时间：2023-12-02 15:53:02
序论：在您撰写能源与经济增长的关系时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
1.前言
世界能源发展正面临着重大的变革，各主要国家纷纷调整战略，能源新技术成为竞相争占的新的战略制高点，我国需要在国际新的能源环境中寻求最优的能源发展战略和路线。本文从总体的数据出发研究我国经济增长与能源消耗、节能的关联性，揭示出三者的时间因果关系，明确了目前我国能源经济的发展现状。在我国，地区间经济发展不平衡，因此各地区的能源消耗与经济增长的关系也不同，需要因地制宜的制定科学的能源策略。
2.文献综述
近年来，国内外已经有很多关于能源消耗和经济增长方面的研究。早在1978年，Kraft J和Kraft A利用美国1947-1974年间的数据，得出美国GNP和能源消费之间具有单向因果关系，即GNP决定能源的消耗水平。Masih、Ugur和Ramazan 研究了部分欧洲和亚洲国家的GDP与能源消费之间的关系，得出二者之间存在双向因果关系。韩志勇和魏一鸣利用EG两步法分析了1978-2000年我国的能源消耗与经济的协整关系与因果关系进行了研究，认为二者不存在长期协整关系，但存在双向的Granger因果关系。本文在已有的研究成果基础之上进行了一些创新和改进：采取一系列时间序列数据，验证全国能源消耗与经济增长之间的因果关系，同时又验证了节能与经济增长之间的因果关系。并在此基础上选取三个地区的数据做了进一步的研究，根据得到的结论，提出几点政策性建议。此外本文样本的选取跨度相对较大，提高了样本待估参数的准确性。
3.数据来源及处理
本文选用国内生产总值（单位：亿元）、能源消费总量（单位：百万吨标准煤）及节能量作为研究变量，分别记为GDP、EC和ES序列，样本为1992-2010年间的19组年度数据，样本数据来源于《中国统计年鉴2010》。数据的计算和分析采用计量经济学软件Eviews6.0实现。为了消除时间序列中存在的不平稳性，需要对样本数据取对数处理，得到LOGGDP、LOGEC和LOGES序列。
4.实证分析过程
4.1 格兰杰因果检验
格兰杰因果检验可以用来衡量变量之间的因果关系。对于时间序列来说，当一个变量x的滞后值在另一个变量y的解释方程中是显著的，那么可以认为X就是Y的格兰杰原因。因此为了确定全国的经济增长、节能与能源消费量之间的关系，需要对GDP与EC以及ES进行格兰杰因果关系分析：观测因果关系的变化特征。结果见表1和表2。
表1 GDP与能源消耗的Granger因果关系检验（滞后期为1）
Pairwise Granger Causality Tests
Date：11/18/11 Time：19:41
Sample：1992 2010
Lags：1
Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability
EC does not Granger Cause GDP 18 35.7454 2.5E-05
GDP does not Granger Cause EC 0.02896 0.86714
表2 GDP与节能的Granger因果关系检验（滞后期为2）
Pairwise Granger Causality Tests
Date：11/29/11 Time：20:43
Sample：1992 2010
Lags：2
Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability
ES does not Granger Cause GDP 17 5.36895 0.02161
GDP does not Granger Cause ES 1.92536 0.18828
表1的结果表明，当滞后期为1时，在至少95%的置信水平下，可以认为EC是GDP的Granger成因，即经济增长和能源消耗之间存在着单向的因果关系。表2的结果表明，当滞后期为2时，在至少95%的置信水平下，可以认为ES是GDP的Granger成因，即节能和GDP之间存在着单向的格兰杰因果关系，节能并不会对经济增长带来负面影响。
4.2 实证分析
作为能源消耗大国，我国为了提高能源利用效率，国家“十一五”规划明确提出了关于单位GDP能耗的数字约束指标，根据我国1995-2010年的数据计算，单位GDP综合能耗从1.27吨标煤/万元降到0.82吨标煤/万元，基本达到节能减排的约束性指标。为了进一步研究全国各地区能源使用效率以及节能减排工作的成果，本文选取代表性的地区做实证研究。
