中国能源贸易与经济增长关系的实证研究
中国能源消费与经济增长实证研究
能源消 费与经济增长 之间 因果 关系 的实证研究 扩展到 了英 国、 国 、 大利 、 拿大 、 国 、 德 意 加 法 日本 、 国等发 韩
第 ５期 总 第 ２ １ １ 期
２ ０ 年 ５月 ０９
商
业
经
济
与
管
理
Ｎｏ ５ ． Ｖｏ ． １ １２ ｌ
Ｍａ ｙ．２ ０ ０９
Ｊ ｏＵＲＮＡＬ ＯＦ Ｂ Ｉ Ｓ ＣＯＮＯＭ Ｉ Ｓ ＵＳ ＮＥ ＳＥ Ｃ
中国能源消费与经济增长实证研究
施 凤 丹
（ 家统计局 统计科 学研 究所 ，北京 １０ ２） 国 ０ ８６
在双 向 因果关 系 ， 但不存 在长期协 整性 。 章认为该结 果符合 能源经 济之 间的经 济理论 ： 文 作为一 种要 素 ， 能
源投 入的增加会 带来经济 产出 的增加 ； 同样 ， 当经济 总量扩大 时 ， 能源要 素的 引致需求 也会增 加 。 对 王海 鹏 等 （０ ５ ｐ实证 研究 了中国 １ ５ — ０ ２年 电力 消费 与经 济增长 之 间的 协整关 系 和 因果关 系 ， ２ ０ ） ９ ２ ２０ 结果 表 明两 者之 间存在长 期协 整性和 双向 因果关 系 。 周少 甫等 （０ ５ ［ 能源分 为煤炭 、 ２ ０ ） ８ ３ 将 石油 、 天然气 和水 电 ， 通过 对
能源消 费与经济增 长之间存 在何种形式 的 因果 关系对 于能源 政策 的制定具 有重要 的影 响。如果 能源 消 费对经济增 长不存 在 因果关 系 ． 则节 能措施 的实 施不 会对 经济 增长 产生 负面影 响 ； 反之 ， 降低 能源 消费 可 能会 在一定程 度上制 约经济增 长速度 。 然 已有学 者对 中国的能 源消 费和经济 增长进 行 了研 究 ， 这两 虽 但 者之 间的因果关系会随着研 究时期 的改 变而发 生变化 。 比如 Ｙ ｕ和 Ｈ ａ ｇ １ ８ ） ｗ ｎ （９ ４ 在 和 Ｋ ａｔ１ ７ ） ｒｆ ９ ８ … （
我国区域能源消费与经济增长关系的实证分析
我国区域能源消费与经济增长关系的实证分析作者：国涓车淑琴来源：《沿海企业与科技》2008年第07期［摘要］文章运用Panel Data的单位根检验、协整检验及误差修正模型对我国东、中、西部三个地区的国内生产总值和能源消费之间的关系进行论证分析。
结果表明，我国三个地区的GDP和能源消费之间都存在长期协整关系。
通过进一步的Granger因果关系检验发现：在5%显著性水平下，东部地区存在由能源消费到GDP单向的短期因果关系，西部地区短期内则存在能源消费与GDP的双向因果关系。
不仅如此，长期来看，西部地区存在由GDP到能源消费的单向因果关系，中部地区的检验结果不同于东部和中部地区，无论是在长期还是短期，中部地区的GDP和能源消费之间不存在任何长期或短期的因果关系。
最后提出相应的政策建议。
［关键词］能源消费；经济增长；Panel Data；单位根检验；Panel Data；协整检验［基金项目］国家社会科学基金项目（项目号：05BJY013）［作者简介］国涓，大连理工大学系统工程研究所，东北财经大学数学与数量经济学院，辽宁大连，116024；车淑琴，东北财经大学数学与数量经济学院，辽宁大连，116025［中图分类号］ F127 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1007-7723（2008）07-0077-0006一、前言目前我国已经成为世界上仅次于美国的第二大能源消费国，能源消费总量约占世界能源消费总量的10%左右。
由于我国产业结构、能源消费结构（多以煤炭、石油为主）的不合理以及粗放的经济增长方式等因素的影响，其能源消耗强度比许多发达国家都要高，这就使得我国的经济增长表现出高能耗的特征。
在经济发展中我国必然面临着不断增长的能源需求和能源稀缺性问题，以及由于能源效率低下、能源消耗量巨大而带来的环境污染等一系列负面问题，能源问题正成为我国未来经济发展的瓶颈问题，成为制约我国经济发展的一个重要因素。
因此，如何在能源约束下实现经济可持续发展、经济与能源的协调发展等是我国经济发展中亟待解决的问题。
我国能源消费与经济增长关系实证分析
【 摘 要 】本文选取１７．０９ 的能源消费与Ｇ Ｐ ９８ ０年 ２ Ｄ 的时间序列数据进行分析 ，认识能源消费与经济增长的关系，并为我国的能源发展 战略提出政策建议。 【 关键词 ｌ能源消费；经济增长；实证分析
随着 改革 开 放 以来 经 济 的 高速 增 长 ，我 国对 能源 的需 求 与 日 俱 增 ， 从 １ ９ 年 开始 ，我 国能 源 消 费量 开 始 高 于 能源 产 量 ，成 为 ９２ 能 源 净 进 口国 ，在 这 种 背 景 下研 究 能源 消 费 与 经 济 增长 之 间 的关 系 ，有 利 于 中 国 能源 发 展 战 略 政 策 的制 定 ，确 保 中 国经 济 健 康 、 稳 定 、持 续地 发展 。 我 国能 源消 费情 况 现状 ２ ０ 年 ， 我 国 成 为 仅 次 于 美 国 的 全 球 第 二 能 源 消 费大 国 ； ０２ ２ １ 年 ， 我 国 一 次 能源 消 费 量 为 ３ ． 亿 吨 标 准 煤 ， 同 比增 长 了 ０Ｏ ２５ ５ ９ ，煤 炭 消 费量 增 长５ ３ ，原油 消 费量 增 长 １ ． ％ ．％ ．％ ２ ９ ，天 然气 消 费 量 增长 ｌ ． ％， 电力 消 费 量增 长 １ ． ％ ８２ ３ １ ①，我 国 成为 全 球第 一 能源 消 费大 国 ，能 耗 强度 进 一 步 降 低 ， 单位 产 值 能源 消 费量 下 降４ 。但 ％ 是 不 容 忽视 的是 ， 即便 在 如 此形 势下 我 国能 源 消耗 强度 仍 偏 高 ， 是 美 国 的３ 、 日本 的５ ，２ １ 年 ，我 国Ｇ Ｐ 倍 倍 ００ Ｄ 总量 首 次超 过 日本 ， 但 日本 的能 源 消 费总 量是 ６ ６ 吨标 准 煤 ；我 国出 口在 ２ ｌ 年 超 过 ．亿 ００ 德 国，但 德 国 的能源 消 费是４ ４ 吨 标准 煤＠。 ．亿 １ ９ － ０ ８ 间 ，我 国各 类 能 源 消 费 增 长 比世 界 的平 均 水 平 ９８２ ０年 高 ，近 ｌ 年 来 ， 石 油 需求 增 长 率 比世 界需 求 增 长 率 高５ ；天 然 气 Ｏ ％ 需 求 增 长率 比世 界高 １ ％；煤炭 需 求增 长 率 比世 界 高 ３ ０ ％；水 电 需求 增 长 率 比世 界 高７ ＠ ％ 。从 下图 可 以看 出 ，煤 炭仍 是 我 国 的主要 消 费 能 源 ，其 次 是石 油 ，而 核 能 从 １ ９ 年 开始 成 为 我 国 能源 消费 的来 ９３ 源 之一 ，并不 断增 加 其在 能源 消费 中的 比例 。 二 、文 献 回顾 王 风 云 （ ０ ８）运用 Ｇ ａ ｇ ｒ 因果 关 系 检 验 、协 整 检 验 分 ２０ ｒｎ ｅ￣ 析 和 误 差修 正 模 型分 析 我 国一 次 能源 供 需￣ Ｇ Ｐ 间 的短 期 波动 向 ＩＤ 之 长 期 均 衡 关 系 调 整 的变 动 过 程 。