能源与经济增长模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇能源与经济增长，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

CPI 受PPI传导影响大

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

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

能源价格上涨向下游传导

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

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

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

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

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

经济增长依赖资本投入凸显金融安全问题

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

篇2

1研究背景

1949年以来，特别是1978年以后，我国经济飞速发展，GDP从1978年的3678.70亿元增长至2019年的990865.10亿元，30年间增长约269倍，但在经济增长的同时环境问题也日益尖锐，究其根源就是我国经济增长是以能源的大量消耗为基础，致使环境问题日益严重。张玉林（2014）指出我国近年来严重的雾霾天气主要是由于经济快速增长大量消耗不可再生能源造成的环境问题。杜晓丛（2018）认为人类的日常生活对于能源的依赖也是环境问题的一个主要原因，应该提高国民对于环境问题的深刻认识。所以，应高度重视环境问题及其制定合理的解决措施。本文以雾霾为例引出因能源消耗而导致的严峻的环境问题，使公众认识到环境问题与我们息息相关，并提出相关解决措施。

2我国能源消耗的现状

当前，判断一个国家经济发展水平的主要标准就是该国的工业发展水平，工业化是一个国家经济发展的必经之路，而一个国家发展工业不仅需要资本、劳动力等生产要素的大量投入，能源也是不可或缺的投入品，其在工业化的初级阶段是决定经济是否增长的直接因素。当前我国的工业化仍然需要大量的能源投入，属于粗放式的能源消耗结构，我国高速的经济增长仍然依赖于能源的高投入，从而对环境造成巨大冲击，生态环境承载力日益下降，产生了一系列能源环境问题。目前，我国是第二大能源消耗国，表1是我国改革开放以来的能源消耗情况。从1980-2019年的能源消耗表可以看出，能源消耗总量一直以来都是持续增长的，而且表中明显反映出我国的能源消耗以煤炭资源为主，到2019年煤炭消耗比重还占据62.80%的高位。我国是产煤大国，煤炭资源可以实现自给自足，不需要从别的国家进口，但大量燃烧导致空气污染十分严重。相反，我国的石油资源主要依赖进口，近几年的消费占能源消耗总量的18%左右，而天然气和其他清洁能源的消费总量不到10%。从数据分析可以看出，天然气、风能和水电等能源没有很好的利用。从图1可以看出，2008年以前我国的能源消耗增长速度虽然有增有减，但一直维持一个较高的增长速度，2008年以后增速有所放缓，2013年以来的能源消耗总量增速一直保持一个较低的水平。但是为稳定经济增长，前期能源的大量投入以及后续各种的持续投入导致环境的承载能力下降出现了大量的环境问题，例如，近几年大部分地区出现的持续的雾霾天气。自2012年冬季以来，我国大部分地区出现了严重的雾霾天气，相关报道持续出现在新闻上面。2013年1月北京雾霾天气持续达25天，而一直到6月份雾霾天气持续达18天。其实不只是经济发展较好的一线城市雾霾较为严重，新一线城市西安多年来的雾霾一直较严重，2017年西安的雾霾全国第三。造成雾霾严重的原因归根结底还是发展经济大量投入煤炭、石油、天然气等能源造成大量有害气体排放。

3我国能源消费中存在的问题

能源实现可持续利用的基本条件是可再生能源的开发与利用，把我国一直以来严重依赖不可再生能源的消费方式转变为对于各种清洁能源的依赖，这样既可以使不可再生能源可持续发展，又可以保护生态环境。面对严峻的环境问题，我国已经在新能源产品市场取得了一定的进展，但对于新能源的探索并没有及时抑制各种环境问题的产生，能源的可持续发展依旧存在诸多问题。

3.1经济增长主要依靠不可再生资源

我国目前能源的开发技术水平不是很高，而在GDP中占比较大的产业又严重依赖能源的大量投入，能源的开发产生严重浪费再加上排污严重而废弃物的处理利用率又比较低，一味地追求经济增长而忽视了产业的可持续性发展。石油、煤炭、天然气等不可再生能源的大量使用对环境生态平衡破坏严重。

3.2传统生活方式和消费方式依然占主体

我国的生产方式和消费方式主要依靠能源的大量消耗，由于技术水平较低等原因造成能源利用率低，浪费严重，我国每年需要投入大量财政资金和技术人员处理这些废气物以及废水等问题，但是由于技术水平较低，处理结果也不是那么理想，所以我们应该深刻反思这种传统的生产生活方式应该怎样转变去适应当今的可持续发展这个时代主题，然后还可以缓解我国当前所面临的环境问题。

3.3可再生能源的开发技术水平不高

我国对新能源展开了全方位的探索，但是目前由于各种客观条件的限制没有大幅度地替代不可再生能源投入生产领域。就风力发电而言，虽然风力发电装置在世界上遥遥领先，但是由于没有达到规模化经营水平，行业普及率不是很高。另外，国家高度重视对清洁能源的开发和利用，例如，国家投入大量财政资金以及优惠政策来开展太阳能产业，但是由于技术水平还不是很成熟，依然处于起步阶段。

4对环境问题提出相关建议

4.1完善我国环境法律体系，从源头治理环境污染问题

完善环境法律体系，提高执法力度，是保护环境的最实质也是最有效的方式。但我国的环境法律体系依然存在严重的漏洞，如环境税，在美国等发达国家环境税已经取得了巨大的成果，但我国的环境税一方面由于起步较晚，另一方面重费轻税，二者混合征收，造成环境税形同虚设。所以我们不仅要借鉴美国、澳大利亚等环境法律体系较为完善的国家来完善我国的法律体系，还应根据我国国情和环境问题的现状来制定可实际操作的、完善的法律体系。

4.2重视可再生能源的开发和利用，改变传统的能源消费结构

目前为止，我国的经济增长严重依赖不可再生能源，能源消费结构主要以煤炭为主，石油、天燃气等其他一次性能源为辅，这些能源大多都会对环境产生巨大危害。所以我们应该转换传统能源的消费方式，转而提高对风能、太阳能等可再生、清洁能源的开发与利用。因此，我们要将清洁能源投入相关企业以减少排污量，还应该大力提倡全民使用此类清洁能源，减少生活废气、废物对环境的污染。另外，应该继续投入人力、物力及财力继续探索对新能源的开采和利用，既兼顾源头治理，又不放弃对目前环境问题的治理。

