能源與經(jīng)濟增長精選(九篇)

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第1篇：能源與經(jīng)濟增長范文

【關鍵詞】能源消耗；環(huán)境問題；經(jīng)濟增長

1研究背景

1949年以來，特別是1978年以后，我國經(jīng)濟飛速發(fā)展，GDP從1978年的3678.70億元增長至2019年的990865.10億元，30年間增長約269倍，但在經(jīng)濟增長的同時環(huán)境問題也日益尖銳，究其根源就是我國經(jīng)濟增長是以能源的大量消耗為基礎，致使環(huán)境問題日益嚴重。張玉林（2014）指出我國近年來嚴重的霧霾天氣主要是由于經(jīng)濟快速增長大量消耗不可再生能源造成的環(huán)境問題。杜曉叢（2018）認為人類的日常生活對于能源的依賴也是環(huán)境問題的一個主要原因，應該提高國民對于環(huán)境問題的深刻認識。所以，應高度重視環(huán)境問題及其制定合理的解決措施。本文以霧霾為例引出因能源消耗而導致的嚴峻的環(huán)境問題，使公眾認識到環(huán)境問題與我們息息相關，并提出相關解決措施。

2我國能源消耗的現(xiàn)狀

當前，判斷一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的主要標準就是該國的工業(yè)發(fā)展水平，工業(yè)化是一個國家經(jīng)濟發(fā)展的必經(jīng)之路，而一個國家發(fā)展工業(yè)不僅需要資本、勞動力等生產(chǎn)要素的大量投入，能源也是不可或缺的投入品，其在工業(yè)化的初級階段是決定經(jīng)濟是否增長的直接因素。當前我國的工業(yè)化仍然需要大量的能源投入，屬于粗放式的能源消耗結構，我國高速的經(jīng)濟增長仍然依賴于能源的高投入，從而對環(huán)境造成巨大沖擊，生態(tài)環(huán)境承載力日益下降，產(chǎn)生了一系列能源環(huán)境問題。目前，我國是第二大能源消耗國，表1是我國改革開放以來的能源消耗情況。從1980-2019年的能源消耗表可以看出，能源消耗總量一直以來都是持續(xù)增長的，而且表中明顯反映出我國的能源消耗以煤炭資源為主，到2019年煤炭消耗比重還占據(jù)62.80%的高位。我國是產(chǎn)煤大國，煤炭資源可以實現(xiàn)自給自足，不需要從別的國家進口，但大量燃燒導致空氣污染十分嚴重。相反，我國的石油資源主要依賴進口，近幾年的消費占能源消耗總量的18%左右，而天然氣和其他清潔能源的消費總量不到10%。從數(shù)據(jù)分析可以看出，天然氣、風能和水電等能源沒有很好的利用。從圖1可以看出，2008年以前我國的能源消耗增長速度雖然有增有減，但一直維持一個較高的增長速度，2008年以后增速有所放緩，2013年以來的能源消耗總量增速一直保持一個較低的水平。但是為穩(wěn)定經(jīng)濟增長，前期能源的大量投入以及后續(xù)各種的持續(xù)投入導致環(huán)境的承載能力下降出現(xiàn)了大量的環(huán)境問題，例如，近幾年大部分地區(qū)出現(xiàn)的持續(xù)的霧霾天氣。自2012年冬季以來，我國大部分地區(qū)出現(xiàn)了嚴重的霧霾天氣，相關報道持續(xù)出現(xiàn)在新聞上面。2013年1月北京霧霾天氣持續(xù)達25天，而一直到6月份霧霾天氣持續(xù)達18天。其實不只是經(jīng)濟發(fā)展較好的一線城市霧霾較為嚴重，新一線城市西安多年來的霧霾一直較嚴重，2017年西安的霧霾全國第三。造成霧霾嚴重的原因歸根結底還是發(fā)展經(jīng)濟大量投入煤炭、石油、天然氣等能源造成大量有害氣體排放。

3我國能源消費中存在的問題

能源實現(xiàn)可持續(xù)利用的基本條件是可再生能源的開發(fā)與利用，把我國一直以來嚴重依賴不可再生能源的消費方式轉變?yōu)閷τ诟鞣N清潔能源的依賴，這樣既可以使不可再生能源可持續(xù)發(fā)展，又可以保護生態(tài)環(huán)境。面對嚴峻的環(huán)境問題，我國已經(jīng)在新能源產(chǎn)品市場取得了一定的進展，但對于新能源的探索并沒有及時抑制各種環(huán)境問題的產(chǎn)生，能源的可持續(xù)發(fā)展依舊存在諸多問題。

3.1經(jīng)濟增長主要依靠不可再生資源

我國目前能源的開發(fā)技術水平不是很高，而在GDP中占比較大的產(chǎn)業(yè)又嚴重依賴能源的大量投入，能源的開發(fā)產(chǎn)生嚴重浪費再加上排污嚴重而廢棄物的處理利用率又比較低，一味地追求經(jīng)濟增長而忽視了產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展。石油、煤炭、天然氣等不可再生能源的大量使用對環(huán)境生態(tài)平衡破壞嚴重。

3.2傳統(tǒng)生活方式和消費方式依然占主體

我國的生產(chǎn)方式和消費方式主要依靠能源的大量消耗，由于技術水平較低等原因造成能源利用率低，浪費嚴重，我國每年需要投入大量財政資金和技術人員處理這些廢氣物以及廢水等問題，但是由于技術水平較低，處理結果也不是那么理想，所以我們應該深刻反思這種傳統(tǒng)的生產(chǎn)生活方式應該怎樣轉變?nèi)ミm應當今的可持續(xù)發(fā)展這個時代主題，然后還可以緩解我國當前所面臨的環(huán)境問題。

3.3可再生能源的開發(fā)技術水平不高

我國對新能源展開了全方位的探索，但是目前由于各種客觀條件的限制沒有大幅度地替代不可再生能源投入生產(chǎn)領域。就風力發(fā)電而言，雖然風力發(fā)電裝置在世界上遙遙領先，但是由于沒有達到規(guī)模化經(jīng)營水平，行業(yè)普及率不是很高。另外，國家高度重視對清潔能源的開發(fā)和利用，例如，國家投入大量財政資金以及優(yōu)惠政策來開展太陽能產(chǎn)業(yè)，但是由于技術水平還不是很成熟，依然處于起步階段。

4對環(huán)境問題提出相關建議

4.1完善我國環(huán)境法律體系，從源頭治理環(huán)境污染問題

完善環(huán)境法律體系，提高執(zhí)法力度，是保護環(huán)境的最實質(zhì)也是最有效的方式。但我國的環(huán)境法律體系依然存在嚴重的漏洞，如環(huán)境稅，在美國等發(fā)達國家環(huán)境稅已經(jīng)取得了巨大的成果，但我國的環(huán)境稅一方面由于起步較晚，另一方面重費輕稅，二者混合征收，造成環(huán)境稅形同虛設。所以我們不僅要借鑒美國、澳大利亞等環(huán)境法律體系較為完善的國家來完善我國的法律體系，還應根據(jù)我國國情和環(huán)境問題的現(xiàn)狀來制定可實際操作的、完善的法律體系。

4.2重視可再生能源的開發(fā)和利用，改變傳統(tǒng)的能源消費結構

目前為止，我國的經(jīng)濟增長嚴重依賴不可再生能源，能源消費結構主要以煤炭為主，石油、天燃氣等其他一次性能源為輔，這些能源大多都會對環(huán)境產(chǎn)生巨大危害。所以我們應該轉換傳統(tǒng)能源的消費方式，轉而提高對風能、太陽能等可再生、清潔能源的開發(fā)與利用。因此，我們要將清潔能源投入相關企業(yè)以減少排污量，還應該大力提倡全民使用此類清潔能源，減少生活廢氣、廢物對環(huán)境的污染。另外，應該繼續(xù)投入人力、物力及財力繼續(xù)探索對新能源的開采和利用，既兼顧源頭治理，又不放棄對目前環(huán)境問題的治理。

4.3提高我國國民對環(huán)境問題的深刻認識

第2篇：能源與經(jīng)濟增長范文

[關鍵詞]俄羅斯 能源消費 經(jīng)濟增長 格蘭杰因果檢驗

[中圖分類號]F124 [文獻標識碼]A [文章編號]1009-5349（2015）05-0029-02

隨著全球經(jīng)濟規(guī)模的不斷擴大，對能源的消費也急劇上升，表現(xiàn)為，20世紀70年代初全球能源消費量僅為57.3億噸油當量，到2013年已經(jīng)超過100億噸油當量，為127.30億噸油當量，總量上翻了一番。但是由于傳統(tǒng)的能源結構已經(jīng)不能滿足當今社會發(fā)展的要求，所以可再生能源部門由以前的政府支持已經(jīng)轉變成為多國的能源平衡不可分割的一部分。

據(jù)2013年國際能源機構分析，到2017年預計將會有70個國家在國家電力部門使用可再生能源技術?？稍偕茉词菧p少二氧化碳（CO2）和局部污染物的排放，同時，可再生能源也可促進經(jīng)濟發(fā)展，加強能源安全和多樣化的能源消費，改善單一的能源消費結構。但是可再生能源依然比化石能源的使用要貴，這也是束縛可再生能源發(fā)展的一個重要因素。據(jù)統(tǒng)計，2010年可再生能源利用包括傳統(tǒng)生物質(zhì)能的利用為16.84億噸油當量，占一次能源利用的13%。能源在經(jīng)濟增長中的作用表現(xiàn)在供給和需求兩個方面。在供給方面，節(jié)約能源是消費決定是否購買，并最大化產(chǎn)品效用的因素之一。在供給方面，在發(fā)揮各國經(jīng)濟增長和社會發(fā)展中，除了資本，勞動力和材料投入這些關鍵因素之外，能源的生產(chǎn)被認為是促進經(jīng)濟增長和生活水平的另一關鍵因素。這表明，應該對能源消費和國民收入（GDP）的因果關系進行分析，是能源消耗拉動了經(jīng)濟增長還是經(jīng)濟增長加大了能源消耗，一直都是學界比較關心的問題。

一、文獻綜述

有很多的關于能源消耗和經(jīng)濟增長之間的因果關系檢驗的文章，采用的方法包括以下幾種：Granger因果檢驗、協(xié)整檢驗、向量自回歸模型（Vector Autoregressive，以下簡稱VAR模型）、誤差修正模型（Vector Error Correction，以下簡稱VEC模型）、0型等。即使在同一種方法下，由于針對不同國家的、國家發(fā)展階段上的差異以及同一國家同一階段由于采取的數(shù)據(jù)樣本的存在的差異，得出的結論也不盡相同。

最早的研究是Kraft and Kraft（1978）[1]，他們使用1947―1974年美國的宏觀數(shù)據(jù)，用Sims因果檢驗來考察整個社會總產(chǎn)出到能源消費的單向因果關系，發(fā)現(xiàn)了社會總產(chǎn)出的增長將帶動能源消費的結論。Akarca和Long（1980）[2]1973―

1978年美國的數(shù)據(jù)，他們分別采用不同時間段的數(shù)據(jù)，對不同對象的能源消費與經(jīng)濟增長進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果表明GDP和能源消費之間不存在因果關系。

最近有好多這種問題研究的分析學家，比如：Masih和Mansih（1996）[3]闡述了長期均衡關系，在能源消費和經(jīng)濟增長之間存在可以用Granger因果檢驗協(xié)整分析。從六個國家檢驗了能源消耗和真實的收入之間的協(xié)整關系。結果發(fā)現(xiàn)，只有印度、巴基斯坦和印度尼西亞存在協(xié)整的。暫時的因果關系表明至少是一種的Granger因果關系，或者是單項或者是雙向。

