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序論：在您撰寫能源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時，參考他人的優(yōu)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(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
【關(guān)鍵詞】能源消耗；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整性；格蘭杰因果檢驗(yàn)
1.前言
世界能源發(fā)展正面臨著重大的變革，各主要國家紛紛調(diào)整戰(zhàn)略，能源新技術(shù)成為競相爭占的新的戰(zhàn)略制高點(diǎn)，我國需要在國際新的能源環(huán)境中尋求最優(yōu)的能源發(fā)展戰(zhàn)略和路線。本文從總體的數(shù)據(jù)出發(fā)研究我國經(jīng)濟(jì)增長與能源消耗、節(jié)能的關(guān)聯(lián)性，揭示出三者的時間因果關(guān)系，明確了目前我國能源經(jīng)濟(jì)的發(fā)展現(xiàn)狀。在我國，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，因此各地區(qū)的能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系也不同，需要因地制宜的制定科學(xué)的能源策略。
2.文獻(xiàn)綜述
近年來，國內(nèi)外已經(jīng)有很多關(guān)于能源消耗和經(jīng)濟(jì)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(shù)據(jù)，得出美國GNP和能源消費(fèi)之間具有單向因果關(guān)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(fèi)之間的關(guān)系，得出二者之間存在雙向因果關(guān)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(jīng)濟(jì)的協(xié)整關(guān)系與因果關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為二者不存在長期協(xié)整關(guān)系，但存在雙向的Granger因果關(guān)系。本文在已有的研究成果基礎(chǔ)之上進(jìn)行了一些創(chuàng)新和改進(jìn)：采取一系列時間序列數(shù)據(jù)，驗(yàn)證全國能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，同時又驗(yàn)證了節(jié)能與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。并在此基礎(chǔ)上選取三個地區(qū)的數(shù)據(jù)做了進(jìn)一步的研究，根據(jù)得到的結(jié)論，提出幾點(diǎn)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(shù)的準(zhǔn)確性。
3.數(shù)據(jù)來源及處理
本文選用國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元）、能源消費(fèi)總量（單位：百萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）及節(jié)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(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。數(shù)據(jù)的計(jì)算和分析采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews6.0實(shí)現(xiàn)。為了消除時間序列中存在的不平穩(wěn)性，需要對樣本數(shù)據(jù)取對數(shù)處理，得到LOGGDP、LOGEC和LOGES序列。
4.實(shí)證分析過程
4.1 格蘭杰因果檢驗(yàn)
格蘭杰因果檢驗(yàn)可以用來衡量變量之間的因果關(guān)系。對于時間序列來說，當(dāng)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(rèn)為X就是Y的格蘭杰原因。因此為了確定全國的經(jīng)濟(jì)增長、節(jié)能與能源消費(fèi)量之間的關(guān)系，需要對GDP與EC以及ES進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析：觀測因果關(guān)系的變化特征。結(jié)果見表1和表2。
表1 GDP與能源消耗的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)（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(jié)能的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)（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(jié)果表明，當(dāng)滯后期為1時，在至少95%的置信水平下，可以認(rèn)為EC是GDP的Granger成因，即經(jīng)濟(jì)增長和能源消耗之間存在著單向的因果關(guān)系。表2的結(jié)果表明，當(dāng)滯后期為2時，在至少95%的置信水平下，可以認(rèn)為ES是GDP的Granger成因，即節(jié)能和GDP之間存在著單向的格蘭杰因果關(guān)系，節(jié)能并不會對經(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)面影響。
4.2 實(shí)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(guī)劃明確提出了關(guān)于單位GDP能耗的數(shù)字約束指標(biāo)，根據(jù)我國1995-2010年的數(shù)據(jù)計(jì)算，單位GDP綜合能耗從1.27噸標(biāo)煤/萬元降到0.82噸標(biāo)煤/萬元，基本達(dá)到節(jié)能減排的約束性指標(biāo)。為了進(jìn)一步研究全國各地區(qū)能源使用效率以及節(jié)能減排工作的成果，本文選取代表性的地區(qū)做實(shí)證研究。
4.2.1 產(chǎn)能指數(shù)分析
為了衡量全國不同地區(qū)能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文選擇產(chǎn)能系數(shù)指標(biāo)來測度。
這里用、以及分別來表示經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)、能源消耗指數(shù)以及產(chǎn)能指數(shù)。
（1）
其中是第i個地區(qū)的生產(chǎn)總值，是第i個地區(qū)的人口數(shù)量，
是全國各個地區(qū)的生產(chǎn)總值之和，是全國各個地區(qū)的人口總數(shù)。
（2）
其中是第i個地區(qū)的能源消耗量，是第i個地區(qū)的人口數(shù)量，是全國各個地區(qū)的能源消耗總量，是全國各個地區(qū)的
人口總數(shù)。，其中為第i個地區(qū)的產(chǎn)能指數(shù)。
圖1 各地區(qū)能源消耗指數(shù)、經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)和產(chǎn)能指數(shù)比較
本文選取上海市、河北省和三個地區(qū)的數(shù)據(jù)為例進(jìn)行分析，具體來看，上海市的能源消耗指數(shù)和經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)都顯著高于河北省和，而且經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)均高于能源消耗指數(shù)，產(chǎn)能指數(shù)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(chǎn)能系數(shù)略小于1，各年的能源消耗指數(shù)均小于，值得注意的是自2004年以來河北省的經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)低于，反映了近幾年內(nèi)蒙古地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。但是作為能源大省，內(nèi)蒙古地區(qū)的產(chǎn)能系數(shù)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(jìn)空間。
4.2.2 單位產(chǎn)值能耗分析
單位產(chǎn)值能耗是衡量一個地區(qū)能耗水平的綜合指標(biāo)，其實(shí)質(zhì)是一個效率指標(biāo)，通過能耗增長速度與地區(qū)生產(chǎn)總值增長速度的比較，反映地區(qū)節(jié)能工作的完成水平。
單位產(chǎn)值能耗=綜合能源消耗量（噸標(biāo)煤）/工業(yè)總產(chǎn)值（萬元）
由表3可以看出通過橫向比較“十一五”期間內(nèi)蒙古地區(qū)的單位產(chǎn)值能耗均高于全國平均水平，河北省在“十一五”初期單位產(chǎn)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(chǎn)值能耗遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(nèi)蒙古地區(qū)在2010年實(shí)現(xiàn)單位產(chǎn)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(dān)起了國家“十一五”節(jié)能減排的重任，2010年實(shí)現(xiàn)單位產(chǎn)值能耗比“十五”期末降低68%。擁有良好能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的上海市，在“十一五”期末的單位產(chǎn)值能耗較“十五”期末環(huán)比下降了27%。通過實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明我國基本完成了單位產(chǎn)值能耗比“十五”期末降低20%左右的階段性節(jié)能減排目標(biāo)。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(jīng)濟(jì)的制高點(diǎn)，還面臨著很多機(jī)遇和挑戰(zhàn)。
5.結(jié)論與建議
由上述的模型分析檢驗(yàn)可知，我國的經(jīng)濟(jì)增長與能源消耗之間存在著長期的均衡關(guān)系，根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明長期存在著能源消耗到GDP的單項(xiàng)因果關(guān)系，節(jié)能到GDP的單向因果關(guān)系，說明保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長必須要有源源不斷擴(kuò)大的能源供應(yīng)來保障，但是能源供應(yīng)的短缺必然會對經(jīng)濟(jì)增長形成制約。因此需要對能源供應(yīng)可能出現(xiàn)的短缺或者波動問題，做好充足的準(zhǔn)備，增強(qiáng)能源經(jīng)濟(jì)的動員性。從可持續(xù)發(fā)展角度來看，節(jié)能減排并不會影響經(jīng)濟(jì)增長，要保持長期的能源供應(yīng)，必須要提高能源的利用效率，發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)。
第一，要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)。合理調(diào)整第二產(chǎn)業(yè)，降低第二產(chǎn)業(yè)中高能耗的比重，大力發(fā)展低能耗高效益的第三產(chǎn)業(yè)，逐步提高第三產(chǎn)業(yè)所占的份額。促進(jìn)生產(chǎn)要素向優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集中，提高產(chǎn)業(yè)加工的深度，增加產(chǎn)品的附加值，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與能源結(jié)構(gòu)的調(diào)整相結(jié)合，有效減輕產(chǎn)業(yè)發(fā)展對資源的依賴，加快我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向節(jié)能型轉(zhuǎn)變。
第二，推進(jìn)科技創(chuàng)新，降低能源的消耗量，開發(fā)推廣節(jié)能的新技術(shù)、新設(shè)備。政府可以通過相應(yīng)的資金協(xié)助來引導(dǎo)環(huán)境產(chǎn)業(yè)主體的投資規(guī)模，加快環(huán)境產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)清潔生產(chǎn)，減少污染的排放量，對高能耗高污染的項(xiàng)目做到嚴(yán)格控制。