4.2.1 产能指数分析
为了衡量全国不同地区能源消耗与经济增长之间的关系，本文选择产能系数指标来测度。
这里用、以及分别来表示经济增长指数、能源消耗指数以及产能指数。
（1）
其中是第i个地区的生产总值，是第i个地区的人口数量，
是全国各个地区的生产总值之和，是全国各个地区的人口总数。
（2）
其中是第i个地区的能源消耗量，是第i个地区的人口数量，是全国各个地区的能源消耗总量，是全国各个地区的
人口总数。，其中为第i个地区的产能指数。
图1 各地区能源消耗指数、经济增长指数和产能指数比较
本文选取上海市、河北省和三个地区的数据为例进行分析，具体来看，上海市的能源消耗指数和经济增长指数都显著高于河北省和，而且经济增长指数均高于能源消耗指数，产能指数大于1，反映了上海市能源消耗的效益比较好，能源利用率高于其他两省。河北省的产能系数略小于1，各年的能源消耗指数均小于，值得注意的是自2004年以来河北省的经济增长指数低于，反映了近几年内蒙古地区经济的快速发展。但是作为能源大省，内蒙古地区的产能系数均小于0.7，能源利用率低，效益不太理想，仍然存在着很大的改进空间。
4.2.2 单位产值能耗分析
单位产值能耗是衡量一个地区能耗水平的综合指标，其实质是一个效率指标，通过能耗增长速度与地区生产总值增长速度的比较，反映地区节能工作的完成水平。
单位产值能耗=综合能源消耗量（吨标煤）/工业总产值（万元）
由表3可以看出通过横向比较“十一五”期间内蒙古地区的单位产值能耗均高于全国平均水平，河北省在“十一五”初期单位产值能耗略高于全国平均水平，后期则低于全国平均水平。上海市的单位产值能耗远远低于全国的平均水平，能源的利用水平很高。通过纵向比较内蒙古地区在2010年实现单位产值能耗比“十五”期末降低57%。能源使用效率逐步得到提升，缩短了与全国平均水平的差距。河北省作为能源大省承担起了国家“十一五”节能减排的重任，2010年实现单位产值能耗比“十五”期末降低68%。拥有良好能源消费结构的上海市，在“十一五”期末的单位产值能耗较“十五”期末环比下降了27%。通过实证检验，结果表明我国基本完成了单位产值能耗比“十五”期末降低20%左右的阶段性节能减排目标。但是在新一轮的国际竞争中要想取得更加有利的地位，加快抢占低碳经济的制高点，还面临着很多机遇和挑战。
5.结论与建议
由上述的模型分析检验可知，我国的经济增长与能源消耗之间存在着长期的均衡关系，根据格兰杰因果检验结果表明长期存在着能源消耗到GDP的单项因果关系，节能到GDP的单向因果关系，说明保持经济的稳定增长必须要有源源不断扩大的能源供应来保障，但是能源供应的短缺必然会对经济增长形成制约。因此需要对能源供应可能出现的短缺或者波动问题，做好充足的准备，增强能源经济的动员性。从可持续发展角度来看，节能减排并不会影响经济增长，要保持长期的能源供应，必须要提高能源的利用效率，发展低碳经济。
第一，要优化产业机构。合理调整第二产业，降低第二产业中高能耗的比重，大力发展低能耗高效益的第三产业，逐步提高第三产业所占的份额。促进生产要素向优势产业集中，提高产业加工的深度，增加产品的附加值，将产业结构的调整与能源结构的调整相结合，有效减轻产业发展对资源的依赖，加快我国的产业结构向节能型转变。
第二，推进科技创新，降低能源的消耗量，开发推广节能的新技术、新设备。政府可以通过相应的资金协助来引导环境产业主体的投资规模，加快环境产业的发展，实现清洁生产，减少污染的排放量，对高能耗高污染的项目做到严格控制。
积极同科研院所与高校合作，增强产业的科技竞争力。改善企业管理者的管理水平，提高员工的素质，在提高能源利用效率的基础上增加效益。
第三，建立起合理有效的政府业绩考核体系。将节能减排的目标完成情况作为地方政府业绩考核标准，实行严格的考核奖励，对于节能减排数据不属实、发生重大的环境责任事故和重大的违约违规事件，严格执行处理，引导地方经济向集约化方向发展。节能项目的投资周期一般比较强，需要金融（银行贷款）长期贷款的大力支持，对节能型的产品提供抵押贷款服务，通过对此类产品提供优惠的低息贷款来鼓励节能产品的开发。
参考文献：
[1]林伯强.中国能源需求的经济计量分析[J].统计研究,2001(10):35-43.
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[3]李影.能源消费与经济增长的灰色关联分析――基于能源结构约束的视角[J].技术经济学,2010,29(2):74-80.
[4]张朝阳,陶建格,薛慧峰.我国经济增长与能源的协调分析模型[J].西安工业大学学报,2009.
