時間：2023-12-02 15:53:02
序論：在您撰寫能源與經濟增長的關系時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
1.前言
世界能源發展正面臨著重大的變革，各主要國家紛紛調整戰略，能源新技術成為競相爭占的新的戰略制高點，我國需要在國際新的能源環境中尋求最優的能源發展戰略和路線。本文從總體的數據出發研究我國經濟增長與能源消耗、節能的關聯性，揭示出三者的時間因果關系，明確了目前我國能源經濟的發展現狀。在我國，地區間經濟發展不平衡，因此各地區的能源消耗與經濟增長的關系也不同，需要因地制宜的制定科學的能源策略。
2.文獻綜述
近年來，國內外已經有很多關于能源消耗和經濟增長方面的研究。早在1978年，Kraft J和Kraft A利用美國1947-1974年間的數據，得出美國GNP和能源消費之間具有單向因果關系，即GNP決定能源的消耗水平。Masih、Ugur和Ramazan 研究了部分歐洲和亞洲國家的GDP與能源消費之間的關系，得出二者之間存在雙向因果關系。韓志勇和魏一鳴利用EG兩步法分析了1978-2000年我國的能源消耗與經濟的協整關系與因果關系進行了研究，認為二者不存在長期協整關系，但存在雙向的Granger因果關系。本文在已有的研究成果基礎之上進行了一些創新和改進：采取一系列時間序列數據，驗證全國能源消耗與經濟增長之間的因果關系，同時又驗證了節能與經濟增長之間的因果關系。并在此基礎上選取三個地區的數據做了進一步的研究，根據得到的結論，提出幾點政策性建議。此外本文樣本的選取跨度相對較大，提高了樣本待估參數的準確性。
3.數據來源及處理
本文選用國內生產總值（單位：億元）、能源消費總量（單位：百萬噸標準煤）及節能量作為研究變量，分別記為GDP、EC和ES序列，樣本為1992-2010年間的19組年度數據，樣本數據來源于《中國統計年鑒2010》。數據的計算和分析采用計量經濟學軟件Eviews6.0實現。為了消除時間序列中存在的不平穩性，需要對樣本數據取對數處理，得到LOGGDP、LOGEC和LOGES序列。
4.實證分析過程
4.1 格蘭杰因果檢驗
格蘭杰因果檢驗可以用來衡量變量之間的因果關系。對于時間序列來說，當一個變量x的滯后值在另一個變量y的解釋方程中是顯著的，那么可以認為X就是Y的格蘭杰原因。因此為了確定全國的經濟增長、節能與能源消費量之間的關系，需要對GDP與EC以及ES進行格蘭杰因果關系分析：觀測因果關系的變化特征。結果見表1和表2。
表1 GDP與能源消耗的Granger因果關系檢驗（滯后期為1）
Pairwise Granger Causality Tests
Date：11/18/11 Time：19:41
Sample：1992 2010
Lags：1
Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability
EC does not Granger Cause GDP 18 35.7454 2.5E-05
GDP does not Granger Cause EC 0.02896 0.86714
表2 GDP與節能的Granger因果關系檢驗（滯后期為2）
Pairwise Granger Causality Tests
Date：11/29/11 Time：20:43
Sample：1992 2010
Lags：2
Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability
ES does not Granger Cause GDP 17 5.36895 0.02161
GDP does not Granger Cause ES 1.92536 0.18828
表1的結果表明，當滯后期為1時，在至少95%的置信水平下，可以認為EC是GDP的Granger成因，即經濟增長和能源消耗之間存在著單向的因果關系。表2的結果表明，當滯后期為2時，在至少95%的置信水平下，可以認為ES是GDP的Granger成因，即節能和GDP之間存在著單向的格蘭杰因果關系，節能并不會對經濟增長帶來負面影響。
4.2 實證分析
作為能源消耗大國，我國為了提高能源利用效率，國家“十一五”規劃明確提出了關于單位GDP能耗的數字約束指標，根據我國1995-2010年的數據計算，單位GDP綜合能耗從1.27噸標煤/萬元降到0.82噸標煤/萬元，基本達到節能減排的約束性指標。為了進一步研究全國各地區能源使用效率以及節能減排工作的成果，本文選取代表性的地區做實證研究。
4.2.1 產能指數分析
為了衡量全國不同地區能源消耗與經濟增長之間的關系，本文選擇產能系數指標來測度。
這里用、以及分別來表示經濟增長指數、能源消耗指數以及產能指數。
（1）
其中是第i個地區的生產總值，是第i個地區的人口數量，
是全國各個地區的生產總值之和，是全國各個地區的人口總數。
（2）
其中是第i個地區的能源消耗量，是第i個地區的人口數量，是全國各個地區的能源消耗總量，是全國各個地區的
人口總數。，其中為第i個地區的產能指數。
圖1 各地區能源消耗指數、經濟增長指數和產能指數比較
本文選取上海市、河北省和三個地區的數據為例進行分析，具體來看，上海市的能源消耗指數和經濟增長指數都顯著高于河北省和，而且經濟增長指數均高于能源消耗指數，產能指數大于1，反映了上海市能源消耗的效益比較好，能源利用率高于其他兩省。河北省的產能系數略小于1，各年的能源消耗指數均小于，值得注意的是自2004年以來河北省的經濟增長指數低于，反映了近幾年內蒙古地區經濟的快速發展。但是作為能源大省，內蒙古地區的產能系數均小于0.7，能源利用率低，效益不太理想，仍然存在著很大的改進空間。
4.2.2 單位產值能耗分析
單位產值能耗是衡量一個地區能耗水平的綜合指標，其實質是一個效率指標，通過能耗增長速度與地區生產總值增長速度的比較，反映地區節能工作的完成水平。
單位產值能耗=綜合能源消耗量（噸標煤）/工業總產值（萬元）
由表3可以看出通過橫向比較“十一五”期間內蒙古地區的單位產值能耗均高于全國平均水平，河北省在“十一五”初期單位產值能耗略高于全國平均水平，后期則低于全國平均水平。上海市的單位產值能耗遠遠低于全國的平均水平，能源的利用水平很高。通過縱向比較內蒙古地區在2010年實現單位產值能耗比“十五”期末降低57%。能源使用效率逐步得到提升，縮短了與全國平均水平的差距。河北省作為能源大省承擔起了國家“十一五”節能減排的重任，2010年實現單位產值能耗比“十五”期末降低68%。擁有良好能源消費結構的上海市，在“十一五”期末的單位產值能耗較“十五”期末環比下降了27%。通過實證檢驗，結果表明我國基本完成了單位產值能耗比“十五”期末降低20%左右的階段性節能減排目標。但是在新一輪的國際競爭中要想取得更加有利的地位，加快搶占低碳經濟的制高點，還面臨著很多機遇和挑戰。
5.結論與建議
由上述的模型分析檢驗可知，我國的經濟增長與能源消耗之間存在著長期的均衡關系，根據格蘭杰因果檢驗結果表明長期存在著能源消耗到GDP的單項因果關系，節能到GDP的單向因果關系，說明保持經濟的穩定增長必須要有源源不斷擴大的能源供應來保障，但是能源供應的短缺必然會對經濟增長形成制約。因此需要對能源供應可能出現的短缺或者波動問題，做好充足的準備，增強能源經濟的動員性。從可持續發展角度來看，節能減排并不會影響經濟增長，要保持長期的能源供應，必須要提高能源的利用效率，發展低碳經濟。
第一，要優化產業機構。合理調整第二產業，降低第二產業中高能耗的比重，大力發展低能耗高效益的第三產業，逐步提高第三產業所占的份額。促進生產要素向優勢產業集中，提高產業加工的深度，增加產品的附加值，將產業結構的調整與能源結構的調整相結合，有效減輕產業發展對資源的依賴，加快我國的產業結構向節能型轉變。
第二，推進科技創新，降低能源的消耗量，開發推廣節能的新技術、新設備。政府可以通過相應的資金協助來引導環境產業主體的投資規模，加快環境產業的發展，實現清潔生產，減少污染的排放量，對高能耗高污染的項目做到嚴格控制。
積極同科研院所與高校合作，增強產業的科技競爭力。改善企業管理者的管理水平，提高員工的素質，在提高能源利用效率的基礎上增加效益。
第三，建立起合理有效的政府業績考核體系。將節能減排的目標完成情況作為地方政府業績考核標準，實行嚴格的考核獎勵，對于節能減排數據不屬實、發生重大的環境責任事故和重大的違約違規事件，嚴格執行處理，引導地方經濟向集約化方向發展。節能項目的投資周期一般比較強，需要金融（銀行貸款）長期貸款的大力支持，對節能型的產品提供抵押貸款服務，通過對此類產品提供優惠的低息貸款來鼓勵節能產品的開發。
參考文獻：
[1]林伯強.中國能源需求的經濟計量分析[J].統計研究,2001(10):35-43.