積極同科研院所與高校合作，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)的科技競爭力。改善企業(yè)管理者的管理水平，提高員工的素質(zhì)，在提高能源利用效率的基礎(chǔ)上增加效益。
第三，建立起合理有效的政府業(yè)績考核體系。將節(jié)能減排的目標(biāo)完成情況作為地方政府業(yè)績考核標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)行嚴(yán)格的考核獎勵，對于節(jié)能減排數(shù)據(jù)不屬實(shí)、發(fā)生重大的環(huán)境責(zé)任事故和重大的違約違規(guī)事件，嚴(yán)格執(zhí)行處理，引導(dǎo)地方經(jīng)濟(jì)向集約化方向發(fā)展。節(jié)能項(xiàng)目的投資周期一般比較強(qiáng)，需要金融（銀行貸款）長期貸款的大力支持，對節(jié)能型的產(chǎn)品提供抵押貸款服務(wù)，通過對此類產(chǎn)品提供優(yōu)惠的低息貸款來鼓勵節(jié)能產(chǎn)品的開發(fā)。
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作者簡介：
關(guān)鍵詞：可再生能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整；Granger因果關(guān)系
中圖分類號：F830.92 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（10）-0027-08
一、問題提出
在經(jīng)濟(jì)增速換擋、資源環(huán)境約束趨緊的新常態(tài)下，中國推動能源消費(fèi)革命、可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)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(bǔ)充的能量來源，發(fā)展可再生能源有助于實(shí)現(xiàn)資源消耗、環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長的雙脫鉤發(fā)展。
OECD國家化石燃料的使用量正逐漸減少，可再生能源的發(fā)電量占比逐步提升。根據(jù)國際能源署預(yù)測，到2035年可再生能源將提供其總發(fā)電量的三分之一。OECD國家在可再生能源的開發(fā)利用上具有先行優(yōu)勢，在發(fā)展可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)調(diào)上有較豐富的經(jīng)驗(yàn)，對我國可再生能源產(chǎn)業(yè)具有借鑒意義。中國已經(jīng)制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消費(fèi)比重分別達(dá)到15%、20%的目標(biāo)。據(jù)預(yù)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?，可再生能源將在未來的能源結(jié)構(gòu)中發(fā)揮重要作用?？稍偕茉串a(chǎn)業(yè)作為新興綠色產(chǎn)業(yè)，蘊(yùn)含著新的經(jīng)濟(jì)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(xiàn)綜述
關(guān)于可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究在近十年開始出現(xiàn)。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(shù)據(jù)研究得出：可再生能源的消費(fèi)會增加工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)。Bowden和Payne（2010）同樣運(yùn)用TodaCYamamoto方法對美國1949C2006年可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，但采用了部門數(shù)據(jù)，結(jié)果表明商業(yè)和工業(yè)的可再生能源消費(fèi)和實(shí)際GDP之間沒有因果關(guān)系，住宅可再生能源消費(fèi)對實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值有單向因果關(guān)系。一些學(xué)者對OECD國家的情形進(jìn)行了研究，Apergis和Payne（2010）對20個經(jīng)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(jīng)濟(jì)增長之間在短期和長期均存在雙向因果關(guān)系。Salim等（2014）利用1980-2011年的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)OECD國家可再生能源和不可再生能源與能源消費(fèi)、工業(yè)產(chǎn)值和GDP增速的動態(tài)關(guān)系。檢驗(yàn)表明，在長期和短期內(nèi)工業(yè)總產(chǎn)值與可再生能源和不可再生能源消費(fèi)之間均有雙向的因果關(guān)系。GDP增速與不可再生能源消費(fèi)之間在短期內(nèi)存在雙向關(guān)系的證據(jù)，而與可再生能源之間只有單向因果關(guān)系。中國學(xué)者郭四代等（2012）選取1990-2010年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和新能源（水電、核電、風(fēng)電）消費(fèi)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)，新能源的消費(fèi)是促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Granger原因。王瑛（2008）對1953-2006年的年度數(shù)據(jù) ，分析了水電、核電、風(fēng)電消費(fèi)與實(shí)際GDP之間的協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系，得出1953-2006年間這三種能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間具有顯著的協(xié)整關(guān)系，另外我國可再生能源消費(fèi)量對GDP增長也有顯著的單向Granger因果關(guān)系。
目前文獻(xiàn)結(jié)論表明：經(jīng)濟(jì)增長對可再生能源消費(fèi)較多地具有單向因果關(guān)系，但也有部分國家或地區(qū)顯現(xiàn)出這兩者間雙向的因果關(guān)系。單向因果關(guān)系即經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生在可再生能源消費(fèi)增長之前，可以在計(jì)量上解讀為經(jīng)濟(jì)增長帶動可再生能源的發(fā)展；雙向因果關(guān)系則說明，從計(jì)量分析得到可再生能源消費(fèi)先于經(jīng)濟(jì)增長，可以作為經(jīng)濟(jì)增長的因，在政策、環(huán)境保護(hù)的需求之下，可再生能源產(chǎn)業(yè)具備了自身發(fā)展的動力，甚至進(jìn)一步刺激經(jīng)濟(jì)增長。
本文將能源消費(fèi)分為可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)，作為生產(chǎn)要素考慮Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，選取1994-2013年的數(shù)據(jù)，對OECD國家和中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分別進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。首先，通過面板單位根、協(xié)整檢驗(yàn)分析OECD國家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系；建立VEC 模型，進(jìn)行因果檢驗(yàn)分析二者的短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系，并進(jìn)行長期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。其次，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析了中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間長期協(xié)整關(guān)系和短期動態(tài)關(guān)系，并進(jìn)行長期和短期的Granger因果檢驗(yàn)。最后，結(jié)合實(shí)證分析結(jié)果，對我國可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出了建議。
三、OECD國家可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究
（一）模型構(gòu)建
本節(jié)利用現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論的分析框架，構(gòu)建了包含可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)面板數(shù)據(jù)在內(nèi)的生產(chǎn)函數(shù)，實(shí)證研究OECD國家和可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）
其中，Y■為OECD國家實(shí)際GDP，K■是OECD國家資本存量，L■為OECD國家總勞動力人數(shù)，RE■表示OECD各國可再生能源消費(fèi)總量，NRE■表示OECD各國不可再生能源消費(fèi)總量。這里的可再生能源包括：水電、太陽能、風(fēng)能、地?zé)崮芎蜕镔|(zhì)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(shù)形式的面板計(jì)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(xiàng)。
（二）實(shí)證研究
1.單位根檢驗(yàn)。利用面板單位根LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF Fisher檢驗(yàn)、PP Fisher檢驗(yàn)，對34個OECD國家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)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(jìn)行含有截距項(xiàng)以及含有截距項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)的檢驗(yàn)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(yàn)，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均為一階差分平穩(wěn)序列，即為I（1）。
2.協(xié)整檢驗(yàn)。在面板單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Pedroni提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法。Pedroni構(gòu)造了四個“聯(lián)合組內(nèi)”統(tǒng)計(jì)量和三個“組間”統(tǒng)計(jì)量。這七個統(tǒng)計(jì)量均漸進(jìn)服從（0，1）的正態(tài)分布，并且給出了臨界值。如果計(jì)算出來的統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，表明存在長期協(xié)整關(guān)系。對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■進(jìn)行Pedroni面板協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。
以上是包含截距項(xiàng)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，滯后期長度按照SIC標(biāo)準(zhǔn)自動選擇。有四個統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，又因?yàn)樵跇颖玖枯^小的情況下以ADF統(tǒng)計(jì)量為主，其P值為0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之間存在長期協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，通過面板最小二乘估計(jì)，對LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■間的長期協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：