[5]尚红云,蒋萍.中国能源消耗变动影响因素分解[J].资源科学,2009.
[6]内蒙古统计局.内蒙古统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,2010.
[7]李伟.中国煤炭消费与经济增长的因果关系研究[J].生产力研究,2005.
[8]Kraft J.On the relationship between energy and GDP[J].Energy Development,1978,(3).
[9]Cheng B.S.An investigation of cioontegration and causality between energy consumption and economic growth[J].Energy Development,1995.
[10]Granger C W J.Investigation causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J].Econnometrca,1969,37:424-438.
作者简介：
关键词：可再生能源消费；经济增长；协整；Granger因果关系
中图分类号：F830.92 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2016（10）-0027-08
一、问题提出
在经济增速换挡、资源环境约束趋紧的新常态下，中国推动能源消费革命、可再生能源产业发展势在必行。可再生能源是来自于自然资源且能够从自然过程不断地得到补充的能量来源，发展可再生能源有助于实现资源消耗、环境污染和经济增长的双脱钩发展。
OECD国家化石燃料的使用量正逐渐减少，可再生能源的发电量占比逐步提升。根据国际能源署预测，到2035年可再生能源将提供其总发电量的三分之一。OECD国家在可再生能源的开发利用上具有先行优势，在发展可再生能源消费和经济增长的协调上有较丰富的经验，对我国可再生能源产业具有借鉴意义。中国已经制定了2020、2030年非化石能源占一次能源消费比重分别达到15%、20%的目标。据预测（见图1），到2030年可再生能源将增长42%-48%，成为一次能源需求中的第二位。可见，可再生能源将在未来的能源结构中发挥重要作用。可再生能源产业作为新兴绿色产业，蕴含着新的经济增长方式，在此背景下，本文研究的问题是一个亟需解决的问题。
二、文献综述
关于可再生能源消费和经济增长关系的研究在近十年开始出现。对美国的研究较多，Ewing等（2007）用广义方差分解法对美国2000：1C2005：6月度数据研究得出：可再生能源的消费会增加工业生产指数。Bowden和Payne（2010）同样运用TodaCYamamoto方法对美国1949C2006年可再生能源消费和经济增长之间的因果关系进行检验，但采用了部门数据，结果表明商业和工业的可再生能源消费和实际GDP之间没有因果关系，住宅可再生能源消费对实际国内生产总值有单向因果关系。一些学者对OECD国家的情形进行了研究，Apergis和Payne（2010）对20个经合组织国家在1985―2005年期间的研究表明，可再生能源消M与经济增长之间在短期和长期均存在双向因果关系。Salim等（2014）利用1980-2011年的数据，检验OECD国家可再生能源和不可再生能源与能源消费、工业产值和GDP增速的动态关系。检验表明，在长期和短期内工业总产值与可再生能源和不可再生能源消费之间均有双向的因果关系。GDP增速与不可再生能源消费之间在短期内存在双向关系的证据，而与可再生能源之间只有单向因果关系。中国学者郭四代等（2012）选取1990-2010年中国国内生产总值（GDP）和新能源（水电、核电、风电）消费数据，运用Granger因果关系进行检验，发现在短期内，新能源的消费是促进国内经济发展的Granger原因。王瑛（2008）对1953-2006年的年度数据 ，分析了水电、核电、风电消费与实际GDP之间的协整关系和Granger因果关系，得出1953-2006年间这三种能源消费与经济增长之间具有显著的协整关系，另外我国可再生能源消费量对GDP增长也有显著的单向Granger因果关系。
目前文献结论表明：经济增长对可再生能源消费较多地具有单向因果关系，但也有部分国家或地区显现出这两者间双向的因果关系。单向因果关系即经济增长发生在可再生能源消费增长之前，可以在计量上解读为经济增长带动可再生能源的发展；双向因果关系则说明，从计量分析得到可再生能源消费先于经济增长，可以作为经济增长的因，在政策、环境保护的需求之下，可再生能源产业具备了自身发展的动力，甚至进一步刺激经济增长。