篇3

能源是人类生存和发展的重要物质基础，是维系中国经济社会持续快速发展的重要保障。正确认识能源供给与经济发展之间的内在关系，对于深入把握当前我国能源供给现状、科学规划能源发展战略都具有十分重要的意义。

一、数据协整分析

本文采用协整分析方法，就宏观经济运行与能源产量、各类能源产量以及能源缺口量之间的关系，进行量化评价。所涉及数据为：①国内生产总值（LGDP1）、能源生产总量（LE），时间跨度为1978年至2005年；②国内生产总值（LGDP2）、煤炭产量（LC）、石油产量（LO）、天然气产量（LN）、水电产量（LH），时间跨度为1978年至2004年；③国内生产总值增长率（LRGDP）、能源缺口量占能源总产量比重（LEG），时间跨度为1992年至2005年。（以上数据均选取对数值）。

1.ADF检验

根据数据处理需要，采用ADF检验，对所涉及数据进行平稳性检验，并做相应处理，以消除虚假回归。经检验（见表1），所有数据均满足协整分析要求。

表1 ADF检验结果

数据说明：***代表1％的显著水平，**代表5％的显著水平，下表同。

2.Granger检验

根据数据处理需要，采用Granger检验，对以上三类变量内部的相互影响关系进行分析。根据检验结果（见表2），LGDP1变动会引起LE变动，LGDP2变动会分别引起LC、LO、LN变动，LRGDP变动会引起LEG变动，但LGDP2却与LH之间不存在这一关系。

表2 Granger检验结果

3.协整检验

在ADF检验、Granger检验的基础上，采用EG检验进行协整分析，以进一步明确变量之间的因果关系及其长期稳定性（见表3）。

表3 协整方程系数估计结果

同时，再次采用ADF检验，对协整方程（1）至（5）残差的平稳性进行检验。经检验（见表4），除方程（4）外，其余4个方程均为平稳序列。即，LGDP1与LE，LGDP2分别与LC、LO，以及LRGDP与LEG之间的因果关系，具备长期稳定性。

表4 协整方程系数估计结果

分析表3中的DW值可以发现，协整方程（1）至（3）的误差项存在正自相关。这主要是由于我国能源产业经济影响具有一定滞后性，致使协整方程中部分重要解释变量有所忽略造成的。这里引入广义最小二乘法，在协整方程中加入自回归项AR（1）、AR（2），对这一影响进行滤除。表5表明，通过添加自回归项，协整方程误差项的自相关问题得以解决，同时，经调整后的协整方程的拟合优度有所提高，标准误差有所下降。

表5 广义最小二乘法估计结果

二、基本分析结论

依据协整分析结果，我国能源供给的宏观经济影响主要呈现出以下特点：

首先，从长期看，国内生产总值变化会引发能源生产总量,以及各类能源产量的变化，且其变化方向是一致的。同时，受我国能源结构比例影响，GDP对于煤炭产量的影响要高于对石油的影响。

其次，从短期看，能源生产总量、煤炭产量、石油产量均会受到自回归项影响，其中滞后一期的AR（1）对能源生产存在正向影响，而滞后二期的AR（2）则对能源生产存在反向影响，且滞后二期系数的绝对值小于滞后一期的系数，这说明我国能源生产具有很大的惯性。因此，在经济增长和能源生产惯性的双重作用下，我国年能源生产总量、煤炭产量和石油产量都将会持续增加。

再次，我国现阶段能源生产缺口对经济发展影响不大，且随着经济增长率的提升，缺口会逐渐缩小。通过能源进口，可以弥补由于能源生产不足造成的缺口。

2002年以来，随着我国经济的迅速增长，能源需求呈现出大幅攀升态势，能源缺口量不断提升（见表6）。造成这一现实情况与以上协整分析存在较大差异的主要原因在于：本文仅是从宏观经济角度考察能源供求情况，而未涉及价格因素，但在现实中，由于我国能源价格形成机制还不能实现完全市场化配置，扭曲的能源价格不能直接反映能源供求情况，致使能够被经济增长弱化的能源缺口不降反升，从而抑制了能源供给的提升，造成现实数据与协整分析的不一致。以石油价格为例，目前我国原油价格已与国际市场价格接轨，而国内成品油价格却仍由国家发改委调控，中石油、中石化等企业的价格自主调控范围很小。因此当国际油价上涨时，国内原油价格随之调整，但成品油价格却滞后于这一调整，造成原油和成品油价格“倒挂”，严重影响了国内企业成品油的生产能力。

表6 2005年至2006年我国主要一次能源缺口情况统计表

资料来源：根据《BP世界能源统计2007》有关数据整理，省略。

三、主要政策建议

随着未来中国经济的持续高速发展，对能源供给的拉动作用将逐步加大，能源消费需求将不断提高。为此，迫切需要从宏观层面，统筹协调经济发展与能源供给的关系，逐步建立起适应我国国情的能源供求保障机制。

1.完善能源供给结构

只有充分利用各种可以规模利用的能源资源，才能优化能源结构，满足未来能源需求。发达国家已经完成了化石能源的优质化，现在又开始大力发展低碳能源，向更高层次的能源优质化推进。我国能源也需要走多元发展的道路，加快能源结构调整，增加石油供应，显著提高天然气、核能、可再生能源在能源生产和消费中的比重，努力做到新增能源供应以高效能源、清洁能源、新能源和可再生能源等低碳或无碳优质能源为主。

2.理顺能源价格机制

各种常规能源特别是化石能源，大都是不可再生资源。能源价格应当充分反映资源稀缺程度，反映市场供需状况，反映生态保护和环境治理成本，这样才能向各类市场主体传递正确信号，从根本上促进能源节约和合理利用。应完善能源产品价格形成机制，逐步与国际能源市场互接互补；还应完善资源有偿使用制度、生态环境补偿机制，体现资源所有者、使用者和公共环境保护者的权利与义务，促进能源资源利用效率的提高，弥补能源资源开发带来的生态环境损失。