為了能夠修正面板數(shù)據(jù)的異方差性，在估計(jì)的權(quán)重選項(xiàng)中選擇了Period weights，進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)。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(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大?？稍偕茉聪M(fèi)對經(jīng)濟(jì)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(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系已經(jīng)確立。
3.VEC模型分析。存在協(xié)整關(guān)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(guān)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(chǎn)函數(shù)中I（1）的各變量；α是調(diào)整參數(shù)矩陣，其每一行元素是出現(xiàn)在第i個方程中的對應(yīng)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)；β為協(xié)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(xié)整形式；p為滯后階數(shù)，此處根據(jù)SIC原則確定為2；ε■是擾動項(xiàng)。
模型（3）的協(xié)整向量估計(jì)結(jié)果如表4。
得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期協(xié)整關(guān)系，即：
1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）
式中ecm■表示實(shí)際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)的線性組合序列，也是協(xié)整方程（4）的殘差項(xiàng)，并將作為后面誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)。實(shí)際GDP的VEC模型的估計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果可以說明：對實(shí)際GDP當(dāng)期的變化量解釋作用最強(qiáng)的是上一期和上兩期的勞動力變化，解釋作用分別達(dá)到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的實(shí)際GDP變化量解釋，可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)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(diào)整，其系數(shù)為-0.029，即以0.029的速度負(fù)向調(diào)整。
4.因果檢驗(yàn)。本節(jié)運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)研究變量長期的因果關(guān)系和短期動態(tài)的因果關(guān)系。本文主要研究可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，故下表中只報告這兩者的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果?；陂L期協(xié)整方程的Granger因果檢驗(yàn)如結(jié)果表5，滯后階數(shù)選擇4階。
在“LnY■不是LnRE■的格蘭杰原因”的原假設(shè)檢驗(yàn)中，在1%的水平上拒絕了該假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長是OECD國家可再生能源消費(fèi)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(shè)，說明可再生能源消費(fèi)在長期也是OECD經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。
基于VEC模型的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表6。
從表6結(jié)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(shè)檢驗(yàn)均在10%的顯著性水平上被拒絕，說明經(jīng)濟(jì)增長的短期波動不是OECD國家可再生能源消費(fèi)短期波動的原因，同樣，OECD國家可再生能源消費(fèi)短期波動也不是其經(jīng)濟(jì)增長的短期波動的原因。二者在統(tǒng)計(jì)上因果關(guān)系均不顯著。
由以上可得，OECD國家經(jīng)濟(jì)增長在長期顯著地是可再生能源消費(fèi)的原因，可以解釋為：從長期來看，保障經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長才能負(fù)擔(dān)可再生能源發(fā)展初期普遍較高的成本。經(jīng)濟(jì)增長在短期并不構(gòu)成可再生能源消費(fèi)的原因，可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在短期內(nèi)的迅速增長大多是能源轉(zhuǎn)型的政策引導(dǎo)結(jié)果?？稍偕茉聪M(fèi)在滯后4階的長期狀況下是經(jīng)濟(jì)增長的原因，說明OECD國家可再生能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響在大約4期之后可以明顯表現(xiàn)出來。短期內(nèi)，可再生能源消費(fèi)波動外生于實(shí)際GDP的概率達(dá)到52%，這可能是因?yàn)槟壳翱稍偕茉聪M(fèi)在能源消費(fèi)中的占比還較小，短期內(nèi)不足以表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長的原因。
四、中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究
（一）模型構(gòu)建
本節(jié)實(shí)證研究中國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）
其中，Y■為中國實(shí)際GDP， K■是中國資本存量，L■為中國總勞動力人數(shù)，RE■表示中國可再生能源消費(fèi)總量，NRE■為中國不可再生能源消費(fèi)總量。
為了增強(qiáng)數(shù)據(jù)的顯性化趨勢、避免異方差，采用自然對數(shù)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(shí)證研究
1.單位根檢驗(yàn)。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一階差分序列上的單位根檢驗(yàn)結(jié)果不平穩(wěn)，故下表列出這五個序列在二階差分上的檢驗(yàn)結(jié)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(wěn)的，即I（2）。
2.協(xié)整檢驗(yàn)。在單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本節(jié)采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)都表明在5%的顯著性水平下存在4個協(xié)整方程?？芍褐袊鳯nY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之間存在長期均衡關(guān)系。
在此基礎(chǔ)之上，先進(jìn)行ARCH LM條件異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)得到F統(tǒng)計(jì)量為122.02，相應(yīng)P值為0.00，說明估計(jì)方程的殘差序列存在ARCH效應(yīng)。因此，選擇ARCH模型進(jìn)行估計(jì)，從估計(jì)結(jié)果看仍然存在問題如下：第一，LnL■和LnRE■的系數(shù)估計(jì)結(jié)果較不顯著；第二，DW統(tǒng)計(jì)量為0.13。懷疑存在序列相關(guān)問題，如果存在，則顯著性水平、擬合優(yōu)度將不可信，因此，應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。采用LM檢驗(yàn)。
LM統(tǒng)計(jì)量顯示，在1%的水平上拒絕原假設(shè)，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關(guān)性。同時，觀察相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量，得到殘差序列在1、5和6階上存在序列相關(guān)。通過將擾動項(xiàng)的滯后項(xiàng)ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回歸結(jié)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(jīng)濟(jì)增長的影響最大，其次是不可再生能源消費(fèi)?？稍偕茉聪M(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整系數(shù)超過了勞動力，為0.17。說明對中國來說，可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系在這20年已經(jīng)得到了顯現(xiàn)。中國在這三十年間的可再生能源構(gòu)成主要是以水力發(fā)電為主，全球已開發(fā)水電資源中，中國占27%。DW統(tǒng)計(jì)量為1.78，序列相關(guān)得到解決。
3.VAR模型分析。向量自回歸（VAR）模型把系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)來構(gòu)造模型，可以用于分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊。本節(jié)構(gòu)造的VAR（p）模型為中國的實(shí)際GDP、資本存量、勞動力、可再生能源消費(fèi)和不可再生能源消費(fèi)五變量系統(tǒng)，主要分析可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間的短期動態(tài)影響。在無約束VAR模型條件下，依據(jù)LR、FRE、AIC、SC和HQ等準(zhǔn)則得到最優(yōu)滯后期階數(shù)為2，因此，選擇VAR（2）模型。
對VAR模型，當(dāng)其所有特征根的模的倒數(shù)小于1時，表示該模型是穩(wěn)定的。由圖2可知該VAR（2）模型所有特征根的模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，該模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。
因此，模型VAR（2）構(gòu)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(jì)結(jié)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(jìn)一步用脈沖響應(yīng)函數(shù)研究當(dāng)外部環(huán)境對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生沖擊后對可再生能源消費(fèi)的影響，以及可再生能源消費(fèi)收到外部環(huán)境沖擊后對經(jīng)濟(jì)增長的影響。得到的這兩者的脈沖響應(yīng)圖如圖3所示。橫軸表示滯后期，這里設(shè)定為10年，縱軸表示變量相應(yīng)的大小。
由圖3可知，當(dāng)外界給可再生能源消費(fèi)一個單位的沖擊，GDP開始顯示一較小的正響應(yīng)，之后在第二期先增長達(dá)到最強(qiáng)，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(yīng)不斷增長的階段，第六期時達(dá)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(xiàn)負(fù)值，最后兩期又出現(xiàn)上升的正相應(yīng)。而外界給GDP一個單位沖擊，可再生能源的響應(yīng)在第二期出現(xiàn)由零到負(fù)的微小降低，并在進(jìn)入第四期時回到零并啟動直達(dá)第八期的增長，達(dá)到峰值后又逐漸降低，到第十期回到零。可見，可再生能源消費(fèi)受一個正的外部沖擊后對經(jīng)濟(jì)增長的影響在其滯后十期內(nèi)，除第四期例外以外，其余均為正，且經(jīng)濟(jì)增長的正響應(yīng)會階段性的反復(fù)出現(xiàn)，這符合可再生能源消費(fèi)的特性。而GDP受一個正的外部沖擊后對可再生能源消費(fèi)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(yīng)在第七至第八期才能表現(xiàn)，說明經(jīng)濟(jì)增長對可再生能源消費(fèi)并不能起到立竿見影的作用，但在較長階段都會有穩(wěn)步增加的促進(jìn)作用。
4.因果檢驗(yàn)。本小節(jié)研究中國可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系，首先對中國五個變量的原序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，得到與的Granger因果關(guān)系。