实 证研 究 表 明 ，长 期均 衡 关 系 在 Ｇ Ｐ 能源 生产 总 量 调整 过 程 中起 到 了显 著 的 “ 正 ”作 用 ，但 是 Ｄ和 修 修 正系 数 较 小 ， 短期 波 动 向长 期 均衡 调 整 的效 用 较 小 。刘 小 丽 、 卢 风 君 （ ０ ７）基于 １ ８ ２ ０ 年 中 国Ｇ Ｐ 能源 消 费 量 及 能源 行 ２０ ９ 卜 ０４ Ｄ、 业 固定 资产 投 资 等统 计 数 据 ，利 用 格 兰杰 因果 关 系 和误 差修 正 模 型检 验 能源 消 费 量 与经 济 之 间 的 关 系 ， 结果 表 明在 短 期 内 ， 能源 固 定 资产 投 资 对 经 济 增长 具 有 正 向促 进作 用 ，但 不 具 有 长期 均 衡 关 系 ， 而 能源 消耗 量 与 Ｇ Ｐ 间 不仅 具有 一 定 的协 整 关系 ，还 存在 Ｄ之 着从ＧＰ Ｕ Ｄ ￣ 能源 消耗 量 的 单 向Ｇ ａ ｇ ｒ 果 关系 。贲 兴 振 ，杨 宝 臣 ｒｎｅ因 （ ０ ５）检 验 中 国的 能源 消 费总 量 以及 各 组成 部 分 的 消 费量 和 国 ２０ 内 生产 总值 之 间 的 关系 ， 实证 表 明 中 国的 能源 消 费总 量 与Ｇ Ｐ 间 Ｄ之 存在 协 整 关 系 ，能源 消 费促 进 经 济 增 长 ，但 中 国的 能 源 消 费 结构 需 要 改 善 。马 超 群 、储 慧 斌 、 李 科 、 周 四清 （ ０ ４ ２ ０ ）研 究 了 中 国 从 １ ５ － ０ ３ 间年 度Ｇ Ｐ Ｄ 源 总 消费 以及 能源 消 费各 构 成 部分 ９４２０年 Ｄ￣能 之 间的 长期 均 衡 关 系 ，研 究结 果表 明Ｇ Ｐ 别 与 能源 总 消 费、 煤炭 Ｄ分 总 消费 之 间存 在 协 整关 系 ，而 Ｇ Ｐ 石 油 、天 然气 和 和水 电之 间不 Ｄ与 存 在协 整 关 系 ， 进而 分 别 建 立 了Ｇ Ｐ 能 源 总 消 费 以及 Ｇ Ｐ Ｄ与 Ｄ 与煤 炭 消 费 之 间 的误 差 校 正 模 型 。韩 智 勇 、 魏 一 鸣 、焦 建 玲 、 范英 、张 九 天 （ ０ ４）运 用 １ ７ － ０ ０ 的数 据 对 中 国能源 消 费 与经 济 增长 ２０ ９ ８ ２０ 年 之 间 的 协整 性 和 因果 关 系进 行 研 究 ，得 出 结论 ： 中 国能 源 消 费 与 经 济增 长之 间存在 双 向 的因果 关 系 ，但不 具有 长 期 的协 整性 。 三 、实证 分析 １ 变 量选 取 与数 据 收集 ． 本 文 选取 代 表 经济 增 长 的因变 量 为我 国的 国 内生产 总值 （Ｄ Ｇ Ｐ，亿 元 ） ，数 据 来 源 于 《中 国统 计 年 鉴 ２ Ｏ 。 目前 我 国 Ｏ１ 》 消 费 的 能源 主 要 有 五 种 ： 石 油 、天 然 气 、 煤 炭 、核 能和 水 电 ，由 于 核 能 使用 的 时 间相 对 于 其他 能源 来 说 ，时 间 较短 ，在 总 能 源 消 费 中 占 比 较 低 ， 因此 选 取 石 油 （ Ｈ Ｓ Ｙ） 、天 然 气 （ Ｒ Ｔ Ｑ） 、煤 炭 （ Ｅ ） 、水 电 （ Ｈ ）作 为 代 表 能源 消 费 情 况 的 自变 量 ，数 据来 ＭＩ ＳＤ 源 于Ｂ 能源 的世 界 能源 数 据 库 ， 由Ｅ Ｓ 理 ，其 中石 油 消 费单 位 ： Ｐ Ｐ整 百 万 吨 ，天 然气 、煤 、水 电消 费单 位 ：百 万 吨 石 油 当量 。样 本 时 间范 围为 １ ７ — ０ ９ 。 ９８ ２ ０年 ２ 实 证 分析 ． 对 原始 数据 取 对 数 消除 可 能存 在 的异 方 差 ，然 后用 Ｅ ｉ ｗ ６ ０ ｖ ｅ ｓ ． 进 行Ｏ Ｓ 归 ，得 到 ： Ｌ回
能源对中国经济增长贡献的实证研究
Ｅ＝ｆ ｋ， （ Ｌ ） （ １）
有量较低 。资源勘探相 对滞后 ，影响了能 源生产能 力的提高 。同时 ，我国能源资源
分 布 很不 平 衡 ， 响 了 能源 工业 协 调 发 展 。 影 资源 相 对 不 足 ，使 得 我 们 在 立 足 国 内 生产 保 障供 给 的 同 时 ，扩 大 国 际能 源 合 作 。但
和周 少甫 （ ０ ５） ２ ０ 等分别研究 了ＧＤＰ 和能 源 消费、天然气消费和能源消费之问的协
整关 系与 因果 关 系 。
台对 国济 长 献 皂 中经 增 贡 的 源 实 研究 证
■ 司训 练 教授 侯 莉 （ 西安石油大学经济管理 学院 西安 ７０６ １０ ５） ▲ 基金 项 目：陕西省软科 学研 究基 金项 目 （ ０ ８ ２ ０ ＫＲ１ ） ９ ；西安 石油大 学
◆ 中 图 分 类 号 ：Ｆ ２ 文 献 标 识 码 ：Ａ １４
之 问存 在 着 比较 强 的相 关 关 系 。 随 着 能 源 内容 摘 要 ：能 源 对 国 民 经 济 发 展 和 人 民 生 活 水 平 提 高起 基 础 性 保 障 作 用 。
．
提高 了能源的开发利用效率。 目前 ，不可 再生能源的逐渐耗竭及能源生产 、利用过
（ ２）
油 、 天 然 气 ，这 也 是 影 响 我 国 经 济 发 展 的
煤 炭 、石 油 、 天 然 气 的 生产 与 消 费 关 系 着 整个 国 民经 济 的命 脉 ，能源 消 费 有 着 不可 替 代 的地 位 。 另一 方 面 ，要 实现 能源 的 可
持续发展 ，需 以经济 的增长 为前提 。经济 增长 意味 着高附加值 技术 和资金 的引入 ，
能源消费与经济增长动态关系的实证分析
能源消费与经济增长动态关系的实证分析1能源消费与经济增长动态关系概述随着经济社会的发展，能源是经济增长发展中不可或缺的重要因素，由此，能源消费与经济增长之间的关系一直受到研究者的重视，而在这方面，中国自1949年以来的经济发展又是一个很好的研究示范。
从“三步走发展战略”开始，中国积极发展能源消费，并大力实施能源消费结构调整，中国经济已经走上快速增长的轨道，但能源消费对这种增长的贡献又有多少呢?本文试图从实证的角度，分析能源消费与经济增长动态关系，并提出相应的合理建议。
2方法与数据来源为了得出能源消费与经济增长之间的动态关系，本文使用VAR模型进行实证分析。
实证分析的数据来源主要有：中国居民家庭消费金额（CPI），社会综合生产总值（GDP），工业增加值（IVA），固定资产投资（FAI），以及全社会能源消费量（TEC）等，这一组数据均涉及五年期（2014-2018），取自中国统计年鉴、中国能源统计年鉴及国家统计局、国家能源局和财政部等部门公布的数据。
3结果与分析根据数据分析和实证研究表明，从2014年到2018年，中国社会综合生产总值以年均增长7.86%的超高的速度发展，其同期全社会能源消费量年均增幅上升到2.83%。
从多元线性回归检验来看，由此可见，能源消费量与中国经济的发展有较强的相关性，其中2014年能源消费量与2014年社会综合生产总值之间的系数（0.925）最大，这说明能源消费在中国经济发展中发挥着巨大的作用。