[2]趙進文.經濟增長與能源消費內在依存關系的實證研究[J].經濟研究,2007(8):34-41.
[3]李影.能源消費與經濟增長的灰色關聯分析――基于能源結構約束的視角[J].技術經濟學,2010,29(2):74-80.
[4]張朝陽,陶建格,薛慧峰.我國經濟增長與能源的協調分析模型[J].西安工業大學學報,2009.
[5]尚紅云,蔣萍.中國能源消耗變動影響因素分解[J].資源科學,2009.
[6]內蒙古統計局.內蒙古統計年鑒[M].北京:中國統計出版社,2010.
[7]李偉.中國煤炭消費與經濟增長的因果關系研究[J].生產力研究,2005.
[8]Kraft J.On the relationship between energy and GDP[J].Energy Development,1978,(3).
[9]Cheng B.S.An investigation of cioontegration and causality between energy consumption and economic growth[J].Energy Development,1995.
[10]Granger C W J.Investigation causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J].Econnometrca,1969,37:424-438.
作者簡介：
關鍵詞：可再生能源消費；經濟增長；協整；Granger因果關系
中圖分類號：F830.92 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（10）-0027-08
一、問題提出
在經濟增速換擋、資源環境約束趨緊的新常態下，中國推動能源消費革命、可再生能源產業發展勢在必行?？稍偕茉词莵碜杂谧匀毁Y源且能夠從自然過程不斷地得到補充的能量來源，發展可再生能源有助于實現資源消耗、環境污染和經濟增長的雙脫鉤發展。
OECD國家化石燃料的使用量正逐漸減少，可再生能源的發電量占比逐步提升。根據國際能源署預測，到2035年可再生能源將提供其總發電量的三分之一。OECD國家在可再生能源的開發利用上具有先行優勢，在發展可再生能源消費和經濟增長的協調上有較豐富的經驗，對我國可再生能源產業具有借鑒意義。中國已經制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消費比重分別達到15%、20%的目標。據預測（見圖1），到2030年可再生能源將增長42%-48%，成為一次能源需求中的第二位?？梢姡稍偕茉磳⒃谖磥淼哪茉唇Y構中發揮重要作用?？稍偕茉串a業作為新興綠色產業，蘊含著新的經濟增長方式，在此背景下，本文研究的問題是一個亟需解決的問題。
二、文獻綜述
關于可再生能源消費和經濟增長關系的研究在近十年開始出現。對美國的研究較多，Ewing等（2007）用廣義方差分解法對美國2000：1C2005：6月度數據研究得出：可再生能源的消費會增加工業生產指數。Bowden和Payne（2010）同樣運用TodaCYamamoto方法對美國1949C2006年可再生能源消費和經濟增長之間的因果關系進行檢驗，但采用了部門數據，結果表明商業和工業的可再生能源消費和實際GDP之間沒有因果關系，住宅可再生能源消費對實際國內生產總值有單向因果關系。一些學者對OECD國家的情形進行了研究，Apergis和Payne（2010）對20個經合組織國家在1985―2005年期間的研究表明，可再生能源消M與經濟增長之間在短期和長期均存在雙向因果關系。Salim等（2014）利用1980-2011年的數據，檢驗OECD國家可再生能源和不可再生能源與能源消費、工業產值和GDP增速的動態關系。檢驗表明，在長期和短期內工業總產值與可再生能源和不可再生能源消費之間均有雙向的因果關系。GDP增速與不可再生能源消費之間在短期內存在雙向關系的證據，而與可再生能源之間只有單向因果關系。中國學者郭四代等（2012）選取1990-2010年中國國內生產總值（GDP）和新能源（水電、核電、風電）消費數據，運用Granger因果關系進行檢驗，發現在短期內，新能源的消費是促進國內經濟發展的Granger原因。王瑛（2008）對1953-2006年的年度數據 ，分析了水電、核電、風電消費與實際GDP之間的協整關系和Granger因果關系，得出1953-2006年間這三種能源消費與經濟增長之間具有顯著的協整關系，另外我國可再生能源消費量對GDP增長也有顯著的單向Granger因果關系。
目前文獻結論表明：經濟增長對可再生能源消費較多地具有單向因果關系，但也有部分國家或地區顯現出這兩者間雙向的因果關系。單向因果關系即經濟增長發生在可再生能源消費增長之前，可以在計量上解讀為經濟增長帶動可再生能源的發展；雙向因果關系則說明，從計量分析得到可再生能源消費先于經濟增長，可以作為經濟增長的因，在政策、環境保護的需求之下，可再生能源產業具備了自身發展的動力，甚至進一步刺激經濟增長。
本文將能源消費分為可再生能源消費和不可再生能源消費，作為生產要素考慮Cobb-Douglas生產函數，選取1994-2013年的數據，對OECD國家和中國可再生能源消費與經濟增長的關系分別進行了實證檢驗。首先，通過面板單位根、協整檢驗分析OECD國家可再生能源消費與經濟增長的長期關系；建立VEC 模型，進行因果檢驗分析二者的短期動態調整關系，并進行長期和短期的Granger因果檢驗。其次，通過單位根檢驗、協整檢驗、基于VAR模型的脈沖響應函數，分析了中國可再生能源消費與經濟增長間長期協整關系和短期動態關系，并進行長期和短期的Granger因果檢驗。最后，結合實證分析結果，對我國可再生能源產業發展提出了建議。
三、OECD國家可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究
（一）模型構建
本節利用現代經濟增長理論的分析框架，構建了包含可再生能源消費和不可再生能源消費面板數據在內的生產函數，實證研究OECD國家和可再生能源消費與經濟增長的關系。生產函數的構造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）
其中，Y■為OECD國家實際GDP，K■是OECD國家資本存量，L■為OECD國家總勞動力人數，RE■表示OECD各國可再生能源消費總量，NRE■表示OECD各國不可再生能源消費總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風能、地熱能和生物質能。不可再生能源包括：石油、天然氣和煤。
本文采取以下自然對數形式的面板計量模型和時間序列模型：
Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）
其中，i表示橫截面，t表示時間， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■為殘差項。
（二）實證研究
1.單位根檢驗。利用面板單位根LLC檢驗、IPS檢驗、ADF Fisher檢驗、PP Fisher檢驗，對34個OECD國家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等數據進行平穩性檢驗，檢驗結果見表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一階差分序列上分別進行含有截距項以及含有截距項和時間趨勢項的檢驗得到的。一階差分值均在1%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均為一階差分平穩序列，即為I（1）。
2.協整檢驗。在面板單位根檢驗平穩的基礎上，本節采用Pedroni提出的面板協整檢驗方法。Pedroni構造了四個“聯合組內”統計量和三個“組間”統計量。這七個統計量均漸進服從（0，1）的正態分布，并且給出了臨界值。如果計算出來的統計量大于臨界值，則拒絕原假設，表明存在長期協整關系。對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■進行Pedroni面板協整檢驗，結果見表2。
以上是包含截距項的協整檢驗結果，滯后期長度按照SIC標準自動選擇。有四個統計量在1%的水平上顯著，又因為在樣本量較小的情況下以ADF統計量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長期協整關系。在此基礎上，通過面板最小二乘估計，對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長期協整方程進行估計，估計結果如下：
為了能夠修正面板數據的異方差性，在估計的權重選項中選擇了Period weights，進行廣義最小二乘估計。由表3可見，四個解釋變量均在1%的水平上顯著，不可再生能源消費對經濟增長的貢獻最大。可再生能源消費對經濟增長的影響超過了勞動力，為0.09。這說明，OECD整體可再生能源消費與經濟增長的長期關系已經確立。
3.VEC模型分析。存在協整關系的變量可以建立向量誤差修正（VEC）模型來揭示變量之間的短期關系，故建立以下VEC模型：
z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）