本文将能源消费分为可再生能源消费和不可再生能源消费，作为生产要素考虑Cobb-Douglas生产函数，选取1994-2013年的数据，对OECD国家和中国可再生能源消费与经济增长的关系分别进行了实证检验。首先，通过面板单位根、协整检验分析OECD国家可再生能源消费与经济增长的长期关系；建立VEC 模型，进行因果检验分析二者的短期动态调整关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。其次，通过单位根检验、协整检验、基于VAR模型的脉冲响应函数，分析了中国可再生能源消费与经济增长间长期协整关系和短期动态关系，并进行长期和短期的Granger因果检验。最后，结合实证分析结果，对我国可再生能源产业发展提出了建议。
三、OECD国家可再生能源消费与经济增长关系的实证研究
（一）模型构建
本节利用现代经济增长理论的分析框架，构建了包含可再生能源消费和不可再生能源消费面板数据在内的生产函数，实证研究OECD国家和可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （1）
其中，Y■为OECD国家实际GDP，K■是OECD国家资本存量，L■为OECD国家总劳动力人数，RE■表示OECD各国可再生能源消费总量，NRE■表示OECD各国不可再生能源消费总量。这里的可再生能源包括：水电、太阳能、风能、地热能和生物质能。不可再生能源包括：石油、天然气和煤。
本文采取以下自然对数形式的面板计量模型和时间序列模型：
Ln（Y■）=α■Ln（K■）+α■Ln（L■）+α■Ln（RE■）+α■Ln（NRE■）+μ■ （2）
其中，i表示横截面，t表示时间， i=1，2，……34；t=1994，1995，……2013。μ■为残差项。
（二）实证研究
1.单位根检验。利用面板单位根LLC检验、IPS检验、ADF Fisher检验、PP Fisher检验，对34个OECD国家的LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■等数据进行平稳性检验，检验结果见表1。表1是在LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■的一阶差分序列上分别进行含有截距项以及含有截距项和时间趋势项的检验得到的。一阶差分值均在1%的显著性水平上通过了显著性检验，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■均为一阶差分平稳序列，即为I（1）。
2.协整检验。在面板单位根检验平稳的基础上，本节采用Pedroni提出的面板协整检验方法。Pedroni构造了四个“联合组内”统计量和三个“组间”统计量。这七个统计量均渐进服从（0，1）的正态分布，并且给出了临界值。如果计算出来的统计量大于临界值，则拒绝原假设，表明存在长期协整关系。对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■进行Pedroni面板协整检验，结果见表2。
以上是包含截距项的协整检验结果，滞后期长度按照SIC标准自动选择。有四个统计量在1%的水平上显著，又因为在样本量较小的情况下以ADF统计量为主，其P值为0.00，因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■之间存在长期协整关系。在此基础上，通过面板最小二乘估计，对LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■和LnNRE■间的长期协整方程进行估计，估计结果如下：
为了能够修正面板数据的异方差性，在估计的权重选项中选择了Period weights，进行广义最小二乘估计。由表3可见，四个解释变量均在1%的水平上显著，不可再生能源消费对经济增长的贡献最大。可再生能源消费对经济增长的影响超过了劳动力，为0.09。这说明，OECD整体可再生能源消费与经济增长的长期关系已经确立。
3.VEC模型分析。存在协整关系的变量可以建立向量误差修正（VEC）模型来揭示变量之间的短期关系，故建立以下VEC模型：
z■=αβ■z■+■Γiz■+ε■ （3）
其中，z■的各分量是OECD生产函数中I（1）的各变量；α是调整参数矩阵，其每一行元素是出现在第i个方程中的对应误差修正项的系数；β为协整向量矩阵，其每一列所表示的变量的线性组合都是一种协整形式；p为滞后阶数，此处根据SIC原则确定为2；ε■是扰动项。
模型（3）的协整向量估计结果如表4。
得到的方程表示1ny■，1nk■，1nl■，1nre■和1nnre■的L期协整关系，即：
1ny■=0.161nk■+0.591nl■+0.071nre■+0.141nnre■-2.52+ecm■ （4）
式中ecm■表示实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费的线性组合序列，也是协整方程（4）的残差项，并将作为后面误差修正模型的误差修正项。实际GDP的VEC模型的估计结果为：
1ny■=-0.029*（1ny■-0.1621nk■-0.5901nl■-0.0771nre■-0.1391nnre■+2.518）
+0.1301ny■-0.1271ny■+0.0171nk■+0.0201nk■+0.1441nL■
