运用计量经济学分析能源与经济增长的关系

能源对中国经济增长影响的分析

08国贸（1）任伟华

摘要：我国自1978年实行改革开放政策以来，以较高的经济增长速度备受世界注目。在经济高速增长的同时，我国的能源消费也在大幅度的攀升。随着原油的普遍提价、各省市相继的拉闸限电，能源危机论也随之出现了。然而，能源是否真的会成为我国经济发展的最大制约因素呢？这也正是本文将要探讨的问题。本文采用时间序列的动态经济系统分析方法，以中国1985～2003年能源消费和GDP的年度数据为样本，对GDP和能源消费之间进行协整关系分析，构建具有误差修正项的模型，对模型结果和原因进行分析探讨，并对能源消费增长将随着经济对能源资源依赖的逐渐饱和而下降这一假设进行验证。

关键词：能源经济增长分析

一、概述

能源，是人类社会进步和经济发展的重要物质基础能源,是经济发展和社会进步的重要基石,更是实现工业化目标的重要物质保障。而工业化是由农业经济转向工业经济的一个自然历史过程。我国当前新型工业化道路所追求的工业化,不是只讲工业增加值,而是要做到“科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少、人力资源优势得到充分发挥”,其中“资源消耗低”，这就要求尽可能少的消耗各种资源,包括能源。而且我国是一个人口众多的发展中国家，但是人均能源拥有量不及同期发达国家的1/5。随着经济的发展，未来我国能源供需矛盾将越来越突出，同时资源环境约束将长期存在。

二、理论分析

一般经济理论认为，发展中国家要获得较快的经济增长并在经济全球化中获得更多的利益,必须加快工业化进程。发展工业是以能源消耗为代价的，工业发展所带来能源消费变化的一般趋势是：从工业化初期阶段向中期阶段发展过程中，能源消耗密度增强，能源需求增长超过经济增长；在工业化的后期发展阶段,能源消耗密度下降,经济增长对能源的依赖也在下降。

能源弹性系数是表征经济增长和能源消耗的一个重要指标，能源弹性系数是在假定其他影响因素不变的情况下，某一时期能源消费增长与经济增长的比例关系。在不同的经济发展时期，能源消费增长与经济增长应保持什么样的比例关系在理论上仍无定论。但是，发达国家经济发展经验表明，随着经济发展，能源弹性系数变化的轨迹呈明显的倒U字形状。在经济发展的初级阶段，能源弹性系数大于１，能源消费增长大于经济增长；在经济发展水平较高阶段，能源弹性系数小于１，即能源消费增长低于经济增长。在这个规律背后，实际上是经济结构变化在起作用：三次产业的比例关系是由农业为主转向以第二产业为主，再由以第二次产业为主转向以第三产业为主。工业内部产业结构的变动顺序是由轻工业向重化工业转变，由重化工业向高技术高附加值产业转变。由于第二产业的发展比第一、三产业需要更多能源的支撑，同时重工业也比轻工业和高技术高附加值产业消耗更多的能源，因而发展中国家在发展的初级阶段，经济增长的同时，经济结构在变化，能源消费量也会上升。换句话说经济结构的变化会影响能源弹性系数。能源弹性系数的高低除了与经济发展水平有关外，还受经济结构变动的影响。

中国处于向工业化中期发展阶段，经济的发展仍然主要靠工业带动，经济增长速度以年均９%左右的速度递增的同时，能源需求增长速度也很快。能源消费过于向工业集中，工业的比重有小幅度的变动，都会引起能源消费有较大幅度增减,使得经济结构变动对能源消费的影响作用大大增加。在经济增长高潮期，由于能源项目建设周期长，不能很快地实现生产能力，能源供给滞后，就会出现能源短缺的问题；在经济萧条时期，生产部门首先受到冲击，由于大部分能源消费集中在工业生产部门，工业增长速度的减缓，会使能源消费大幅度下降，乃至能源出现供大于求。因此，持续的经济高增长必然伴随着高能耗，能源的短缺在短期内也就成为了必然的现象。同时，

波幅较大的经济结构变动对我国的能源消费结构也产生着非常重要的影响：第一产业比重的下降使煤炭消费需求大幅度下降，工业比重的上升拉动了石油的消费需求，电力将因结构的变动和经济总水平的提高而成为中国的主要消费能源。

