階差分，再進一步進行平穩性檢驗，發現在10%的顯著水平下這些變量都平穩了。因此，滿足協整分析的條件，可以進行Johansen協整檢驗。

（二）協整檢驗

雖然有時兩個或者兩個以上的變量中的每個都是非平穩的，但是他們的線性組合可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平衡的變量，這就是協整的基本思想。

協整檢驗的常用方法有EG兩步檢驗法和Johansen協整檢驗，由于基于回歸殘差的EG檢驗在小樣本的情況下，參數估計存在較大的誤差，因此本文采用Johansen檢驗法。

Johansen檢驗方法是基于VAR模型，在進行協整檢驗前，必須建立變量之間的VAR模型，而建立VAR模型的關鍵是要確定滯后期數。本文根據AIC和SC，經過反復計算和分析，這里選擇滯后期選擇2，JJ檢驗的結果如表2所示：

由表2可知，在置信度為95%的情況下，拒絕原假設None，接受原假設Atmost 1，即之多存在一個協整方程，所以兩個變量GDP和水能消費之間存在長期的均衡關系，可以進行回歸分析。

（三）Granger因果關系檢驗

有上述分析可知，水能與GDP之間存在著協整關系，因此，本文利用Granger因果檢驗來判斷GDP與水能消費之間的關系，通過Eviews 6.0分析結果如下表所示：

顯著性水平表示接受零假設的概率，數字越小，說明自變量解釋因變量的能力越強。表3顯示，在滯后期為2的情況下，水能消費不是GDP增長的主要動因，而經濟增長卻對水能消費的增長有影響。

五、結論

本文通過對2001-2010年間我國GDP與水能消費的實證分析，得出經濟增長和可再生能源消費之間存在著協整關系，即短期內兩者呈波動關系，但長期存在穩定的均衡關系。可再生能源消費和實際GDP之間存在實際GDP到可再生能源的單向Granger因果關系，表明可再生能源消費不是經濟增長的主要動因，但是經濟產出的增長卻對可再生能源消費的增長有影響。

參考文獻：

[1]石剛，陳忱.經濟增長與不可再生能源消費的實證分析[J].中央財經大學學報，2008（9）：56-60.

[2]余力.中國可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究[D].復旦大學，2010（5）：30-38.

篇9

關鍵詞：能源消費；經濟增長；協整檢驗；Granger因果檢驗

中圖分類號：F2文獻標識碼：A文章編號：16723198（2013）23004101

1引言

近年來，四川省憑借其豐富的資源，重要的戰略地位以及巨大的市場潛力，其經濟發展已經呈現出蓬勃之勢，與此同時，四川省每年的能源消費總量也逐年上升。2012年，四川省的地區生產總值23872.8億元，比2008年增長了8945%，平均年增長17.32%。在經濟快速發展的同時，能源消費量也快速增長，達到20575萬噸標準煤，較2008年增長了35.85%，平均年增長7.96%。

目前，國內外學者對能源消費與經濟增長的關系進行很多研究。國外研究主要有：Arthur Craft和John Craft（1978）通過對美國1947～1974年數據研究發現從國民生產總值到能源消費的單項因果關系。國內學者韓智勇等（2004）運用協整分析及因果分析研究中國1978～2000年數據得出中國能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系。皮偉能等（2009）以江蘇省1985-2007年間數據位基礎，運用協整分析和Granger因果檢驗證實能源消費與GOP之間存在穩定的雙向因果的均衡關系。本文基于前人的研究成果，運用協整分析技術和格蘭杰因果檢驗等方法，采用1978～2012年期間數據對四川省能源消費與經濟增長二者之間進行實證研究。

2實證研究

2.1變量選取與數據來源

在四川省能源消費與經濟增長的關系研究中，本文選取的變量為能源消費總量（EC）、地區生產總值（GDP），數據為1978年-2012年四川省能源消費總量（EC，單位：萬噸標準煤）和四川省地區生產總值（GDP，單位：億元）。同時為了消除變量異方差的影響，對能源消費（EC）和地區生產總值（GDP）進行自然對數變換，分別記為LEC、LGDP。數據來源于《中國能源統計年鑒》和《四川統計年鑒》。