篇4

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

重庆经济增长与能源消费之间关系的实证分析

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

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

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

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

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

格兰杰因果检验

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

篇5

[中图分类号]F124 [文献标识码]A [文章编号]1009-5349（2015）05-0029-02

随着全球经济规模的不断扩大，对能源的消费也急剧上升，表现为，20世纪70年代初全球能源消费量仅为57.3亿吨油当量，到2013年已经超过100亿吨油当量，为127.30亿吨油当量，总量上翻了一番。但是由于传统的能源结构已经不能满足当今社会发展的要求，所以可再生能源部门由以前的政府支持已经转变成为多国的能源平衡不可分割的一部分。

据2013年国际能源机构分析，到2017年预计将会有70个国家在国家电力部门使用可再生能源技术。可再生能源是减少二氧化碳（CO2）和局部污染物的排放，同时，可再生能源也可促进经济发展，加强能源安全和多样化的能源消费，改善单一的能源消费结构。但是可再生能源依然比化石能源的使用要贵，这也是束缚可再生能源发展的一个重要因素。据统计，2010年可再生能源利用包括传统生物质能的利用为16.84亿吨油当量，占一次能源利用的13%。能源在经济增长中的作用表现在供给和需求两个方面。在供给方面，节约能源是消费决定是否购买，并最大化产品效用的因素之一。在供给方面，在发挥各国经济增长和社会发展中，除了资本，劳动力和材料投入这些关键因素之外，能源的生产被认为是促进经济增长和生活水平的另一关键因素。这表明，应该对能源消费和国民收入（GDP）的因果关系进行分析，是能源消耗拉动了经济增长还是经济增长加大了能源消耗，一直都是学界比较关心的问题。

一、文献综述

有很多的关于能源消耗和经济增长之间的因果关系检验的文章，采用的方法包括以下几种：Granger因果检验、协整检验、向量自回归模型（Vector Autoregressive，以下简称VAR模型）、误差修正模型（Vector Error Correction，以下简称VEC模型）、0型等。即使在同一种方法下，由于针对不同国家的、国家发展阶段上的差异以及同一国家同一阶段由于采取的数据样本的存在的差异，得出的结论也不尽相同。

最早的研究是Kraft and Kraft（1978）[1]，他们使用1947―1974年美国的宏观数据，用Sims因果检验来考察整个社会总产出到能源消费的单向因果关系，发现了社会总产出的增长将带动能源消费的结论。Akarca和Long（1980）[2]1973―

1978年美国的数据，他们分别采用不同时间段的数据，对不同对象的能源消费与经济增长进行Granger因果关系检验，检验结果表明GDP和能源消费之间不存在因果关系。

最近有好多这种问题研究的分析学家，比如：Masih和Mansih（1996）[3]阐述了长期均衡关系，在能源消费和经济增长之间存在可以用Granger因果检验协整分析。从六个国家检验了能源消耗和真实的收入之间的协整关系。结果发现，只有印度、巴基斯坦和印度尼西亚存在协整的。暂时的因果关系表明至少是一种的Granger因果关系，或者是单项或者是双向。

Asafu-Adjaye（2000）[4]用印度、印度尼西亚1973―1995，菲律宾以及泰国1971―1995的年度数据使用协整和AEC模型估计了能源消费和收入之间的关系。结果表明，短期内，从印度和印度尼西亚能源到收入存在单项的Granger因果关系。而在泰国和菲律宾的数据表明，能源消耗和收入存在双向的Granger因果关系。考虑到泰国和菲律宾能源，收入以及价格之间互为因果。本文的研究不能支持能源和收入是中立的，但是有个例外是印度尼西亚在短期来看是中立的。

Ugur Soytasa，Ramazan Sari（2003）[5]使用了能源消耗和GDP的时间时间序列数据，运用VDCs和VEC模型，重新估计了前10位新兴经济体和G7国家包括了中国在能源消耗和收入之间的关系。结果发现在阿根廷存在一个双向的因果关系，印度和韩国单项因果关系从GDP到能源消耗，土耳其、法国、德国、日本正好是反向的因果关系。最后文章还指出，在最后四个国家中能源保留对经济增长存在阻碍作用。Nodo和Kahsai（2009）[6]用COMESA国家（包括19个非洲国家）1980―2005数据，论文结论表明长期和短期的因果关系是单项的从GDP到能源消耗。

二、能源消费与经济增长的因果分析

（一）平稳性检验

首先，应该对每个变量进行平稳性检验，看看这些变量否是含有单位根。ADF检验是在时间序列分析当中比较普遍，结果也是很真确的。ADF检验从Dickey-Fuller检定扩张修改而来。ADF检定优点在于，它透过纳入落后期的一阶向下差分项，排除了自相关的影响。

即ADF检验方法来检验Lgdp、Loil、Lgas、Lcoal、Lren、Lhydro和Lnuclear序列的平稳性。俄罗斯ADF检验结果，检验的原假设是：时间序列变量“存在单位根”，如果ADF值比临界值小时拒绝原假设，就是变量平稳。在10%的显著水平（-2.630）下俄罗斯的实际GDP（-0.251）、石油（-1.864）、天然气（-1.207）、可再生能源（-1.617）、水电（-1.923）消费消费的ADF值比临界值大，由此说明该时间序列存在着单位根，总体保持不平稳。可是俄罗斯煤炭（-2.729）、核能（-3.106）消费变量都拒绝“存在单位根”的原假设。然后对数序列进行差分变换，上表中dLgdp、dLoil、dLgas、dLren、dLhydro是指各相关变量对数序列的一阶差分，然后再做平稳性检验，发现在临界值水平下，除了可再生能源以外其他的变量基本都是平稳的。对协整和因果关系检验分析，变量的阶应该属于同阶，这样满足检验的条件，而上面单位根检验显示变量单整阶数不同，所以不能进行相关检验，对俄罗斯能用Lgdp、Loil、Lgas、Lhydro。这些变量属于同阶，那可以进行Johansen协整检验。