同时，VAR模型也验证了此结论，2014-2018年全社会能源消费量、社会综合生产总值等变量的自相关性较高，当其中一种变量发生变化时，其他变量也会随之反映，充分说明了能源消费量在中国经济发展中发挥的重要作用。
4结论与建议综上所述，从实证上看，能源消费与经济增长之间存在深刻的动态关系，中国经济发展快速增长的背后，是能源消费量保持良好的发展。
在此基础上，如果能够提高能源消费效率、实行更加可持续的能源消费模式，就可以提高能源消费量对经济发展的贡献，进而推动中国经济发展的更快发展。
中国能源消费与经济增长关系的实证研究
３
—
０ ３ ＡＬ ４＋ ０ ８ ９ ． ８ Ｅ ． ０ ＡＬＹ 】 ，
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０ ５ Ａ Ｌ一 ． ５ Ｌ ，＋０ Ｏ Ｅ ｒ一 ．Ｓ Ｃ ， 。
（ １ １）
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ａｉＬ ＋ ｌ Ｅ Ａ
ｂｉＬ — ｌ Ｌ ＋ Ａ （） １
由于误差修 正项 的系数 显著 ，因此 表 明在短期 内能 源 需 求对均 衡偏 离进行 调整 。Ｆ 计量 用 于检 验短 期 的因果 统 效 应 ，ｔ 统计 量用 于检 验 长期 效 应 ，最优 的 滞后 阶数来 源 于 Ｓ Ｃ准则 。ｔ Ｂ 统计 量 显示 ，在 ５ 的水 平 上存 在 能源 消 ％ 费 到经济增 长 Ｇａｇｒ ｒ ｅ 因果 关 系。 ｎ
实 物 翥 黧》 量 器 来 ０ ０ 米 ９ 了 位 ｚ ＿ 是 署 经 赫 济 等 三 见其 ，嚣 ； ？
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的 平稳 性 。 可通 过增 加 Ｄ Ｆ检验
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震 誊
相关的随机干扰项。误差修正模型形式的 Ｇａｇｒ ｒ ｅ 因果关 ｎ 系检 验是 标 准 Ｇａｇｒ 果 关 系 检 验 的 推 广 。 在 该 模 型 ｒ ｅ因 ｎ
中， 或Ｌ Ｙ变 量 的短期 波 动 △ 或 Ａ Ｙ由稳 定 的 长期 加 Ｌ 趋 势 （ 整关 系 ） 和短 期 波 动 共 同决 定 ，短 期 内系 统 对 协 均衡状 态 的偏 离程 度 直接 决 定 了波 动 幅度 ，而 从 长期 看 ， 系数 ａ或 Ｊ反 映变 量对均 衡偏离 的调 整速度 。根据 协整 理 ８ 论 ，若 变量之 间存 在协整 关系 ，则可 以采用 误差修 正模 型 对 短期 波动和 长期 均衡进行 描述 ： Ａ Ｌ ＝０ ０ ５＋０ ３ ５ 一 一０ ４ ６ Ｌ Ｌ ．７ ．５ △ ｌ ．４ Ａ Ｅ一 ２＋
能源消费与经济增长均衡关系的实证研究
能源消费与经济增长均衡关系的实证研究【摘要】能源是国民经济的支柱，是经济发展和社会活动的基础，关系一国可持续发展和国家安全。
如何协调好能源消费和经济发展的内在关系，并在经济发展同时实现能源合理有效利用、保护环境，是目前世界各国研究的热点。
本文在进行单位根检验的基础上，运用协整检验的方法，求得中国能源需求与经济增长之间的误差修正模型，并证明了两者存在长期的均衡关系；最后结合我国的实际情况给出了能源发展的若干对策建议，以优化能源产业结构、适应现行低碳环保型可持续发展经济模式。
【关键词】能源消费；经济增长；ADF检验；协整；误差修正模型（ECM）【Abstract】Energy is the pillar of our national economy and the basis of economic development and social activites，which has a close connection with a country’s sustainable growth and nationak security. How to coordinate the inherent relationship between energy consumption and economic development，how to make rational and efficient use of energy as well as protect our environment at the same time while developing our economy are hotspots of research all around the world. This article based on the use of unit root tests，with the help of cointegration test，has come to the China’s error correction model between energy demand and economic growth.Furthermore，it has proven that there is a long-term equilibrium relationship exists between the Chinese energy demand and economic growth. Lastly，a number of suggestions to adapt the existing low-carbon sustainable development of environment-friendly economic has also been given to combined with the actual situation of China’s energy development.【Key words】Energy demand；Augmented Dickey-Fuller；Cointegration；ECM；Granger causality test0 引言1）研究背景、相关政策及研究意义（1）问题背景中国现阶段正处于工业化快速发展时期，能源需求快速增长，能源的消费年均增长率较高；特别是新世纪以来，年增长率约为9%，高于世界上其他任何国家。
中国能源消费与经济增长之关系的实证研究
采用最小二乘法（OLS）进行参数估计，利用统计软件进行 数据处理和模型分析。
模型结果及解释
模型结果
经过数据处理和模型估计，得出中国能源 消费与经济增长之间存在正相关的结论。 具体而言，能源消费每增加1个单位， GDP增加0.75个单位。
VS
结果解释
这个结果表明，中国经济增长在一定程度 上依赖于能源消费，而这种依赖关系是正 向的。这也验证了中国经济高速增长背后 的能源消费支撑作用。尽管如此，这种依 赖关系并非绝对，因为能源消费对经济增 长的影响受到多种因素的影响，如能源利 用效率、产业结构、政策调控等。