能源短缺对经济发展肯定会产生一定的影响，但经济结构的优化和调整与广泛运用节能技术，以资本与技术替代能源要素, 不仅可以实现经济增长，而且可以降低单位ＧＤＰ的能源消耗，使经济增长对能源要素投入的依赖性大大降低。可见，能源系统中能源消费增长将随着经济对能源资源依赖的逐渐饱和而下降是一个合理假设。因此，根据经济发展的一般规律，合理的调整经济结构，使得经济增长朝着低能耗的方向发展是可以解决能源短缺现状的，换句话说，在理论上从长期的和发展的角度来看，能源不会成为经济发展的瓶颈。

三、我国经济与能源动态关系的实证研究

（一）变量与数据的选取和样本空间的确定

本部分中国经济变量选取的是GDP，量纲为人民币亿元；对应能源变量选取的是能源总消费量，量纲为标准万吨煤。本文所选数据均来自于公开发表的数据，全部源于《中国统计年鉴2003》。其中，中国GDP数值为以1978年价格计算的实际GDP 值。在分析过程中为了消除变量的异方差和便于变量间长短期弹性的分析，文中分别用LGDP和LE表示GDP和能源消费量的自然对数值的时间序列并作为分析变量。另外，为了在分析过程中避免我国改革开放对于分析结果的可能影响，本文在兼顾数据可得性和样本空间尽可能大的原则下，以1985～2003年为样本空间，从统计意义上讲，已经满足分析所需。

（二）初步分析

本文的实证部分是围绕着中国GDP和能源消费的动态关系展开的，并试图通过两者之间的关系来分析能源对经济发展的制约作用。经过Eviews作两者的散点图得到：它们呈现出较强的线形关系，对这两个变量做线形回归有一定的实际意义。经过Eviews的回归结果如下：

LGDP=-13.9097＋2.0173*LE

(15.7629) (-9.3844)

R2=0.9539DW=0.6108

从回归的结果来看，t值和R2都非常高，DW也

较为满意。为了避免对非平稳序列直接进行回归时造成虚假回归的出现，必须进行变量时间序列的平稳性检验（亦称单位根检验）。

（三）单位根检验

具体运用协整理论进行时间序列分析之前，首先必须进行时间序列的单位根检验，考察序列是否平稳，本文采用的是ADF（Augmented Dickey－Fuller）检验法。为了节约篇幅，下面以表格的形式给出时序变量LGDP和LE的检验的结果：

序列

趋

势类型

*

（c、t）

ADF 临界值结论

0.01 0.05

0.10

L GDP

1.31

3253

-2.9677 -1.9890

-1.6382

不平

稳

△LGDP

C

T

-3.69

4188

-5.7492 -4.1961

-3.5486

平稳

L E

2.27

0872

-2.9677 -1.9890

-1.6382

不平

稳

△LE

C

T

-5.27

3886

-6.1252 -4.3535

-3.6280

平稳

*c表示常数项，t表示趋势项，0表示模型中不含该项。

从上表中我们可以看出LGDP和LE经过一阶差分后的序列不含有单位根，因而是平稳的，所以可以认为LGDP和LE序列具有一阶单整过程。

（四）格兰特因果关系检验

零假设滞

后阶

F

值

零

概率

LE不是LGDP的原因2 1.2

2263

0.3

6960

LGDP不是LE的原因2 4.9

8815

0.0

6440

上表是对时间序列LGDP和LE的双向Granger因果性检验结果。

P(F＞1.2226)＝0.0064,（意味着F＝1.2226在临界值左侧）

P(F＞4.9882)＝0.3696,（意味着F＝4.9882在临界值右侧）

所以原假设LGDP不是LE的原因被推翻，LE不是LGDP的原因被接受，即LGDP和LE存在Granger存在单向因果关系。也就是说，在滞后期为1～4时，中国GDOP与能源消费总量之间具有单向且统计显著的格兰杰因果关系。亦即，在我国的经济发展过程中，GDP的提高能够直接导致能源消费需求的增加，同时直接或者间接导致能源产业结构的优化配置，但是反之却不成立。

（五）变量的协整检验

建立协整回归，我们已经得到了

LGDP=-13.9097＋2.0173*LE （1）

根据此式计算残差序列，从而得到残差序列的估计值为

e = LGDP＋13.9097 －2.0173*LE （2）

残差序列的单位根检验。建立残差序列e t的自回归模型得到

e t=1.56 e t-1

计算ADF为-2.1783,在,在置信水平为0.01、0.05、0.1下,临界值约分别为-2.9677、-1.9890、-1.6382,显然有统计量小于临界值,可以认为残差序列是平稳的。