2.2單位根檢驗

為防止“偽回歸”現象的發生，對時間序列數據需要進行平穩性檢驗，本文采用ADF檢驗進行單位根檢驗。其中，DLEC、DLGDP代表LEC、LGDP對應序列的一階差分序列，D（DLEC）、D（DLGDP）代表LEC、LGDP對應序列的二階差分序列。單位根檢驗的結果如下表1所示。

表1單位根ADF檢驗結果表

變量檢驗模型ADF統計量臨界值結論1%5%LEC（c，t，0）-1.074-4.251-3.547不平穩LGDP（c，t，0）-1.585-4.251-3.547不平穩DLEC（c，0，1）-2.702-3.650-2.956不平穩DLGDP（c，0，1）-2.803-3.650-2.956不平穩D（DLEC）（c，0，1）-5.154-3.658-2.959平穩D（DLGDP）（c，0，1）-5.460-3.658-2.959平穩注：（c，t，n）表示模型類型的選擇，c代表截距項，t代表趨勢項，n代表滯后階數。

由表1單位根檢驗結果可知，各個變量序列均為二階單整序列。但這些變量之間是否存在穩定的長期均衡關系，需要進一步進行協整檢驗。

2.3協整檢驗

為了檢驗變量之間是否存在長期均衡關系，本文采用E-G兩步法進行協整檢驗。其實質是對OLS回歸殘差的平穩性進行檢驗，如果殘差序列是平穩的，則可以確定兩變量是協整的，二者之間存在著長期的均衡關系。以LEC作為因變量，LGDP作為自變量建立回歸方程，OLS回歸結果如下：

LECt=6.675+0.301LGDPt+et

t=（41.509）（14.431）

R2=0.863

由上述回歸獲得殘差序列et。對殘差序列et進行ADF檢驗，檢驗結果如下表2所示。

表2殘差序列et平穩性檢驗結果表

項目檢驗類型ADF統計值顯著水平檢驗結果殘差序列et（0，0，2）-2.3031%5%10%平穩-2.637-1.952-1.621由表2的檢驗結果顯示可知，殘差序列et在5%的顯著水平下是平穩的，表明四川省能源消費和經濟增長之間存在長期均衡關系。

2.4格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗結果表明四川省能源消費總量和經濟增長之間存在長期均衡關系，但這兩個變量之間是否存在因果關系并不確定，因此采用格蘭杰因果關系檢驗方法對其進行檢驗，檢驗結果如下表3所示。

表3Granger因果關系檢驗結果表

原假設滯后階數觀測值F統計值P值LEC不是引起LGDP的格蘭杰原因2335.8030.0078LGDP不是引起LEC的格蘭杰原因0.8990.4185由表3格蘭杰因果關系檢驗結果可以看到：原假設“LEC不是引起LGDP的格蘭杰原因”發生的概率為00078，此時我們拒絕原假設，即認為能源消費總量增加是引起經濟增長的格蘭杰（Granger）原因；原假設“LGDP不是引起LEC的格蘭杰原因”發生的概率為0.4185，此時我們接受原假設，即認為經濟增長不是引起能源消費總量增加的格蘭杰（Granger）原因。因此，可以得出結論：四川省能源消費總量與經濟增長之間僅存在單向格蘭杰因果關系，即四川省能源消費總量的增加會帶動經濟增長，反之則不然。

3結論

通過利用協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗方法對四川省能源消費總量（EC）與經濟增長（GDP）的數據進行實證分析，得到以下結論：四川省的能源消費與經濟增長之間存在長期的協整關系，即長期看來二者之間具有共同的發展趨勢；四川省的能源消費對經濟增長具有顯著的單向格蘭杰因果關系，即四川省能源消費總量的增加會帶動經濟的增長。

參考文獻

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

[2]韓智勇，魏一鳴.中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系分析[J].系統工程，2004，（12）：1721.