其中，z■的各分量是OECD生產函數中I（1）的各變量；α是調整參數矩陣，其每一行元素是出現在第i個方程中的對應誤差修正項的系數；β為協整向量矩陣，其每一列所表示的變量的線性組合都是一種協整形式；p為滯后階數，此處根據SIC原則確定為2；ε■是擾動項。
模型（3）的協整向量估計結果如表4。
得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期協整關系，即：
1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）
式中ecm■表示實際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費和不可再生能源消費的線性組合序列，也是協整方程（4）的殘差項，并將作為后面誤差修正模型的誤差修正項。實際GDP的VEC模型的估計結果為：
1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）
+0.1301ny■-0.1271ny■+0.0171nk■+0.0201nk■+0.1441nL■
+0.2471nL■+0.071nre■-0.0161nre■+0.0751nnre■+0.0181nnre■+0.043 （5）
以上估計結果可以說明：對實際GDP當期的變化量解釋作用最強的是上一期和上兩期的勞動力變化，解釋作用分別達到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實際GDP變化量解釋，可再生能源消費和不可再生能源消費的上一期和上兩期變化對其解釋作用都較弱。同時，ecm■表示短期波動向上期均衡的調整，其系數為-0.029，即以0.029的速度負向調整。
4.因果檢驗。本節運用Granger因果檢驗研究變量長期的因果關系和短期動態的因果關系。本文主要研究可再生能源消費和經濟增長的關系，故下表中只報告這兩者的Granger因果檢驗結果?；陂L期協整方程的Granger因果檢驗如結果表5，滯后階數選擇4階。
在“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設檢驗中，在1%的水平上拒絕了該假設，說明經濟增長是OECD國家可再生能源消費的原因。同時，在5%的水平上拒絕了 “LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，說明可再生能源消費在長期也是OECD經濟增長的格蘭杰原因。
基于VEC模型的Granger因果檢驗結果如表6。
從表6結果來看，在“DLnY■不是DLnRE■的格蘭杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格蘭杰原因”的原假設檢驗均在10%的顯著性水平上被拒絕，說明經濟增長的短期波動不是OECD國家可再生能源消費短期波動的原因，同樣，OECD國家可再生能源消費短期波動也不是其經濟增長的短期波動的原因。二者在統計上因果關系均不顯著。
由以上可得，OECD國家經濟增長在長期顯著地是可再生能源消費的原因，可以解釋為：從長期來看，保障經濟穩定增長才能負擔可再生能源發展初期普遍較高的成本。經濟增長在短期并不構成可再生能源消費的原因，可能是因為目前可再生能源消費在短期內的迅速增長大多是能源轉型的政策引導結果?？稍偕茉聪M在滯后4階的長期狀況下是經濟增長的原因，說明OECD國家可再生能源消費對經濟增長的影響在大約4期之后可以明顯表現出來。短期內，可再生能源消費波動外生于實際GDP的概率達到52%，這可能是因為目前可再生能源消費在能源消費中的占比還較小，短期內不足以表現為經濟增長的原因。
四、中國可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究
（一）模型構建
本節實證研究中國可再生能源消費與經濟增長的關系。生產函數的構造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）
其中，Y■為中國實際GDP， K■是中國資本存量，L■為中國總勞動力人數，RE■表示中國可再生能源消費總量，NRE■為中國不可再生能源消費總量。
為了增強數據的顯性化趨勢、避免異方差，采用自然對數形式的時間序列模型：
Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）
t表示時間，t=1994，1995，……2013；μ■是殘差。
（二）實證研究
1.單位根檢驗。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一階差分序列上的單位根檢驗結果不平穩，故下表列出這五個序列在二階差分上的檢驗結果，可以看出均在5%的顯著性水平上通過。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二階平穩的，即I（2）。
2.協整檢驗。在單位根檢驗平穩的基礎上，本節采用Johansen協整檢驗。結果表明變量之間存在協整關系，跡檢驗和最大特征根檢驗都表明在5%的顯著性水平下存在4個協整方程?？芍褐袊鳯nY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之間存在長期均衡關系。
在此基礎之上，先進行ARCH LM條件異方差檢驗，檢驗得到F統計量為122.02，相應P值為0.00，說明估計方程的殘差序列存在ARCH效應。因此，選擇ARCH模型進行估計，從估計結果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數估計結果較不顯著；第二，DW統計量為0.13。懷疑存在序列相關問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優度將不可信，因此，應進行進一步檢驗。采用LM檢驗。
LM統計量顯示，在1%的水平上拒絕原假設，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關性。同時，觀察相關圖和Q統計量，得到殘差序列在1、5和6階上存在序列相關。通過將擾動項的滯后項ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回歸結果：
由表10可見，四個解釋變量均在1%的水平上顯著。中國在1994-2013年間，資本存量對經濟增長的影響最大，其次是不可再生能源消費?？稍偕茉聪M對經濟增長的協整系數超過了勞動力，為0.17。說明對中國來說，可再生能源消費和經濟增長的長期關系在這20年已經得到了顯現。中國在這三十年間的可再生能源構成主要是以水力發電為主，全球已開發水電資源中，中國占27%。DW統計量為1.78，序列相關得到解決。
3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統中的每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后項的函數來構造模型，可以用于分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊。本節構造的VAR（p）模型為中國的實際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費和不可再生能源消費五變量系統，主要分析可再生能源消費和經濟增長之間的短期動態影響。在無約束VAR模型條件下，依據LR、FRE、AIC、SC和HQ等準則得到最優滯后期階數為2，因此，選擇VAR（2）模型。
對VAR模型，當其所有特征根的模的倒數小于1時，表示該模型是穩定的。由圖2可知該VAR（2）模型所有特征根的模的倒數都在單位圓內，該模型是穩定的，可以進行脈沖響應分析。
因此，模型VAR（2）構造如下：
1ny1nk1nl1nre1nnre=A*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C （8）
A=0.740 -0.164 -1.626 0.038 0.4112.344 0.556 -9.011 0.038 0.2100.049 -0.019 0.475 0.007 0.0392.540 -0.094 10.368 0.164 0.400-0.137 0.313 -4.265 0.093 1.231
估計結果表明：
B=0.205 0.047 1.687 0.045 -0.202-0.970 -0.258 2.678 0.210 -0.3920.002 0.016 0.066 -0.014 -0.061-0.528 -0.001 -18.234 -0.284 -0.695-0.583 -0.093 9.344 0.174 -0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145
基于上述VAR（2）模型，進一步用脈沖響應函數研究當外部環境對經濟增長產生沖擊后對可再生能源消費的影響，以及可再生能源消費收到外部環境沖擊后對經濟增長的影響。得到的這兩者的脈沖響應圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設定為10年，縱軸表示變量相應的大小。