（二）Johansen协整检验

JJ协整检验表示如果序列数据是非平稳而这一组的线组合，意思是这个租序列就是协整的，即有一种长期的均衡关系。非平稳的时间序列协整分析包括两个方法：第一，对两个变量之间协整关系学家用Engle和Granger（EG）两步法，他们的步法是基于回归残差协整检验；第二，对两个多变量之间协整关系来说，比较长用Johansen检验法，JJ检验法是基于回归系数协整检验。

本文的研究包括两个多变量可以正确通过检验出协整向量的数目，协整检验方法采用被广泛使用的Johansen检验法。做对俄罗斯变量协整分析，检验见下面表：俄罗斯GDP和能源消费的协整性分析。

表1 俄罗斯的变量的Johansen协整检验结果

特征根迹检验

原假设协整方程的个数 特征值 迹统计量 5%临界值

0 - 66.2154 47.21

1 0.71531 38.5753 29.68

2 0.58915 19.0057 15.41

3 0.49516 3.9682 3.76

最大特征根迹检验

原假设协整方程的个数 特征值 迹统计量 5%临界值

0 - 27.6401 27.07

1 0.71531 19.5696 20.97

2 0.58915 15.0375 14.07

3 0.49516 3.9682 3.76

从上结果发现了对俄罗斯来说：Lgdp、Loil、Lgas和Lhydro四个变量之间存在协整关系。

（三）格兰杰因果检验

格兰杰因果关系检验的原理如下：

Et=ln（Et）， yt=ln（Yt）， Et为第t期的能源消费，Yt为世纪GDP，都是水平数据。

LGDP、Loil、Lgas、Lhydro虽然是非平稳变量，由于对俄罗斯来说LGDP、Loil、Lgas和Lhydro是存在协整关系，所以可以对他们进行格兰杰因果关系检验。本文利用格兰杰因果检验研究俄罗斯GDP与能源消费之间的关系，通过STATA 用格兰杰因果检验分析结果。

表2 俄罗斯变量格兰杰因果关系检验结果

Equation Excluded 带后阶数 Chi2 P值 检验结果

LGDP Loil 2 10.612 0.005 Loil是LGDP的Granger因

LGDP Lgas 2 7.1129 0.029 Lgas是LGDP的Granger因

LGDP Lhydro 2 1.1892 0.552 Lhydro不是LGDP的Granger因

Loil LGDP 2 1.6574 0.437 LGDP不是Loil的Granger因

Lgas LGDP 2 1.7772 0.411 LGDP不是Lgas的Granger因

Lhydro LGDP 2 8.1318 0.017 LGDP是Lhydro的Granger因

在表2中，对俄罗斯的一次能源消费与经济增长之间的格兰杰因果关系检验可以看出，在5%的显著性水平下，天然气、水电能源消费与经济增长之间的因果关系很明显。对于“Loil不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Loil的格兰杰因”的原假设，能接受一个原假设就是经济增长不是石油消费的格兰杰因，即石油消费是经济增长的格兰杰因。

“Lgas不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Lgas的格兰杰因”的原假设结果是，天然气消费是经济增长的格兰杰因，就是经济增长依赖天然气消费。

关于“Lhydro不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Lhydro的格兰杰因”的原假设。意思是水电消费不是经济的格兰杰因，而经济增长是水电消费的格兰杰因。意思是经济发展是非水电能源依赖型的，而经济发展对水电能源消费率会有影响。

四、结论与政策含义

从1990年到2013 年有苏联解体，两个很重的危机，俄罗斯的能源消费苏联解体以后下降，20世纪末有积极增长的态势。这都是对能源消费和经济发展有影响。2013年GDP比1990年GDP增长了4倍，一次能源消费增长了0.8倍，就是2013年一次能源消费比1990年一次能源消费小。2000年以后俄罗斯能源消费稳定增长，也是可再生能源消费慢慢增长。根据格兰杰的检验结果可以发现，对于俄罗斯而言，石油和天然气与经济增长之间存在着明显的单向因果关系，经济增长对水电消费存在着显著的单向因果关系，即俄罗斯的经济增长依赖于石油和天然气的， 而水电能源消费是依赖于经济增长的。

【参考文献】

[1]Kraft J.，Kraft.A.On the relationship between energy and GNP[J].Journal of Energy and Development，1978（03）：401-403.

[2]Akarca，Long.On the relationship between energy and GNP：a reexamination[J].Journal of Energy Development，1997（05）：326-331.

[3]Masih，A.M.M.and Mansih R. Energy Consumption，Real Income and Temporal Causality： Results from a Multi-Country Study Based on Cointegration and Error-Correction Modeling Techniques[J].Energy Economics，1996（18）：165-183.

[4]John Asafu-Adjaye.The relationship between energy consumption，energy prices and economic growth：Time series evidence from Asian developing countries.Energy Economics，2000（22）：615-62.

[5]Ugur Soytasa，Ramazan Sari.Energy consumption and GDP：causality relationship in G-7 countries and emerging markets[J].Energy Economics，2003（25）：33-37.

[6]Chali Nondo，Mulugeta Kahsai.Energy consumption and economic growth：Evidence from COMESA Country[D].Agricultural Economics Association Annual Meeting，2009.

[7]Alain D.Ayong Le Kama.Sustainable growth，renewable resources and pollution[J].Journal of Economic Dynamics & Control25，2001（14）：1911-1918.

[8]林伯强.中国能源政策[M].北京：中国财政经济出版社，2009.

[9]魏一鸣，焦建玲.高级能源经济学[M].北京：清华大学出版社，2009.