同时，经济增长对能源消费的影响可能受到多种 因素的影响，如技术进步、产业结构调整等，因 此其影响并不显著。
05
中国能源消费与经济增长的对策建议
提高能源利用效率
能源利用效率的提高是实现经 济增长与能源消费平衡发展的 关键。
通过技术创新、设备更新和优 化管理等手段，提高能源利用 效率，降低单位国内生产总值 能耗和能源消费量。
04
中国能源消费与经济增长的因果分析
Granger因果检验原理及步骤
首先，建立VAR模型，并确定模型的阶数。
最后，根据检验结果，判断变量之间的因果 关系。
Granger因果检验是一种基于向量自回归模 型（VAR）的统计方法，用于检验两个时间 序列之间的因果关系。
然后，利用F检验或似然比检验，对模型中 的变量进行逐个显著性检验。
能源消费现状
能源消费总量
中国的能源消费总量在逐年增长，其中以煤炭、石油和天然气等传统能源为主。
能源消费结构
传统能源消费仍占据中国能源消费的主导地位，但清洁能源和可再生能源的消费比例逐渐提高。
能源利用效率
中国能源消费与经济增长之间的关系研究——以石油资源为例
维普资讯
第 ４期
２０ ０ ７年 ｌ ０月
华北 电力 大学 学报 （ 会科 学版 ） 社
Ｊ ｕｎ ｌ ｆＮ ａｈＣｈｎ ｌｃｒ ｏ ｒＵｎｖ ｒｉ Ｓ ｃａ Ｓ ｉｎ ｅ ） ｏ ｒａ ｏ ｏ ｉ Ｅｅ ｔｉ Ｐ ｗｅ ｉｅｓｔ ｏ ｉ ｃｅ ｃ ｓ ａ ｃ ｙ（ ｌ
Ａｂ ｔａ ｔ Ｅ ｅ ｇ ｏ ｒｅ ｓ ｔｅ ｐ ｅ ｏ ｄ ｔ ｎ ｏ ｈ ｘ ｓｅ ｃ ｎ ｅ ｅｏ ｍｅ ｔｉ ｕ ｎ ｓ ｃｅｙ ， ｓｒ ｃ ： ｎ ｒ ｙ ｓ ｕ ｃ ｓｉ ｈ ｒ ｃ ｎ ｉｉ ｆｔ ｅ ｅ ｉｔｎ ｅ ａ ｄ ｄ ｖ ｌｐ ｎ ｎ ｈ ｍａ ｏ ｉｔ ｏ
能源是 人类 社 会 赖 以存 在 的物 质 条 件 之 一 ，
也 就成 为 世 界 各 国经 济 发 展 战 略 的 重 要 组 成 部 分 。中 国是 世 界 上 最 大 的发 展 中 国家 ， 时 也是 同 第二 大 能源 生 产 国 和 消 费 国 ， 不 断 推 进 的ｔｂ ｒ２ ０
● 能 源 资 源 环 境 问 题 研 究
中国能 源 消费 与经 济增 长 之 间 的关 系研 究
— —
以 石 油 资 源 为 例
刘 宏 杰
（ 中国社会 科 学院 财 贸所 ， 京 １０ ３ ） 北 ０ ８６
摘
要 ： 源 是 人 类 社 会 存 在 和 发 展 的 先 决 条 件 ， 国 民 经 济 增 长 的 重 要 物 质 基 础 。 随 着 中 国 经 济 的 迅 能 是
速 崛 起 ， 源 消 费 量 不 断 增 长 。本 文 在 对 中 国 能 源 消 费 状 况 进 行 深 入 分 析 的基 础 上 ， 用 协 整 理 论 和 Ｇ ａ ｇ ｒ 能 运 ｒ ｅ ｎ
中国能源安全与经济增长的实证分析
（）利用计量经济方法分析能源安全与经济增长 ２ 的关系，文献 ［］利用计量经济学中的协整分析 ３ 和格兰杰因果关系检验方法对 中国能源消费总量 和国内生产总值 （ Ｄ ） Ｇ Ｐ 、各产业 能源消费量和各
费的大 国。而能源作为中国经济 的发展动力 ，其 合理消费对经 济、社会实现 持续、协调 、快速发 展起着至关重要 的作用。另外 ，由于 中国的能源
Ｊｎ ． １ ｕｅ２ １ ０
Hale Waihona Puke 重 性 和紧迫 性 。 另外 ，虽然 近 年来 一 些 学 者通 过 实 证研 究 得
Ｙ ：∑ａ ｔ＋∑ ｌ＋ ｌ ｔ ｉ— ｘｉ Ｙｉ ＿ ｘ ＝∑ ｔ ＋ ｘｉ ｔ Ｙ ｉ ∑ ｔ＋ — —
（） ４ （） ５
出了经济增长与能源消费存在着一定的相关关系 ，
个角度 出 ， 层递进的分析 了中国能源消 费与经济增长之 间的关 系，以及运 用脉 冲响应 函数指 出了它们 发 逐
之 间长短期 关 系波动情况 ，从 而得 出它们存 在着长期稳 定的单 向因果关 系。另外 ，中国的能 源安全 主要 体 现在石 油安 全方面 ，本文再运 用灰 色关联性 分析指 出石 油安全 的脆弱性与经 济增长之 间存在 着一定 的一致 性 关 系，并在 此基础 上提 出了相关建议 。这 对于实现 中国能源与经济的可持 续发展有 重要 的指 导作 用。 ［ 关键词 ］ 能 源安全 经 济增 长 协整分析 因果分析 灰 色关联分析
中 国能 源 安 全 与经 济 增 长 的实证 分 析
赵新刚 刘 璐 刘平 阔 王 宝
（ 华北电力大学，北京
［ 摘
１２０ ） ０２６
中国能源、环境、工业化与经济增长关系的实证分析
构为例 ： 一 产业 Ｇ Ｐ 占总 Ｇ Ｐ的 比重 呈 下 降 趋 第 Ｄ Ｄ
势 ， １７ 从 ９８年 的 ２ ． 下 降 到 ２０ ８１ ０ ５年 的 １． ； ２ ６ 第
二 产 业 Ｇ Ｐ 占总 Ｇ Ｐ 的 比重 在 １ ７ Ｄ Ｄ ９ ８年 为 ４ ． ， ７９
费 占 ７ 左 右 。在我 国煤 炭资源探 明储 量 中，５ 属 ０ ７ 于烟煤 型 ； 所有 消耗 煤 炭 中，３ 用 于动 力 。煤 炭 在 ８
期 均衡 关 系 ； 二 ， 济增 长 和 工 业化 水 平 是 造成 能 源 消 费和 环 境 问题 的格 兰杰 原 因 ， 济增 长 和 工业 化 水 平 第 经 经 间相 互影 响 ； 三 ， 第 短期 内经 济 增 长和 工 业 化 水平 是 影 响 能 源消 费、 境 问题 的主 要 因 素 。 环
消费强度 大大高于发达 国家及 世界平 均水平 ， 约为美 国的 ３ 、 倍 日本 的 ７ ２ 。从 ２ ０ ．倍 ００年到 ２ ０ ０ ３年 ， 国 我
能源 消 费 的 弹性 系 数 明显 回升 ， 别 为 ０２ ０４ 、 分 ． 、 ． ７
１ 模 型 与 实 证 分 析
Ｌ １ 变 量 说 明 与 数 据 选 取 。 本 文 采 用 能 源 消 费 量 （ Ｃ 表 示 能 源 变 量 。 由 于 Ｅ ）
摘 要 ： 文利 模 型 ， 我 国 经济 增 长 、 业化 水平 、 源和 环境 之 间的 本 建 对 工 能
关 系进 行 了协 整检 验 、 兰杰 因 果 关 系检 验 。得 到 以 下结 论 ： 一 ， 源 、 境 、 业化 和 经 济 增 长之 间具 有 长 格 第 能 环 工
污染 问题 日益 严重 。环境 污染主要包 括大气 污染 、 水
中国能源消费与经济增长关系的实证研究
中国能源消费与经济增长关系的实证研究
袁靖
【期刊名称】《广西经济管理干部学院学报》
【年(卷),期】2010(022)001
【摘要】随着经济的发展、社会的进步,人们对于节能的呼声越来越高.从政策层面上看,节能减排已成为中国一项基本国策,从经济层面考虑,是否需要为之付出更高的经济发展成本,取决于中国能源消费与经济发展之间的因果关系.文章对中国的能源消费与经济增长进行协整分析,发现其能源消费与经济增长之间存在着单向因果关系,经济增长将带动能源消费的增加,而能源消费却不是经济增长的格兰杰原因.节能减排并不会时中国经济增长造成负面影响,合适的节能政策将有利于社会发展和人们生活.