從以上結(jié)果來看，Granger因果檢驗(yàn)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(shè)，從而表明在中國經(jīng)濟(jì)增長能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。但與OECD國家的檢驗(yàn)結(jié)果不同的是，檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。
基于上述VAR（2）模型檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系，運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)，其中，中國實(shí)際GDP和可再生能源消費(fèi)的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：在包含二階滯后的VAR模型中，這兩種變量的因果關(guān)系與長期較接近，Granger因果檢驗(yàn)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(shè)，肯定了LnRE■對LnY■的解釋作用，從而表明在中國經(jīng)濟(jì)增長能夠Granger引起可再生能源的消費(fèi)。檢驗(yàn)接受了“LnRE■不是LnY■的格蘭杰原因”的假設(shè)，表明可再生能源消費(fèi)不是中國經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，可再生能源消費(fèi)有60%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長。
由因果檢驗(yàn)的結(jié)果可知，中國的經(jīng)濟(jì)增長對可再生能源消費(fèi)的影響在較大概率上得到了確認(rèn)，無論是建立在長期穩(wěn)定的關(guān)系還是短期內(nèi)的動態(tài)關(guān)系。而可再生能源消費(fèi)則在長期內(nèi)有53%的概率外生于經(jīng)濟(jì)增長，即在較大概率上還不能構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滯后設(shè)置，可再生能源消費(fèi)仍然不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。但筆者發(fā)現(xiàn)，當(dāng)把VAR的模型只設(shè)定滯后第二期時，可再生能源消費(fèi)在93%的概率上成為經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因；經(jīng)濟(jì)增長也在94%的概率上Granger引起可再生能源消費(fèi)。這樣的設(shè)定是來源于上一節(jié)的脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果，同時，此時的VAR模型也是平穩(wěn)的。因此，我們可以認(rèn)為中國的可再生能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長存在這滯后的影響。
五、結(jié)論與建議
（一）主要結(jié)論
運(yùn)用OECD國家和中國1994-2013年的數(shù)據(jù)，本文研究得出OECD和中國在可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間都存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。同時，還主要得到了如表12所示的因果關(guān)系結(jié)果。
通過實(shí)證研究，本文發(fā)現(xiàn)OECD國家和中國可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的相同之處：即經(jīng)濟(jì)增長對可再生能源的長期引領(lǐng)作用，這可以解釋為：第一，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長到一定階段時，化石能源推動經(jīng)濟(jì)增長的不可持續(xù)性日漸突顯，這隨之帶來了改變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、發(fā)展可再生能源的需求；第二，從率先發(fā)展可再生能源的國家可以看出，該產(chǎn)業(yè)發(fā)展的起始階段均需投入大量成本，應(yīng)建立在經(jīng)濟(jì)長足發(fā)展的基礎(chǔ)之上。同時，研究發(fā)現(xiàn)了OECD國家和中國可再生能源消費(fèi)在短期內(nèi)均不能引起經(jīng)濟(jì)增長，這說明可再生能源消費(fèi)短期內(nèi)無論在發(fā)達(dá)國家還是中國都還不能顯著地帶來經(jīng)濟(jì)增長的變化，目前的可再生能源消費(fèi)的比例仍然較小，經(jīng)濟(jì)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(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的不同之處也表現(xiàn)在兩個方面。一方面，肯定了OECD國家在長期內(nèi)可再生能源消費(fèi)也對經(jīng)濟(jì)增長有引領(lǐng)作用。OECD在這20年內(nèi)可再生能源的發(fā)展說明可再生能源消費(fèi)的增長在較大概率上會引起經(jīng)濟(jì)增長，這為可再生能源消費(fèi)發(fā)展相對落后的國家和地區(qū)在一定程度上打消了顧慮，中國應(yīng)該更加信心堅(jiān)定地可再生能源消費(fèi)的發(fā)展。同時，本文發(fā)現(xiàn)中國包含可再生能源消費(fèi)滯后四期變量的模型檢驗(yàn)中，它對經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因也得到了確認(rèn)，這說明在一定條件下，中國存在著可再生能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的原因。另一方面，短期的經(jīng)濟(jì)增長對可再生能源消費(fèi)的因果關(guān)系中，OECD的檢驗(yàn)中拒絕了這一關(guān)系，而中國則接受。中國近年來的經(jīng)濟(jì)增長堪稱“奇跡”，在推動可再生能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程了給予了大量補(bǔ)貼，支持國民生產(chǎn)總值的增長，對我國發(fā)展可再生能源產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用更加突出；相比而言，OECD作為發(fā)達(dá)國家的集體，其GDP在長時間內(nèi)保持在較高的穩(wěn)定水平，他們發(fā)展可再生能源在短期更多地是依賴技術(shù)突破。
（二）相關(guān)建議
第一，加快綠色金融發(fā)展，提升可再生能源產(chǎn)業(yè)活力。引導(dǎo)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)推出綠色信貸體系，嚴(yán)控“兩高一?！毙袠I(yè)信貸，將環(huán)境責(zé)任標(biāo)準(zhǔn)融入銀行業(yè)經(jīng)營管理，積極應(yīng)對可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的市場失靈和政府缺位。引導(dǎo)綠色債券在可再生能源項(xiàng)目中的規(guī)范發(fā)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(guī)模。把握綠色金融在經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型中的機(jī)遇，積極適應(yīng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成可再生能源發(fā)展和綠色金融的良性循環(huán)，培育新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。
第二， 加強(qiáng)能源供給側(cè)改革，促進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。利用市場機(jī)制強(qiáng)化可再生能源市場優(yōu)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(yùn)用成熟的體制，促進(jìn)可再生能源電力價格發(fā)現(xiàn)，減小國家可再生能源產(chǎn)業(yè)補(bǔ)貼缺口。推進(jìn)能源扶貧，推動r網(wǎng)改造升級，提高農(nóng)網(wǎng)對分布式發(fā)電的接納能力，一方面使農(nóng)村成為推動可再生能源消費(fèi)提升的重要陣地， 另一方面推進(jìn)光伏扶貧等精準(zhǔn)扶貧模式落地，發(fā)揮好可再生能源對脫貧攻堅(jiān)的助力作用。
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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(guān)鍵詞 經(jīng)濟(jì)增長 能源消耗 協(xié)整 誤差修正
中圖分類號：F061.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
一、引言
隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，使各國經(jīng)濟(jì)增長對能源的依賴度越來越高。能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系已經(jīng)深刻影響到國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展及其政策的制定。因此，研究經(jīng)濟(jì)增長與能源消耗的關(guān)系極具深刻的現(xiàn)實(shí)意義。
近些年，國內(nèi)學(xué)者對中國能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了大量實(shí)證研究。經(jīng)過查閱文獻(xiàn)，我們把近幾年的實(shí)證研究的差異特點(diǎn)歸納如下：（1）變量范圍選擇差異：多數(shù)為研究中國經(jīng)濟(jì)增長與能源消耗總量之間的關(guān)系，也有少數(shù)人分地區(qū)研究了它們之間的關(guān)系，像何宏考慮到東、中、西部發(fā)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(jīng)濟(jì)增長同能源消耗的關(guān)系。（2）運(yùn)用模型的差異：多數(shù)學(xué)者用線性模型（主要是協(xié)整與誤差修正模型）來研究（林伯強(qiáng)，2003年；馮沛運(yùn)等，2010年；譚冰清等，2010年），也有學(xué)者用擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)（趙麗霞等，1998年），也有學(xué)者用非線性模型（神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型）（蘇澤雄，2003年）等。（3）選用變量、變量個數(shù)、時間期限及選擇的地區(qū)不同。特別需要提到的是最近幾年，面板數(shù)據(jù)的使用也擴(kuò)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(diǎn)使得研究能源消耗的文獻(xiàn)，開始轉(zhuǎn)向能源消耗與環(huán)境問題的關(guān)系（陳詩一，2009年）。
本文運(yùn)用協(xié)整理論與誤差修正模型選擇1980年―2009年間的相關(guān)指標(biāo)（GDP，能源消耗總量）進(jìn)行實(shí)證分析，并根據(jù)2012年國家統(tǒng)計(jì)局公布的2010年GDP最終核實(shí)數(shù)對2010年能源消費(fèi)總量進(jìn)行了預(yù)測，以期能夠?qū)ξ覈茉瓷a(chǎn)提供合理的建議。
二、實(shí)證方法及數(shù)據(jù)選取
（一）實(shí)證方法。
由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是不穩(wěn)定的，使得傳統(tǒng)的OLS估計(jì)方法可能出現(xiàn)偽回歸，并且在20世紀(jì)70年代的經(jīng)濟(jì)動蕩面前預(yù)測失靈。因此，由Engle和C.J.Granger提出的協(xié)整理論經(jīng)常被用來檢驗(yàn)時間序列變量的長期穩(wěn)定關(guān)系。
協(xié)整理論認(rèn)為：對于兩個非平穩(wěn)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(wěn)的，即這兩個向量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，所隱含的意義是兩者之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。EG兩步法得到的協(xié)整參數(shù)估計(jì)量具有超一致性和強(qiáng)有效性，并且其應(yīng)用較簡單實(shí)用，本文采用該方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并構(gòu)建誤差修正模型。