篇6

一、引言

能源消费与经济增长具有密切的关系，正如罗森伯格（Nanthan. Rosenberg）所说：“回顾能源与经济增长的历史，其最突出的特点是什么？居于首位且最重要的可能是日益扩大的能源使用与经济增长之间的密切联系。”自石油危机以来，研究能源消费和经济增长之间的因果关系，探索究竟是经济发展领先于能源消费还是能源消费促进着经济的增长，一直是经济家和政策分析家感兴趣的问题，因为他们之间的关系直接影响政府能源政策的制定。然而关于能源消费和经济变量之间的因果性方向长期以来都是一个颇有争议的问题。

二、能源消费与经济增长关系研究文献综述

国外最早对能源消费与经济增长之间因果关系研究的是Kraft，他（1978）使用美国1947—1974的数据进行研究表明：美国存在GDP到能源消费之间的单向因果关系；然而，Akarca and Long（1980）利用原来的数据，只是增加两年的样本，却得出了相反的结论：GDP与能源消费之间不存在因果关系。Yu和Choi（1985）对世界上其他国家进行能源经济间的因果关系实证研究，发现韩国存在 GDP 对能源消费方向的因果关系，而菲律宾存在反向因果关系，美国、英国、波兰 GDP 与能源消费不存在因果关系。Yu 和 Jin（1992） 对美国研究发现能源与经济二者不存在长期的均衡关系。Stern（1993）使用 4 变量（GDP、劳动力、资本和能源）的向量自回归模型，对美国 1947—1990 年的数据进行了标准因果关系检验。Stern 发现虽然不存在总能源消费到 GDP 的 Granger 因果关系，但若对最终能源消费测量根据燃料构成进行调整，就会发现能源消费和 GDP 的 Granger 因果关系。Stern（2000）进一步使用单方程静态协整分析和多方程动态协整分析法扩展了自己 1993 年的因果关系分析，发现能源在解释 GDP 中具有显著效果。Ghali 和 El—Sakka（2004）使用新古典生产C—D函数，考虑资本、劳动力、能源的三要素投入，分析加拿大能源投入与产出的关系，发现存在能源到经济产出的双向因果关系。Wei（2007）同样利用C—D形式的生产函数分析了能源效率对能源消费和经济增长的影响，并利用两部门的一般均衡模型分析了能源效率对经济增长的影响。2007 年，Mehrara利用了面板单位根和面板协整技术检验了 11 个石油输出国的人均能源消费和人均国内生产总值之间的关系，结果表明两者存在着从经济增长到能源消费单向强格来杰因关系。

我国内地主要研究文献有：赵丽霞、魏巍贤（1998）在C—D生产函数引入了新的变量能源消费，通过实证研究发现能源已成为中国经济发展过程中不可完全替代的限制性要素。林伯强（2001）以劳动力、资本、能源消费三要素为生产函数，应用协整分析和VCEM模型研究了中国能源消费与经济增长之间的关系。发现能源消费与经济增长之间存在着某种因果联系，对其有着一定的促进作用。卢万青（2002）通过对改革开放以来我国经济波动过程中几个实物变量之间因果关系的实证研究，发现能源消费是经济波动的一个重要因素。杨冠琼（2006）以山东省为样本，通过对能源消费变量和产出变量进行单位根检验和协整检验，利用Granger因果关系模型检验了能源消费与经济增长之间的因果关系，得出两者互为因果的结论。吴玉鸣和李建霞（2008）应用计量经济学方法分析了2002—2005年中国省域的能源消费及影响因素。结果发现，经济增长对省域能源消费的弹性系数为正。王锋等（2010）利用“脱钩理论”论证了中国能源消费与经济发展当前所存在的关系。为构建实现红过能源消费脱钩管理模式、实现中国经济可持续发展提供了一种新的研究视角和方法。

由以上的研究成果可知，各国就能源消费与经济增长关系的研究没有达成一致的结论，不同模型的建立和样本时间段的选取都会验证出不同的结果。本文将采用生产模型，对中国的能源消费与经济增长关系进行实证研究。

三、能源消费与经济增长模型的构建与分析

在经济学中，生产函数是表示生产投入与生产产出之间技术经济关系的一个重要的理论模型。传统地，一个地区的生产函数关系可以用柯布—道格拉斯（Cobb—Douglas）齐次方程式表示：

Y=AKαLβ（4-1）

式（4-1）中α，β是资本份额与劳工份额的弹性系数；A为技术进步，包括结合性和非结合性的技术进步。上述C—D生产函数在解释生产过程中只考虑了两个生产要素，即资本和劳动力，但是在当今社会，由于能源因素在生产过程中的重要性日渐增大，在研究生产过程中忽略能源的影响将会产生很大的误差，所以有必要对C—D生产函数加以改进。

首先分析总量模型在此将C—D生产函数进行扩展，以GDP作为产出量，即被解释变量，将以下参数作为解释变量：以全社会固定资产投资作为资本投入量，以就业人数作为劳动投入量，以能源消费总量作为能源投入量。则扩展的C—D生产函数为：

GDP=AKαLβEγeμ（4-2）

其中，K为全社会固定资产投资，L为就业人数，E为能源消费总量，A，α，β，γ为未知参数，根据C—D函数的假定，一般情形是0

由于C—D函数是非线性的，通过对数变换可以使之线性化。因此对（4-2）式两边取对数，则有：

LnGDP=lnA+αlnK+αlnK+βlnL+γlnE+μ（4-3）

令Y=lnGDP，■=lnA，■=lnK，■=lnL，■=lnE，则有：

Y=■+α■+β■+γ■+μ（4-4）

其中α、β、γ分别为资金、劳动投入和能源消费对GDP的增长弹性。

其次分析增量模型：对（4-3）式求时间t的导数，则：

■

（4-5）

增加满足标准假设的常数项和误差项，（4-5）式变为：

Yt=C+αKt+βLt+γEt+Ut（4-6）

其中， ■ = Yt， ■ =Kt，■=Lt，■=Et。式（4-6）中Yt、Kt、Lt、Et分别表示经济增长率、资本增值率、劳动增值率及能源增长率，常数C用来反映Hicks中性技术进步可能的生产率。

根据1991—2011年期间我国的GDP、全社会固定资产投资、劳动就业人数以及能源消费量的相关数据，利用EViews6.0计量分析软件，用OLS方法对（4-4）式进行分析，结果表示如下：

Y=-8.121415+0.583204■+0.17811■+1.04298■

从R2=0.997455可以判断建立的回归方程拟合程度较好，全社会固定资产投资系数、劳动力投入系数和能源消费系数为正，符合实际情况，DW=1.324235

四、结论及政策建议

通过模型分析，我们得出了比较一致的结果：我国的能源消费量与经济增长是正相关的，能源消费与经济的增长之间存在着密切的关系。能源对一个国家或地区的经济发展毫无疑问是有影响的，但并不是说增加能源投入就一定可以促进经济的快速和持续增长。因此，我们应该认真处理好经济增长与能源供给或能源消费之间的协调发展。