由圖3可知，當外界給可再生能源消費一個單位的沖擊，GDP開始顯示一較小的正響應，之后在第二期先增長達到最強，第三期到第四期為減弱期，第四期時有一個短暫的小于零的過程，之后又拉升新一輪的正效應不斷增長的階段，第六期時達到第二個峰值，且該峰值與上一個峰值十分接近，第八期是降到零，但未出現負值，最后兩期又出現上升的正相應。而外界給GDP一個單位沖擊，可再生能源的響應在第二期出現由零到負的微小降低，并在進入第四期時回到零并啟動直達第八期的增長，達到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零?？梢?，可再生能源消費受一個正的外部沖擊后對經濟增長的影響在其滯后十期內，除第四期例外以外，其余均為正，且經濟增長的正響應會階段性的反復出現，這符合可再生能源消費的特性。而GDP受一個正的外部沖擊后對可再生能源消費的影響在開始時并不明顯，在第四期之后也增長緩慢，最大的正相應在第七至第八期才能表現，說明經濟增長對可再生能源消費并不能起到立竿見影的作用，但在較長階段都會有穩步增加的促進作用。
4.因果檢驗。本小節研究中國可再生能源消費和經濟增長的因果關系，首先對中國五個變量的原序列進行Granger因果檢驗，得到與的Granger因果關系。
從以上結果來看，Granger因果檢驗在5%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設，從而表明在中國經濟增長能夠Granger引起可再生能源的消費。但與OECD國家的檢驗結果不同的是，檢驗接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，表明可再生能源消費不是中國經濟增長的Granger原因。
基于上述VAR（2）模型檢驗變量之間的因果關系，運用Granger因果檢驗，其中，中國實際GDP和可再生能源消費的檢驗結果?？梢园l現：在包含二階滯后的VAR模型中，這兩種變量的因果關系與長期較接近，Granger因果檢驗在10%的顯著性水平上拒絕了“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設，肯定了LnRE■對LnY■的解釋作用，從而表明在中國經濟增長能夠Granger引起可再生能源的消費。檢驗接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設，表明可再生能源消費不是中國經濟增長的Granger原因，可再生能源消費有60%的概率外生于經濟增長。
由因果檢驗的結果可知，中國的經濟增長對可再生能源消費的影響在較大概率上得到了確認，無論是建立在長期穩定的關系還是短期內的動態關系。而可再生能源消費則在長期內有53%的概率外生于經濟增長，即在較大概率上還不能構成經濟增長的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滯后設置，可再生能源消費仍然不是經濟增長的Granger原因。但筆者發現，當把VAR的模型只設定滯后第二期時，可再生能源消費在93%的概率上成為經濟增長的Granger原因；經濟增長也在94%的概率上Granger引起可再生能源消費。這樣的設定是來源于上一節的脈沖響應函數的結果，同時，此時的VAR模型也是平穩的。因此，我們可以認為中國的可再生能源消費對經濟增長存在這滯后的影響。
五、結論與建議
（一）主要結論
運用OECD國家和中國1994-2013年的數據，本文研究得出OECD和中國在可再生能源消費與經濟增長之間都存在長期穩定的協整關系。同時，還主要得到了如表12所示的因果關系結果。
通過實證研究，本文發現OECD國家和中國可再生能源消費和經濟增長關系的相同之處：即經濟增長對可再生能源的長期引領作用，這可以解釋為：第一，當經濟增長到一定階段時，化石能源推動經濟增長的不可持續性日漸突顯，這隨之帶來了改變能源消費結構、發展可再生能源的需求；第二，從率先發展可再生能源的國家可以看出，該產業發展的起始階段均需投入大量成本，應建立在經濟長足發展的基礎之上。同時，研究發現了OECD國家和中國可再生能源消費在短期內均不能引起經濟增長，這說明可再生能源消費短期內無論在發達國家還是中國都還不能顯著地帶來經濟增長的變化，目前的可再生能源消費的比例仍然較小，經濟增長的波動也只在小概率下是受到它的影響。
OECD國家和中國可再生能源消費和經濟增長關系的不同之處也表現在兩個方面。一方面，肯定了OECD國家在長期內可再生能源消費也對經濟增長有引領作用。OECD在這20年內可再生能源的發展說明可再生能源消費的增長在較大概率上會引起經濟增長，這為可再生能源消費發展相對落后的國家和地區在一定程度上打消了顧慮，中國應該更加信心堅定地可再生能源消費的發展。同時，本文發現中國包含可再生能源消費滯后四期變量的模型檢驗中，它對經濟增長的Granger原因也得到了確認，這說明在一定條件下，中國存在著可再生能源消費對經濟增長的原因。另一方面，短期的經濟增長對可再生能源消費的因果關系中，OECD的檢驗中拒絕了這一關系，而中國則接受。中國近年來的經濟增長堪稱“奇跡”，在推動可再生能源產業的發展過程了給予了大量補貼，支持國民生產總值的增長，對我國發展可再生能源產業的促進作用更加突出；相比而言，OECD作為發達國家的集體，其GDP在長時間內保持在較高的穩定水平，他們發展可再生能源在短期更多地是依賴技術突破。
（二）相關建議
第一，加快綠色金融發展，提升可再生能源產業活力。引導銀行業金融機構推出綠色信貸體系，嚴控“兩高一?！毙袠I信貸，將環境責任標準融入銀行業經營管理，積極應對可再生能源產業發展中的市場失靈和政府缺位。引導綠色債券在可再生能源項目中的規范發展，建立政策激勵措施體系，增加綠色債券市場流動性，增加投資主體與市場規模。把握綠色金融在經濟綠色轉型中的機遇，積極適應經濟結構和產業結構調整，形成可再生能源發展和綠色金融的良性循環，培育新的經濟增長點。
第二， 加強能源供給側改革，促進能源消費結構優化。利用市場機制強化可再生能源市場優先供給，通過可再生能源配額制和綠色電力證書等在OECD國家運用成熟的體制，促進可再生能源電力價格發現，減小國家可再生能源產業補貼缺口。推進能源扶貧，推動r網改造升級，提高農網對分布式發電的接納能力，一方面使農村成為推動可再生能源消費提升的重要陣地， 另一方面推進光伏扶貧等精準扶貧模式落地，發揮好可再生能源對脫貧攻堅的助力作用。
參考文獻
[1]Apergis N， E Payne J. Renewable energy consumption and economic growth： Evidence from a panel of OECD
coun-tries[J]. Energy Policy， 2010， 38（1）： 656-660.
[2]Bowden N， E Payne J. Sectoral Analysis of the Causal Relationship Between Renewable and Non-Renewable Energy
Consumption and Real Output in the US[J]. Energy Sources Part B-economics Planning and Policy， 2010，5（4）：400-408.
[3]Ewing BT， Sari R， Soytas U. Disaggregate energy consumption and industrial output in the United States[J]. Energy
Poli-cy， 2007， 35（2）： 1274-1281.
[4] Payne J. On the dynamics of energy consumption and output in the US[J]. Applied Energy， 2009， 86（4）： 575-577.
[5]郭四代，陳剛，杜念霜.我國新能源消M與經濟增長關系的實證分析[J].企業經濟，2012，（5）：35-37。
[6]王瑛.中國可再生能源消費與經濟增長的時間序列分析――以水電、核電、風電為例[J].工業技術經濟，2008，（11）：96-99。
The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth
――A Comparison between OECD Countries and China
WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong
（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）
關鍵詞 經濟增長 能源消耗 協整 誤差修正
中圖分類號：F061.2 文獻標識碼：A
一、引言
隨著經濟全球化的發展，使各國經濟增長對能源的依賴度越來越高。能源消耗與經濟增長的關系已經深刻影響到國家經濟發展及其政策的制定。因此，研究經濟增長與能源消耗的關系極具深刻的現實意義。
近些年，國內學者對中國能源消耗與經濟增長的關系進行了大量實證研究。經過查閱文獻，我們把近幾年的實證研究的差異特點歸納如下：（1）變量范圍選擇差異：多數為研究中國經濟增長與能源消耗總量之間的關系，也有少數人分地區研究了它們之間的關系，像何宏考慮到東、中、西部發展不均衡用分位回歸法來分別研究我國東部、中部、西部的經濟增長同能源消耗的關系。（2）運用模型的差異：多數學者用線性模型（主要是協整與誤差修正模型）來研究（林伯強，2003年；馮沛運等，2010年；譚冰清等，2010年），也有學者用擴展的生產函數（趙麗霞等，1998年），也有學者用非線性模型（神經網絡模型）（蘇澤雄，2003年）等。（3）選用變量、變量個數、時間期限及選擇的地區不同。特別需要提到的是最近幾年，面板數據的使用也擴展到能源消耗的分析中（劉暢，崔艷紅，2008年），另外碳排放問題的熱點使得研究能源消耗的文獻，開始轉向能源消耗與環境問題的關系（陳詩一，2009年）。