由于協(xié)整理論只能說明向量間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)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(guān)系，以及兩者之間短期波動的關(guān)系。因此，為了建立短期的動態(tài)模型以彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足，誤差修正模型（ECM）被多數(shù)研究引用。所以本文在Var模型的基礎(chǔ)上提出誤差修正模型來觀察變量間的動態(tài)關(guān)系，并利用Granger因果檢驗(yàn)來判別變量間短期的因果關(guān)系。
（二）樣本數(shù)據(jù)選擇及預(yù)處理。
本文分析所使用的樣本數(shù)據(jù)為1980―2009年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2010）》及《2009中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，采用的數(shù)據(jù)有國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，單位：億元），能源消費(fèi)總量（TEC，單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。
根據(jù)GDP平減指數(shù)（1978=100）對GDP進(jìn)行調(diào)整，以得到實(shí)際GDP。為了消除異方差，對各變量進(jìn)行對數(shù)化處理，這樣既不改變協(xié)整性，又能引入彈性的模型參數(shù)，更具有理論價值。為方便起見，下文用LGDP,LTEC來分別表示實(shí)際GDP，TEC的自然對數(shù)值。
三、協(xié)整分析與誤差修正模型
（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。
雖然在研究中，DF和ADF統(tǒng)計(jì)量是應(yīng)用最廣泛的單位根檢驗(yàn)，但是它的檢驗(yàn)功效較低，尤其是在小樣本條件下，數(shù)據(jù)的生成過程又高度自相關(guān)時，檢驗(yàn)功效會被進(jìn)一步削弱。因此我們在這里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）為改進(jìn)DF和ADF檢驗(yàn)效能而創(chuàng)立的DF-GLS檢驗(yàn)。
我們對LGDP和LTEC序列做線圖（見圖1、圖2），發(fā)現(xiàn)二個序列呈現(xiàn)出較高的線性趨勢，因此在做平穩(wěn)性檢驗(yàn)時采用帶趨勢和截距項(xiàng)的DF-GLS檢驗(yàn)。滯后期根據(jù)SIC原則進(jìn)行確定，最終檢驗(yàn)結(jié)果見表1：
表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果
檢驗(yàn)結(jié)果顯示，時間序列LGDP，LTEC都是非平穩(wěn)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(wěn)的，因此LGDL與LTEC都是I(1)過程。這樣我們就可以對其協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。
首先建立LTEC對LGDP的回歸方程，如下：
LTECt = C(1) + C(2)*LGDPt + Et
估計(jì)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(jìn)行單位根檢驗(yàn)得到結(jié)果：
因此上述方程，即：
LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt
體現(xiàn)了能源消費(fèi)總量與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系（長期均衡關(guān)系），協(xié)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(shù)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(xiàn)實(shí)更加貼近的關(guān)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(lián)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(xié)整方程LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt的殘差序列。
估計(jì)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(jīng)濟(jì)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(fā)展速度。
這樣有誤差修正模型可知：GDP的發(fā)展速度同能源消耗的增長速度存在正相關(guān)關(guān)系，GDP發(fā)展速度提高1%，則會導(dǎo)致能源消耗速度增長0.4058%，這反映了中國經(jīng)濟(jì)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(xiàng)會保證短期擾動以（-0.1531）的力度向長期均衡靠攏。
3、預(yù)測2010年能源消耗總量。
根據(jù)2012年國家統(tǒng)計(jì)局公布的2010年GDP最終核實(shí)數(shù)401513億元，按不變價格計(jì)算，同比增長10.4%。據(jù)此我們根據(jù)誤差修正模型我們可以預(yù)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(biāo)的增長速度為5.21%。根據(jù)誤差修正模型計(jì)算的2010年能源消耗總量為323541.6573萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，我們根據(jù)協(xié)整方程計(jì)算的2010年長期均衡使用量為322493.2944萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而2010年我國能源消耗總量實(shí)際值為324939萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，本文長期均衡模型預(yù)測誤差為-0.75%，短期均衡模型預(yù)測誤差為-0.43%，兩個預(yù)測誤差在可接受誤差范圍之內(nèi)。
四、 結(jié)論
1、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消耗總量之間存在長期均衡關(guān)系，且研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值對能源消耗總量的彈性系數(shù)為0.59，即國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1%，就要帶動能源消耗總量增長0.59%，。
2、國內(nèi)生產(chǎn)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(xié)整長期均衡模型中兩個變量的回歸系數(shù)為0.5863，而短期誤差修正模型中的回歸系數(shù)為0.4058。
3、短期中，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度每提高1%，將會導(dǎo)致能源消耗總量增速提高0.4058%。
4、通過協(xié)整模型與誤差修正模型對2010年進(jìn)行預(yù)測發(fā)現(xiàn)，2010年長期均衡能源消耗量為322493.2944萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而短期預(yù)測值為323541.6573萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，兩者誤差均在1%以內(nèi)處于可接受誤差范圍內(nèi)。
（作者：廣東商學(xué)院2009級統(tǒng)計(jì)學(xué)碩士研究生，研究方向：統(tǒng)計(jì)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析）
參考文獻(xiàn)：
關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；能源消費(fèi)彈性系數(shù)；湖北省
中圖分類號：F592 文獻(xiàn)標(biāo)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(chǎn)活動的物質(zhì)基礎(chǔ)，任何一個國家或地區(qū)的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展及人民生活水平的提高，都需要能源作為支撐。大多數(shù)國家的發(fā)展實(shí)踐證明，一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，特別是處于工業(yè)化發(fā)展階段的國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)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(jìn)入了從農(nóng)業(yè)化向工業(yè)化轉(zhuǎn)型的歷史時期，進(jìn)入21世紀(jì)后，我國工業(yè)化水平進(jìn)一步提高，對能源的需要和消費(fèi)也在進(jìn)一步增加。早在2002年，我國能源消費(fèi)已位列全球第二，僅次于美國。根據(jù)中國能源研究公布的數(shù)據(jù)，2010年我國一次能源消費(fèi)量為32.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，同比增長了6%，已成為全球第一能源消費(fèi)大國。與此同時，盡管2010年度能耗強(qiáng)度比上一年進(jìn)一步降低，單位產(chǎn)值能源消費(fèi)量下降4%，但我國能源消費(fèi)強(qiáng)度仍偏高，是美國的3倍、日本的5倍。隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高速增長，能源日益成為我國經(jīng)濟(jì)增長的制約因素之一。從世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期趨勢來看，我國不可能繼續(xù)走 “高能源消耗以支持高經(jīng)濟(jì)增長”的發(fā)展道路，提高能源利用效率，降低能源消費(fèi)強(qiáng)度勢在必行。
從20世紀(jì)70年代開始，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系逐漸成為經(jīng)濟(jì)界研究的熱點(diǎn)問題?，F(xiàn)階段湖北省能源消費(fèi)數(shù)量攀升，能源利用率卻不高。本文在搜集整理大量相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用圖形、表格以及計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對此進(jìn)行實(shí)證研究。
一、湖北省能源消費(fèi)的現(xiàn)狀和特點(diǎn)
（一）從能源消費(fèi)總量來看，湖北省能源消費(fèi)加速增長，在全國能源消費(fèi)中的比重有所增加
根據(jù)能夠查到的數(shù)據(jù)可知，湖北省1980年的能源消費(fèi)總量2010.66萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤（當(dāng)量值，下同），到1990年消費(fèi)總量達(dá)到4002.39萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年平均增長速度達(dá)到7.19%；2000年的能源消費(fèi)總量達(dá)到6156.28萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，是1990年消費(fèi)量的1.5倍，年均增長速度4.46%。進(jìn)入21世紀(jì)后，能源消費(fèi)總量加速增長，2010年湖北省能源消費(fèi)總量達(dá)到15137.6萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，10年的年均增速為9.6%。從時間上來看，湖北能源消費(fèi)除1990年略有下降，1998年受經(jīng)濟(jì)危機(jī)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(fèi)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(fèi)的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成來看，第二產(chǎn)業(yè)始終是全省能源消費(fèi)的主體，但第三產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)迅速增長
