经济与能源的关系关系

LGDP=-13.9097 ＋ 2.0173*LE
(15.7629) (-9.3844)
R2=0.9539
DW=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
经济与能源的关系
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。
-4.3535
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
F
后阶 值
零 概率
LE 不是 LGDP 的 原因
2
1.2
0.3
2263 6960
LGDP 不是 LE 的原 因
2
4.9
0.0
8815 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）
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 et 的自回归模型得到
et=1.56 et-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。
0.10
（c、t）
L
0
GDP 0
1.31
-2.9677
3253
-1.6382
-1.9890
不平 稳
△
C
LGDP T
-3.69
-5.7492
4188
-3.5486
-4.1961
平稳
L
0
E
0
2.27
பைடு நூலகம்-2.9677
0872
-1.6382
-1.9890
不平 稳
△
C
LE
T
-5.27
-6.1252
3886
-3.6280
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。
（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－10.7694*△LGDP－2 + 0.8820*△LE－1 - 0.3553*△LE－2 + 0.1069
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
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。
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
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。
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
趋
ADF
临界值
列
势类型
0.01
0.05
结论
*
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。
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
5％临
1％
计量
界值
临界值
零假设
0.861 8
28.4454
25.32
30.4
5
None **
0.323 7
4.6931
12.25
16.2
At
6
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。
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。
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：
△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。
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。