Asafu-Adjaye（2000）[4]用印度、印度尼西亞1973―1995，菲律賓以及泰國1971―1995的年度數(shù)據(jù)使用協(xié)整和AEC模型估計了能源消費和收入之間的關系。結果表明，短期內(nèi)，從印度和印度尼西亞能源到收入存在單項的Granger因果關系。而在泰國和菲律賓的數(shù)據(jù)表明，能源消耗和收入存在雙向的Granger因果關系?？紤]到泰國和菲律賓能源，收入以及價格之間互為因果。本文的研究不能支持能源和收入是中立的，但是有個例外是印度尼西亞在短期來看是中立的。

Ugur Soytasa，Ramazan Sari（2003）[5]使用了能源消耗和GDP的時間時間序列數(shù)據(jù)，運用VDCs和VEC模型，重新估計了前10位新興經(jīng)濟體和G7國家包括了中國在能源消耗和收入之間的關系。結果發(fā)現(xiàn)在阿根廷存在一個雙向的因果關系，印度和韓國單項因果關系從GDP到能源消耗，土耳其、法國、德國、日本正好是反向的因果關系。最后文章還指出，在最后四個國家中能源保留對經(jīng)濟增長存在阻礙作用。Nodo和Kahsai（2009）[6]用COMESA國家（包括19個非洲國家）1980―2005數(shù)據(jù)，論文結論表明長期和短期的因果關系是單項的從GDP到能源消耗。

二、能源消費與經(jīng)濟增長的因果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

首先，應該對每個變量進行平穩(wěn)性檢驗，看看這些變量否是含有單位根。ADF檢驗是在時間序列分析當中比較普遍，結果也是很真確的。ADF檢驗從Dickey-Fuller檢定擴張修改而來。ADF檢定優(yōu)點在于，它透過納入落后期的一階向下差分項，排除了自相關的影響。

即ADF檢驗方法來檢驗Lgdp、Loil、Lgas、Lcoal、Lren、Lhydro和Lnuclear序列的平穩(wěn)性。俄羅斯ADF檢驗結果，檢驗的原假設是：時間序列變量“存在單位根”，如果ADF值比臨界值小時拒絕原假設，就是變量平穩(wěn)。在10%的顯著水平（-2.630）下俄羅斯的實際GDP（-0.251）、石油（-1.864）、天然氣（-1.207）、可再生能源（-1.617）、水電（-1.923）消費消費的ADF值比臨界值大，由此說明該時間序列存在著單位根，總體保持不平穩(wěn)?？墒嵌砹_斯煤炭（-2.729）、核能（-3.106）消費變量都拒絕“存在單位根”的原假設。然后對數(shù)序列進行差分變換，上表中dLgdp、dLoil、dLgas、dLren、dLhydro是指各相關變量對數(shù)序列的一階差分，然后再做平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)在臨界值水平下，除了可再生能源以外其他的變量基本都是平穩(wěn)的。對協(xié)整和因果關系檢驗分析，變量的階應該屬于同階，這樣滿足檢驗的條件，而上面單位根檢驗顯示變量單整階數(shù)不同，所以不能進行相關檢驗，對俄羅斯能用Lgdp、Loil、Lgas、Lhydro。這些變量屬于同階，那可以進行Johansen協(xié)整檢驗。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

JJ協(xié)整檢驗表示如果序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)而這一組的線組合，意思是這個租序列就是協(xié)整的，即有一種長期的均衡關系。非平穩(wěn)的時間序列協(xié)整分析包括兩個方法：第一，對兩個變量之間協(xié)整關系學家用Engle和Granger（EG）兩步法，他們的步法是基于回歸殘差協(xié)整檢驗；第二，對兩個多變量之間協(xié)整關系來說，比較長用Johansen檢驗法，JJ檢驗法是基于回歸系數(shù)協(xié)整檢驗。

本文的研究包括兩個多變量可以正確通過檢驗出協(xié)整向量的數(shù)目，協(xié)整檢驗方法采用被廣泛使用的Johansen檢驗法。做對俄羅斯變量協(xié)整分析，檢驗見下面表：俄羅斯GDP和能源消費的協(xié)整性分析。

表1 俄羅斯的變量的Johansen協(xié)整檢驗結果

特征根跡檢驗

原假設協(xié)整方程的個數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計量 5%臨界值

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

最大特征根跡檢驗

原假設協(xié)整方程的個數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計量 5%臨界值

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

從上結果發(fā)現(xiàn)了對俄羅斯來說：Lgdp、Loil、Lgas和Lhydro四個變量之間存在協(xié)整關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗的原理如下：

Et=ln（Et）， yt=ln（Yt）， Et為第t期的能源消費，Yt為世紀GDP，都是水平數(shù)據(jù)。

LGDP、Loil、Lgas、Lhydro雖然是非平穩(wěn)變量，由于對俄羅斯來說LGDP、Loil、Lgas和Lhydro是存在協(xié)整關系，所以可以對他們進行格蘭杰因果關系檢驗。本文利用格蘭杰因果檢驗研究俄羅斯GDP與能源消費之間的關系，通過STATA 用格蘭杰因果檢驗分析結果。

表2 俄羅斯變量格蘭杰因果關系檢驗結果

Equation Excluded 帶后階數(shù) Chi2 P值 檢驗結果

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，對俄羅斯的一次能源消費與經(jīng)濟增長之間的格蘭杰因果關系檢驗可以看出，在5%的顯著性水平下，天然氣、水電能源消費與經(jīng)濟增長之間的因果關系很明顯。對于“Loil不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Loil的格蘭杰因”的原假設，能接受一個原假設就是經(jīng)濟增長不是石油消費的格蘭杰因，即石油消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰因。

“Lgas不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Lgas的格蘭杰因”的原假設結果是，天然氣消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰因，就是經(jīng)濟增長依賴天然氣消費。

關于“Lhydro不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Lhydro的格蘭杰因”的原假設。意思是水電消費不是經(jīng)濟的格蘭杰因，而經(jīng)濟增長是水電消費的格蘭杰因。意思是經(jīng)濟發(fā)展是非水電能源依賴型的，而經(jīng)濟發(fā)展對水電能源消費率會有影響。

四、結論與政策含義

從1990年到2013 年有蘇聯(lián)解體，兩個很重的危機，俄羅斯的能源消費蘇聯(lián)解體以后下降，20世紀末有積極增長的態(tài)勢。這都是對能源消費和經(jīng)濟發(fā)展有影響。2013年GDP比1990年GDP增長了4倍，一次能源消費增長了0.8倍，就是2013年一次能源消費比1990年一次能源消費小。2000年以后俄羅斯能源消費穩(wěn)定增長，也是可再生能源消費慢慢增長。根據(jù)格蘭杰的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，對于俄羅斯而言，石油和天然氣與經(jīng)濟增長之間存在著明顯的單向因果關系，經(jīng)濟增長對水電消費存在著顯著的單向因果關系，即俄羅斯的經(jīng)濟增長依賴于石油和天然氣的， 而水電能源消費是依賴于經(jīng)濟增長的。

【參考文獻】

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[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]林伯強.中國能源政策[M].北京：中國財政經(jīng)濟出版社，2009.

[9]魏一鳴，焦建玲.高級能源經(jīng)濟學[M].北京：清華大學出版社，2009.

[10]林伯強，牟敦國.高級能源經(jīng)濟學[M].北京：中國財政經(jīng)濟出版社，2009.

第3篇：能源與經(jīng)濟增長范文

關鍵詞：能源消費 經(jīng)濟增長 陜西 協(xié)整

最早研究能源消費和經(jīng)濟增長之間關系的是美國學者Kraft J.和Kraft A.，他們用Sim方法對美國1947―1974年能源消費和經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)進行實證分析。隨后，許多學者用不同時間段和不同的檢驗方法做過實證研究。本文運用協(xié)整理論來研究陜西省能源消費和經(jīng)濟增長的關系。

一、研究方法

協(xié)整分析法首先對經(jīng)濟時間序列做平穩(wěn)性分析。我們稱平穩(wěn)序列為0階單整序列，表示為I（0），如果序列經(jīng)過d次差分后具有平穩(wěn)性，則稱該序列為d階單整序列，表示為I（d）。

如果確定了兩個變量的單整階數(shù)是相同的，下一步的任務是檢驗二者之間是否存有協(xié)整或者說長期均衡的關系。本文采用EG兩步法來檢驗，檢驗的主要步驟如下：

第一步，若k個序列y1t和y2t，y3t，…，ykt都是一階單整序列，建立回歸方程：y1t ＝β2y2t＋β3y3t＋…＋βiyit＋ut，模型估計的殘差為：?t＝y(tǒng)1t－β2y2t－β3y3t－…－βiyit

第二步，檢驗殘差序列?t是否平穩(wěn)，也就是判斷序列?t是否含有單位根。通常用 ADF檢驗來判斷殘差序列是否是平穩(wěn)的；

第三步，如果殘差序列是平穩(wěn)的，即確定回歸方程中的k個變量（y1t，y2t，y3t，…，ykt）之間存在協(xié)整關系。

協(xié)整表明了能源消費與經(jīng)濟增長之間存在因果關系，還沒有指明這種因果關系的方向，格蘭杰因果關系的定義是：X稱為Y的“格蘭杰原因”當且僅當利用X的過去值比不用它時能夠更好地來預測Y。簡言之，如果標量X能夠有效地幫助預測Y，那么X就稱為Y的“格蘭杰原因”。

根據(jù)格蘭杰定理，如果兩個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關系，則這兩個變量必有誤差修正模型表達式存在。建立誤差修正模型，其基本思想如下：

第一步，求模型：yt＝k1xt＋ut（t＝1，2，…，T）的OLS估計，又稱協(xié)整回歸，得到k1及殘差序列：?t＝y(tǒng)t－k1xt（t＝1，2，…，T）；

第二步，用?t-1替換yt－k1xt，對Δyt＝β0＋α?t-1＋β2Δxt＋εt用OLS方法估計其參數(shù)。

二、數(shù)據(jù)選取及實證分析

本文數(shù)據(jù)取自1978―2008年陜西省統(tǒng)計年鑒，樣本包括1978―2008年的能源消費量和GDP，能源消費量的單位是萬噸標準煤，GDP的單位是億元人民幣。

1978―2008年陜西省能源消費與GDP具有加速增長的特征，類似于指數(shù)增長趨勢，因此在建模前考慮對原始序列取對數(shù)。取對數(shù)之后的序列呈線性增長的趨勢。

（一）穩(wěn)定性檢驗

因為LnGDP和LnEC都具有非零均值和上升趨勢，所以在對序列LGDP和LEC做單位根檢驗時應包含截距項和時間趨勢。由于LnGDP和LnEC的一階差分序列已經(jīng)消除時間趨勢，所以檢驗時不包含時間趨勢項。滯后期的選擇根據(jù)AIC準則來確定, 最大滯后量取7，回歸與檢驗的計算過程通過計量經(jīng)濟軟件Eviews 6完成。結果見表1差分滯后項個數(shù)的選擇以DW值接近2為標準。

結果表明，LnGDP和LnEC的ADF檢驗值均大于臨界值，所以接受單位根假設，因此它們都是不平穩(wěn)的單位根過程，但其一階差分是平穩(wěn)的。以上檢驗結果說明這兩個序列具有相同的協(xié)整階數(shù)――均為I(1)過程。

（二）協(xié)整檢驗

首先建立LnE和LnGDP之間的回歸方程，由OLS估計我們得到下面的方程（方程下面小括號內(nèi)t為統(tǒng)計量，n為觀測次數(shù)，R2為相關系數(shù)的平方）。