1990年湖北一、二、三次產(chǎn)業(yè)和居民生活能源終端消費(fèi)量占全社會能源終端消費(fèi)量的比重分別為5.3%、 7.4%、 9.3%和10.0%。其中第二產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)比重最大，超過3/4。此后第二產(chǎn)業(yè)在能源消費(fèi)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(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)的比重穩(wěn)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(yè)為主，但第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。
（三）從能源消費(fèi)的品種結(jié)構(gòu)來看，煤炭仍然是該省能源消費(fèi)的主體，新能源發(fā)展不夠
煤炭消費(fèi)在湖北省能源消費(fèi)總量中始終占據(jù)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(fā)利用嚴(yán)重滯后。風(fēng)電剛剛起步，太陽能光熱開發(fā)利用潛力大，但尚未進(jìn)行大規(guī)模利用。生物質(zhì)能仍在試點(diǎn)，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(biāo)上來看，能源自給率等于一國或一地區(qū)給定年度的能源生產(chǎn)總量與當(dāng)年的能源消費(fèi)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(xiàn)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(xiàn)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(jīng)濟(jì)快速增長，對能源的需求量大幅提高。
（五）從能源強(qiáng)度來看，湖北省能源強(qiáng)度仍然較高
能源強(qiáng)度是指能源利用與經(jīng)濟(jì)或物力產(chǎn)出之比。從宏觀角度而言，能源強(qiáng)度是一國或地區(qū)一次能源使用總量或最終能源使用與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之比，也稱單位GDP能耗。該指標(biāo)反映了經(jīng)濟(jì)對能源的依賴程度，反映了一國或地區(qū)綜合能源利用效率。2006年，國家統(tǒng)計(jì)局《國家統(tǒng)計(jì)局關(guān)于建立單位GDP能耗等相關(guān)指標(biāo)報送制度和修訂能源統(tǒng)計(jì)報表的通知》，使單位GDP能耗成為各級政府部門的考核指標(biāo)之一，該指標(biāo)也成為備受關(guān)注的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展指標(biāo)。針對這一形勢，湖北省相應(yīng)出臺了《湖北省能源發(fā)展“十一五”規(guī)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(biāo)準(zhǔn)煤下降到2005年的1.51噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年節(jié)能率達(dá)到3.13%，節(jié)約和少用能源800多萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。（湖北省能源發(fā)展“十一五”規(guī)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(biāo)準(zhǔn)煤下降到2010年的0.95噸標(biāo)準(zhǔn)煤，累計(jì)下降幅度達(dá)到34.5%，圓滿完成了國家“十一五”規(guī)劃提出的下降20%的任務(wù)。
二、湖北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析
（一）能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的因果分析
本文將利用時間序列動態(tài)均衡關(guān)系的協(xié)整分析，對湖北省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行定量的實(shí)證研究。
在協(xié)整分析中，數(shù)據(jù)的選取和處理對于分析結(jié)果的科學(xué)性具有重要的意義。本文選取1980～2010年湖北能源消費(fèi)總量（EC）與地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。其中，能源消費(fèi)總量采用當(dāng)量值計(jì)算，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤；為了消除價格因素對經(jīng)濟(jì)增長實(shí)際水平的影響，地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）按1980年不變進(jìn)行了換算，計(jì)量單位為億元。
在進(jìn)行協(xié)整分析之前，一般要先進(jìn)行變量的單位根檢驗(yàn)，只有同階單整的變量之間才可能協(xié)整。檢驗(yàn)時間序列平穩(wěn)型的方法有多種，本文選用PP法對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。利用Eviews軟件進(jìn)行操作，結(jié)果發(fā)現(xiàn)雖然時間序列變量EC和GDP是非平穩(wěn)的，但其二階差分變量是平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件，因此可以進(jìn)一步對其二階差分變量之間的協(xié)整進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1，表2。
因此湖北省能源消費(fèi)總量和經(jīng)濟(jì)增長存在一種長期均衡，其均衡方程為：
GDP = -1636.91001979 + 0.559674770859*EC
協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：湖北省能源消費(fèi)總量和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文采用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對這一問題進(jìn)行分析，結(jié)果如下（見表3）。
上圖結(jié)果顯示，1980年到2010年湖北省的能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在因果關(guān)系，即GDP不是能源消費(fèi)增長的Granger原因，能源消費(fèi)也不是GDP增長的Granger原因。
（二）能源消費(fèi)彈性系數(shù)分析
能源消費(fèi)彈性系數(shù)等于能源消費(fèi)量年平均增長速度與國民經(jīng)濟(jì)年平均增長速度之比。該系數(shù)從另一個方面反映能源與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系。計(jì)算與分析能源消費(fèi)彈性系數(shù)的目的，主要為了研究國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)間的關(guān)系，預(yù)測今后能源消費(fèi)與國民經(jīng)濟(jì)的增長速度。該彈性系數(shù)越小，說明在產(chǎn)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(fèi)彈性系數(shù)詳見圖1。
從1981年到1990年的10年間，湖北省能源消費(fèi)彈性系數(shù)一直維持在較高水平，其中有5年的系數(shù)大于1，平均系數(shù)0.85。從1991年到2000年這十年間，能源消費(fèi)彈性系數(shù)都沒有超過1，平均系數(shù)只有0.51，其中1998年由于全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，湖北省改年的能源消費(fèi)量有所下降，導(dǎo)致彈性系數(shù)為-0.08。從2001年到2009年這9年間，有3年的消費(fèi)彈性系數(shù)超過了1，其中2004年彈性系數(shù)為1.75，2005年彈性系數(shù)為1.58。這兩年正是湖北省經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的時間，因此對能源的需要量較大，能源消費(fèi)的彈性系數(shù)也較高。從2006年開始，為服從國家“十一五”規(guī)劃中節(jié)能降耗的指標(biāo)任務(wù)，湖北省在發(fā)展經(jīng)濟(jì)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(fèi)彈性系數(shù)緩步下降，從2006年的0.76下降到2009年的0.48，節(jié)能降耗效果顯著。
三、結(jié)論與建議
盡管湖北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長各自的序列是非穩(wěn)定的，但就長期來說，它們之間卻構(gòu)成了長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間卻不存在因果關(guān)系。同時湖北省2000年以后的能源消費(fèi)彈性系數(shù)較高，顯示出經(jīng)濟(jì)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(shè)”為契機(jī)，積極倡導(dǎo)資源節(jié)約型社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。推進(jìn)重化工業(yè)集約發(fā)展，實(shí)現(xiàn)節(jié)能降耗；提高高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的比重，優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)。
二是積極開發(fā)新能源。根據(jù)湖北省缺煤、少氣、無油的能源特點(diǎn)，建議政府整合湖北高校的科研創(chuàng)新能力，加大對新能源的研發(fā)投入，減少污染嚴(yán)重的火電項(xiàng)目，不斷提高能源的利用效率。
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【關(guān)鍵詞】面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn) 環(huán)境污染 能源消費(fèi) 經(jīng)濟(jì)增長
一、背景
自工業(yè)化以來，大多數(shù)國家為了加速經(jīng)濟(jì)增長，都大規(guī)模開發(fā)能源，從而導(dǎo)致能源逐漸缺乏。而如今我國的能源與環(huán)境問題尤為突出。所以，研究我國的環(huán)境保護(hù)、能源消費(fèi)以及經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系具有理論與現(xiàn)實(shí)意義。本文對環(huán)境保護(hù)、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行綜合研究，力圖更全面地分析它們之間的關(guān)系。本文采用我國各個省份的面板數(shù)據(jù)，使用面板數(shù)據(jù)的方法實(shí)證分析我國各個地區(qū)的環(huán)境污染、能源消費(fèi)以及經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。
二、研究方法
本文采取單位根檢驗(yàn)以及協(xié)整檢驗(yàn)的方法來量化能源消費(fèi)、環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系。單位根檢驗(yàn)主要有IPS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、LLC檢驗(yàn)方法以及ADF等。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法包括Kao檢驗(yàn)以及Pedroni檢驗(yàn)，這兩種方法檢驗(yàn)的原假設(shè)均為不存在協(xié)整關(guān)系。
三、實(shí)證分析
（一）指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取
經(jīng)濟(jì)增長：使用地區(qū)生產(chǎn)總值，單位：億元。
能源消費(fèi)：由于我國煤炭和石油的供需存在低估的情況，但電力消費(fèi)數(shù)據(jù)比較準(zhǔn)確。所以此次用來反映經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間關(guān)系的指標(biāo)，使用各地區(qū)電力消費(fèi)量，單位：億千瓦小時。
環(huán)境污染：環(huán)境污染的評價指標(biāo)選擇工業(yè)廢水排放量，單位：萬噸。