对LGDP和LE两个时间序列进行Johansen协整检验,检验结果见下表。

特征值似然比统

计量

5％临

界值

1％

临界值

零假设

0.861 828.445425.3230.4

5None **

0.323 74.693112.2516.2

6

At

most 1

从结果来看,以检验水平0.05判断，因为似然比统计量的值28.4454＞25.32，4.6931＜16.26,所以LGDP与LE之间确实存在着协整关系。式（1）为两个变量之间的长期均衡关系。对于存在协整关系的变量序列，运用普通的线形回归模型预测是不合适的。为了进一步揭示两个变量的短期变动关系，下面建立误差修正模型。

（六）误差修正模型的建立

首先由式（2）可得求得误差修正序列：

ECM=LGDP＋13.9097 －2.0173*LE(3) 通过Eviews的模拟我们得到的误差修正模型如下所示：

△LGDP = - 0.1986*( LGDP－1- 2..7192*LE－1 + 22.0956) + 0.3902*△LGDP－1- 0.7694*△LGDP－2 + 0.8820*△LE－1 - 0.3553*△LE－2 + 0.1069

△LE = 0.1011*( LGDP－1- 2.7192*LE－1 + 22.0956 ) - 0.2477*△LGDP－1 + 0.6276*△LGDP－2 +

0.7310*△LE－1- 1.7908*△LE－2+ 0.0656

在上述误差修正模型中,各差分项反映了变量短期波动的影响.被解释变量的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，一部分是长期均衡。我国GDP相对于能源消费的弹性值短期为0.5267（滞后1期和滞后2期的和），而长期弹性值为2..7192，也就是说，我国的GDP与能源消费总量的长短期关系是不一致的。就长期而言，当能源消费总量变动1个百分点时，GDP就会同向变化约2..7192个百分点；然而在短期，当能源消费总量变动1个百分点时，GDP就会同向变化约0.5267个百分点。这就是说，长期能

源弹性系数小于1，短期能源弹性系数大于1，GDP的变动在短期对能源消费总量的影响要大于长期的影响，经济对能源依赖度也会随着经济的增长而逐渐降低。究其原因，经济增长需要能源的支撑，而在短期内，经济结构和能源的需求结构不会有太大的变动，经济增长将导致大量的能源总消费，能源供给的能力会成为制约经济增长的因素；而在长期，增长方式会朝着节约能源的方向演进，因而对经济结构和能源产业结构的产生深刻的影响，由于经济结构和产业结构的优化与调整需要相当长的时间，因此在长期来看，能源对经济增长的制约作用会减弱，能源不会成为经济发展的瓶颈。中国的经验数据在这一点与世界发达工业国的数据并无不同。误差修正系数的大小反映了对长期均衡的调整力度，说明GDP规模与能源之间的长期均衡机制对促进能源产业结构的调整有强烈的影响。

四、结论

如何在全球能源短缺、气候变暖、环境压力日渐增大的条件下,提高能源使用效率,优化能源消费结构,开拓出一条既符合国际发展潮流,又遵循本国国情的新型工业化道路成为确保中国经济健康发展、工业化进程顺利推进和资源可持续利用的必然选择。对能源静态依赖性较强、能源效率提高对减少能源消费的作用相对较强的产业,如工业,一方面,设立技术更新资金,以重点支持和鼓励有助于提高能源使用效率的新技术的采用,另一方面,积极推广节能技术,开发和推广节能的新工艺、新设备和新材料,以适度弱化工业对能源的依赖性并推动产业结构升级;此外,对价格反映敏感、能源效率提高对减少能源消费的作用较强的产业,如服务业,也应采取技术改造和价格的双重手段,来减少能源消费。

同时，理论分析表明，经济增长会增加能源的消费，但在经济发展的过程中，经济结构也会得到优化和调整，而合理、均衡的经济结构会减少能源的消耗，因而能源并不构成对经济增长的制约作用。

经验数据也支撑了上述理论分析，通过建立经济和能源消费弹性模型进行实证分析，发现：能源消费量不是经济增长的直接原因，经济增长可以导致能源消费的增加，但能源消费的增长将随着经济对能源资源依赖的逐渐饱和而下降。短期能源弹性系数要大于长期弹性系数就很好说明了这一点。因而要关注经济发展和技术进步引起的经济增长方式的改变、经济结构的优化和能源产业结构调整的趋势，将经济结构和能源

产业结构的主动调整纳入经济发展的中长期规划，实现我国经济的可持续发展。

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