LnEC＝5.518094＋0.35832×LnGDPt＋Ut （1）

（45.95163） （19.73894）

n＝31 R2＝0.930726

方程右側LnGDPt系數(shù)的符號同我們的預期一致，并且系數(shù)也是顯著的。

再使用ADF檢驗來確定殘差是否含有單位根，從殘差的散點圖來看，殘差圍繞0波動，因此對殘差的單位根檢驗時，我們設定回歸式中不含截矩項和時間趨勢（見表2）。

檢驗結果表明，ADF檢驗值小于臨界值，回歸殘差序列是平穩(wěn)的，因而LEC和LGDP存在協(xié)整關系。也就是說存在LnEC和LnGDP的平穩(wěn)線性組合，即能源消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上確定了LnEC和LnGDP均為I（1）過程而且存在協(xié)整關系，下面對LnEC和LnGDP之間進行格蘭杰因果關系檢驗。EVIEWS6檢驗結果如表3所示。

由表3所示，我們發(fā)現(xiàn)零假設能源消費不是經(jīng)濟增長（GDP）的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.0757，如此小概率的事件拒絕了零假設，因此，能源消費是經(jīng)濟增長的“格蘭杰原因”。零假設能源消費不是經(jīng)濟增長的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.4679，因此可以看出該零假設應該被接受，也即經(jīng)濟增長不是能源消費的“格蘭杰原因”。

（四）誤差修正模型

即使兩個變量之間有長期均衡關系，但在短期內(nèi)也會出現(xiàn)失衡（例如受突發(fā)事件的影響）。此時，我們可以用誤差修正模型來對這種短期失衡加以糾正（方程下面小括號內(nèi)t為統(tǒng)計量，n為觀測次數(shù)，R2為相關系數(shù)的平方）。

建立的誤差修正模型如下：

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

（5.919111） （-0.839900）

n＝30

R2＝0.157625

Ut＝LnECt－0.358325×LnGDPt－5.518094 （3）

在誤差修正模型中，差分項反映了短期波動的影響。能源消費的短期波動可以分為兩部分：一部分是短期GDP波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響，誤差調(diào)整項Ut-1的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值來看，短期內(nèi)，陜西省GDP每增加1%，能源消費量增加0.430006%，而當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.075920的調(diào)整力度把非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結論

第一，陜西省能源消費和GDP之間存在著協(xié)整關系，也就是說盡管在短期內(nèi),我國能源消費與GDP之間存在波動關系，但是從長期來看，能源消費與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。通過誤差修正模型進而發(fā)現(xiàn)，誤差修正項的系數(shù)為負，符合反向修正機制。當能源消費短期偏離均衡狀態(tài)時，誤差修正項將能源消費向長期均衡狀態(tài)收斂。

第二，通過格蘭杰因果關系檢驗可知，能源消費是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因，我國能源消費的增加直接導致GDP的增加。但是，GDP并不是能源消費的格蘭杰原因?！?/p>

參考文獻：

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

②張曉峒. 計量經(jīng)濟學基礎[M]．天津：南開大學出版社，2007

③楊朝峰，陳偉忠．能源消費和經(jīng)濟增長：基于中國的實證研究[J]．石油大學學報，2005（1）

第4篇：能源與經(jīng)濟增長范文

關鍵詞：能源經(jīng)濟 能源利用效率 能耗值

中國是能源消費大國和能源生產(chǎn)大國，能源消費主要靠國內(nèi)供應，而我國的經(jīng)濟增長方式粗放，資源消耗高，利用率低，環(huán)境污染大。我國經(jīng)濟增長同能源消費的關系呈現(xiàn)出明顯的線性特征。我國能源結構以化石能源為主，這種能源結構將嚴重制約中國的可持續(xù)發(fā)展。我國的能源消費煤炭的份額比世界平均值高41%，油氣的比重低36%。2003—2005年能耗上升；2006年以來加強節(jié)能減排，能耗下降。中國能源利用效率低，煤炭的利用效率約為27%；原油利用效率為50%；電力利用效率為85%。2003年中國能耗強度約為日本的8.47倍，美國的3.97倍。能源消費在中國工業(yè)化中期仍然會快速增長，中國迫切需要走出一條中國特色新型能源發(fā)展道路， 一個利用效率高、污染排放低的道路。

內(nèi)蒙古的煤炭資源居全國第一， 經(jīng)濟增速連續(xù)多年居全國第一。能源消費總量隨GDP總量一起高速增長。煤炭所占能源消費總量比重最大。內(nèi)蒙古1999—2008年煤炭消費量比重達93.02%， 全國為68.15%；能源消費總量從3634.88萬噸標準煤增長到16268.22萬噸標準煤， 提高了3.48倍。2001—2005年能源消費年均增速為24.69%，高出全國平均增速13%。2007年內(nèi)蒙古單位GDP能耗達到2.31t標煤/萬元，降低率為4.5%，居全國第五。鄂爾多斯能源礦產(chǎn)資源豐富，煤炭儲量約占全國的1/6，天然氣儲量占1/3；經(jīng)濟發(fā)展迅速，2011年生產(chǎn)總值突破3000億元；能源消耗大，是內(nèi)蒙古典型的高能耗地區(qū)。以鄂爾多斯市為研究對象，對進一步探索能源消費趨勢與能源利用效率至關重要。分析能源消費結構可為尋找最優(yōu)化能源結構提供參考。

一、經(jīng)濟與能源消費量、能源利用率關系分析

本文運用線性回歸模型對鄂爾多斯市的能源消費與經(jīng)濟的關系進行研究，分析 GDP對能源消費影響及提高能源利用效率對經(jīng)濟的影響。

（一）鄂爾多斯經(jīng)濟總量與能源消費趨勢

按照某年不變價格計算2000—2011年鄂爾多斯市的國內(nèi)生產(chǎn)總值及工業(yè)生產(chǎn)總值的增長趨勢。圖1，2011年的國內(nèi)生產(chǎn)總值約為2000年的21.4倍；國內(nèi)生產(chǎn)總值和工業(yè)生產(chǎn)總值逐年增加，且增長速度在2005年最大。而能耗值在2000-2004年平穩(wěn)波動，2004年之后整體呈下降趨勢，2011年降幅為2000年的43.69%。

（二）鄂爾多斯市的能源消費現(xiàn)狀

1.能源消費與經(jīng)濟增長的實證分析

二、 能源消費結構變化

隨著工業(yè)經(jīng)濟迅速發(fā)展，鄂爾多斯市能源消費比例發(fā)生變化，如表2。能源消費以原煤為主，其次為洗精煤、電力等，石油等所占比例較小。能源消費結構總體相似，部分能源消費發(fā)生變化。原煤消費比例略下降，洗精煤、天然氣比例升高，特別是蘇格里油氣田的投產(chǎn)使得天然氣比例逐年增加，電力比例先上升后下降，2006年達到最大。汽油、柴油所占比例下降。焦炭比例及其他焦化產(chǎn)品波動劇烈，2007年達到最大。

綜上，鄂爾多斯市能源消費存在三個現(xiàn)狀：（一）煤炭消費比重大。能源消費以煤炭為主，原煤約占能源消費總量的70%，選洗煤、電力、焦炭，天然氣略有增加。（二）工業(yè)耗能比重大，對能源的依賴程度高。鄂爾多斯市工業(yè)消費比重過大，能源消費總量平均為99.6%，明顯高出發(fā)達國家的30%-40%平均比重。（三）能源使用效率低。鄂爾多斯市能源消費量高于全國水平，能源利用率雖逐漸提升，但仍低于全國水平。

三、結論

近年來，內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長迅速，鄂爾多斯市尤為突出。2011年該市國內(nèi)生產(chǎn)總值約為2000年的21.4倍，年均增長率為28.78%。生產(chǎn)總值2005年增速最大，2008年次之。隨著技術設備改進和集約化生產(chǎn)，能源利用率由2004年的21.69%提高到2011年的59.82%，能耗值整體下降，降幅為43.69%，但仍高于全國平均水平。能源消費以原煤為主，其次為洗精煤、電力等。原煤消費比例略有下降，但高于全國水平，洗精煤、天然氣比例升高，電力先上升后下降。

本文研究得出能源消費量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的線性關系為：Y=3093722.64+1.78X；能源利用效率與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的線性關系為：Y=-14713743.51+69968283.91X。能源消費較高，以原煤為主，天然氣、石油等所占比例較小。目前鄂爾多斯的能源使用現(xiàn)狀是：煤炭消費比重大，工業(yè)耗能比重大，對能源的依賴程度高，能源使用效率低。

四、政策建議

內(nèi)蒙古能源生產(chǎn)迅速增長，能源利用效率低，生態(tài)環(huán)境壓力明顯。本文提出如下減排政策建議：（一）逐步加大能源結構調(diào)整力度，大力發(fā)展低碳能源和可再生能源，推進非資源性產(chǎn)業(yè)發(fā)展，尋找最優(yōu)化能源結構，減少煤炭、石油等能源的使用，提高傳統(tǒng)能源利用率。利用內(nèi)蒙古的區(qū)位優(yōu)勢，進一步發(fā)展太陽能、風電等綠色可持續(xù)能源。（二）優(yōu)化工業(yè)內(nèi)部行業(yè)結構，推進產(chǎn)業(yè)升級，對電力、鋼鐵、化工、煤炭等自治區(qū)重點能耗行業(yè)，加大節(jié)能技術推廣和改造力度，降低行業(yè)產(chǎn)品能耗。大力發(fā)展服務業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)建循環(huán)經(jīng)濟模式。加大科技投入，鼓勵自主創(chuàng)新，提高能效技術和可再生能源技術。（三）強化政府扶持力度，加強國際交流合作。內(nèi)蒙古政府應根據(jù)工業(yè)經(jīng)濟現(xiàn)狀，利用民族地區(qū)實際情況制定具體實施辦法和條例及法規(guī)。對高耗能產(chǎn)業(yè)進行資源整合，淘汰落后產(chǎn)能，完善準入標準。積極摸索一條環(huán)保、節(jié)約、高技術含量的可持續(xù)發(fā)展道路，加強與發(fā)達國家合作。鼓勵發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)和低碳產(chǎn)業(yè)，減輕對能源的依賴程度。

參考文獻：

[1]趙進文，范繼濤.經(jīng)濟增長與能源消費內(nèi)在依從關系的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2007（8）.

[2]劉竹，耿涌.城市能源消費碳排放核算方法[J].資源科學，2011 （7）.

[3].對中國能源問題的思考[J].上海交通大學學報，2008 （3）.

[4]吳巧生，成金華.中國能源消耗強度變動及因素分解：980—2004[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2006 （10）.