【总页数】5页(P56-60)
【作者】袁靖
【作者单位】山东工商学院,烟台,264005
【正文语种】中文
【中图分类】F407.2
【相关文献】
1.中国能源消费、CO2排放与经济增长关系的实证研究 [J], 王福军;王福田;宁庆月
2.中国能源消费和经济增长关系实证研究 [J], 唐葆君;石小平
3.中国能源消费、碳排放与经济增长关系的实证研究 [J], 胡宗义;刘亦文;唐李伟
4.中国能源消费与经济增长关系的实证研究 [J], 陈岩;高艳云
5.中国能源消费与经济增长关系实证研究 [J], 张优智
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中国能源与经济之间关系的模型及实证分析
5、政策调控
通过最小二乘法对模型进行回归分析，得到以下结果： Y = 0.17X1 + 0.36X2 + 0.21X3 + 0.11X4 + 0.26X5 + 1.36
5、政策调控
其中，R2 = 0.97，说明模型拟合度较高。 分析实证结果，发现： 1、经济发展对GDP的影响最大，系数为0.17，符合预期；
式中：——国内生产总值（GDP）；
2、方法
X1——能源消费量； X2——人力资本； X3——产业结构； X4——对外开放程度；
三、结果与分析
三、结果与分析
通过回归分析，我们发现： 1、能源消费量（X1）对国内生产总值（Y）有显著的正向影响。这意味着能 源消费的增加可以促进经济增长。这可能是因为能源是经济发展的重要驱动力。 此外，我们发现人力资本（X2）和产业结构（X3）也对经济增长有积极影响。而 对外开放程度（X4）则对经济增长的影响不显著。
1、能源消费与经济增长的因果关系：我们运用Granger因果检验方法，发现 中国存在能源消费到经济增长的单向因果关系，即能源消费对经济增长具有显著 的正向影响，而经济增长对能源消费的影响不显著。
结果与讨论
2、能源结构调整：我们发现随着中国经济的增长，能源消费结构正在逐步优 化，清洁能源占比逐年提高。但是，在能源结构调整过程中，各省份存在一定的 差异。
5、政策调控
5、政策调控对GDP的影响较大，系数为0.26，说明政策调控对能源消费和经 济发展具有重要影响。
参考内容
引言
引言
中国作为世界上最大的能源消费国之一，其能源供需情况和经济发展密切相 关。能源作为经济增长的驱动力，是经济发展的重要基础，而经济发展又对能源 消费和能源结构的优化产生重要影响。因此，研究中国能源与经济发展之间的关 系具有重要意义，有助于为制定合理的能源政策和经济发展策略提供科学依据。
中国能源消费与经济增长关系的实证研究
了环境 污染的 日益严重， 环境 污染造成 了经济 与健
文章对 中国的能源消费与经济增长进行协整分析 ， 发现其能源消费与经济增 长之 间存在着单向 因果关系， 经济增长将 带
动 能源消费的增加 ， 而能源消 费却不是 经济增长的格 兰杰原因。节能减排并 不会对 中国经济增长造成 负面影响 ， 合适 的 节能政策将有利 于社会发展和人们生活。 ［ 关键词 ］ 能源消 费； 协整； 格兰杰检验
Ｓｅ ｔ ｎ认 为 要 素 的相 互 替 代 会 导致 能 源投 入 的 ｒ
变化 ， 忽略 生产 中资本 与劳动的投入 ， 导致研 究 会
结 果 的扭 曲， 因此 需 要 在 生产 函数 中分 析 能 源 与产 出之 间 的关 系 。 们 认 为 能源 对 经 济增 长 的 贡献 并 我 不仅 仅 简 单 地 表 现 为 数量 关 系 ， 而应 更 多体 现 为 保
备受关注 。 此外， 由于 中国产业结构、 能源消费结构
［ 收稿 日期 ］ ０９１—２ ２０ —０２
［ 作者简介 ］ 袁靖（９７ ）女， １７一 ， 山东聊城人， 山东工商学院统计学院讲师， 研究方向： 金融数量分析及金融工程。
源消费结构 的不合理 ， 更突显了能源危机。 同时中国能源消费总量的迅速增长 ， 引起 的 所
理论 的分析和应用 中都具有一定意义。 我们采用 多变量分析法 ， 假设生产 函数的形式 为 Ｃ Ｄ生产 函数形 式， — 且能源是 生产要素之一。ｃ — Ｄ生产 函数 中， 如果 有任何 一种投 入 品为零 ， 则产
我国能源消费和经济增长的因果关系研究——基于国内省级非平衡面板数据的实证分析
自《 新中国六十年统计资料汇编》 和《中国
统计年鉴 ） 各地区的经济增长状况用地 区 ） ｃ 生产总值 （ Ｐ） ＧＤ 来衡量 ， 能源消费用能源 消费总量 （ Ｃ） Ｅ 表示 ，劳动力用就业人 员
台地 区 ）能 源消 费和 经济 增 长 间的 因果 关 系。检 验 结 果 显示 ，能 源 消 费与 经 济
内容摘 要 ：在 改进 的 ｃ Ｄ 生产 函数 理论 — 的基 础上 ， 文分析 了我 国 １７－ ０９ 本 ９８ ２０ 年
３ 个省 市 自治 区 （ 包括 西藏和 港 、澳、 Ｏ 不
因果关系 ， 本文将应 用如下改进 的Ｃ— Ｄ生
产 函数来研究我 国能源消费与经济增长 问
的 因果 关 系 ：
基 国省 衡 板 据 实分 于 内级 平 面数 的证 析
（ｎ ＝ｌＡ ａｎ ＋ ｌＬ ｇｎ ＋ ） ＩＹ ｎ ＋ ｌＫ ｂｎ ＋ ｌＥ ｍ 来进 行
了马来西亚、 新加坡、印度尼西亚和中国台 湾地 区的数据 ， 分析结果显示前两者的能源 消费与国民收入互为因果 ， 而后两者 的国民
收入和能源消费只存在单 向的因果关系。 相 比之下 ， 国内学者的研 究虽然起步晚但得出 的结论是类似的。黄敏 和赫英 （ ０ ６） ２ ０ 采用 三因素 Ｃ Ｓ生产 函数 ，建立了我 国能源消 Ｅ
ＧＤＰ和 Ｋ均 表示原指标的实际值 。由于统 计年鉴上有部分年份的能源消费数据缺失 ，
所 以本文使用的数据 为非平衡面板数据。
关 键 词 ：能 源 消 费 ＧＤＰ 面 板 协 整
因果 关 系
在保持稳定 的经济增长的同时， 如何减
少二氧化碳的排放量一直是各国在制定能源
和环境保 护政策时最关心 的问题 。当前 我 国正处 于高速发展时期 ，更应该合理处理
我国能源消费与经济增长的实证研究
验 理 论 ． 不 同 的 时 间 序 列 对 中 国 石 油 消 费 和 经 济增 长 之 间 的 关 从
系进 行 了 实证 研 究 。 结 论 表 明 ， 国石 油 消 费 与 经 济 增 长 之 间 存 中 在 长 期 均 衡 的正 相 关 关 系 、 期 动 态 关 系和 单 向 因 果 关 系 ， 就 短 并
相 关 问 题 得 出 了相 应 的 结 论 。
存 在 格 兰 杰 因 果 关 系 。检 验 方 法 是 ： 两 变 量 的 回 归 模 型 中 的 对 １ ＝ｏｉ ， … ， ３ ， （＝ｌ ２ ７ ）进 行 检 验 ， 个 假 设 实 际 上 等 同 于 “ 不 是 引 这 ｘ