本文運用協整理論與誤差修正模型選擇1980年―2009年間的相關指標（GDP，能源消耗總量）進行實證分析，并根據2012年國家統計局公布的2010年GDP最終核實數對2010年能源消費總量進行了預測，以期能夠對我國能源生產提供合理的建議。
二、實證方法及數據選取
（一）實證方法。
由于大多數時間序列數據都是不穩定的，使得傳統的OLS估計方法可能出現偽回歸，并且在20世紀70年代的經濟動蕩面前預測失靈。因此，由Engle和C.J.Granger提出的協整理論經常被用來檢驗時間序列變量的長期穩定關系。
協整理論認為：對于兩個非平穩的時間序列，若它們是同階單整的，則這兩個向量的某種線性組合可能是平穩的，即這兩個向量之間可能存在協整關系，所隱含的意義是兩者之間的長期穩定關系。EG兩步法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性，并且其應用較簡單實用，本文采用該方法進行協整檢驗并構建誤差修正模型。
由于協整理論只能說明向量間的長期穩定的均衡關系，它并不能反映出變量之間長期均衡與其短期波動之間的關系，以及兩者之間短期波動的關系。因此，為了建立短期的動態模型以彌補長期靜態模型的不足，誤差修正模型（ECM）被多數研究引用。所以本文在Var模型的基礎上提出誤差修正模型來觀察變量間的動態關系，并利用Granger因果檢驗來判別變量間短期的因果關系。
（二）樣本數據選擇及預處理。
本文分析所使用的樣本數據為1980―2009年的年度數據，數據來源于《中國統計年鑒（2010）》及《2009中國能源統計年鑒》，采用的數據有國內生產總值（GDP，單位：億元），能源消費總量（TEC，單位：萬噸標準煤）。
根據GDP平減指數（1978=100）對GDP進行調整，以得到實際GDP。為了消除異方差，對各變量進行對數化處理，這樣既不改變協整性，又能引入彈性的模型參數，更具有理論價值。為方便起見，下文用LGDP,LTEC來分別表示實際GDP，TEC的自然對數值。
三、協整分析與誤差修正模型
（一）平穩性檢驗。
雖然在研究中，DF和ADF統計量是應用最廣泛的單位根檢驗，但是它的檢驗功效較低，尤其是在小樣本條件下，數據的生成過程又高度自相關時，檢驗功效會被進一步削弱。因此我們在這里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）為改進DF和ADF檢驗效能而創立的DF-GLS檢驗。
我們對LGDP和LTEC序列做線圖（見圖1、圖2），發現二個序列呈現出較高的線性趨勢，因此在做平穩性檢驗時采用帶趨勢和截距項的DF-GLS檢驗。滯后期根據SIC原則進行確定，最終檢驗結果見表1：
表1 單位根檢驗結果
檢驗結果顯示，時間序列LGDP，LTEC都是非平穩的時間序列，但他們的一階差分在10%的顯著性水平下都是平穩的，因此LGDL與LTEC都是I(1)過程。這樣我們就可以對其協整關系檢驗及建立誤差修正模型。
（二）E-G兩步法建立誤差修正模型。
1、協整關系檢驗。
首先建立LTEC對LGDP的回歸方程，如下：
LTECt = C(1) + C(2)*LGDPt + Et
估計后可以得到：
LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt
t=（132.0120） （44.5687）
F=1986.370
這樣我們的的殘差序列為：
對殘差序列進行單位根檢驗得到結果：
因此上述方程，即：
LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt
體現了能源消費總量與GDP之間存在協整關系（長期均衡關系），協整向量為（8.80,0.59）。這里我們可以看到GDP每增長1%，就要帶動TEC增長0.59%，即GDP對TEC的彈性系數為0.59。
2、建立誤差修正模型。
為了得到能源消耗總量與GDP之間與現實更加貼近的關系，我們建立誤差修正模型，該模型較好地將短期誤差與長期均衡聯系了起來。
誤差修正模型為：
(LTEC t) = C(1) + C(2)*E t-1 + C(3)* (LGDP t)+ ut
其中：Et是協整方程LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt的殘差序列。
估計得到誤差修正模型為：
(LTECt) = 0.01732 - 0.1531* Et-1+ 0.4058* (LGDPt)
t=（1.1521）（-1.4706） （2.7959）
0.2698 F=4.8038
我們首先要明確 (LGDP t)的經濟含義：
(LGDPt)= LGDPt - LGDPt-1
=ln（GDPt）- ln（GDPt-1）
=ln（GDPt / GDPt-1）
≈（GDPt - GDPt-1）/ GDPt-1
即表示GDP的發展速度。
這樣有誤差修正模型可知：GDP的發展速度同能源消耗的增長速度存在正相關關系，GDP發展速度提高1%，則會導致能源消耗速度增長0.4058%，這反映了中國經濟增長對能源消耗的依賴程度還是非常的高。同時前期誤差項會保證短期擾動以（-0.1531）的力度向長期均衡靠攏。
3、預測2010年能源消耗總量。
根據2012年國家統計局公布的2010年GDP最終核實數401513億元，按不變價格計算，同比增長10.4%。據此我們根據誤差修正模型我們可以預測到，2010年能源消耗總量的增長速度為5.5095%，而2009年的該指標的增長速度為5.21%。根據誤差修正模型計算的2010年能源消耗總量為323541.6573萬噸標準煤，我們根據協整方程計算的2010年長期均衡使用量為322493.2944萬噸標準煤，而2010年我國能源消耗總量實際值為324939萬噸標準煤，本文長期均衡模型預測誤差為-0.75%，短期均衡模型預測誤差為-0.43%，兩個預測誤差在可接受誤差范圍之內。
四、 結論
1、我國國內生產總值與能源消耗總量之間存在長期均衡關系，且研究發現國內生產總值對能源消耗總量的彈性系數為0.59，即國內生產總值每增長1%，就要帶動能源消耗總量增長0.59%，。
2、國內生產總值對能源消耗總量的長期影響程度大于短期影響程度。協整長期均衡模型中兩個變量的回歸系數為0.5863，而短期誤差修正模型中的回歸系數為0.4058。
3、短期中，我國經濟發展速度每提高1%，將會導致能源消耗總量增速提高0.4058%。
4、通過協整模型與誤差修正模型對2010年進行預測發現，2010年長期均衡能源消耗量為322493.2944萬噸標準煤，而短期預測值為323541.6573萬噸標準煤，兩者誤差均在1%以內處于可接受誤差范圍內。
（作者：廣東商學院2009級統計學碩士研究生，研究方向：統計應用與經濟計量分析）
參考文獻：
關鍵詞：能源消費；經濟增長；能源消費彈性系數；湖北省
中圖分類號：F592 文獻標識碼：A
文章編號：1005-913X（2012）09-0034-02
An Analysis on the Relationship Between Eenergy Consumption and Economy Growth in Hubei Provice
LU Fang
（College of Literature Law &Economics of Wuhan University of Science & Technology， Wuhan Hubei， 430065）
Abstract： Energy is an important material basis for economic and social development， and it is closely related to economic development. Firstly， the author analyzes the status and characteristics of the energy consumption in Hubei Province， and then the author tests the relationship between energy consumption and economic growth using annual data from 1980-2010 in Hubei Province. The results show that there is long-term stable relationship between energy consumption and economic growth in Hubei Province， but there is no Granger causality relationship between them. By estimating the energy consumption elasticity in Hubei Province， the author found that the energy consumption elasticity coefficient is high and energy efficiency need to be improved.