第5篇：能源與經(jīng)濟增長范文

關鍵詞：經(jīng)濟增長；能源消費；協(xié)整分析

中圖分類號：F61　文獻標識碼：A　文章編號：1000－2731(2011)05－0065－06

據(jù)國際能源署2010年7月19日的報告，2009年中國能源消費總量已經(jīng)略高出美國，居世界第一。中國能源消費問題引起國內(nèi)外普遍關注。判斷中國能源消費總量今后將如何增長是一個非常復雜的難題。無論是短期變化，還是長期趨勢都需要考慮國內(nèi)外多種因素，特別是經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢。本文從定量分析經(jīng)濟增長與能源消費關系入手，通過對經(jīng)濟增長的預測結果間接估計能源消費總量變動趨勢。

一、能源需求與經(jīng)濟增長關系的定量分析

從國內(nèi)外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDP數(shù)據(jù)代表經(jīng)濟發(fā)展，用能源消費總量數(shù)據(jù)代表能源消費，選用經(jīng)濟計量模型展開研究。但由于研究的地區(qū)、使用具體方法和數(shù)據(jù)的范圍不同，結果也不盡相同。

從國內(nèi)看，趙麗霞，魏巍賢將能源引入c－D函數(shù)，建立向量自回歸模型，得出能源消費與經(jīng)濟增長存在正向的相關關系；黃敏，赫英采用三因素CES生產(chǎn)函數(shù)建立了中國能源消費與經(jīng)濟增長的關系的模型，得出由能源到經(jīng)濟單向因果關系；劉星通過對1985－2003年GDP與能源消費進行格蘭杰因果關系的檢驗，認為經(jīng)濟增長導致能源消費的增加，同時認為中國GDP與能源消費之間存在著協(xié)整關系；王海鵬，田澎，靳萍利用1953－2002年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)和狀態(tài)空間模型對中國能源消費與經(jīng)濟增長關系進行了研究，認為中國能源消費與經(jīng)濟增長之間存在一種隨時間不斷變化的長期均衡關系即變參數(shù)協(xié)整關系；趙進文，范繼濤應用非線性STR模型分析1953－2005年中國能源消費與經(jīng)濟增長之間內(nèi)在結構依從關系，認為僅存在著從能源消費到經(jīng)濟增長的單向格蘭杰因果關系。

綜上，從理論和實證看，能源消費與經(jīng)濟增長的依存關系在中國的具體表結果現(xiàn)還未有一個一致性的結論，還有待使用最新數(shù)據(jù)展開深入研究。

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

本文的分析數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2009》，其中能源消費總量以萬噸標準煤為單位，GDP以億元為單位。1978－2008年間中國國內(nèi)物價變化很大，造成名義GDP與實際GDP數(shù)值之間出現(xiàn)較大差異。由于能源消費總量是以萬噸標準煤為單位，不包含價格變動的影響，因此在研究經(jīng)濟增長與能源消費關系時，應該選取扣除價格變動影響后的實際GDP。實際上國內(nèi)的大多數(shù)同類研究都選用以不變價格計算的實際GDP作為經(jīng)濟發(fā)展變量。本文以用1978年不變價格計算的GDP指數(shù)和1978年GDP總量3645.217億元為依據(jù)，推算出以1978年不變價格計算的實際GDP，用此實際GDP(下文記為GDP)作為經(jīng)濟發(fā)展變量進行實證分析。

由于變量對數(shù)的差分近似地等于該變量的變化率，而經(jīng)濟變量的變化率常常是穩(wěn)定序列，因此適合在經(jīng)典回歸方程中分析。同時，為了減小變量的異方差和便于同其他同類研究成果相比較，本文在具體分析前對GDP和能源消費總量作自然對數(shù)變換，并以變換后的時間序列作為分析變量，分別用LNG－DP和LNEN表示。

(二)簡單回歸分析

在深入分析中國GDP和能源消費的動態(tài)關系之前，首先對兩者進行簡單相關分析。利用Eviews5.0的OLS估計，得到如下結果：

LNEN＝6.499784＋0.536775％LNGDP　(1)

(39.55993)　(31.41440)

R2＝0.971453　DW＝0.195600

(1)式中括號內(nèi)表示系數(shù)估計的t統(tǒng)計量，從回歸的結果來看，回歸方程和系數(shù)都表現(xiàn)出高度顯著。但DW值為0.1956，小于dL＝1.36，說明殘差序列存在正自相關。利用Vgqaite檢驗統(tǒng)計量nR2對上述回歸結果的殘差進行檢驗，得到nR2＝15.04825，說明在1％的顯著性水平下否定原假設，即認為隨機項中存在異方差。很明顯，用簡單線性回歸分析不能有效解釋能源消費和GDP之間的關系。

(三)協(xié)整分析

1.單位根檢驗平穩(wěn)性檢驗是檢驗時間序列數(shù)據(jù)的波動是否平穩(wěn)。分別對變量LNEN、LNGDP的水平值及其一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果見表1。

從表1可以看出，LNEN和LNGDP的ADF統(tǒng)計量均大于1％－10％水平所有的臨界值，無法拒絕原假設，即都為非平穩(wěn)序列。LINEN的一階差分序列DLNEN的ADF統(tǒng)計量在10％的顯著性水平下拒絕原假設、LNGDP的一階差分序列DLNGDP的ADF統(tǒng)計量在1％的顯著性水平下拒絕原假設，即可以認為都是平穩(wěn)序列。因此，檢驗結果表明LNEN變量和LNGDP變量都是一階單整序列I(1)。

2.協(xié)整檢驗協(xié)整的經(jīng)濟意義在于：兩個經(jīng)濟變量，雖然它們各自有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關系。如果一組非平穩(wěn)時間序列不存在協(xié)整關系，則根據(jù)它們構造出的回歸模型就可能是偽回歸。

由于LNEN變量和LNGDP變量都是一階單整序列I(1)，它們之間可能存在協(xié)整關系。本文選用EG兩步檢驗法對兩者進行分析。

第一步，建立LNEN與LNGDP之間線性回歸模型，其結果如下(該模型與方程(1)相同)：

LINENt＝6.499784＋0.536775LNGDPt＋μt　(2)

第二步，檢驗殘差序列｛μt｝是否為平穩(wěn)時間序列。利用單位根檢驗中的ADF進行檢驗，通過分析發(fā)現(xiàn)：滯后階數(shù)為1、不含常數(shù)項和截距項的模型最適合；ADF值為－6.394 7，在l％的顯著性水平下可以認為殘差序列｛μt｝是平穩(wěn)序列。也就是說存在LNEN與LNGDP的平穩(wěn)線性組合，即能源消費總量和GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.Granger因果關系檢驗通過協(xié)整檢驗表明能源消費和經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系。但是，這種長期的均衡關系究竟是能源消耗(LNEN)引起國內(nèi)生產(chǎn)總值(LNGDP)變動的結果，還是國內(nèi)生產(chǎn)總值(LNGDP)引起能源消耗(LINEN)的結果，需要進行格蘭杰因果關系檢驗。用滯后期為2，對LNEN和LNGDP進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表2。

從表2可以看出，以10％的顯著性水平拒絕LNGDP不是LNEN的格蘭杰原因，不能拒絕LNEN不是LNGDP的格蘭杰原因。此時，本文得出由LNGDP到LNEN的單向因果關系，也就是說GDP的增長是引起能源消費總量增加的原因。

4.誤差修正模型

誤差修正模型的基本思路是，若變量間存在協(xié)整關系，即表明這些變量存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種長期穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。

建立誤差修正模型一般分為兩步，分別建立區(qū)分數(shù)據(jù)長期特征和短期特征的計量經(jīng)濟模型，即建立長期關系模型和建立短期動態(tài)關系(誤差修正方程)。

由協(xié)整關系檢驗知，能源消費(LNEN)和經(jīng)濟發(fā)展(LNGDP)之間存在協(xié)整關系。雖然調(diào)整后的R2很高，回歸系數(shù)也顯著，但殘差序列還存在自相關，同時也存在異方差。因此，需要重新對LNEN和LNGDP進行回歸分析，并加入滯后變量，進而建立單方程誤差修正模型。

(1)一階誤差修正模型

首先在模型(2)中加入一階滯后變量LNENt－1和LNGDPt－1。后，構成一階誤差修正模型；其次應用OLS方法估計模型參數(shù)。具體方程為：LNENt－1＝0.081468＋0.965481LNENt－1＋0.729333LNGDPt－O.697362LNGDPt－1＋μt－1?！?3)

(3)中，除常數(shù)項0.081468外，其他估計量都通過了t檢驗，同時模型整體也顯著。但DW值為0.714803，偏離數(shù)值2的程度較大，說明存在一定程度正自相關。顯然，模型(3)依然沒有解決時間序列的自回歸問題。

(2)二階誤差修正模型

在一階誤差修正模型(3)中加入二階滯后變量LNENt－2：和LNGDPt－2應用OLS估計模型參數(shù)，得到方程的具體形式為：

LNENt＝1.095＋1.608048LNENt－1 －0.780593LNENt－2＋0.603989LNGDPt－0.850767LNGDPt－1＋O.340720LNGDPt－2＋μt　(4)

從結果可以看出，除了LNGDP的二階滯后項外，該方程各個系數(shù)都通過t檢驗，方程整體效果也顯著。此時DW值為1.839648，在2附近(dL＝1.65，dU＝1.84)，說明不存在自相關。對殘差序列｛μt｝進行檢驗，也發(fā)現(xiàn)其是白噪聲序列。因此，模型(4)比較合理的反映了能源消費與GDP之間的關系，也是下文進行能源消費總量預測的依據(jù)。

如果對模型(4)進行適當?shù)暮愕茸冃?，可得二階滯后項誤差修正模型的一般形式：

LNENt＝0.781LNENt－1＋0.604LNGDPt－0.34LNGDPt－1－0.173(LNENt－1－6.351－0.544LNGDPt－1)＋μt　(5)

(5)中的－0.1725(LNENt－1，－6.3512－0.544LNGDPt－1)項稱為誤差修正項，通常記為ecmt－1。從(5)式可以看到，若t－1時刻LNEN大于其長期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm為正，ALNENt將減??；若t－1時刻LNEN小于其長期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm為負，ALNENt將增大。這符合反向修正機制，體現(xiàn)了長期非均衡誤差對LNENt的控制。

從線性模型(2)可以看出LNEN對LNGDP的長期彈性系數(shù)為0.536775，從二階誤差修正模型(4)可以看出LNEN對LNGDP的短期彈性系數(shù)為O.603989，因此，本文認為GDP增長對能源消費總量增長的影響程度短期要大于長期，用模型(4)進行預測能夠最大限度的使用短期信息進行不斷調(diào)整，進而得到長期預測的結果。要實現(xiàn)通過模型(4)進行能源消費總量的預測，需對中國經(jīng)濟增長進行評價與預測分析。

二、中國經(jīng)濟增長的宏觀趨勢分析

從理論和實證分析看，對經(jīng)濟增長短期預測雖然在理論依據(jù)和數(shù)量分析方法上具有較強的基礎，但由于社會經(jīng)濟發(fā)展的不確定性，使得各國不斷調(diào)整其對世界和本國的經(jīng)濟增長預測值。然而，由于國民經(jīng)濟發(fā)展的客觀性和人類對經(jīng)濟增長的不懈追求，長期經(jīng)濟增長預測具有一定的可行性和穩(wěn)定性。遺憾的是，對經(jīng)濟長期增長在理論和數(shù)量分析上都有待進一步探討。

（一)改革開放以來中國的經(jīng)濟增長回顧

從1949年到2009年，中國經(jīng)濟發(fā)生了翻天覆地的變化，創(chuàng)造了中國經(jīng)濟騰飛的奇跡。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒(2000年)》，以當年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值由1952年的679億元增長到1978年的3624.1億元，年均增長率為14.74％。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒(2009年)》，以當年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值由1978年的3645.2億元增長到2008年的300670億元，年均增長率為15.84％。

從1978－2008年名義C－DP的變動趨勢看，30年中中國經(jīng)濟增長可以分為三個階段：1978－1991年，GDP年增長率為14.74％；1991－1999年，GDP年增長率為19.3％；1999－－2008年，GDP年增長率為14.38％。第一個階段是改革開放初期，以確立為代表的農(nóng)業(yè)改革取得了巨大成功，對外開放取得了一定效果，經(jīng)濟發(fā)展進入了快車道；第二個階，社會主義市場經(jīng)濟體制改革目標確立，建立現(xiàn)代企業(yè)制度和進行分稅制改革促進了經(jīng)濟快速發(fā)展；第三個階段國家先后提出了“西部大開發(fā)”“振興東北老工業(yè)基地”“加快發(fā)展中部地區(qū)”等戰(zhàn)略措施，經(jīng)濟保持了較快的發(fā)展速度。