1、确保能源与经济的协调发展

目前我国能源消费与经济增长虽然大体协调，能源供给略有不足，但还是出现了阶段性、地区性、结构性的能源供给“短缺”，从而限制了能源消费。出现这种情况，有对经济发展的预测不准、能源管理体制不顺、产业结构和能源消费结构不合理等多方面的因素。因此，我们在大力改造传统能源产业的同时，要积极发展各种新能源，提高能源产业的科技含量；同时要处理好能源产业的可持续发展问题，坚决制止各种短期行为。

2、确定合理的能源发展战略

正如我国《能源中长期发展规划纲要》所指出的：“必须坚持把能源作为经济发展的战略重点，为全面建设小康社会提供稳定、经济、清洁、可靠、安全的能源保障，以能源的可持续发展和有效利用支持我国经济社会的可持续发展”。

参考文献：

[1]Barbier. Investing in Natural capital： The Ecological Economics Approach to Sustainability [M]. Washington DC： Island Press，1994

[2]Boyce. Scarcity Resource Price Uncertainty and Economic Growth[J]. Land Economics，1996 （72）

[3]Valente. S. Sustainable De-

velopment，Renewable Resources a-

nd Technological.

[4]Progress [J]. Environmental

& Resource Economics. 2005（1）

[5]Solow， R， M. Intergenerat-

ional Equity and Exhaustible Resources[J]. Review of Economic Studies，1974（41）

[6]赵丽霞，魏巍贤. 能源与经济增长模型研究[J]. 预测，1998（6）

[7]黄飞. 能源消费与国民经济发展的灰色关联分析[J]. 能源研究与利用，2000（3）

[8]林伯强. 中国能源需求的计量经济分析[J]. 统计研究，2001（10）

[9]林伯强.结构变化效率改进与能源需求预测—以中国电力行业为例[J].经济研究，2003（5）

[10]林伯强. 电力消费与中国经济增长[J].管理世界， 2003（11）

篇7

一、引言

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

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

二、理论框架

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

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

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

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

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

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

三、我国最优能源强度分析

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

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

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

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

四、政策建议

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

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

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

注 释：

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

②对（4）式求关于τt的导数并令γτt=0，然后经过简单计算就可以得到。

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

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

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

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

主要参考文献：

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

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

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

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

Optimal Energy Intensity and China's Economic Growth

篇8

最早研究能源消费和经济增长之间关系的是美国学者Kraft J.和Kraft A.，他们用Sim方法对美国1947―1974年能源消费和经济增长的数据进行实证分析。随后，许多学者用不同时间段和不同的检验方法做过实证研究。本文运用协整理论来研究陕西省能源消费和经济增长的关系。

一、研究方法

协整分析法首先对经济时间序列做平稳性分析。我们称平稳序列为0阶单整序列，表示为I（0），如果序列经过d次差分后具有平稳性，则称该序列为d阶单整序列，表示为I（d）。

如果确定了两个变量的单整阶数是相同的，下一步的任务是检验二者之间是否存有协整或者说长期均衡的关系。本文采用EG两步法来检验，检验的主要步骤如下：

第一步，若k个序列y1t和y2t，y3t，…，ykt都是一阶单整序列，建立回归方程：y1t ＝β2y2t＋β3y3t＋…＋βiyit＋ut，模型估计的残差为：?t＝y1t－β2y2t－β3y3t－…－βiyit

第二步，检验残差序列?t是否平稳，也就是判断序列?t是否含有单位根。通常用 ADF检验来判断残差序列是否是平稳的；

第三步，如果残差序列是平稳的，即确定回归方程中的k个变量（y1t，y2t，y3t，…，ykt）之间存在协整关系。

协整表明了能源消费与经济增长之间存在因果关系，还没有指明这种因果关系的方向，格兰杰因果关系的定义是：X称为Y的“格兰杰原因”当且仅当利用X的过去值比不用它时能够更好地来预测Y。简言之，如果标量X能够有效地帮助预测Y，那么X就称为Y的“格兰杰原因”。

根据格兰杰定理，如果两个非平稳变量存在协整关系，则这两个变量必有误差修正模型表达式存在。建立误差修正模型，其基本思想如下：

第一步，求模型：yt＝k1xt＋ut（t＝1，2，…，T）的OLS估计，又称协整回归，得到k1及残差序列：?t＝yt－k1xt（t＝1，2，…，T）；

第二步，用?t-1替换yt－k1xt，对Δyt＝β0＋α?t-1＋β2Δxt＋εt用OLS方法估计其参数。

二、数据选取及实证分析

本文数据取自1978―2008年陕西省统计年鉴，样本包括1978―2008年的能源消费量和GDP，能源消费量的单位是万吨标准煤，GDP的单位是亿元人民币。

1978―2008年陕西省能源消费与GDP具有加速增长的特征，类似于指数增长趋势，因此在建模前考虑对原始序列取对数。取对数之后的序列呈线性增长的趋势。

（一）稳定性检验

因为LnGDP和LnEC都具有非零均值和上升趋势，所以在对序列LGDP和LEC做单位根检验时应包含截距项和时间趋势。由于LnGDP和LnEC的一阶差分序列已经消除时间趋势，所以检验时不包含时间趋势项。滞后期的选择根据AIC准则来确定, 最大滞后量取7，回归与检验的计算过程通过计量经济软件Eviews 6完成。结果见表1差分滞后项个数的选择以DW值接近2为标准。

结果表明，LnGDP和LnEC的ADF检验值均大于临界值，所以接受单位根假设，因此它们都是不平稳的单位根过程，但其一阶差分是平稳的。以上检验结果说明这两个序列具有相同的协整阶数――均为I(1)过程。