起 Ｙ 变 化 的原 因 ” 如 果 拒 绝 了 Ｄ 。 ＝Ｏ『 ， … ， （ 二ｌ ２ ７ ）的原 假 设 ， 可 就 以拒绝“ 不是 引起 Ｙ变化 的原因 ” Ｘ 的假 设 ， 而 得 出 结 论 ：Ｘ对 从
据 的 基 础 上 ， 用 协 整 理 论 ， 差 修 正模 型 和 Ｇｒ ｇ ｒ因果 关 系检 运 误 ａ ｅ ｎ
２、 间 序 列 变 量 的 格 兰 杰 因果 关 系 检 验 时
格 兰 杰 因 果 关 系 可 以 用 Ｆ统 计 量 来 进 行 ， 如 果 Ｆ统 计 量 大
于 相 应 显 著 性 水 平 下 的 临 界 值 ， 拒 绝 原 假 设 ， 到 结 论 孔 对 则 得
关 键 词 ： 源 消 费 ， 济 增 长 ， 整 ， 兰 杰 因 果 ， 差 修 正 能 经 协 格 误
模 型
Ｙ存在 Ｇ ａ ｇｒ因果关 系。同样 ，可 以对 ｐ， （ ＝１ …， ｒｎｅ ＝０ ／ ， ７ ２ ）进行
检 验 ． 而 判 断 Ｙ 对 Ｘ 是 否 存 在 Ｇ ａｇ ｒ因果 关 系 。 从 ｒｎｅ
从计量经济学角度研究经济增长与能源消耗关系
从计量经济学角度研究经济增长与能源消耗关系1. 前言计量经济学是运用数理统计学方法研究经济学问题的一门学科。
它的出现不仅为我们提供了一种切实可行的研究方法，而且可以对经济学的发展起到重要的推动作用。
本文将从计量经济学的角度出发，探讨经济增长与能源消耗之间的关系。
2. 经济增长与能源消耗的理论依据2.1 经济增长的驱动力经济增长是指国民经济总量不断增加的过程。
经济学理论认为，经济增长的驱动力来自于生产要素的投入和技术进步。
生产要素是经济增长的基础，它包括资本和劳动力两个方面。
技术进步是经济增长的重要推动力量，它不仅能够提高生产效率，提高产量和增加质量，同时也可以节约生产要素的投入，节约能源等自然资源。
2.2 能源消耗与经济增长的关系在经济增长过程中，能源消耗是不可避免的。
经济学理论认为，能源消耗在某种程度上反映了经济活动的规模和活跃度。
在经济快速发展的阶段，能源消耗通常也会相应地增加。
但是，能源消耗与经济增长之间存在着某种复杂的关系，其中包括正相关、负相关和无关系等情况，需要通过计量经济学的方法进行深入探究。
3. 计量经济学在经济增长与能源消耗的研究中的应用计量经济学是全面深入探究经济学问题的一种方法，它通过收集和分析相关经济数据，运用数学和统计学的方法验证或修正经济学理论，揭示经济现象的本质规律。
以下列举几种常见的计量经济学方法：3.1 多元线性回归模型多元线性回归模型是最常见的计量经济学研究方法之一。
它将一个变量作为因变量，其他若干个变量作为自变量，构建一个多元线性模型来分析变量之间的关系。
在经济增长与能源消耗的研究中，可以将能源消耗和其他影响经济增长的变量作为自变量，经济增长作为因变量进行回归分析，从而研究能源消耗对经济增长的影响。
3.2 时间序列分析时间序列分析是一种针对时间序列数据进行分析的方法。
它通过对序列数据的趋势、季节性、周期性等特征进行分析，从而了解序列数据的规律性与趋势性。
在研究经济增长和能源消耗的关系中，时间序列分析可以直观地显示变量之间的趋势性和周期性，从而了解变量之间的相关性。
我国能源消费与经济增长关系实证分析
我国能源消费与经济增长关系实证分析作者：宋费佳来源：《时代经贸》2011年第15期【摘要】本文选取1978-2009年的能源消费与GDP的时间序列数据进行分析，认识能源消费与经济增长的关系，并为我国的能源发展战略提出政策建议。
【关键词】能源消费；经济增长；实证分析随着改革开放以来经济的高速增长，我国对能源的需求与日俱增，从1992年开始，我国能源消费量开始高于能源产量，成为能源净进口国，在这种背景下研究能源消费与经济增长之间的关系，有利于中国能源发展战略政策的制定，确保中国经济健康、稳定、持续地发展。
一、我国能源消费情况现状2002年，我国成为仅次于美国的全球第二能源消费大国；2010年，我国一次能源消费量为32.5亿吨标准煤，同比增长了5.9%，煤炭消费量增长5.3%，原油消费量增长12.9%，天然气消费量增长18.2%，电力消费量增长13.1%①，我国成为全球第一能源消费大国，能耗强度进一步降低，单位产值能源消费量下降4%。
但是不容忽视的是，即便在如此形势下我国能源消耗强度仍偏高，是美国的3倍、日本的5倍，2010年，我国GDP总量首次超过日本，但日本的能源消费总量是6.6亿吨标准煤；我国出口在2010年超过德国，但德国的能源消费是4.4亿吨标准煤②。
1998-2008年间，我国各类能源消费增长比世界的平均水平高，近10年来，石油需求增长率比世界需求增长率高5%；天然气需求增长率比世界高10%；煤炭需求增长率比世界高3%；水电需求增长率比世界高7%③。
从下图可以看出，煤炭仍是我国的主要消费能源，其次是石油，而核能从1993年开始成为我国能源消费的来源之一，并不断增加其在能源消费中的比例。
二、文献回顾王风云（2008）运用Granger非因果关系检验、协整检验分析和误差修正模型分析我国一次能源供需和GDP之间的短期波动向长期均衡关系调整的变动过程。
实证研究表明，长期均衡关系在GDP和能源生产总量调整过程中起到了显著的“修正”作用，但是修正系数较小，短期波动向长期均衡调整的效用较小。
能源消费与经济增长关系——基于中国1953～2007年的实证研究
致的结论 ，基于不 同的学者 、不 同的样本 以及 不 同的研 究方法 ，能源消费与 经济增 长主要 存在 着 ４种格 兰杰 因
果关系 （ １ ，即 ：①能源 消费与经 济增长 存在 双 向因 表 ）
果关系 ；②从能源 消费到经 济增 长的单 向因果关 系 ；③ 从经济增长到能 源消费 的单 向因果关 系 ；④ 不存 在 因果
的单 向因果关 系。我 国经济增长对 能源消费的依 赖性 较强 ，因此应 大力提倡合理 用能 、节约用能 。
［ 关键词］ 能 源消费 经济增长 协整检验 ［ 中图分类号 ］Ｆ６ ． ［ ０ ２４ 文献标识 码］Ａ
误差修正模 型
Ｇａｇｒ ｒ ｅ 检验 ｎ
引 言
伴 随着 中 国经济 的快速 发展 ，能 源消 费也 ａｇｒ 果 关 系 检 验 、 协 整 检 验 和 误 差 修 正 模 型 ｒｎｅ 因
（Ｃ Ｅ Ｍ）都要求时 间序列是平稳 的。平稳性是一个重要 的
值被其 自身滞后期取值所 能解释 的程度 ，然后验 证 引入
序列 Ｌ Ｇ Ｐ （ｎ Ｃ ｎ Ｄ ＬＥ ）的滞后值是否提高了 Ｌ Ｅ （ Ｄ ） ｎ Ｃ ￣Ｇ Ｐ 的被解 释程度 。如果 是 ，则序 列 ＬＧ Ｐ （ｎ Ｃ ｎ Ｄ Ｌ Ｅ ）是 序列 ＬＥ （ ｎ Ｄ ）的格 兰杰成 因，此时序列 Ｌ Ｇ Ｐ （ ｎ Ｃ ｎＣ ＬＧ Ｐ ｎ Ｄ ＬＥ ） 的滞后 期 系数 具 有统 计 显 著 性 ；反 之 ，则 序 列 ＬＧ Ｐ ｎＤ