(二)對中國經(jīng)濟增長的預期

中國經(jīng)濟在改革開放30年來保持了年均增長率9.63％以上的實踐以及保持年增長率相對穩(wěn)定的特點，預示著其“高增長”階段還能夠持續(xù)相當長的一段時間。

從短期看，2009年，中國政府積極的財政政策和適度寬松貨幣政策取得初步效果，避免了“大蕭條”式衰退的發(fā)生，全年經(jīng)濟增長8.7％，2010年有望達到9.17％增長率。從較長期看，由于具有長期持續(xù)增長的動力、空間、環(huán)境和條件，中國經(jīng)濟仍將在未來10到20年內(nèi)維持8％左右的“高速增長”。支持中國經(jīng)濟未來增長的主要動力表現(xiàn)為以下幾方面：

1.人力資源的優(yōu)勢

中國是一個人口大國，同時也是勞動力人口比例居世界前列的國家。經(jīng)過30年來人口與計劃生育工作努力以及穩(wěn)定低生育

工作的不斷深入，目前正處在勞動力豐富、撫養(yǎng)負擔低、儲蓄率高的“人口紅利期”，根據(jù)目前的年齡結構推算，中國“人口紅利期”還將持續(xù)25年左右，這就為今后一段時期內(nèi)經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展提供了重要保障。2010年7月的《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要2010－2020》，提出高等教育毛入學率由2009年的24.2％達到2020年的40％，這必將對中國人口素質(zhì)、特別是勞動力人口素質(zhì)的提高起到積極的推動，中國人力資源一定會得到有效改善，并成為經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的動力。從人均勞動報酬來看，我國仍處于勞動力報酬相對偏低的國家行列，雖然其產(chǎn)業(yè)工人的成本高于越南、印度等亞洲國家，但仍遠低于美國、日本和西方發(fā)達國家，這也是經(jīng)濟高速發(fā)展的重要前提。

2.城鎮(zhèn)化步伐的加快2009年中國城鎮(zhèn)人口比率達46.6％，而發(fā)達國家城市化率一般已接近或高于80％，人均收入與中國相近的馬來西亞、菲律賓等周邊國家，城市化率也達60％以上。在城市化發(fā)展中，人們普遍認為城市化進程服從“s”型曲線發(fā)展。中國的城鎮(zhèn)化進程雖然很快，但由于正處在發(fā)展速度最快的時期，在未來一段時間內(nèi)必將加快發(fā)展速度。隨著城鎮(zhèn)化步伐的加快，對基礎設施領域的投資需求會大量增加，必將帶動中國經(jīng)濟的長期高速增長。

3.國內(nèi)需求增加在前30年中國經(jīng)濟的發(fā)展主要依賴國際市場推動，未來的20年內(nèi)，繼續(xù)推動中國經(jīng)濟增長的主要動力將來自國內(nèi)市場的巨大需求。國際經(jīng)驗表明，大國經(jīng)濟增長主要靠內(nèi)需支撐。目前，中國經(jīng)濟正在轉向國內(nèi)需求拉動。2008年，美國、印度內(nèi)需占總需求的比重分別為92％、88％。而同年中國這一比重僅為72.8％％，發(fā)展空間和潛力巨大。當前，中國總體上還處在一個生存型社會階段，正在朝著發(fā)展型社會轉變。中國居民已不只是單純追求溫飽，還在需求的多樣性、升級性、公平性和可持續(xù)性上提出了更高要求，今后一段時間中國居民需求在數(shù)量和質(zhì)量上都會有極大提升。

4.新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)升級一國經(jīng)濟增長的長期動力主要來自于具有核心競爭力的產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)業(yè)群。改革開放30年來中國已逐漸成長為世界制造業(yè)大國，但大而不強一直是發(fā)展中的軟肋，缺乏自主創(chuàng)新能力是制約中國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的重要因素。中國政府提出，到2020年實現(xiàn)進入創(chuàng)新型國家行列的目標，新興能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃正在制定，金融、保險、信息和現(xiàn)代物流等現(xiàn)代服務業(yè)正處在培育發(fā)展過程中。隨著產(chǎn)業(yè)的升級和服務業(yè)的進一步發(fā)展，必將對中國經(jīng)濟的快速發(fā)展起到積極的保障。

(三)經(jīng)濟增長的預測

以不變價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)代表了國民經(jīng)濟的實際發(fā)展情況，是對經(jīng)濟增長進行長期預測主要依據(jù)。一些經(jīng)濟學家認為實際GDP的時間序列是包含單位根的，而用線形趨勢法則無法消除這個影響，所以他們對線性趨勢發(fā)提出了置疑。但是Nelson和Plosser認為，實際GDP是一階差分穩(wěn)定的，他們特別提出，在研究中應當注意，穩(wěn)定的、接近于l的自回歸根(1arge stationary autoregressiveroots)與單位自回歸根(unit autoregressive roots)事實上是很難區(qū)分開來的。

根據(jù)線性趨勢法基本思想，在一定時期內(nèi)，實際總產(chǎn)出(GDP)是按照一個穩(wěn)定的速度增長的，可以用復利增長模型擬合，即

γt＝γO×(1＋r)t　(6)

其r表示年增長率，從長期來看r并不是固定不變的，因此，對按年度的預測可以寫成

γt＋1＝γt×(1＋rt)　(7)

其中(1＋rt)實際上就是t年實際總產(chǎn)出的指數(shù)。

本文對經(jīng)濟增長的預測是以從對GDP指數(shù)預測展開。首先對GDP指數(shù)進行預測；其次，利用公式(7)預測具體的GDP數(shù)值。數(shù)據(jù)來源為2009年中國統(tǒng)計年鑒給出的以不變價格計算的GDP環(huán)比指數(shù)。

1.對GDP指數(shù)的預測圖1給出了1978年以來GDP指數(shù)變化情況(其中基年GDP＝100)，1978－2008年GDP指數(shù)平均值為109.89。如果以109.89為中心，可以看出GDP指數(shù)實際上表現(xiàn)為波動的周期性變化，可以分為2階段，即1978－1991年和1992－2008年，前者表現(xiàn)為波動大，而后者表現(xiàn)為波動緩慢。這樣的分段不但符合我國宏觀經(jīng)濟發(fā)展的實踐，同時也與上文對名義GDP變化的分析，以及國內(nèi)學者對中國經(jīng)濟周期的普遍觀點基本吻合。

(1)直接線性擬合

用1978－2008年GDP指數(shù)的數(shù)據(jù)直接進行線性回歸擬合，得到方程如下

Rt＝85.494＋0.0122194t　(8)

其中Rt為第t年的GDP指數(shù)，t為年份。以此公式預測2009－2040年GDP指數(shù)，結果記為預測1，詳見表3。

(2)間接線性擬合

由于GDP指數(shù)波動較大，用線性模型得到的估計方程代表性較差，本文根據(jù)統(tǒng)計學中移動平均的思想進行進一步分析。用1978－1991年的GDP指數(shù)的平均值代替1985年的GDP指數(shù)，用1991－2008年的GDP指數(shù)的平均值代替2000年的GDP指數(shù)。根據(jù)2009年統(tǒng)計公報，2009年GDP增長率為8.7％；同時依據(jù)其公布了2009年GDP總量為335353億元，2008年調(diào)整的GDP總量為314045億元，可以計算出GDP指數(shù)為106.785。這樣可以用3點進行線性擬合預測。

以108.7％作為2009年GDP指數(shù)，可得到三點(1985，109.26)(2000，110.34)(2009，108.7)。用上述三點建立線性方程，結果如下：

Rt＝136.617－0.0136054t　(9)

以106.785％作為2009年GDP指數(shù)，可得到到三點(1985，109.26)(2000，110.34)(2009.106.785)。用上述三點建立線性方程，具體結果如下：

Rt＝279.135－0.0852551t　(10)

上式2式中Rt為第t年的GDP指數(shù)，t為年份。分別用公式(9)和(10)預測2009－2040年GDP指數(shù)，結果記為預測2和預測3，詳見表3。

2.對經(jīng)濟增長的預測利用GDP指數(shù)預測結果，以2008年名義GDP 300670億元為出發(fā)點，重復運用公式(7)完成名義GDP具體數(shù)值的預測，結果見表3。

第6篇：能源與經(jīng)濟增長范文

關鍵詞：能源節(jié)約；碳減排；中國經(jīng)濟增長

中圖分類號：F206 文獻標識碼：A 文章編號：1671-2064（2017）04-0015-02

1 我國當前所面臨的困境

1.1 溫室效應

我國近50年來的年平均降水量逐漸在慢慢減少，十年大約會減少約3mm，有的地方還出現(xiàn)了干旱、暖的情況，溫室效應所顯出來的越來越大，而且CO2在減少排量方面，還有很多經(jīng)濟方面的問題，所以要應對氣候變化做出工作。但直到現(xiàn)在，還未形成國內(nèi)具有效應的或是全方位對氣候問題的戰(zhàn)略總規(guī)。所以到現(xiàn)在，我們國家所執(zhí)行的仍是日本所擬定的《京都議定書》，這書所規(guī)定了發(fā)達及發(fā)展中國家在氣候變化方面，有著共同且有區(qū)別的責任的準則。

中國，最大發(fā)展中國家，中國的CO2排放量僅次于美國，排在世界第二位置。奧巴馬上臺后，開展的是新能源的法案，中國經(jīng)濟迅速發(fā)展過程中碳排放總量可能超過美國成為第一大排放國。同時，溫室氣體排放引起全球氣候變暖，備受國際社會關注。國際上要求中國限排溫室氣體的國際壓力將越來越大，中國難以回避溫室氣體排放增長限制的承諾。

1.2 我國能源消耗和環(huán)境約束的壓力在顯著加大

據(jù)有關資料介紹，目前我國經(jīng)濟增速加快，能源、水、土地、礦產(chǎn)等資源不足的矛盾日益顯現(xiàn)，資源約束的矛盾越來越突出。另外，我國在許多資源稟賦上處于劣勢，“地大物薄”，人均擁有量低于世界平均水平。石油、鐵礦石等重要資源新增量的主要依賴進口，這將嚴重導致我國能源需求的依賴性，不管從戰(zhàn)略意義還是經(jīng)濟方面都有不可想象的危機存在。并且環(huán)境約束日益嚴峻，一方面，隨著經(jīng)濟規(guī)模的擴大污染排放相應增加，對環(huán)境的危害日益嚴重；另一方面，人民收入和生活水平的提高，使環(huán)境正在成為體現(xiàn)生活質(zhì)量的要素。

2 能源節(jié)約與中國經(jīng)濟增長的關系分析

黨的十六屆五中全會提出，要將節(jié)約能源當成我們國家的基本政策，發(fā)展循環(huán)式經(jīng)濟，保護生態(tài)的環(huán)境，并且還要加大建設資源的節(jié)約、環(huán)境友好型的社會，最大限度促進經(jīng)濟發(fā)展、人口、資源、環(huán)境有關的協(xié)調(diào)。如果想要實現(xiàn)這個目標，在未來的二十年里，我們國家的經(jīng)濟一定要快速發(fā)展，而且還要走可持續(xù)發(fā)展新工業(yè)化發(fā)展的道路，這也是對能源所提出了更高需求。一直到2020年，一次性能源可以達到40億噸的標準煤。雖我們經(jīng)過了近五十年的努力，我國能源事業(yè)還是取得了極大的成績，是世界第二能源體系，但也被稱之為能源的消費大國。這樣龐大能源需求，在能源供應、安全等方面，均帶來了比較嚴重的問題。