Key words：Energy consumption；Economic development；Energy consumption elasticity coefficient；Hubei Province
能源是人類生存和社會生產活動的物質基礎，任何一個國家或地區的社會經濟發展及人民生活水平的提高，都需要能源作為支撐。大多數國家的發展實踐證明，一國或地區的經濟增長，特別是處于工業化發展階段的國家或地區的經濟增長多以能源大量消耗為前提，中國也不例外。從改革開放開始，我國就進入了從農業化向工業化轉型的歷史時期，進入21世紀后，我國工業化水平進一步提高，對能源的需要和消費也在進一步增加。早在2002年，我國能源消費已位列全球第二，僅次于美國。根據中國能源研究公布的數據，2010年我國一次能源消費量為32.5億噸標準煤，同比增長了6%，已成為全球第一能源消費大國。與此同時，盡管2010年度能耗強度比上一年進一步降低，單位產值能源消費量下降4%，但我國能源消費強度仍偏高，是美國的3倍、日本的5倍。隨著經濟的持續高速增長，能源日益成為我國經濟增長的制約因素之一。從世界經濟發展的長期趨勢來看，我國不可能繼續走 “高能源消耗以支持高經濟增長”的發展道路，提高能源利用效率，降低能源消費強度勢在必行。
從20世紀70年代開始，能源消費與經濟增長的關系逐漸成為經濟界研究的熱點問題?，F階段湖北省能源消費數量攀升，能源利用率卻不高。本文在搜集整理大量相關數據的基礎上，利用圖形、表格以及計量經濟學方法對此進行實證研究。
一、湖北省能源消費的現狀和特點
（一）從能源消費總量來看，湖北省能源消費加速增長，在全國能源消費中的比重有所增加
根據能夠查到的數據可知，湖北省1980年的能源消費總量2010.66萬噸標準煤（當量值，下同），到1990年消費總量達到4002.39萬噸標準煤，年平均增長速度達到7.19%；2000年的能源消費總量達到6156.28萬噸標準煤，是1990年消費量的1.5倍，年均增長速度4.46%。進入21世紀后，能源消費總量加速增長，2010年湖北省能源消費總量達到15137.6萬噸標準煤，10年的年均增速為9.6%。從時間上來看，湖北能源消費除1990年略有下降，1998年受經濟危機的影響有所下降外，基本保持一種不斷上升的趨勢。在2000年之前，湖北省在全國能源消費總量中所占比重始終保持在4%左右。從2000年開始，這個比重在緩慢增加，到2010年該比重已上升到4.66%。
（二）從能源消費的產業構成來看，第二產業始終是全省能源消費的主體，但第三產業能源消費迅速增長
1990年湖北一、二、三次產業和居民生活能源終端消費量占全社會能源終端消費量的比重分別為5.3%、 7.4%、 9.3%和10.0%。其中第二產業的能源消費比重最大，超過3/4。此后第二產業在能源消費中的比重緩慢下降，到2009年首次降到70%以下。而與此同時，第三產業能源消費的比重穩步提高，從2005年的13.2%上升到2010年的17%。這說明湖北省仍是以工業為主，但第三產業快速發展。
（三）從能源消費的品種結構來看，煤炭仍然是該省能源消費的主體，新能源發展不夠
煤炭消費在湖北省能源消費總量中始終占據主要地位，從2000年以來所占比重始終保持在70%以上。相比之下，湖北省新能源和可再生能源的開發利用嚴重滯后。風電剛剛起步，太陽能光熱開發利用潛力大，但尚未進行大規模利用。生物質能仍在試點，尚未有效利用，核電還是空白。
（四）從能源自給率來看，湖北省能源的對外依存度較高，能源自給率較低
從指標上來看，能源自給率等于一國或一地區給定年度的能源生產總量與當年的能源消費總量之比。在湖北省，“缺煤、少油、乏氣、多水”是該省能源的基本現狀。從2005年到2010年，湖北省能源自給率分別為43.3%、34.7%、33.9%、41.5%、36.6%、35.2%。這種現象的存在，一方面是由于本省的能源資源存量較為匱乏；另一方面是由于“十一五”期間湖北省經濟快速增長，對能源的需求量大幅提高。
（五）從能源強度來看，湖北省能源強度仍然較高
能源強度是指能源利用與經濟或物力產出之比。從宏觀角度而言，能源強度是一國或地區一次能源使用總量或最終能源使用與國內生產總值（GDP）之比，也稱單位GDP能耗。該指標反映了經濟對能源的依賴程度，反映了一國或地區綜合能源利用效率。2006年，國家統計局《國家統計局關于建立單位GDP能耗等相關指標報送制度和修訂能源統計報表的通知》，使單位GDP能耗成為各級政府部門的考核指標之一，該指標也成為備受關注的經濟社會發展指標。針對這一形勢，湖北省相應出臺了《湖北省能源發展“十一五”規劃》?！笆濉睍r期，湖北全省萬元GDP能耗下降14.7%，由2000年的1.77噸標準煤下降到2005年的1.51噸標準煤，年節能率達到3.13%，節約和少用能源800多萬噸標準煤。（湖北省能源發展“十一五”規劃）“十一五”期間，湖北省萬元GDP能耗逐年下降，從2006年的1.45噸標準煤下降到2010年的0.95噸標準煤，累計下降幅度達到34.5%，圓滿完成了國家“十一五”規劃提出的下降20%的任務。
二、湖北省能源消費與經濟增長的實證分析
（一）能源消費與經濟增長的因果分析
本文將利用時間序列動態均衡關系的協整分析，對湖北省能源消費總量與經濟增長之間的關系進行定量的實證研究。
在協整分析中，數據的選取和處理對于分析結果的科學性具有重要的意義。本文選取1980～2010年湖北能源消費總量（EC）與地區生產總值（GDP）數據作為樣本數據。其中，能源消費總量采用當量值計算，單位為萬噸標準煤；為了消除價格因素對經濟增長實際水平的影響，地區生產總值（GDP）按1980年不變進行了換算，計量單位為億元。
在進行協整分析之前，一般要先進行變量的單位根檢驗，只有同階單整的變量之間才可能協整。檢驗時間序列平穩型的方法有多種，本文選用PP法對變量進行平穩性檢驗。利用Eviews軟件進行操作，結果發現雖然時間序列變量EC和GDP是非平穩的，但其二階差分變量是平穩序列，滿足協整關系檢驗的前提條件，因此可以進一步對其二階差分變量之間的協整進行檢驗。檢驗結果見表1，表2。
因此湖北省能源消費總量和經濟增長存在一種長期均衡，其均衡方程為：
GDP = -1636.91001979 + 0.559674770859*EC
協整檢驗結果表明：湖北省能源消費總量和經濟增長之間存在長期的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系還需要進一步檢驗。本文采用Granger（1969）提出的因果關系檢驗方法對這一問題進行分析，結果如下（見表3）。
上圖結果顯示，1980年到2010年湖北省的能源消費總量與經濟增長之間不存在因果關系，即GDP不是能源消費增長的Granger原因，能源消費也不是GDP增長的Granger原因。
（二）能源消費彈性系數分析
能源消費彈性系數等于能源消費量年平均增長速度與國民經濟年平均增長速度之比。該系數從另一個方面反映能源與經濟增長的相互關系。計算與分析能源消費彈性系數的目的，主要為了研究國民經濟發展與能源消費間的關系，預測今后能源消費與國民經濟的增長速度。該彈性系數越小，說明在產出增長一定的前提下消耗的能源越少，能源效率越高。湖北省從1981年到2009年的能源消費彈性系數詳見圖1。
從1981年到1990年的10年間，湖北省能源消費彈性系數一直維持在較高水平，其中有5年的系數大于1，平均系數0.85。從1991年到2000年這十年間，能源消費彈性系數都沒有超過1，平均系數只有0.51，其中1998年由于全球經濟危機的影響，湖北省改年的能源消費量有所下降，導致彈性系數為-0.08。從2001年到2009年這9年間，有3年的消費彈性系數超過了1，其中2004年彈性系數為1.75，2005年彈性系數為1.58。這兩年正是湖北省經濟快速發展的時間，因此對能源的需要量較大，能源消費的彈性系數也較高。從2006年開始，為服從國家“十一五”規劃中節能降耗的指標任務，湖北省在發展經濟的同時努力降低單位GDP能耗，提高能源利用效率，因此這期間的能源消費彈性系數緩步下降，從2006年的0.76下降到2009年的0.48，節能降耗效果顯著。
三、結論與建議
盡管湖北省能源消費與經濟增長各自的序列是非穩定的，但就長期來說，它們之間卻構成了長期穩定的均衡關系。但能源消費和經濟增長之間卻不存在因果關系。同時湖北省2000年以后的能源消費彈性系數較高，顯示出經濟增長對能源的依賴。為此，本文提出以下建議。
一是以開展“兩型社會建設”為契機，積極倡導資源節約型社會經濟發展模式。推進重化工業集約發展，實現節能降耗；提高高新技術產業的比重，優化工業結構。
二是積極開發新能源。根據湖北省缺煤、少氣、無油的能源特點，建議政府整合湖北高校的科研創新能力，加大對新能源的研發投入，減少污染嚴重的火電項目，不斷提高能源的利用效率。
參考文獻：
[1] 湖北省統計局.湖北統計年鑒（2000）[M].北京：中國統計出版社，2000.
[2] 湖北省統計局.湖北統計年鑒（2010）[M].北京：中國統計出版社，2010.35，292.
[3] 張 瑞.中國能源效率與其影響因素研究[M].北京：《經濟日報》出版社，2011（27）.
[4] Oh， W·， Lee， K. Causal relationship between energy consumption and GDP： the case of Korea 1970-1999 [J]. Energy Economics， 2004， 26 （1）： 51～59.