（二）协整检验

首先建立LnE和LnGDP之间的回归方程，由OLS估计我们得到下面的方程（方程下面小括号内t为统计量，n为观测次数，R2为相关系数的平方）。

LnEC＝5.518094＋0.35832×LnGDPt＋Ut （1）

（45.95163） （19.73894）

n＝31 R2＝0.930726

方程右侧LnGDPt系数的符号同我们的预期一致，并且系数也是显著的。

再使用ADF检验来确定残差是否含有单位根，从残差的散点图来看，残差围绕0波动，因此对残差的单位根检验时，我们设定回归式中不含截矩项和时间趋势（见表2）。

检验结果表明，ADF检验值小于临界值，回归残差序列是平稳的，因而LEC和LGDP存在协整关系。也就是说存在LnEC和LnGDP的平稳线性组合，即能源消费总量和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。

（三）格兰杰因果检验

以上确定了LnEC和LnGDP均为I（1）过程而且存在协整关系，下面对LnEC和LnGDP之间进行格兰杰因果关系检验。EVIEWS6检验结果如表3所示。

由表3所示，我们发现零假设能源消费不是经济增长（GDP）的“格兰杰原因”发生的概率为0.0757，如此小概率的事件拒绝了零假设，因此，能源消费是经济增长的“格兰杰原因”。零假设能源消费不是经济增长的“格兰杰原因”发生的概率为0.4679，因此可以看出该零假设应该被接受，也即经济增长不是能源消费的“格兰杰原因”。

（四）误差修正模型

即使两个变量之间有长期均衡关系，但在短期内也会出现失衡（例如受突发事件的影响）。此时，我们可以用误差修正模型来对这种短期失衡加以纠正（方程下面小括号内t为统计量，n为观测次数，R2为相关系数的平方）。

建立的误差修正模型如下：

DLnECt＝0.430006DLnGDPt－0.075920Ut-1 （2）

（5.919111） （-0.839900）

n＝30

R2＝0.157625

Ut＝LnECt－0.358325×LnGDPt－5.518094 （3）

在误差修正模型中，差分项反映了短期波动的影响。能源消费的短期波动可以分为两部分：一部分是短期GDP波动的影响；一部分是偏离长期均衡的影响，误差调整项Ut-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值来看，短期内，陕西省GDP每增加1%，能源消费量增加0.430006%，而当短期波动偏离长期均衡时，将以-0.075920的调整力度把非均衡状态拉回到均衡状态。

三、结论

第一，陕西省能源消费和GDP之间存在着协整关系，也就是说尽管在短期内,我国能源消费与GDP之间存在波动关系，但是从长期来看，能源消费与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。通过误差修正模型进而发现，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制。当能源消费短期偏离均衡状态时，误差修正项将能源消费向长期均衡状态收敛。

第二，通过格兰杰因果关系检验可知，能源消费是国内生产总值GDP的格兰杰原因，我国能源消费的增加直接导致GDP的增加。但是，GDP并不是能源消费的格兰杰原因。■

参考文献：

①Kraft,J., Kraft,A. On the relationship between energy and GNP[J].Journal of Energy and Development，1978（3）：401―403

②张晓峒. 计量经济学基础[M]．天津：南开大学出版社，2007

篇9

［中图分类号］F127 ［文献标识码］A ［文章编号］2095-3283(2012)04-0083-03

一、重庆市能源消费现状

（一）重庆市能源资源现状

1.原煤。重庆市是全国大中城市中矿产资源最富集的地区之一。西南铝业集团原煤探明储量为33亿吨，是我国南方重要的煤炭生产基地。

2.油料。重庆市石油资源匮乏，油料全部从省外调入，目前重庆市油料消费量增长迅速，对经济增长的抑制作用已逐步显现。

3.天然气。重庆市天然气探明储量为3200亿立方米，其中垫江卧龙河气田开采量居全国首位。

4.发电量。重庆市境内江河纵横，水网密布，水能蕴藏量巨大，极具开发潜力。以600余公里长江干流为主线，汇集嘉陵江、渠江、涪江、乌江和大宁河五大支流及上百条小河流。年平均水资源总量在5000亿立方米左右，每平方公里水面积居全国第一，水能资源理论蕴藏量为1438.28万千瓦，可开发量750万千瓦，全市每平方公里拥有可开发水电总装机容量是全国平均数的3倍，水能资源开发量在全国大中城市中名列前茅。此外，还有丰富的地下热能和饮用矿泉水，开发潜力巨大。

（二）重庆市能源消费总量及结构现状

重庆市作为我国西部地区的直辖市，改革开放以来，伴随经济的迅猛发展，能源消费总量呈波动上升趋势。

根据统计数据分析，1957—2010年重庆市能源消费总量呈上升趋势，1957年能源消费总量为263.73万吨标准煤，2010为7117.41万吨标准煤。1962—1965年能源消费总量呈下降趋势，1962年能源消费总量为476.37万吨标准煤，1965年为342.88万吨标准煤。1965—1980年能源消费总量开始稳步上升，1965年能源消费总量为342.88万吨标准煤，1980年为985.59万吨标准煤，年均增长40.17万吨标准煤。1995—2010年重庆市能源消费总量出现快速增长，1995年能源消费总量为1776.91万吨标准煤，2010年为7117.41万吨标准煤，年均增长333.79万吨标准煤。

从能源消费比例可以看出，煤炭在重庆市能源消费结构中一直居主导地位，其原因是煤炭资源在开发利用方面具有价格和成本低的天然优势。随着科技的发展、产业结构调整以及居民生活方式变化，对天然气和油料的消费需求日益增加，能源消费结构趋向多元化，从图2可以看出煤炭在重庆市能源消费结构中的比例逐步降低。1957年煤炭消费量占能源消费总量的94.02%，2010年该比例降为68.25%。近年来，随着国家大力提倡环境保护，人们的环保意识也越来越强，天然气作为一种优质高效的新型能源在日常生活中已被普遍使用。因此，天然气消费量一直呈上升趋势，在1995年达到峰值，天然气消费量占总能源消费量14.54%，2010年油料消费量占能源消费总量的10.41%。重庆市的水电资源十分丰富，由于重庆三峡水电站的建成及使用，电力的消费量也呈上升趋势，1957年电力消费占能源消费总量2.04%，而到了2010年该比例上升为10.79%。