能源是經(jīng)濟的命脈，人類社會對能源的需求，首先表現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展的需求而經(jīng)濟增長則是經(jīng)濟發(fā)展的首要的中心內(nèi)容。

鑒于我國人口眾多，人均資源不足的國情，我們不能也不應該走浪費資源、污染環(huán)境的老路。提高能源效率，節(jié)約能源是我國經(jīng)濟保持高速發(fā)展的重要途徑。

3 碳減排與中國經(jīng)濟增長的關系分析

3.1 碳排放約束下的碳交易為發(fā)達國家?guī)砀哳~收益

為實現(xiàn)減排目標，《京都議定書》約定了三種排減機制：清潔發(fā)展機制、聯(lián)合履行和排放貿(mào)易。在此規(guī)則下，碳的排放權和減排量額度成為了一種有價產(chǎn)品――碳資產(chǎn)。這種逐步稀缺的資源具備了流動性，特別是國際流動性，也就使“碳要素”如同勞動力、資本、技術一樣成為影響世界經(jīng)濟的重要的因素。

3.2 碳排放約束影響國際產(chǎn)業(yè)鏈重構，危及發(fā)展中國家

伴隨著碳要素附著在世界經(jīng)濟每個領域中，缺少碳排放權環(huán)節(jié)也成為產(chǎn)業(yè)鏈條中的障礙，在這樣情況下，國際產(chǎn)業(yè)所面對的是新的問題。

第一，低碳技術改變了產(chǎn)業(yè)分工。圍繞著減排所開展的技術創(chuàng)新，成為產(chǎn)業(yè)技術進步的方向之一。在今后產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間中，起到重要決定的是碳密度高低，企業(yè)的利益空間，也會被此決定，所以產(chǎn)業(yè)技術進步碳密度有著一定的聯(lián)系。

第二，能源消費成本影響全球產(chǎn)業(yè)的布局。一方面，不同產(chǎn)業(yè)、不同國家同一產(chǎn)業(yè)的碳密度差異很大。因此，碳約束所引發(fā)的能源成本提高對不同產(chǎn)業(yè)和不同國家的影響明顯。

第三，制造業(yè)是當前產(chǎn)業(yè)鏈條分工競爭地點。這些年因為發(fā)達國家工業(yè)在國內(nèi)各個產(chǎn)業(yè)當中，其地位有所下降，有的工業(yè)品在國際市場中的競爭力有所下降，大量工業(yè)投資都到海外開展，且投資有所不足。

3.3 碳減排約束導致新貿(mào)易保護盛行，影響發(fā)展中國家出口

因為碳減排有所要求，發(fā)達國家都開展了相應的減排丟，甚至所這些當成是一項指標來完成的，這和國際貿(mào)易是有所相差的，開展所謂碳關稅。這一項開展會通過WTO經(jīng)濟貿(mào)易傳導開展，改變貿(mào)易競爭的格局，對于未承擔減排義務的發(fā)展中國家出口貿(mào)易有著極為嚴峻的挑戰(zhàn)。

（1）發(fā)達國家利用碳稅促進國內(nèi)企業(yè)減排，溫室氣體減排政策有很多，如能源稅、碳稅等。碳稅政策對于本企業(yè)國際競爭力無法造成影響，在開展碳稅時，會提升企業(yè)成本，特別是鋼鐵等這些所造成的，這讓國示貿(mào)易在競爭中會降低，甚至會更少。為了減少這所帶來的負擔，各個國家通過是能源密集型的碳稅開展稅收返還的優(yōu)惠政策。

（2）發(fā)達國家力圖利用碳關稅實施新貿(mào)易保護，發(fā)達國家實施碳關稅使氣候成本內(nèi)部化，將改變國際貿(mào)易商品結構，使發(fā)展中國家出口商品的比較優(yōu)勢下降甚至發(fā)生逆轉。碳關稅實際是貿(mào)易保護主義的一種新的方式。從總體上分析，發(fā)達國家會開展更加嚴格的環(huán)境標準。發(fā)展中國家三高一低的生產(chǎn)方式還會持續(xù)一定時間，產(chǎn)品也會受到更多的綠色伯壁壘，并且還會引發(fā)更多的貿(mào)易上的問題。

4 從能源節(jié)約以及碳減排上獲得的相關啟示

與碳減排相比較，能源節(jié)約對國內(nèi)經(jīng)濟增長幅度將會產(chǎn)生更大的效果，那么為了推動我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的進程，節(jié)能降耗、碳減排法規(guī)與政策務必要全面貫徹落實，為了提高有限資源的利用效率，企業(yè)積極對傳統(tǒng)產(chǎn)生技術進行改良是必要的，同時積極的引進先進化節(jié)能技術，從而實現(xiàn)優(yōu)化能源利用結構的終極目標。當然，太陽能、風能、地熱能與生物質(zhì)能這些低碳能源的研發(fā)，為清潔型能源有效利用的進程注入了動力，此時企業(yè)能源結構實現(xiàn)順利升級的目標。

碳減排對能源節(jié)約目標的實現(xiàn)發(fā)揮著正向促進的作用，為了使我國經(jīng)濟實現(xiàn)保值增值的目標，應該將“低碳”理念有效的滲透進企業(yè)發(fā)展以及群眾生產(chǎn)生活中。與此同時積極的從能源消耗等碳源視域與森林匯碳、碳采集以及密封保存等系列型碳匯視域出來，為碳采集環(huán)節(jié)奠定基礎，最終實現(xiàn)將碳排放量降低至最低水平的目標。

實際上，經(jīng)濟的增長在很大程度上推動了能源消費的進程，對碳排放的管束作用也是微弱化的。那么為了達到節(jié)約能源、降低碳排放量、促進中國經(jīng)濟穩(wěn)步增長的目標，我國在未來的幾年里可以適度的減緩GDP增長的速度，Σ業(yè)結構實施有效的調(diào)整措施，推動其優(yōu)化的進程，對服務業(yè)的發(fā)展提供更多的優(yōu)惠政策，適度的對重工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展進程中的能源需求量采取抑制的策略，從而借助節(jié)約能源、降低碳排放量的途徑實現(xiàn)國內(nèi)經(jīng)濟穩(wěn)步增長的宏偉目標。

5 結語

加強節(jié)約能源環(huán)保是中等收入階段中國經(jīng)濟發(fā)展的一大潛力所在，更是處理中國資源環(huán)境問題所在，是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的道路。推動能源環(huán)保，將其融入現(xiàn)代化構建的總體中。中國節(jié)約能源環(huán)保領域出現(xiàn)了更大的市場及無限的機會。

我們堅信，在中國國務院帶領下，我們會由戰(zhàn)略上推進節(jié)約能源環(huán)保合作的不斷深入。增強創(chuàng)新轉型發(fā)展的能力，培育新的經(jīng)濟增長點，為世界經(jīng)濟穩(wěn)定增長和經(jīng)濟逐步復蘇作出貢獻。

參考文獻

[1]周宏春.節(jié)能領域的國際趨勢與經(jīng)驗[J].節(jié)能與環(huán)保，2013.

第7篇：能源與經(jīng)濟增長范文

關鍵詞:能源消費;經(jīng)濟增長;實證分析

中圖分類號:F061.2 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2007)06-0148-03

關于能源消費與經(jīng)濟增長的關系,國內(nèi)外學者都作了一定的研究,1978年,Kraft J.和Kraft A.在他們的能源經(jīng)濟研究中,首次發(fā)現(xiàn)了美國GDP對能源消費的單向因果關系｡雖然之后許多學者用不同時間段和不同的檢驗方法對美國能源消費和經(jīng)濟增長關系作了實證分析,結果有的支持Kraft-Kraft的結論,有的不支持Kraft-Kraft的結論,但有關能源經(jīng)濟之間因果關系的實證研究還是擴展到了英國､德國､意大利､加拿大､日本等國家｡隨著工業(yè)化､城市化進程加快,我國能源消耗迅速增加,資源環(huán)境約束和經(jīng)濟快速增長的矛盾,已成為我國經(jīng)濟社會發(fā)展面臨的嚴峻挑戰(zhàn)｡為此,許多國內(nèi)學者的研究圍繞我國能源消費和經(jīng)濟增長的關系展開｡韓智勇,魏一鳴等選取了我國1978―2000年的數(shù)據(jù)對中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關系進行分析,得出中國能源消費與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關系,但不具有長期協(xié)整性,類似的分析還有很多,如楊朝峰和陳偉忠(2005),范雪紅和張意翔(2005),他們研究出的結果雖不盡相同,但總的來說,能源消費和經(jīng)濟增長之間存在著一定的關系｡黨的十六屆五中全會要求把節(jié)約資源作為基本國策,并確定了“十一五”期末單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗要比“十五”期末降低20%左右,目前這個指標已經(jīng)分解到各個省份｡根據(jù)這份計劃,2010年福建單位GDP能耗要比2005下降16%,福建能耗的減少會不會影響到經(jīng)濟增長?福建能源消費和經(jīng)濟增長有著怎樣的關系呢?為此,本文在總結近年來研究成果的基礎上,選取福建省能源消費與經(jīng)濟增長的相關數(shù)據(jù),運用向量自回歸(VAR)方法,實證研究1978―2005年能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系,通過協(xié)整分析､Granger因果關系檢驗以及脈沖響應函數(shù)和方差分解,試圖揭示兩者之間的長期均衡及動態(tài)關系｡

1 實證分析

1.1 福建省能源消費情況

近幾年來福建省經(jīng)濟高速發(fā)展,2005年福建省實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值6 560.07億元,比2000年增長50.7%,年均增長10.8%;經(jīng)濟高速發(fā)展同時,能源消費量也大幅增長,2005年可供福建省消費的能源總量為5 480.53萬噸標準煤,比2000年增長86.2%,年均增長17.4%,高于GDP增幅6.6個百分點｡同時,反映能源消費量增長與國民經(jīng)濟增長之間關系的能源消費彈性系數(shù),近幾年呈逐年快速走高的趨勢,從2000年的0.65逐年走高至2005年的1.6,說明福建省經(jīng)濟的發(fā)展對能源的直接需求越來越大,依賴程度越來越強,經(jīng)濟的發(fā)展與能源消費增長的關系越來越密切｡以下用計量模型對能源消費和經(jīng)濟增長關系進行分析｡

1.1.1 變量和數(shù)據(jù)的選擇

選取了1978―2005年的福建省的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP),單位為億元人民幣,能源消費量(EC),單位為萬噸標準煤,其中,由于統(tǒng)計年鑒上的GDP數(shù)據(jù)是基于當年價格計算的,為了使數(shù)據(jù)具有可比性,筆者將GDP的數(shù)據(jù)按1978年的不變價格換算成實際GDP(數(shù)據(jù)整理于2005《福建統(tǒng)計年鑒》和2005,1998,1995《中國能源統(tǒng)計年鑒》),并分別對福建省能源消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值取自然對數(shù),表示為lnEC和lnGDP｡

1.1.2 單位根檢驗

一般來講,當時間序列具有不平穩(wěn)性時,會導致“偽回歸”現(xiàn)象,因此,在建立計量模型之前要對所用的時間序列進行單位根檢驗,以確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù),單位根檢驗一般用ADF檢驗,以下便對lnGDP和lnEC序列的原序列,一階差分和二階差分進行ADF檢驗,判斷其穩(wěn)定性(如表1)｡

以下檢驗結果說明,lnGDP和lnEC序列都是非平穩(wěn)序列,但它們都是I(2)序列｡它們均通過單位根檢驗,可進一步檢驗它們之間是否存在長期協(xié)整關系｡