＋… ＋艮ＬＥ ｔｋ ｎ Ｃ—
本文主要 使用较 长的样本 区间 （９３～２０ 年 ）对 １５ ０７
我 国的能源消费与经济增长的关系进行研究 。
中国经济增长与能源消费关系的实——1997-1999年能源消费与经济增长负相关之谜
一个很好的指标， 因此选用 /01 为自变量 3。建立回归模型 为： 4 8 9 # : 9’ 3 : ;
! ! 收稿日期： %##$ * #. * ’, 作者简介： 熊正贤 （’+,# * ） ， 男， 湖南武岗人， 西华师范大学区域经 济研究所硕士研究生； 翟有龙 （’+$- * ） ， 男， 四川南部人， 西华师范大学区域经 济研究所教授， 硕士生导师； 王克健 （’+)% * ） ， 男， 山东人， 西华师范大学区域经济研 究所硕士研究生。
# !" ! 中国经济增长与能源消费关系的实证分析! 熊正贤， 翟有龙， 王克健 其中 " # 表示截距， " $ 表示解释变量系数， % 表示随 机扰 动项。此模型采用 《中国统计年 鉴》 $&’( 年—)##* 年我 国能 源消费总量及 +,- 的数据， 为了统 计口径 的可比 性， 分 别计 $&’( 年我国能源消费总量及 +,- 为 $##， 其余年份的数据进 行折算。 ). 回归系数的确定与分析 运用最小二乘法估计 （ /0123405 67489 8:%4078 ;79</1 ） ， 利 用 =-== 统计软件计算得回归方程如下： > ? $$#. )*$ @ #. #A(#) B C 统计量： （ )D. E#’） （ $$. E&A） ! F ? $*E. ’)$ G1H%8971 I 8:%407 ? #. ’’* 上述模型 C 统计量和 F 统计量都通过检验， 拟合优 度较 好。该模型表明 $&’( 年 J )##* 年 期间 能源 消费 与 +,- 整 体上呈正相关关系， 经 济含义即 +,- 每增 加一单 位， 能 源消 费量将增加 #. #A(#) 单位。 *. 模型的改进 从上面 散点 图可以 看到 $&&A 年 至 $&&& 年能源 消费 与 +,- 呈现负相关， 同时为 了区分 $&&A 年以 前与 )### 年 以后 能源消费与 +,- 关系的差别， 我们剔 除 $&&A 年 J $&&& 年三 年数据， 同时 引入虚拟变 量 ,， 并定 义正 常年 份 , ? # （ $&’( 年 J $&&E 年） 和反 常年份 , ? $ （ )### 年 J )##* 年） ， 得 如下 数据表： 表 $! 中国 $&’& J )##* 年 +,- 与能源消 费总量统计表
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中国能源贸易与经济增长关系的实证研究刘剑锋浙江大学经济学院，杭州 (310058)E-mail：ljfzju@摘要：一国的能源贸易不仅是一国对外贸易的有机组成部分，更重要的是其涉及到一国的能源安全以及经济安全。
因此，本文从能源经济的角度出发，以计量实证的方法，通过建立经济总量与进口能源总量及出口能源总量的计量模型讨论了中国能源贸易与经济发展的关系。
对模型Granger因果检验的结果说明，相对而言，能源出口是我国经济增长的Granger 原因，而能源进口与经济增长没有必然的因果联系。
从误差修正模型（ECM）中可以看出，能源出口与经济增长的这种单向因果关系更为显著。
关键词：能源贸易，弹性系数，Ganger因果关系，误差修正1.引言能源是一国经济发展的物质基础。
能源贸易不仅是国家对外贸易的有机组成部分，更是一国参与国际能源流通与再生产的重要形式，也是各国参与世界范围内能源再分配的主要方式。
面对全球能源短缺和资源枯竭的预言，能源的输入与流出活动将关系到国家的能源安全乃至经济安全。
世界范围的经验数据表明，在经济高速发展的同时，往往伴随着高能耗与高能源贸易的现象。
伴随全球一体化的深化以及世界能源价格的频繁波动，能源贸易已摆上各国贸易谈判的重要议程。
传统的经济理论及经验数据表明，发展中国家为了获得较快的经济增长速度并在全球经济一体化中获得更多的利益，必须加快其工业化进程的步伐。
工业化发展的初期意味着能源生产与消耗的增长。
与此同时，能源的输入与输出也更为频繁。
一方面，能源的大规模生产带动了本国工业化进程，另一方面，工业化进程的人为加速也促使能源不断的流入与流出，以便发挥本国的相对资源优势，即能源禀赋。
国际化能源开发投资与跨越国界的能源合作项目正是基于资源禀赋的国际经济合作形式。
中国正处于工业化发展的中期，能源消费结构仍处于粗放型阶段，经济发展仍有赖于高投入、高消耗、高产出的能源消费模式。
定量的研究对外能源贸易对经济发展的贡献或制约机制有利于把握能源消费模式，促进能源结构的合理调整。
2.模型基础与构建以往的经济研究表明，能源投入对经济增长有明显的影响。
与劳动、资本、原材料相同，能源也是一种生产要素，因此也可以作为生产函数中的投入要素。
Hogan和Manne（1977）的研究假设了一个使用能源作为投入要素的CES型生产函数。
他们的结论是：如果能源与其他所有投入品总和的替代弹性在0.3至0.5之间，那么能源供应对经济没有太大影响；如果弹性是0.1至0.2之间，则能源投入将对经济有显著影响。
经济学家还通常把能源价格增长与经济衰退联系在一起。
例如，Eastwood（1998）就给出了一个能源价格对宏观经济冲击的模型。
同时有些研究也提出随机波动模型，认为经济波动与能源价格之间没有必然的联系。
中国学者刘强（2005）通过建立一个商业周期范式的两部门混合经济模型，探讨了石油价格波动对中国各经济变量的影响以及影响的传导机制，模型证明消费结构、相对真实石油价格和生产技术结构共同决定了GDP变化的方向。
何念如和朱润龙（2006）通过V AR的计量模型分析，得出中国国内生产总值对世界原油价格变化的弹性系数是-0.188，即世界原油价格上涨1%将引起中国国内生产总值下降0.188%，并在后续滞后时间内下降0.107%。
此外，更多学者的研究集中在能源消耗对经济增长的贡献以及二者之间的因果关系上。
Eden S. H. Yu and Been-Kwei Hwang（1984）所考察的1947年－1979年间美国的能源消耗与GNP之间的关系表明，能源消耗与经济增长间并没有必然的因果联系。
然而Dinesh Desai （1986）所建立的旨在考察发展中国家（LDC）的GDP与能源消耗关系的模型表明，发展中国家经济活动和经济结构是能源消耗的原因，并且这一关系并不单一，表现为能源弹性系数的差异。
Li Hong和Zhang Pei Dong等人（2007）把贸易因素引入了具体化的能源变量（embodied energy），考察了1996年至2004年间中国的实际能源消耗与进出口情况，从另一个角度说明了能源贸易的重要性，但另一方面却缺少能源贸易与经济之间关系的研究。