篇10

[關鍵詞]河北省 能源消費 經濟增長 協整檢驗 Granger因果關系

一、引言

在全球氣候變暖的背景下,以低能耗、低污染為基礎的"低碳經濟"成為全球熱點。2009年12月7日在哥本哈根召開的氣候峰會上初步達成了《哥本哈根協議》,對各國環境經濟政策的制定和完善產生了重要的影響。目前中國政府已結合經濟社會發展規劃和可持續發展戰略,提出了到2020年中國單位國內生產總值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%的減排目標。各個國家和地區都在努力減少能源的使用量和提高能源的利用效率,以減少溫室氣體的排放,這就為以重工業為經濟支柱的河北省帶來了新的挑戰。

河北省是能源生產和消費的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。據最新數據顯示,河北省一次能源消費中煤炭占89.29%,而在化石能源―煤炭、石油、天然氣中,煤炭的含碳量最高,每噸標煤含碳量是0.68噸,排放2.5噸二氧化碳;一噸標煤熱量的石油含碳量大概是0.5―0.6噸,排放約1.9噸二氧化碳;而一噸標煤熱量的天然氣只排放1.4噸二氧化碳。煤炭使用量的居高不下位河北省發展低碳經濟帶來了挑戰。因此要想在這樣一個重工業地區發展低碳經濟,必須要了解能源利用和GDP之間存在怎樣的關系,才能夠在不影響經濟發展的前提下,利用合適的對策建議發展低碳經濟。

表1 河北省1980―2008年GDP與能源消費

數據來源:《河北省統計年鑒2009》

本文從河北省的實際出發,通過單位根檢驗、協整分析和格蘭杰(Granger)因果檢驗對河北省的能源利用和經濟增長之間的關系進行實證分析,從中得到兩者之間存在的關系,以此提出適合河北省發展低碳經濟的對策建議。

二、研究方法和數據說明

1.研究方法。對時間序列數據進行因果性檢驗,序列的平穩性是研究的前提條件。對于平穩性檢驗本文采用單位根檢驗(ADF);協整檢驗采用EG(Engle-Granger)檢驗方法;因果關系檢驗,本文采用格蘭杰(Granger)因果檢驗。

2.數據說明。本文選取1980―2008年間的數據作為樣本空間。數據來源于《河北省統計年鑒》。用地區生產總值(GDP)表示經濟增長,用能源消費總量(NY)表示能源的使用情況。

三、實證分析

1.平穩性檢驗。檢驗時間序列平穩性最常用的方法是單位根檢驗法,一個非平穩時間序列的一階自回歸模型的特征方程含有單位根,這樣對時間序列平穩性的檢驗即轉化為對單位根的檢驗,這里我們選取ADF檢驗。為了消除數據間的異方差現象,對數據進行取對數處理,用LnGDP代表對GDP取對數后的值,用LnNY代表對能源消費量NY取對數后的值。這種變換不會改變變量間長期均衡關系和短期穩定關系。

圖11980―2008年GDP和NY取對數后的趨勢

圖1中,橫坐標表示年份,橫坐標表示LnGDP和LnNY的值。從圖1中可以看出,兩個序列都有隨時間上升的趨勢,并且包含常數項和趨勢項,因此在ADF檢驗中應該包含這兩項。檢驗的結果如下:

表2 LnGDP和LnNY的單位根檢驗

數據來源:《河北省統計年鑒2009》數據經eviews5.1計量軟件分析整理所得

從表2可見,LnGDP和LnNY在經過二階差分后,在滯后一期時,AIC和SC的值最小,所以選擇滯后一期時的數值,ADF值分別小于5%顯著水平的臨界值,也就是說兩個序列在95%的置信水平下是平穩的。由于序列之間存在同階單整,因此這兩個變量符合協整檢驗的前提條件,可以對其進行協整分析。

2.協整檢驗。本文應用協整檢驗方法是由Engle和Granger(1987)提出,又稱EG檢驗法。這種協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。首先對兩變量用OLS法構造一元回歸方程,證明兩者之間存在穩定的均衡關系,然后對因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列,對殘差進行ADF檢驗,如果殘差項是平穩的就說明變量間是協整的,表示存在一種長期的均衡關系。

以河北省的生產總值(GDP)表示因變量,能源消費量(NY)表示自變量,并對取對數后的值用OLS法構造一個一元回歸方程。得到的方程為:

LnGDP=-13.29630+2.305968LnNY(1)

T=(-14.47093) (22.70127)

R=0.950216 R2=0.948373

式中參數都是顯著的,R和R2也較大,說明模型整體上對樣本數據擬合的比較好。但是前面驗證出LnGDP和LnNY都是非平穩序列,因此這個方程有可能是謬誤回歸。從(1)式得到殘差方程:

ei=LnGDP+13.29630-2.305968LnNY

采用ADF檢驗方法對殘差ei進行平穩性檢驗,得到的結果顯示為:殘差序列檢驗T值為-4.041522小于5%顯著性水平-3.587527的臨界值,表明可以在95%的置信水平下拒絕原假設,則殘差序列ei為平穩的時間序列。也就是說河北省的能源利用和GDP之間存在一種長期的均衡關系。