1.1.3 協(xié)整檢驗

檢驗協(xié)整性其實就是檢驗協(xié)整回歸方程的殘差項是否存在單位根｡筆者通過AIC定價確定滯后期,運用Johansen檢驗法對lnGDP和lnEC序列進行協(xié)整關系檢驗,檢驗結果如下:

以下表格的兩種方法的檢驗結果均表明,lnGDP和lnEC兩個變量存在協(xié)整關系,而且有兩個協(xié)整向量,說明lnGDP和lnEC兩個變量之間存在長期的均衡關系,即福建能源消費與經(jīng)濟增長之間存在真實的長期穩(wěn)定關系,對它們的回歸不是虛假回歸,因此,研究福建省能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系是有意義的｡

分別以lnEC和lnGDP為自變量得出協(xié)整方程為:lnGDP=-5.8938+1.5668lnEC,lnEC=3.8191+0.6283lnGDP,總體而言,能源消費和經(jīng)濟增長對彼此都有正向的促進作用,每增加1%的能源消費,福建省經(jīng)濟增長就增加1.5668%,每增加1%的經(jīng)濟增長,福建省能源消費就增加0.6283%,即存在正向協(xié)整關系｡這說明,隨著福建經(jīng)濟增長的發(fā)展,能源消費和經(jīng)濟增長存在著密切的關系,而且對彼此都有一個正向的推動作用｡但是,我們從趨勢項的系數(shù)可以看出:能源消費的系數(shù)為負,而經(jīng)濟增長的系數(shù)為正｡這表明長期來看,經(jīng)濟增長的邊際效應是遞增的,但能源消費的邊際效應卻是趨于下降的,即經(jīng)濟增長對能源消費的影響在未來的福建省經(jīng)濟增長中將發(fā)揮主導作用｡

1.1.4 誤差修正模型

從以上結果可以知道,福建省的經(jīng)濟增長和能源消費之間存在協(xié)整關系,而且經(jīng)濟增長對能源消費的影響在未來的福建省經(jīng)濟增長中將發(fā)揮主導作用｡因此,我們在協(xié)整基礎上建立一個誤差修正模型來預測短期內(nèi)的能源消費行為,根據(jù)Hendry的“一般到特殊”的建模方法去剔除回歸系數(shù)中不顯著的滯后期,我們獲得如下的誤差修正模型:

lnEC=0.0723+0.0322lnGDP-0.0986ecm(t-1)

誤差修正模型的系數(shù)為負，這個結論與誤差修正機制相一致,誤差修正模型的方程中誤差修正項以9.86%的比例對下一年的能源消費產(chǎn)生影響,調(diào)整幅度不是很大,但經(jīng)濟增長對能源消費還是有一定的制約作用的,在誤差修正模型中各差分項放映了變量短期波動的影響｡被解釋變量的波動可以分成兩部分,一部分是短期波動,一部分是長期均衡,根據(jù)誤差修正模型,如果GDP變化1%，能源消費會變化0.032%,ECM項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度,從系數(shù)來看,這種調(diào)整力度不是很大｡但誤差修正模型比普通單方程模型更全面地反映了能源消費模型中的短期和長期關系｡通過對誤差修正模型的分析可知,福建省經(jīng)濟增長主要以短期波動的形式影響能源消費,長期的調(diào)控作用不是很大｡

1.1.5 格蘭杰因果關系檢驗

由協(xié)整檢驗結果可知,福建省能源消費和經(jīng)濟增長存在長期均衡關系,但這種關系是否構成因果關系以及因果關系的方向如何,還需作進一步的分析｡我們對模型的相關變量進行Granger因果關系檢驗,具體的檢驗結果如下表所示:

綜合格蘭杰因果關系檢驗結果,我們可以分析得到如下結果:經(jīng)濟增長是能源消費的“格蘭杰原因”，能源消費不是經(jīng)濟增長的“格蘭杰原因”｡即經(jīng)濟增長和能源消費之間存在著單向因果關系――福建省經(jīng)濟增長會擴大對能源消費的需求｡這一結論與我們上面協(xié)整分析所得出的結論是一致的,同時這也符合能源消費和經(jīng)濟之間的經(jīng)濟理論,一般而言,從整個經(jīng)濟發(fā)展速度和發(fā)展水平來說,一個地區(qū)的國民經(jīng)濟增長速度同其能源消費增長速度都保持正比關系,即隨著國民經(jīng)濟的增長,能源消費也要相應增加,否則國民經(jīng)濟發(fā)展就要受到影響｡

1.1.6 脈沖響應函數(shù)

基于前面的分析框架,本文接著運用脈沖響應函數(shù)對福建省能源消費和經(jīng)濟增長之間的相互關系進行動態(tài)分析｡根據(jù)Eviews3.1所提供的脈沖響應分析方法和函數(shù)的圖備選項,本文選擇Cholesky分解法,并用圖表示福建省能源消費對經(jīng)濟增長的一個標準差的響應程度,具體結果見下圖｡圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位:年份）,縱軸表示lnEC的變動,實線表示脈沖響應函數(shù),代表lnEC對相應的lnGDP沖擊的反應,虛線表示正負兩倍標準差偏離帶｡

由上圖可以知道當在本期給經(jīng)濟增長一個正沖擊后,從第一期開始就對能源消費有一個正向的影響,并在第四期達到最高點,其后影響逐漸下降，甚至出現(xiàn)了負的影響，到第七期的時候達到最低點，之后又開始穩(wěn)定增長,即說明了經(jīng)濟增長受外部條件的某一沖擊后會帶來能源消費同向的沖擊,但也有可能出現(xiàn)反向的沖擊｡

1.1.7 方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響｡而方差分解是通過分析每一個沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度來評價不同沖擊的重要性｡因此,方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息｡表5下為lnEC的10期方差分解表｡

從表5中,我們可知,福建省經(jīng)濟增長對能源消費的沖擊效應為20%｡而且從第一期到第十期的貢獻率變化不大,這也說明福建暫還處于工業(yè)化中期,經(jīng)濟增長對能源消費的影響還是很大的｡

2 結論與啟發(fā)

從上述實證分析可以看出,福建省經(jīng)濟增長對能源消費有著重要的影響｡在1978―2005年間,盡管福建省的能源消費與經(jīng)濟增長都是非穩(wěn)定的,但從長期而言,它們卻實現(xiàn)了長期穩(wěn)定的均衡狀態(tài),兩者之間存在著協(xié)整關系｡

從格蘭杰因果關系檢驗可以知道,經(jīng)濟增長和能源消費之間存在著單向因果關系｡即福建省經(jīng)濟增長會擴大對能源消費的需求｡但是,這一結論帶來的更深層次的含義可能更值得注意,也就是說,保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長必須要有不斷擴大的能源供應作為保障｡因此,對能源供應可能出現(xiàn)的波動和短缺,我們必須保持高度警惕并作好應對的準備,這點應該引起政府的高度重視,針對能源資源嚴重短缺但耗能又大的福建省實際情況,應提高對節(jié)能的戰(zhàn)略意義的認識,節(jié)能不是權宜之計,而應深入､持久地開展各種節(jié)能,提高能源利用效率,必將有力地推進國民經(jīng)濟向節(jié)能型發(fā)展,對保障能源供給､改善福建省產(chǎn)品的市場競爭力,實現(xiàn)全省經(jīng)濟快速增長,具有決定性的意義｡

VAR動態(tài)計量模型的檢驗結果表明,福建省經(jīng)濟增長會使能源消費相應提高,而同時能源消費的提高也會使經(jīng)濟增長加快｡其中,脈沖響應函數(shù)說明為了促進福建省經(jīng)濟增長可以增加能源的消費,但實際上經(jīng)濟增長未必要能源消費也同時按比例增長,所以,必須掌握好能源消費的度,如果沒有掌握好,就不能實現(xiàn)2010年福建單位GDP能耗要比2005下降16%的目標｡為了實現(xiàn)目標,福建省必須采取相關的政策,減少能耗的同時促進經(jīng)濟的增長｡方差分解的結果顯示,經(jīng)濟增長對能源消費的影響還是很大的,這和福建省的實際情況相符合｡雖然經(jīng)濟增長和能源消費的相互影響不是很顯著,但在經(jīng)濟增長的同時必須考慮能源消費的問題,不應該盲目的增加能源消費來增加經(jīng)濟的增長,這最終必將嚴重影響福建省的經(jīng)濟增長｡所以在促進經(jīng)濟增長,增加能源消費的同時,要注意到能源利用效率,努力挖掘福建省能源利用效率的潛力,節(jié)約能源,促進國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展｡

最后,需要強調(diào)的是在上述分析中我們只考慮了由兩個變量組成的簡單經(jīng)濟系統(tǒng),而把其他因素作為外生變量處理｡復雜經(jīng)濟系統(tǒng)中多變量之間的協(xié)整關系和因果關系,均是我們進一步研究的主要內(nèi)容之一｡

參考文獻:

［1］ 韓智勇,魏一鳴,焦建玲.中國能源消費與協(xié)整性與因果關系分析［J］.系統(tǒng)工程,2004(12).

第8篇：能源與經(jīng)濟增長范文

關鍵詞：能源消費；經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

能源是國家經(jīng)濟發(fā)展的命脈，直接關系到一個國家的經(jīng)濟能否快速、健康、穩(wěn)定發(fā)展。山東省是一個經(jīng)濟大省，同時也是能源消費大省，特別是從2004年開始，其能源消費量超過了能源生產(chǎn)量，在這樣的情況下，山東省的能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系問題成為人們關注的焦點。

一、山東能源消費與經(jīng)濟增長關系的實證分析

1.數(shù)據(jù)的選取

本文的數(shù)據(jù)選自2000年-2013年的《山東統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，其中被解釋變量為山東省能源消費總量（XF），解釋變量為山東省生產(chǎn)總值（GDP），山東省資本投入（用山東省固定資產(chǎn)投資總額GT來表示）和山東省的勞動力投入（用山東省從業(yè)人員RY來表示），以上變量所選數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)。

2.單位根檢驗

運用ADF法進行單位根檢驗，檢驗結果見下表。我們可以看到，lnXF、lnRY、lnGT以及 lnGDP經(jīng)過二階差分后在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。

3.協(xié)整檢驗

對樣本數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，得到協(xié)整方程如下：

lnXFt=74.55+2.19lnGDPt-0.13lnGTt-8.61lnRYt

t值 （4.40） （4.72） （-0.79） （-4.01）

S.e. 16.94 0.46 0.17 2.15

R2=0.968209，修正的R2=0.964235，F(xiàn)=465.18，DW=2.61

檢驗殘差是平穩(wěn)的，所以上述協(xié)整方程是存在的.