【關鍵詞】面板數據檢驗 環境污染 能源消費 經濟增長
一、背景
自工業化以來，大多數國家為了加速經濟增長，都大規模開發能源，從而導致能源逐漸缺乏。而如今我國的能源與環境問題尤為突出。所以，研究我國的環境保護、能源消費以及經濟增長之間的關系具有理論與現實意義。本文對環境保護、能源消費與經濟增長進行綜合研究，力圖更全面地分析它們之間的關系。本文采用我國各個省份的面板數據，使用面板數據的方法實證分析我國各個地區的環境污染、能源消費以及經濟增長的關系。
二、研究方法
本文采取單位根檢驗以及協整檢驗的方法來量化能源消費、環境污染與經濟增長之間的內在關系。單位根檢驗主要有IPS檢驗、PP檢驗、LLC檢驗方法以及ADF等。面板數據的協整檢驗方法包括Kao檢驗以及Pedroni檢驗，這兩種方法檢驗的原假設均為不存在協整關系。
三、實證分析
（一）指標和數據的選取
經濟增長：使用地區生產總值，單位：億元。
能源消費：由于我國煤炭和石油的供需存在低估的情況，但電力消費數據比較準確。所以此次用來反映經濟增長與能源消費之間關系的指標，使用各地區電力消費量，單位：億千瓦小時。
環境污染：環境污染的評價指標選擇工業廢水排放量，單位：萬噸。
選取2005年至2014年我國30個?。ㄖ陛犑?、自治區）的GDP、工業廢水排放量F以及電力消費量E的數據來創建面板數據集。30個?。ㄖ陛犑?，自治區）包括北京、天津、內蒙古、吉林、黑龍江、遼寧、河北、陜西、山東、山西、河南、、甘肅、上海、湖北、江蘇、浙江、湖南、廣東、安徽、江西、重慶、四川、貴州、云南、青海、福建、海南、廣西、寧夏、新疆，因為數據包括極端數據所以不考慮。數據來源于國家統計局。首先對變量GDP、F以及E進行了對數變換以消除異方差的影響，記LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。
（二）面板數據的單位根檢驗
采用 IPS檢驗、LLC檢驗、Fisher-PP檢驗以及Fisher-ADF檢驗來進行單位根檢驗。由檢驗結果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平穩，經一階差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四種檢驗方法都在5%水平上拒絕原假設，因此我們得出LnGDPit，LnEit，LnFit為一階單整序列。
（三）面板數據的協整檢驗
對LnGDPit，LnEit，LnFit的協整關系進行Pedroni協整檢驗和Kao協整檢驗。面板協整檢驗結果表明： PP、ADF統計量以及ADF統計量在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，說明LnEit、LnFit以及LnGDPit之間有著顯著的協整關系。
（四）模型檢驗
（1）固定效應模型的顯著性檢驗。固定效應模型的顯著性檢驗原理是檢驗固定效應系數ai 是否有差別，檢驗結果表明，p值小于5%，所以拒絕固定效應系數相同的原假設，因此選擇固定效應模型更合適。
Hausman檢驗。Hausman檢驗的原假設為隨機效應模型的系數與固定效應模型的系數沒有差別，選擇隨機效應模型，則接受原假設，否則為固定效應模型。檢驗結果表明，p值在5%的水平下拒絕原假設，因此選固定效應模型。
（五）模型的估計
用固定效應模型估計模型，結果顯示被估計參數全部通過顯著性檢驗，R2值高達0.98，擬合的效果很好，但是DW值低，為0.33，存在自相關問題。
根據上面的分析我們采用加入AR（1）后的模型估計結果：
LNGDPit=6.469+ai+0.396LNEit+0.113LNFit+0.929AR（1）
模型調整后的R2為0.998，各個系數均通過t檢驗，AR（1）的回歸系數顯著不為0，DW值為2.41，已消除自相關，模型擬合的較好。
通過以上的分析可以得出，GDP與環境污染、能源消費之間有著顯著的長期均衡關系，從我國的平均水平來看，能源消費的彈性系數為0.396，即能源供給每增加1%，GDP增長0.396%；環境污染的彈性系數為0.113，表明環境污染每增加1%，GDP增長0.113%，以上說明經濟增長與環境污染存在著正向關系，符合我們以環境污染為代價換取經濟增長的現實。
[關鍵詞]河南省；能源消費總量；經濟增長；一元線性回歸
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.34.111
1 引 言
作為當代社會經濟發展中至關重要的物質基礎，能源始終是經濟增長必不可少的要素之一。20世紀90年代以來，河南省的經濟取得了飛速發展，而能源消費增長的速度甚至更快，截止到2013年，河南省的能源消費強度達到了41.76%，與北京市和廣東省等發達地區的能源消費強度相比較，大約高出了50%，而且，明顯高于我國的平均能源消費強度6.64%。其次，河南省作為我國中原經濟區的重點建設區域，對于協調好中原經濟區的經濟增長和環境保護的關系的任務是至關重要的。而且，河南省現階段正處于工業化飛速發展的時期，對煤炭、石油以及天然氣的消費依舊占據著主體地位，且以高污染、高碳性的煤炭消費為主，并且在相當長的一段時期內是不可改變的。因此，我們要正確地認識和處理河南省能源消費總量和經濟增長之間的因果關系。
因此，文章基于前人的研究成果，根據一元線性回歸分析法，利用SPSS17.0軟件對河南省2004―2013年的國內生產總值和能源消費總量的關系進行了相關和回歸分析。結果表明，河南省的能源消費總量（TEC）與經濟增長之間存在著長期的均衡關系，并且經濟增長與能源消費總量之間存在著正相關關系。
2 文獻回顧
在20 世紀70年代，世界開始爆發石油危機。因此，能源問題開始受到國際社會的廣泛關注。毋庸置疑，對能源利用與經濟增長關系問題的研究已經開始成為學者們進行經濟研究的重點。1978年，Kraft J.和Kraft A.采用1947―1974年美國的能源消費和經濟增長的樣本數據進行實證分析，得出的結論是美國的能源消費對經濟增長存在著單向的因果關系。后來，緊張的能源供應和經濟快速增長的矛盾問題日益突出，越來越多的國內經濟學者逐漸開始不斷關注和實證分析能源消費和經濟增長之間存在的關系和問題。韓智勇認為，我國的經濟增長與能源消費之間雖然存在著雙向的因果關系，但是不存在長時間的協整性。肖冬榮利用上海市1985―2004年的數據實證分析出上海市存在著能源消費對經濟增長的單向因果關系的結論。許廣月（2010）對我國1981―2008年的能源消費、碳排放以及經濟增長的數據，利用VEC模型進行實證研究發現，它們兩兩之間均存在單向的Granger因果關系。李文潔（2012）利用1991―2007年間的省際面板數據，對能源開發強度對經濟增長的影響和產生這種影響的時間趨勢以及地區差異進行了仔細研究，研究結果顯示的是總體經濟和能源開發強度之間存在著負相關關系，這說明：在一定程度上能源開發強度阻礙著經濟的增長。
3 河南省能源消費總量與經濟增長的現狀分析
改革開放以來，河南省的經濟取得了飛速的發展，顯而易見的經濟建設也取得了重大成就，當地人們的生活水平也因此而取得了顯著的提高。因此，全省的能源消費總量（TEC）與GDP都快速增長，單位地區生產總值（GDP）的能源消耗也不斷增加，能源消費需求與能源生產供給的矛盾也變得日趨突出。
3.1 河南省經濟增長的現狀分析
由河南省統計年鑒顯示的數據可知：河南省的國內生產總值（GDP）由1978年的162.92 億元增加到了2013年的32155.86億元，從2004年到2013年，河南省的國內生產總值一直處于不斷上升的趨勢，如表1所示：
3.2 河南省能源消費總量現狀分析
總的來說，由表1和表2的數據分析可知，2004―2013年，河南省的國內生產總值（GDP）和能源消費總量（TEC）一直以來均處于上升趨勢。
4 河南省能源消費總量與經濟增長的實證分析
4.1 樣本選擇與數據來源
一元線性回歸方程是反映一個因變量與一個自變量之間的線性關系。本文以河南省的國內生產總值（GDP）作為因變量，由Y表示，以能源消費總量（TEC）作為自變量，用X表示。利用2004―2013年的河南省國內生產總值（GDP）與能源消費（TEC）的數據（表1和表2的數據）做出散點圖，如圖1所示：
圖1 河南省國內生產總值（GDP）與能源消費總量（TEC）散點圖