3.格蘭杰(Granger)因果關系檢驗。協整檢驗可得出時間序列之間是否存在長期的均衡關系,序列之間的因果關系可用Granger因果關系檢驗法。其基本思想是:如果變量Xt是Yt的原因,則Xt的變化應先于Yt的變化。因此,在做Yt對其他變量的回歸時,如果把Xt的滯后值包括進來能顯著地改進對Yt的預測,則稱Xt是Yt的Granger原因,否則稱Xt不是Yt的Granger原因(鄧翔)。

通過協整檢驗,表明能源消費和經濟增長之間存在長期的協整關系,是一種長期的均衡狀態,但是這種均衡狀態究竟是能源消費作用于地區生產總值GDP產生的結果,還是GDP影響能源消費的結果?這需要通過Granger因果檢驗,驗證LnGDP和LnNY存在怎樣的因果關系。通過以上檢驗發現,當兩個變量滯后一期時AIC和SC值較小,因此選擇滯后一期時對兩變量進行Granger因果關系檢驗。

表3 LnGDP和LnNY的Granger因果關系檢驗

從表3可以看出,在滯后一期的情況下,LnNY不是影響LnGDP的概率為0.06730,拒絕原假設,說明能源消費促進了經濟的發展。在概率為0.99104的情況下,檢驗接受了LnGDP不是影響LnNY的假設,證明了經濟增長不是引起能源消費的原因。因此,從檢驗中可以得到能源消費對GDP的單向Granger因果關系,GDP的增長對能源消費卻不存在單向的Granger因果關系。

四、結論及建議

1.結論

通過協整分析得出能源消費和GDP之間存在長期的均衡關系,盡管短期兩個變量之間可能出現波動,但是從長期來看兩者是一種穩定的均衡狀態。從Granger因果關系檢驗中可以得到河北省能源消費量的增加促進了經濟的發展,而經濟的發展卻不是能源消費量增加的原因,由此可以得出能源消費與經濟增長之間是單向因果關系的結論。

2.建議

從以上分析中我們可以得出,河北省經濟的發展和能源的消費之間存在著緊密的關系,但是經濟的發展不一定要用大量消耗一次能源來實現。因此在大力倡導低碳經濟的今天,河北省要想在不影響經濟發展的前提下發展低碳經濟,就應該提高能源的使用效率、發展清潔能源和開發新能源。根據河北省的具體情況提出了以下幾條建議:

(1)發展循環經濟,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產生更多的經濟增長,減輕經濟發展的能源壓力;另一方面也有利于環保,減少溫室氣體的排放。最終達到能源利用和經濟發展的一種長期穩定狀態。而新技術和新設備的應用是提高能源利用的關鍵因素。新技術能夠提高能源的利用率,新設備能夠節能降耗,減少生產環節的浪費。再通過產業間能源的循環利用,減少生產環節的能源的浪費,對廢棄物進行再利用,形成一種低投入、高產出、低污染的生產模式,以最低的能耗達到最高的產出。

(2)優化能源結構,大力開發新能源。

從全省能源消費結構看,河北省煤炭消費占絕對主體地位,石油次之,天然氣最低。2008年,這一比例為89.9:9.3:0.8。一次能源的大量消耗不利于經濟的可持續發展,而且在倡導低碳發展的今天這也將制約河北省經濟的健康有序發展。河北省可以利用自身的優勢,開發新能源無疑能為發展清潔能源注入新的“血液”。利用豐富的水資源開發水電能源,秦皇島、唐山等地瀕臨海域有豐富的水電寶藏。張家口有豐富的風能資源可以利用風能發電,代替煤炭和石油在生產中產生作用。不但能夠減少不可再生資源的使用量,還能夠減少溫室氣體的排放。

(3)政府加大對政策的支持力度。

政府增加節能公共預算,支持節能項目的實施和節能技術的研究開發和推廣應用。政府要對一些低耗能、低污染的企業給予有力的發展政策,鼓勵這些企業的開發新技術,推進節能技術的發展。并且取締那些高耗能、高污染,對GDP貢獻率低的企業,使河北省發展成為環境友好型的省區。

參考文獻:

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