選取2005年至2014年我國30個省（直轄市、自治區(qū)）的GDP、工業(yè)廢水排放量F以及電力消費(fèi)量E的數(shù)據(jù)來創(chuàng)建面板數(shù)據(jù)集。30個?。ㄖ陛犑校灾螀^(qū)）包括北京、天津、內(nèi)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?yàn)閿?shù)據(jù)包括極端數(shù)據(jù)所以不考慮。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。首先對變量GDP、F以及E進(jìn)行了對數(shù)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(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)
采用 IPS檢驗(yàn)、LLC檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)以及Fisher-ADF檢驗(yàn)來進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平穩(wěn)，經(jīng)一階差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四種檢驗(yàn)方法都在5%水平上拒絕原假設(shè)，因此我們得出LnGDPit，LnEit，LnFit為一階單整序列。
（三）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)
對LnGDPit，LnEit，LnFit的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)和Kao協(xié)整檢驗(yàn)。面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明： PP、ADF統(tǒng)計(jì)量以及ADF統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明LnEit、LnFit以及LnGDPit之間有著顯著的協(xié)整關(guān)系。
（四）模型檢驗(yàn)
（1）固定效應(yīng)模型的顯著性檢驗(yàn)。固定效應(yīng)模型的顯著性檢驗(yàn)原理是檢驗(yàn)固定效應(yīng)系數(shù)ai 是否有差別，檢驗(yàn)結(jié)果表明，p值小于5%，所以拒絕固定效應(yīng)系數(shù)相同的原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型更合適。
Hausman檢驗(yàn)。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng)模型的系數(shù)與固定效應(yīng)模型的系數(shù)沒有差別，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，則接受原假設(shè)，否則為固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果表明，p值在5%的水平下拒絕原假設(shè)，因此選固定效應(yīng)模型。
（五）模型的估計(jì)
用固定效應(yīng)模型估計(jì)模型，結(jié)果顯示被估計(jì)參數(shù)全部通過顯著性檢驗(yàn)，R2值高達(dá)0.98，擬合的效果很好，但是DW值低，為0.33，存在自相關(guān)問題。
根據(jù)上面的分析我們采用加入AR（1）后的模型估計(jì)結(jié)果：
LNGDPit=6.469+ai+0.396LNEit+0.113LNFit+0.929AR（1）
模型調(diào)整后的R2為0.998，各個系數(shù)均通過t檢驗(yàn)，AR（1）的回歸系數(shù)顯著不為0，DW值為2.41，已消除自相關(guān)，模型擬合的較好。
通過以上的分析可以得出，GDP與環(huán)境污染、能源消費(fèi)之間有著顯著的長期均衡關(guān)系，從我國的平均水平來看，能源消費(fèi)的彈性系數(shù)為0.396，即能源供給每增加1%，GDP增長0.396%；環(huán)境污染的彈性系數(shù)為0.113，表明環(huán)境污染每增加1%，GDP增長0.113%，以上說明經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染存在著正向關(guān)系，符合我們以環(huán)境污染為代價換取經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)實(shí)。
[關(guān)鍵詞]河南省；能源消費(fèi)總量；經(jīng)濟(jì)增長；一元線性回歸
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.34.111
1 引 言
作為當(dāng)代社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展中至關(guān)重要的物質(zhì)基礎(chǔ)，能源始終是經(jīng)濟(jì)增長必不可少的要素之一。20世紀(jì)90年代以來，河南省的經(jīng)濟(jì)取得了飛速發(fā)展，而能源消費(fèi)增長的速度甚至更快，截止到2013年，河南省的能源消費(fèi)強(qiáng)度達(dá)到了41.76%，與北京市和廣東省等發(fā)達(dá)地區(qū)的能源消費(fèi)強(qiáng)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(fèi)強(qiáng)度6.64%。其次，河南省作為我國中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的重點(diǎn)建設(shè)區(qū)域，對于協(xié)調(diào)好中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和環(huán)境保護(hù)的關(guān)系的任務(wù)是至關(guān)重要的。而且，河南省現(xiàn)階段正處于工業(yè)化飛速發(fā)展的時期，對煤炭、石油以及天然氣的消費(fèi)依舊占據(jù)著主體地位，且以高污染、高碳性的煤炭消費(fèi)為主，并且在相當(dāng)長的一段時期內(nèi)是不可改變的。因此，我們要正確地認(rèn)識和處理河南省能源消費(fèi)總量和經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。
因此，文章基于前人的研究成果，根據(jù)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(nèi)生產(chǎn)總值和能源消費(fèi)總量的關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)和回歸分析。結(jié)果表明，河南省的能源消費(fèi)總量（TEC）與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期的均衡關(guān)系，并且經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量之間存在著正相關(guān)關(guān)系。
2 文獻(xiàn)回顧
在20 世紀(jì)70年代，世界開始爆發(fā)石油危機(jī)。因此，能源問題開始受到國際社會的廣泛關(guān)注。毋庸置疑，對能源利用與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題的研究已經(jīng)開始成為學(xué)者們進(jìn)行經(jīng)濟(jì)研究的重點(diǎn)。1978年，Kraft J.和Kraft A.采用1947―1974年美國的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出的結(jié)論是美國的能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長存在著單向的因果關(guān)系。后來，緊張的能源供應(yīng)和經(jīng)濟(jì)快速增長的矛盾問題日益突出，越來越多的國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者逐漸開始不斷關(guān)注和實(shí)證分析能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在的關(guān)系和問題。韓智勇認(rèn)為，我國的經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間雖然存在著雙向的因果關(guān)系，但是不存在長時間的協(xié)整性。肖冬榮利用上海市1985―2004年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析出上海市存在著能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系的結(jié)論。許廣月（2010）對我國1981―2008年的能源消費(fèi)、碳排放以及經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)，利用VEC模型進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，它們兩兩之間均存在單向的Granger因果關(guān)系。李文潔（2012）利用1991―2007年間的省際面板數(shù)據(jù)，對能源開發(fā)強(qiáng)度對經(jīng)濟(jì)增長的影響和產(chǎn)生這種影響的時間趨勢以及地區(qū)差異進(jìn)行了仔細(xì)研究，研究結(jié)果顯示的是總體經(jīng)濟(jì)和能源開發(fā)強(qiáng)度之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明：在一定程度上能源開發(fā)強(qiáng)度阻礙著經(jīng)濟(jì)的增長。
3 河南省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀分析
改革開放以來，河南省的經(jīng)濟(jì)取得了飛速的發(fā)展，顯而易見的經(jīng)濟(jì)建設(shè)也取得了重大成就，當(dāng)?shù)厝藗兊纳钏揭惨虼硕〉昧孙@著的提高。因此，全省的能源消費(fèi)總量（TEC）與GDP都快速增長，單位地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的能源消耗也不斷增加，能源消費(fèi)需求與能源生產(chǎn)供給的矛盾也變得日趨突出。
3.1 河南省經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀分析
由河南省統(tǒng)計(jì)年鑒顯示的數(shù)據(jù)可知：河南省的國內(nèi)生產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)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(fèi)總量現(xiàn)狀分析
總的來說，由表1和表2的數(shù)據(jù)分析可知，2004―2013年，河南省的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和能源消費(fèi)總量（TEC）一直以來均處于上升趨勢。
4 河南省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析
4.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)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(guān)系。本文以河南省的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為因變量，由Y表示，以能源消費(fèi)總量（TEC）作為自變量，用X表示。利用2004―2013年的河南省國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與能源消費(fèi)（TEC）的數(shù)據(jù)（表1和表2的數(shù)據(jù)）做出散點(diǎn)圖，如圖1所示：
圖1 河南省國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與能源消費(fèi)總量（TEC）散點(diǎn)圖
由圖1可知，河南省的GDP與TEC基本上是服從線性關(guān)系的。所以，此散點(diǎn)圖的數(shù)學(xué)方程可以用Y=a+bX+u表示。其中a、b 為待估計(jì)參數(shù)；u為隨機(jī)誤差項(xiàng)，即體現(xiàn)除主要變量能源消費(fèi)X之外的所有因素的綜合影響。
4.2 輸出結(jié)果
利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件SPSS17.0，對河南省2004―2013年的國內(nèi)生產(chǎn)總值和能源消耗總量進(jìn)行相關(guān)分析和回歸分析，由相關(guān)性結(jié)果可知，河南省的國內(nèi)生產(chǎn)總值和能源消耗總量是顯著相關(guān)的。相關(guān)分析輸出結(jié)果如表3所示：