（三）重庆市能源消费强度现状

重庆市综合能耗在西部地区相对较少，总体形势相对较好，但与全国及发达地区相比仍有较大差距，同世界平均水平相比，差距更大。图3为按可比价计算的1990—2010年重庆市万元GDP能耗的变化趋势。

从图3可以看出，1990年以来，重庆市能耗总体呈下降趋势，1990年是5.08吨标准煤/万元，2010年为1.127吨标准煤/万元，年均下降0.23吨标准煤/万元。1990—1995年重庆市能耗降幅最大，但是，2004年由于重庆市能源利用效率降低，能耗水平甚至出现小幅反弹。2004年GDP耗能1.1吨标准煤/万元，2005年GDP耗能1.42吨标准煤/万元。出现上述情况的原因有：产业结构不合理，高耗能产业比重过大；技术结构水平落后，增长方式粗放。

（四）重庆市能源消费弹性系数

关于能源消费弹性系数的统计数据可以看出：重庆市能源消费弹性系数一直处于剧烈波动之中。其中，1990年的能源消费弹性系数为-0.45，数值为负值，这主要是由能源消费量下降引起的，出现这种情况的原因有：能源生产量和消费量下降；能源产品需求减少；产业结构优化带来能源消费下降的效果开始显现。

数据显示，1987年、2004年和2005年重庆市能源消费弹性系数均大于1，即能源消费增长速度大于经济增长速度。出现这种情况的原因有：一是重庆市经济发展主要依靠工业拉动，“十五”以来，工业发展迅速，在工业结构中，高耗能的重化工业比重偏大，导致经济增长过度依赖能源和资源消耗。二是居民生活水平日益提高推动居民日常生活能源消费快速增长。从2002年开始，手机、计算机和私人汽车普遍或大量进入居民家庭，家用电器销售量快速增长，同时由于煤炭和天然气在日常生活中的广泛使用，带动了整个能源消费的快速增长。

二、重庆市经济增长现状

（一）重庆市实际GDP及其增长率的变化趋势

经济增长通常是指在一个较长的时间跨度上，一个国家人均产出（或人均收入）的持续增加。经济增长率的高低体现了一个国家或地区在一定时期内经济总量的增长速度，也是衡量一个国家或地区总体经济实力的标志。用现价计算的GDP，可以反映一个国家或地区的经济发展规模，用不变价计算的GDP可以用来计算经济增长速度。重庆市作为我国西部的直辖市，改革开放后，尤其是国家实施西部大开发战略以来，其国民经济一直保持持续快速发展。根据1985年人民币不变价计算，25年里，重庆市GDP增长了4723%，平均增幅达188.92%。图4是重庆市1985—2010年实际GDP及其增长率的变化趋势，其中GDP是以1985年不变价计算的。

从图4可以看到，1985—1991年重庆市GDP增长缓慢，1993—2001年GDP增长平稳，2001—2009年GDP增长迅速。1989—2001年增幅波动较大，之后总体呈上升趋势。

重庆市经济增长的主要原因应归结为工业实力的增强。虽然从2001年开始，重庆市国民经济呈飞跃式发展，但与北京、上海、广州直辖市相比，总体实力依然较弱。主要表现为：经济总量占全国的份额偏小；经济总量位次在全国居中下游。

（二）重庆市三次产业GDP及其结构变化的基本趋势

根据重庆市三次产业GDP增长趋势及结构比例统计数据分析，1985年以来，重庆市三次产业GDP持续增长，2010年重庆市GDP为7925.58亿元，比上年增长21.37％。其中，第一产业增加值78.58亿元，增长12.95％，占生产总值的8.6％；第二产业增加值910.35亿元，增长26.40％，占生产总值的55.0％；第三产业增加值406.64亿元，增长16.43％，占生产总值的36.4％。

从产业结构看，2010年，重庆市三次产业产值比重为114.23：726.52：480.18，由此可以看出，第二产业比重偏高，第一、三产业比重偏低。1985年以来，重庆市第一产业所占比重均持续下降，1985年第一产业所占比重为32.7%，2010年该比重为8.6%。第二产业所占比重快速提高，1985年第二产业所占比重为44.7%，2010年该比重为55.0%。第三产业比重也略有提高，1985年第三产业所占比重为22.6%，2010年为36.4%，2002年达到峰值42.9%，2006年以后略有下降。

（三）重庆市三次产业能源消费量及能源消费强度变化趋势

图5反映了重庆市1985—2010年三次产业能源消费量的变化趋势。1985—1992年，重庆市能源消费总量保持相对稳定，1995年以后，呈快速增长态势。1995年能源消费总量1123.06万吨标准煤，2010年达7925.58万吨标准煤，年均增长37.86%。这与三次产业能源消费量的增加密不可分，其中第二产业所占比重最大。2006年以后第二、三产业能源消费量均增长迅速。经济增长和能源消费的趋势决定了重庆市能源消费强度的变化趋势。

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［参考文献］

［1］重庆市统计年鉴2011［M］.北京：中国统计出版社，2011.

［2］北京市计划委员会能源处.北京市能源供需的现状与问题［J］.北京节能，1998（1）：6-7.

［3］陈榕.福建能源消费增长与经济增长关系分析［J］.发展研究，1998（8）:22-23.

［4］朱跃中.我国能源与经济增长关系现状分析［J］.经济研究参考，2002（72）:26-32.

［5］徐博，刘芳.产业结构变动对能源消费的影响［J］.辽宁工程技术大学学报（社会科学版），2004，6（5）:499-501.

［6］李俊.中国区域能源供求及其因素分析［J］.资源科学，1994（4）:34-40.

［7］赵丽霞，魏巍贤.能源与经济增长模型研究［J］.预测，1998（6）:32-35.

［8］王祯.中国能源消费的总量与结构分析［J］.市场周刊，2005（2）:103-105.

篇10

一、能源生产结构与生产规模

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

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

二、能源消费结构

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

2、产业能源消费结构。

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

三、能源消费特征

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

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

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

四、提升河北省能源消费与经济增长协调发展的举措

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

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

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

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