由圖1可知，河南省的GDP與TEC基本上是服從線性關系的。所以，此散點圖的數學方程可以用Y=a+bX+u表示。其中a、b 為待估計參數；u為隨機誤差項，即體現除主要變量能源消費X之外的所有因素的綜合影響。
4.2 輸出結果
利用計量經濟學軟件SPSS17.0，對河南省2004―2013年的國內生產總值和能源消耗總量進行相關分析和回歸分析，由相關性結果可知，河南省的國內生產總值和能源消耗總量是顯著相關的。相關分析輸出結果如表3所示：
由回歸結果可知，第一，由擬合優度結果顯示可知，河南省的能源消耗總量和國內生產總值之間的相關系數為0.990，擬合線性回歸的確定性系數為0.979，而經調整后的確定性系數為0.977，標準誤差的估計為0.562，由此結果可以認為，此模型與數據有著很好的擬合程度。第二，由方差分析表顯示可知，回歸平方和為5.902E8，殘差平方和為1.253E7，總平方和為6.028E8，對應的F統計量的值為376.722，顯著水平小于0.05，因此可以認為所建立的回歸方程是有效的。第三，由回歸結果表顯示可知，非標準化的回歸系數B的估計值為2.055，標準誤為0.106，標準化的回歸系數為0.990，回歸系數顯著性檢驗t統計量的值為19.409，對應的顯著性水平Sig.=0.000
5 結 論
文章以河南省2004―2013年的能源消費總量和國內生產總值為樣本，運用計量經濟學軟件SPSS17.0，進行了相關和回歸分析，從而得到了河南省能源消費與經濟增長之間的關系。從對數據的回歸情況來看，2004―2013年間河南省能源消費對國內生產總值增長的影響是顯著的，河南省的能源消費總量與經濟增長存在著長期的均衡關系，并且經濟增長與能源消費總量存在顯著的正相關關系。這說明，河南省的經濟增長方式是粗放型的，即僅僅依靠增加生產要素量的投入來擴大生產規模，以實現經濟的增長。然而，利用這種方式實現的經濟增長，能源消耗較高，成本較高，產品質量難以提高，經濟效益較低。因此，要保持河南省的經濟增長，就必須加快推進能源行業體制改革的步伐，提高能源使用效率，實現集約型的經濟增長方式。即在生產規模不變的基礎上，采用新技術、新工藝，改進機器設備、加大科技含量的方式來增加產量。第一，從技術角度來講，就是要根據現有的節能技術來進行創新以改進耗能系統，從而提高能源利用率。第二，從社會角度出發，我們應該制定相應的政策以及立法來加以促進和鼓勵，以培養人們的節能意識，以至改變他們的行為模式。
參考文獻：
[1]河南省統計局，國家統計局.河南統計年鑒2014[M].北京：中國統計出版社，2014.
[2]郭曉昱.河南省推廣、利用新能源的可行性及對策研究[D].鄭州：鄭州大學，2005.
[3]石賢光.河南省能源消費對經濟增長影響的實證研究[J].濮陽職業技術學院學報，2011（8）：125-126.
[4]鄭和平.河南能源消費總量與經濟增長的計量分析.區域經濟與產業經濟[J].2011（2）：23-25.
[5]許廣月.中國能源消費、碳排放與經濟增長關系的研究[D].武漢：華中科技大學，2010.
【文章摘要】
改革開放以來，我國能源消耗水平快速提高，過快的能源使用比率使得我國進入低能效、高污染的困境，為了改變當前現狀，能源消費結構與經濟增長間的關系研究顯得尤為重要。本文利用計量經濟方法，通過ADF單位根檢驗、協整檢驗、自相關檢驗，揭示出我國能源消費結構與經濟增長之間的關系，并且得出促進我國經濟增長的能源消費中煤炭的消耗量最大，其次是電力、石油、天然氣，表明我國能源消費結構并不合理。建議堅持集約型經濟發展方式，把握當前產業結構調整機會，轉變能源消費結構。
【關鍵詞】
能源消費結構；經濟增長；關系研究
0 引言
改革開放35年來，我國經濟發展取得了舉世矚目的成就，同時也使得我國的能源消費速度越來越快，我國資源人均儲存量較少，其中不可再生資源中以煤居多，缺少石油和天然氣，這一系列資源特點直接影響我國能源消費結構，現在煤炭生產和消費比重分別達到76%和68.9%，這一數據顯示我國是世界上煤炭消費比重最高的國家。能源消費的高速增長及以煤炭為主的消費結構使得我國的能源及污染問題日益嚴重，這一情況引起國家對能源使用情況及能源消費現狀引起高度重視，將“節能減排”正式寫入“十一五”規劃報告中，明確要求各方在保障經濟增長的前提下提高能源使用效率，降低能源消費增長速度，優化能源結構。政策頒布以后，預期的目標是否可以達成，節能減排的有序進行是否會在一定程度上影響經濟發展進程，這主要還是由能源消費結構與經濟增長間的關系決定。為了改變能源消費現狀，研究能源消費結構與經濟增長間的關系可以幫助當局制定相關政策條例，以期為推進節能減排、能源結構優化提出更為實用的措施。
本文主要利用計量分析方法對我國GDP數據和各種能源的消費數據進行關聯關系分析，這些能源包括：石油、電力、天然氣、煤炭。通過1990-2011年的時間序列數據，揭示我國能源消費結構與經濟增長之間的客觀關系，為我國經濟保持可持續發展，構建節約型社會和和諧社會提供建設性的政策建議。
1 能源消費結構與經濟增長的計量分析
1.1 變量平穩性檢驗
在對煤炭、石油、天然氣、電力四種能源消費與GDP增長關系進行計量分析前，首先要進行變量的平穩性檢驗，本文選用ADF單位根指標來檢驗各變量的平穩性。只有平穩的時間序列（即單整序列）才能進行相應的回歸分析，否則就會產生偽回歸問題，進而造成錯誤的結論。因此，下面將分別對GDP增長率，煤炭、石油、天然氣和電力消費增長率的時間序列進行單位根檢驗，只要檢驗結果表明這五個變量都是單整序列，接下來就可以對它們進行其它檢驗和回歸分析。
為了研究的方便，以下分別利用YGDP、XC、XO、XG、XE來表示GDP增長率、煤炭消費增長率、石油消費增長率、天然氣消費增長率以及電力消費增長率，并且這五個變量的ADF單位根檢驗結果如表1所示。
注：表示對應的一階差分序列。
從表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE數據序列除了XG序列是非平穩的，其它序列都是平穩的，但是各序列皆在一階差分下平穩，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一階單整序列，即I（1），因此可以對它們之間的關系進行下一步分析。
1.2 協整檢驗
通過對殘差（residual）進行ADF檢驗判斷其平穩性，以檢驗YGDP、XC、XO、XG、XE之間是否存在協整關系，檢驗結果如表2所示。
由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通過了協整檢驗，表明它們之間存在長期穩定的均衡關系。
1.3 相關關系分析
根據表2的檢驗結果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協整關系，因此可以建立的各變量間的線性模型，如下所示：
（1）
對模型（1）進行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結果如表3所示。其中，根據DW值可以判斷，變量之間存在自相關性，并且XG與XE的系數不顯著，XG也沒通過符號檢驗。
表3 OLS回歸分析結果
注：數據來源于Eveiws6.0輸出結果；***表示對應的變量通過1%水平下的顯著性檢驗，**表示對應的變量通過5%水平下的顯著性檢驗，*表示對應的變量通過10%水平下的顯著性檢驗。
進而考慮到一階自相關的存在，重新進行回歸分析，結果如表4所示。
注：數據來源于Eveiws6.0輸出結果，***表示對應的變量通過1%水平下的顯著性檢驗，*表示對應的變量通過10%水平下的顯著性檢驗。
由表4可知，R2值達到0.69263，模型整體擬合優度較高，模型中的解釋變量對被解釋變量具有很好的解釋能力；F值為8.93125，方程通過了顯著性檢驗，DW值也在合理的區間范圍內，各變量之間已經不存在自相關性。根據表4的結果，煤炭消費增長率（XC）在1%水平下呈現出顯著性，石油消費增長率（XO）、天然氣消費增長率（XG）與電力消費增長率（XE）都在10%的水平下呈現出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費增長率都通過了符號檢驗，表明這四個因素會顯著地促進經濟增長，而不是相反。根據四個變量系數的大小，得出我國經濟增長過程中的能源支持，首先是煤炭，其次是電力，然后是石油和天然氣。