從上述協(xié)整方程可以看出，所選的四個變量間存在長期穩(wěn)定關系，山東省GDP增加1%，能引起山東省能源消費量增長2.19%；山東省全社會固定資產(chǎn)投資每增加1%，將會引起山東省能源消費量減少0.13%；山東省勞動力投入增加1%，會導致山東省能源消費總量減少8.61%。因此，從長期來看，引起山東省能源消費總量快速增長的原因是山東省的生產(chǎn)總值，而山東省的資本投入和勞動力投入情況對其能源消費量總額的影響較小。

4.建立誤差修正模型

首先，我們采用滯后一階的形式：

DlnXF=k0+k1DlnGDP+k2DlnGDPt-1+k3DlnRY+k4DlnRYt-1+k5DlnGT+k6DlnGTt-1+k7ECMt-1+ut

其中，上式中的ECMt為協(xié)整方程的殘差。其次，通過軟件估計參數(shù)，誤差修正模型如下

DlnXF=-0.102+1.257DlnGDP+0.797DlnGDPt-1-5.60DlnRY+1.326DlnRYt-1+0.071DlnGT+0.026DlnGTt-1-0.850ecmt-1

從上述方程可以看出，誤差修正系數(shù)為-0.8504，負的ECM說明經(jīng)濟增長情況會受協(xié)整方程的制約，如果經(jīng)濟增長偏離了長期均衡，那么下一期它就會得到修正。對長期均衡的偏離在下一期會得到修正。短期來看，能源消費量向長期均衡調(diào)整的速度特別快。

二、研究結論

以上通過對2000年―2013年山東省能源消費總量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、資本投入以及勞動力投入四個指標之間的關系進行研究，得出以下結論：從回歸方程來看，經(jīng)濟增長每增加1%，將導致能源消費增加1.257%，這說明從長期來看，山東省的經(jīng)濟增長對能源消費有較強的促進作用，可是能源消費得增長對經(jīng)濟增長的促進作用并不大，因此我們可以在不影響經(jīng)濟增長的前提下，提高能源利用效率，加快可再生能源的開發(fā)。從短期來看，誤差修正系數(shù)為負說明山東省能源消費與經(jīng)濟增長之間存在反向修正機制，如果兩者偏離了長期均衡關系會在下一期得到迅速修正。

三、優(yōu)化山東省能源政策建議

首先，政府應該通過自主研發(fā)與吸收引進的方式提高能源利用的科技水平；其次，我們應該加快耗能低的產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，減少石油煤炭的使用，提高能源利用效率，促進產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展；再次，政府要加大新能源的開發(fā)力度，激勵企業(yè)積極參與新能源領域；最后，政府要加大新能源技術的資金投入，引導中國產(chǎn)業(yè)朝著高效率、低耗能、環(huán)保的方向發(fā)展。

參考文獻：

[1]何立華，徐永祥.山東省能源消費與經(jīng)濟增長關系實證研究[J].科學技術與工程，2012（1）239-242.

第9篇：能源與經(jīng)濟增長范文

關鍵詞：能源消費結構 包容性經(jīng)濟增長 中原經(jīng)濟區(qū)

中圖分類號：f207 文獻標識碼：a

文章編號：1004-4914（2013）05-054-02

按照國家總體規(guī)劃，要把中原經(jīng)濟區(qū)建成一個承東啟西的階梯式、遞進式的產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)、能源示范基地，在不傷害環(huán)境生態(tài)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的前提下，大力發(fā)展和改善城市交通環(huán)境，加大力度從產(chǎn)業(yè)的升級改造到產(chǎn)業(yè)集聚，特別是有關能源環(huán)境、政策、制度等方面的改造。進一步協(xié)調(diào)好并加快農(nóng)村城鎮(zhèn)化的建設，加大投入力度改善農(nóng)村社區(qū)環(huán)境，提高農(nóng)村村收入，推廣能源潔凈技術和再生技術，促進農(nóng)村從真正意義上的改變。要使城市的天空變藍，就必須加大推行節(jié)能減排技術的力度，實現(xiàn)周邊省份30個城市和兩個縣區(qū)的和諧構建，必須實現(xiàn)思想統(tǒng)一、規(guī)劃統(tǒng)一、行動統(tǒng)一、制度和路徑統(tǒng)一。只有這樣才能迅速提升中原經(jīng)濟區(qū)經(jīng)濟的快速增長，實現(xiàn)中部崛起。制度建設研究網(wǎng)站站長趙煒林認為，要實現(xiàn)中部和中原經(jīng)濟區(qū)的快速崛起，必須打造和構筑立足于工業(yè)化和城市化的制度創(chuàng)新體系，加快生產(chǎn)方式的從粗放式發(fā)展向集約式發(fā)展轉變，從人力集聚型向人才集聚型轉變，從資金集聚型向資本集聚型轉變，從農(nóng)村城鎮(zhèn)化向農(nóng)村市民化轉變，真正實現(xiàn)產(chǎn)學研一體化經(jīng)營的發(fā)展方式轉變。目前在我們的經(jīng)濟發(fā)展方式上，還存在許多不足，對實現(xiàn)中原經(jīng)濟區(qū)的快速發(fā)展方面，特別是能源消費政策安排和消費結構等方面存在明顯缺陷。

一、能源消費結構存在的問題

改革開放30多年來，河南省在一些方面的能源投入和消費過量導致技術無效。我們知道，包容性經(jīng)濟增長方式主要有兩種：一是粗放式的包容性經(jīng)濟增長，二是集約型的包容性經(jīng)濟增長方式。但是，由于能源的耗竭性、稀缺性和國際市場形勢的關聯(lián)性，中原經(jīng)濟區(qū)的能源消費結構依然存在以下問題：（1）能源的儲產(chǎn)結構性矛盾突出，集中表現(xiàn)在能源供給和能源消費的結構性矛盾上；（2）單位gdp能耗高；（3）能源自給率比較低；（4）能源消耗污染比較嚴重；（5）能源數(shù)量和質(zhì)量都不能適應經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的需要，能源投入和消耗也直接影響著包容性經(jīng)濟增長。

二、能源消費與包容性經(jīng)濟增長的基本關系

目前中原經(jīng)濟區(qū)正處于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、信息化的發(fā)展階段，特別是在“三化”進程中，在保證不破壞生態(tài)環(huán)境、糧食生產(chǎn)的情況下，保持了經(jīng)濟高速增長，這是可喜可賀的。但能源消費強度卻出現(xiàn)了反常的態(tài)勢。中原經(jīng)濟區(qū)一直是對外出口能源的大省，目前反而出現(xiàn)了能源進口的現(xiàn)象。這種現(xiàn)象一直讓學者感到困惑，實際上也必須要用打破常規(guī)的方法看待這一問題。只有采取轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，加大產(chǎn)業(yè)技術更新力度，加大產(chǎn)業(yè)升級改造，才能適應目前發(fā)展。

1.石油消費。石油是實現(xiàn)中原經(jīng)濟區(qū)包容性經(jīng)濟增長的依托，是企業(yè)產(chǎn)業(yè)集群升級換代的必需，特別是汽車工業(yè)，因為汽車工業(yè)是我們中原經(jīng)濟區(qū)的核心產(chǎn)業(yè)。試想如果一天缺少汽油供應那將會是什么樣的。因此，石油消費與包容性經(jīng)濟增長是正相關的，這里必須強調(diào)的是應該加大力度抑制能源浪費和排放。

2.煤炭消費。中原經(jīng)濟區(qū)的煤炭消費與包容性經(jīng)濟增長存在明顯的雙向長期關聯(lián)，但又具有雙向短期關聯(lián)。我們知道，河南是煤炭生產(chǎn)和消費大省，在中原經(jīng)濟區(qū)29個地市中，煤炭生產(chǎn)總量占全國的比例很高，煤炭消費總量也是居高不下。特別是在中原經(jīng)濟區(qū)農(nóng)業(yè)建設過程中，主要能源就是煤炭。因此，煤炭消費與包容性經(jīng)濟增長是正相關的。

3.電力消費。電力消費對經(jīng)濟總量的影響最強，并存在著長期的穩(wěn)定關系。試想，如果今天停電，今天就無法工作。造成的損失難以估量，是城市生活、農(nóng)村照明必不可少的資源。筆者認為，電力消費與包容性經(jīng)濟增長具有長期的、穩(wěn)定的、可持續(xù)發(fā)展的關聯(lián)作用。

4.天然氣消費。天然氣的消費增長明顯帶來了方便，同時也促進了城市居民收入也要持續(xù)穩(wěn)定和

長，這就要求有穩(wěn)定的工作和收入，才能保證持續(xù)的天然氣生產(chǎn)。當汽車消費天然氣的開始，就對天然氣的產(chǎn)量數(shù)量、質(zhì)量的增長提出了很高的要求，明顯地增長了天然氣gdp，促進了天然氣的生產(chǎn)和消費的增長。

三、模型、指標及數(shù)據(jù)

1.河南能源投入產(chǎn)出的數(shù)據(jù)分析函數(shù)。這里選擇工業(yè)gdp代表包容性經(jīng)濟增長作為產(chǎn)出變量，能源消耗用五個投入變量，具體值見圖1。

運用經(jīng)濟學家rwshepard引入的距離函數(shù)概念來分析，在這里技術效率，由te表示，它包括純技術效率（由pte表示）和規(guī)模效率（由se表示），函數(shù)關系為te=pte×se，其中，純技術效率是在一定投入規(guī)模下衡量投入要素能否達到最大化，其值越高表示投入資源使用越有效率，se=1說明決策單元正處于最適規(guī)模效率水平。利用deap21軟件對河南工業(yè)支柱產(chǎn)業(yè)gdp進行數(shù)據(jù)分析，結果見圖2。

四、對策與建議

依靠節(jié)能技術改革與改造對降低能源消耗強度影響較大，提高能源利用效率也有很大的空間。因而，加強節(jié)能減排力度，不能只是在政策層面，還要在實際操作層面上下功夫，充分挖掘工業(yè)部門的節(jié)能潛力，提高能源利用效率，特別是高耗能行業(yè)。在中原經(jīng)濟區(qū)經(jīng)濟總量繼續(xù)快速增長的同時，要想盡量減少能源消費。一是調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，提高能源使用效率。二是加快包容性經(jīng)濟增長方式轉變，降低能源資源消耗。三是加大力度推廣專利節(jié)能技術，提高節(jié)能效果。四是加快節(jié)能技術創(chuàng)新和轉化，降低能源消耗和單位生產(chǎn)成本，提高勞動生產(chǎn)率、提高生產(chǎn)效率。五是大力發(fā)展工業(yè)和能源產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，向規(guī)模調(diào)整、規(guī)模效益進軍，增加常用能源的投入產(chǎn)出效率。六是優(yōu)化能源結構，協(xié)調(diào)石油、天然氣、煤炭和電力的持續(xù)發(fā)展，從而提高可再生能源與清潔能源的比重，完善能源體制機制建設，充分發(fā)揮能源的作用和效能。七是加大力度實現(xiàn)能源產(chǎn)業(yè)的有效集聚，力爭早日實現(xiàn)和打造能源產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，減低能源消耗，有效緩解城市能源依存度、改造城市出行環(huán)境，降低能源消費，實現(xiàn)低碳城市、低碳生活、低碳技術，促進經(jīng)濟的有效增長。

[本文為河南省政府決策研究招標課題“包容性增長模式下河南經(jīng)濟社會發(fā)展研究”階段性研究成果。（項目編號：2012-b-392）主持人：馬新平]

參考文獻：

1.穆罕默德·納哈萬迪安.能源安全關系包容性經(jīng)濟增長.騰訊財經(jīng)網(wǎng)，2010.1.21

2.趙煒林.中部崛起應構筑立足于工業(yè)化和城市化的制度創(chuàng)新體系.中原崛起戰(zhàn)略研究.（河南省全面建設小康社會系列叢書）.河南人民出版社，2006.7

3.叔文，丁永霞等.源消耗、包容性經(jīng)濟增長和碳排放之間的關聯(lián)分析——面板數(shù)據(jù)的實證研究.中國軟科學，2010（5）

4.雪慧，河南省在工業(yè)化和城市化進程中的能源需求預測（林伯強教授指導），廈門大學碩士學位論文，2009.4

5.解樹江，李雪，栗僑.中國能源經(jīng)濟理論研究的最新進展與評述.經(jīng)濟學動態(tài)，2010（10）

6.李艷梅等：中國能源消費增長原因分析與節(jié)能途徑探討，中國人口.資源與環(huán)境，2008（3）

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