本文试图将能源贸易引入分析框架，采用经济变量时间序列建模的动态研究方法，以中国1986年至2005年进口能源总量、出口能源总量以及GDP总量的年度数据为样本，通过对GDP与能源流出及流入总量进行协整关系分析，以及构建与长期均衡相适应的反映短期波动的误差修正模型，来探讨中国国际能源贸易与经济发展之间的关系。
在假定其他经济因素不变的情况下，某一时期经济增长率与能源消耗增长率的比例称为能源弹性系数。
能源弹性系数可以表征经济增长和能源消耗之间的数量关系。
同理，进口能源弹性系数与出口能源弹性系数可以分别衡量能源进口与出口对经济发展的影响程度。
这一关系可以通过构建GDP与能源流出及流入总量的计量经济模型得以说明。
GDP与eim、eex三个变量分别代表经济总量与能源进口、出口总量。
其1986－2005的年度数据（附表1）来源于“中经专网”数据网站。
表征三者之间关系的计量模型可如下构造：lnGDP=c(1)+c(2)lneim+c(3)lneex+u其中lnGDP、lneim、lneex分别代表GDP、eim、eex的自然对数，以便于弹性分析和消除回归模型的异方差性；c(1)是常数项，c(2)、c(3)是GDP对能源进口贸易和能源出口贸易的弹性系数；u代表变量以外的随机扰动。
利用已知变量的时间序列数据，通过OLS估计方法可以方便的得出参数c(1)、c(2)、c(2)的估计值。
在随机扰动项u满足经典统计假定的前提下，OLS估计所得到的参数估计式是最佳线形无偏估计，可以很好的拟合真实值。
因此，我们将使用OLS估计法来估计模型lnGDP=c(1)+c(2)lneim+c(3)lneex+u的参数。
3.实证分析3.1 数据选取与样本空间的确定本文所选经济数据(附表1)均来源于“中经专网”数据网站，由“中经专网”依据国家发展改革委员会、国家统计局、国家信息中心公布数据整理得到。
其中，GDP为以1978年价格水平为基准所计算出的实际GDP值，以亿元人民币作为量纲，eim与eex以标准万吨煤作为量纲。
统计意义上，1986年－2005年20年间的样本容量已满足分析需要。
3.2 图形分析与单位根检验变量lnGDP、lneim、lneex的时间分布图（图1）表明，三个变量存在着时间趋势。
随着时间的推移，lnGDP、lneim、lneex都有增长的迹象。
因此，三个变量的时间序列并不平稳，可能存在着单位根。
在利用协整理论对三个经济变量进行分析之前，需要检验出变量间共同的单位根个数。
图1 lnGDP 、lneim 、lneex 的时间趋势图单位根检验的零假设与备择假设分别为H 0：被检验序列存在单位根；H 1：被检验序列不存在单位根。
ADF 单位根检验的结果及结论如表1所示。
表1 ADF 单位根检验结果临界值序列 趋势类型（c t ∗） ADF 检验的t 统计量0.01 0.05 0.10 检验 结论 lnGDP （c t 0） −2.8235 −4.8001 −3.7912 −3.3423 不平稳 lneim （c t 0） −2.5421 −4.5716 −3.6908 −3.2869 不平稳 lneex （c t 0） −3.4444 −4.7284 −3.7597 −3.3250 不平稳 ∆ lnGDP(-2) （0 0 2）−3.1232 −2.7081 −1.9628 −1.6061 平 稳 ∆ lneim(-2) （0 0 2） −3.7745 −2.7550 −1.9710 −1.6037 平 稳 ∆ lneex(-2)（0 0 2）−8.2180−2.7283 −1.9663 −1.6050平 稳注：(1)表中数据由Eviews5.0统计得到；(2)c ，t 分别表示带有常数项和趋势项，∗表示滞后阶数表中检验结果表明，lnGDP 、lneim 和lneex 本身都是非平稳序列，存在2个单位根。
经二阶差分后变为平稳序列。
所以，可以进一步对他们进行协整分析。
3.3 协整检验在三个变量都存在2阶单整的的情况下，利用Engle －Granger 两步法对lnGDP 和lneim 、lneex 进行协整检验可以避免伪回归现象。
对lnGDP 和lneim 、lneex 进行的回归结果如下： lnGDP = 0.5900∗lneim + 0.6500∗lneex t （14.9862） （16.0188） R 2＝0.9681 DW=1.3292静态回归结果表明，模型的拟合度较好，且参数都通过了显著性检验。
但需要对残差进行进一步检验，以确定残差序列是否存在异方差、自相关以及单整现象。
对静态回归所得残差序列进行的ADF 检验结果（表2）表明，残差不再具有单整现象，是平稳的序列。
表2 静态回归所得残差序列的ADF 检验结果临界值序列 趋势类型（c t ∗） ADF 检验的t 统计量0.01 0.05 0.10 检验 结论 ECM（0 0 0）−3.1512−2.6824 −1.9602 −1.6071平稳注：(1)ECM 代表静态回归的残差序列；(2)c ，t 分别表示带有常数项和趋势项，∗表示滞后阶数由于残差序列的ADF检验统计量拒绝原假设，也即证明残差序列是不带常数项和趋势项的平稳序列，因此lnGDP、lneim、lneex三个变量间存在协整关系，所得静态回归避免了伪回归现象。
3.4 异方差检验与自相关检验通过对残差序列进行的异方差检验和自相关检验，可以进一步说明残差序列的良好特性以及参数估计结果的无偏性和一致性。
White异方差检验可以帮助我们检验残差序列是否满足同方差的经典假设。
其零假设为H0：残差序列不存在异方差性；备择假设为H1：残差序列存在异方差。
检验结果如表3所示。
表3 残差序列的White异方差检验结果F-statistic 1.617646 Probability 0.219444Obs*R-squared 7.323565 Probability 0.197667注：本表是由Eviews5.0对带有交叉项的White检验生成的检验结果的F统计量和R2统计量均远小于5％水平下的临界值，因此原假设是显著的，即残差序不存在异方差性。
自相关检验可以通过LM检验来实现。
其原假设和备择假设分别为H0：在设定的滞后阶数下，残差序列不存在自相关性；备择假设为H1：残差序列存在自相关性。
这里我们设定其滞后阶数为2阶，以减少样本信息损失。
检验结果如表4所示。
表4 残差序列的LM检验结果F-statistic 0.941808 Probability 0.410504Obs*R-squared 2.105119 Probability 0.349043注：本表是由Eviews5.0对滞后两阶的LM检验生成的自相关检验结果也佐证了残差项不存在单整现象的结论。