+0.2471nL■+0.071nre■-0.0161nre■+0.0751nnre■+0.0181nnre■+0.043 （5）
以上估计结果可以说明：对实际GDP当期的变化量解释作用最强的是上一期和上两期的劳动力变化，解释作用分别达到14.4%和24.7%；另外有13%可以由上一期的实际GDP变化量解释，可再生能源消费和不可再生能源消费的上一期和上两期变化对其解释作用都较弱。同时，ecm■表示短期波动向上期均衡的调整，其系数为-0.029，即以0.029的速度负向调整。
4.因果检验。本节运用Granger因果检验研究变量长期的因果关系和短期动态的因果关系。本文主要研究可再生能源消费和经济增长的关系，故下表中只报告这两者的Granger因果检验结果。基于长期协整方程的Granger因果检验如结果表5，滞后阶数选择4阶。
在“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设检验中，在1%的水平上拒绝了该假设，说明经济增长是OECD国家可再生能源消费的原因。同时，在5%的水平上拒绝了 “LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，说明可再生能源消费在长期也是OECD经济增长的格兰杰原因。
基于VEC模型的Granger因果检验结果如表6。
从表6结果来看，在“DLnY■不是DLnRE■的格兰杰原因”和“DLnRE■不是DLnY■的格兰杰原因”的原假设检验均在10%的显著性水平上被拒绝，说明经济增长的短期波动不是OECD国家可再生能源消费短期波动的原因，同样，OECD国家可再生能源消费短期波动也不是其经济增长的短期波动的原因。二者在统计上因果关系均不显著。
由以上可得，OECD国家经济增长在长期显著地是可再生能源消费的原因，可以解释为：从长期来看，保障经济稳定增长才能负担可再生能源发展初期普遍较高的成本。经济增长在短期并不构成可再生能源消费的原因，可能是因为目前可再生能源消费在短期内的迅速增长大多是能源转型的政策引导结果。可再生能源消费在滞后4阶的长期状况下是经济增长的原因，说明OECD国家可再生能源消费对经济增长的影响在大约4期之后可以明显表现出来。短期内，可再生能源消费波动外生于实际GDP的概率达到52%，这可能是因为目前可再生能源消费在能源消费中的占比还较小，短期内不足以表现为经济增长的原因。
四、中国可再生能源消费与经济增长关系的实证研究
（一）模型构建
本节实证研究中国可再生能源消费与经济增长的关系。生产函数的构造如下：
Y■=f（K■，L■，RE■，NRE■） （6）
其中，Y■为中国实际GDP， K■是中国资本存量，L■为中国总劳动力人数，RE■表示中国可再生能源消费总量，NRE■为中国不可再生能源消费总量。
为了增强数据的显性化趋势、避免异方差，采用自然对数形式的时间序列模型：
Ln（Y■）=β■Ln（K■）+β■Ln（L■）+β■Ln（RE■）+β■Ln（NRE■）+μ■ （7）
t表示时间，t=1994，1995，……2013；μ■是残差。
（二）实证研究
1.单位根检验。由于LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■一阶差分序列上的单位根检验结果不平稳，故下表列出这五个序列在二阶差分上的检验结果，可以看出均在5%的显著性水平上通过。因此，LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■是二阶平稳的，即I（2）。
2.协整检验。在单位根检验平稳的基础上，本节采用Johansen协整检验。结果表明变量之间存在协整关系，迹检验和最大特征根检验都表明在5%的显著性水平下存在4个协整方程。可知：中国LnY■、LnK■、LnL■、LnRE■、LnNRE■之间存在长期均衡关系。
在此基础之上，先进行ARCH LM条件异方差检验，检验得到F统计量为122.02，相应P值为0.00，说明估计方程的残差序列存在ARCH效应。因此，选择ARCH模型进行估计，从估计结果看仍然存在问题如下：第一，LnL■和LnRE■的系数估计结果较不显著；第二，DW统计量为0.13。怀疑存在序列相关问题，如果存在，则显著性水平、拟合优度将不可信，因此，应进行进一步检验。采用LM检验。
LM统计量显示，在1%的水平上拒绝原假设，回归方程的残差序列存在明显的序列相关性。同时，观察相关图和Q统计量，得到残差序列在1、5和6阶上存在序列相关。通过将扰动项的滞后项ar（1）、ar（2）和ar（5）代入原方程，得到以下回归结果：
由表10可见，四个解释变量均在1%的水平上显著。中国在1994-2013年间，资本存量对经济增长的影响最大，其次是不可再生能源消费。可再生能源消费对经济增长的协整系数超过了劳动力，为0.17。说明对中国来说，可再生能源消费和经济增长的长期关系在这20年已经得到了显现。中国在这三十年间的可再生能源构成主要是以水力发电为主，全球已开发水电资源中，中国占27%。DW统计量为1.78，序列相关得到解决。