由回歸結(jié)果可知，第一，由擬合優(yōu)度結(jié)果顯示可知，河南省的能源消耗總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的相關(guān)系數(shù)為0.990，擬合線性回歸的確定性系數(shù)為0.979，而經(jīng)調(diào)整后的確定性系數(shù)為0.977，標(biāo)準(zhǔn)誤差的估計(jì)為0.562，由此結(jié)果可以認(rèn)為，此模型與數(shù)據(jù)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(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量的值為376.722，顯著水平小于0.05，因此可以認(rèn)為所建立的回歸方程是有效的。第三，由回歸結(jié)果表顯示可知，非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)B的估計(jì)值為2.055，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.106，標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為0.990，回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的值為19.409，對應(yīng)的顯著性水平Sig.=0.000
5 結(jié) 論
文章以河南省2004―2013年的能源消費(fèi)總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值為樣本，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件SPSS17.0，進(jìn)行了相關(guān)和回歸分析，從而得到了河南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。從對數(shù)據(jù)的回歸情況來看，2004―2013年間河南省能源消費(fèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的影響是顯著的，河南省的能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長存在著長期的均衡關(guān)系，并且經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說明，河南省的經(jīng)濟(jì)增長方式是粗放型的，即僅僅依靠增加生產(chǎn)要素量的投入來擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的增長。然而，利用這種方式實(shí)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長，能源消耗較高，成本較高，產(chǎn)品質(zhì)量難以提高，經(jīng)濟(jì)效益較低。因此，要保持河南省的經(jīng)濟(jì)增長，就必須加快推進(jìn)能源行業(yè)體制改革的步伐，提高能源使用效率，實(shí)現(xiàn)集約型的經(jīng)濟(jì)增長方式。即在生產(chǎn)規(guī)模不變的基礎(chǔ)上，采用新技術(shù)、新工藝，改進(jìn)機(jī)器設(shè)備、加大科技含量的方式來增加產(chǎn)量。第一，從技術(shù)角度來講，就是要根據(jù)現(xiàn)有的節(jié)能技術(shù)來進(jìn)行創(chuàng)新以改進(jìn)耗能系統(tǒng)，從而提高能源利用率。第二，從社會角度出發(fā)，我們應(yīng)該制定相應(yīng)的政策以及立法來加以促進(jìn)和鼓勵，以培養(yǎng)人們的節(jié)能意識，以至改變他們的行為模式。
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[5]許廣月.中國能源消費(fèi)、碳排放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究[D].武漢：華中科技大學(xué)，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(jìn)入低能效、高污染的困境，為了改變當(dāng)前現(xiàn)狀，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系研究顯得尤為重要。本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，通過ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)，揭示出我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并且得出促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的能源消費(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)并不合理。建議堅(jiān)持集約型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，把握當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整機(jī)會，轉(zhuǎn)變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。
【關(guān)鍵詞】
能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；關(guān)系研究
0 引言
改革開放35年來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，同時也使得我國的能源消費(fèi)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(diǎn)直接影響我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，現(xiàn)在煤炭生產(chǎn)和消費(fèi)比重分別達(dá)到76%和68.9%，這一數(shù)據(jù)顯示我國是世界上煤炭消費(fèi)比重最高的國家。能源消費(fèi)的高速增長及以煤炭為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)使得我國的能源及污染問題日益嚴(yán)重，這一情況引起國家對能源使用情況及能源消費(fèi)現(xiàn)狀引起高度重視，將“節(jié)能減排”正式寫入“十一五”規(guī)劃報告中，明確要求各方在保障經(jīng)濟(jì)增長的前提下提高能源使用效率，降低能源消費(fèi)增長速度，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)。政策頒布以后，預(yù)期的目標(biāo)是否可以達(dá)成，節(jié)能減排的有序進(jìn)行是否會在一定程度上影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程，這主要還是由能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系決定。為了改變能源消費(fèi)現(xiàn)狀，研究能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系可以幫助當(dāng)局制定相關(guān)政策條例，以期為推進(jìn)節(jié)能減排、能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化提出更為實(shí)用的措施。
本文主要利用計(jì)量分析方法對我國GDP數(shù)據(jù)和各種能源的消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行關(guān)聯(lián)關(guān)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(shù)據(jù)，揭示我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的客觀關(guān)系，為我國經(jīng)濟(jì)保持可持續(xù)發(fā)展，構(gòu)建節(jié)約型社會和和諧社會提供建設(shè)性的政策建議。
1 能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的計(jì)量分析
1.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在對煤炭、石油、天然氣、電力四種能源消費(fèi)與GDP增長關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析前，首先要進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文選用ADF單位根指標(biāo)來檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列（即單整序列）才能進(jìn)行相應(yīng)的回歸分析，否則就會產(chǎn)生偽回歸問題，進(jìn)而造成錯誤的結(jié)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(fèi)增長率的時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，只要檢驗(yàn)結(jié)果表明這五個變量都是單整序列，接下來就可以對它們進(jìn)行其它檢驗(yàn)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(fèi)增長率、石油消費(fèi)增長率、天然氣消費(fèi)增長率以及電力消費(fèi)增長率，并且這五個變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。
注：表示對應(yīng)的一階差分序列。
從表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE數(shù)據(jù)序列除了XG序列是非平穩(wěn)的，其它序列都是平穩(wěn)的，但是各序列皆在一階差分下平穩(wěn)，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(guān)系進(jìn)行下一步分析。
1.2 協(xié)整檢驗(yàn)
通過對殘差（residual）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)判斷其平穩(wěn)性，以檢驗(yàn)YGDP、XC、XO、XG、XE之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。
由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通過了協(xié)整檢驗(yàn)，表明它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
1.3 相關(guān)關(guān)系分析
根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協(xié)整關(guān)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(jìn)行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。其中，根據(jù)DW值可以判斷，變量之間存在自相關(guān)性，并且XG與XE的系數(shù)不顯著，XG也沒通過符號檢驗(yàn)。
表3 OLS回歸分析結(jié)果
注：數(shù)據(jù)來源于Eveiws6.0輸出結(jié)果；***表示對應(yīng)的變量通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，**表示對應(yīng)的變量通過5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，*表示對應(yīng)的變量通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。
進(jìn)而考慮到一階自相關(guān)的存在，重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。
注：數(shù)據(jù)來源于Eveiws6.0輸出結(jié)果，***表示對應(yīng)的變量通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，*表示對應(yīng)的變量通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。
由表4可知，R2值達(dá)到0.69263，模型整體擬合優(yōu)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(yàn)，DW值也在合理的區(qū)間范圍內(nèi)，各變量之間已經(jīng)不存在自相關(guān)性。根據(jù)表4的結(jié)果，煤炭消費(fèi)增長率（XC）在1%水平下呈現(xiàn)出顯著性，石油消費(fèi)增長率（XO）、天然氣消費(fèi)增長率（XG）與電力消費(fèi)增長率（XE）都在10%的水平下呈現(xiàn)出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費(fèi)增長率都通過了符號檢驗(yàn)，表明這四個因素會顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而不是相反。根據(jù)四個變量系數(shù)的大小，得出我國經(jīng)濟(jì)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。