3.VAR模型分析。向量自回归（VAR）模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后项的函数来构造模型，可以用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击。本节构造的VAR（p）模型为中国的实际GDP、资本存量、劳动力、可再生能源消费和不可再生能源消费五变量系统，主要分析可再生能源消费和经济增长之间的短期动态影响。在无约束VAR模型条件下，依据LR、FRE、AIC、SC和HQ等准则得到最优滞后期阶数为2，因此，选择VAR（2）模型。
对VAR模型，当其所有特征根的模的倒数小于1时，表示该模型是稳定的。由图2可知该VAR（2）模型所有特征根的模的倒数都在单位圆内，该模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析。
因此，模型VAR（2）构造如下：
1ny1nk1nl1nre1nnre=A*1ny1nk1nl1nre1nnre■+B*1ny1nk1nl1nre1nnre■+C （8）
A=0.740 -0.164 -1.626 0.038 0.4112.344 0.556 -9.011 0.038 0.2100.049 -0.019 0.475 0.007 0.0392.540 -0.094 10.368 0.164 0.400-0.137 0.313 -4.265 0.093 1.231
估计结果表明：
B=0.205 0.047 1.687 0.045 -0.202-0.970 -0.258 2.678 0.210 -0.3920.002 0.016 0.066 -0.014 -0.061-0.528 -0.001 -18.234 -0.284 -0.695-0.583 -0.093 9.344 0.174 -0.590C=1.068127.5848.844138.870-97.145
基于上述VAR（2）模型，进一步用脉冲响应函数研究当外部环境对经济增长产生冲击后对可再生能源消费的影响，以及可再生能源消费收到外部环境冲击后对经济增长的影响。得到的这两者的脉冲响应图如图3所示。横轴表示滞后期，这里设定为10年，纵轴表示变量相应的大小。
由图3可知，当外界给可再生能源消费一个单位的冲击，GDP开始显示一较小的正响应，之后在第二期先增长达到最强，第三期到第四期为减弱期，第四期时有一个短暂的小于零的过程，之后又拉升新一轮的正效应不断增长的阶段，第六期时达到第二个峰值，且该峰值与上一个峰值十分接近，第八期是降到零，但未出现负值，最后两期又出现上升的正相应。而外界给GDP一个单位冲击，可再生能源的响应在第二期出现由零到负的微小降低，并在进入第四期时回到零并启动直达第八期的增长，达到峰值后又逐渐降低，到第十期回到零。可见，可再生能源消费受一个正的外部冲击后对经济增长的影响在其滞后十期内，除第四期例外以外，其余均为正，且经济增长的正响应会阶段性的反复出现，这符合可再生能源消费的特性。而GDP受一个正的外部冲击后对可再生能源消费的影响在开始时并不明显，在第四期之后也增长缓慢，最大的正相应在第七至第八期才能表现，说明经济增长对可再生能源消费并不能起到立竿见影的作用，但在较长阶段都会有稳步增加的促进作用。
4.因果检验。本小节研究中国可再生能源消费和经济增长的因果关系，首先对中国五个变量的原序列进行Granger因果检验，得到与的Granger因果关系。
从以上结果来看，Granger因果检验在5%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。但与OECD国家的检验结果不同的是，检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因。
基于上述VAR（2）模型检验变量之间的因果关系，运用Granger因果检验，其中，中国实际GDP和可再生能源消费的检验结果。可以发现：在包含二阶滞后的VAR模型中，这两种变量的因果关系与长期较接近，Granger因果检验在10%的显著性水平上拒绝了“LnY■不是LnRE■的格兰杰原因”的原假设，肯定了LnRE■对LnY■的解释作用，从而表明在中国经济增长能够Granger引起可再生能源的消费。检验接受了“LnRE■不是LnY■的格兰杰原因”的假设，表明可再生能源消费不是中国经济增长的Granger原因，可再生能源消费有60%的概率外生于经济增长。
由因果检验的结果可知，中国的经济增长对可再生能源消费的影响在较大概率上得到了确认，无论是建立在长期稳定的关系还是短期内的动态关系。而可再生能源消费则在长期内有53%的概率外生于经济增长，即在较大概率上还不能构成经济增长的原因；短期中，基于以上VAR（2）的滞后设置，可再生能源消费仍然不是经济增长的Granger原因。但笔者发现，当把VAR的模型只设定滞后第二期时，可再生能源消费在93%的概率上成为经济增长的Granger原因；经济增长也在94%的概率上Granger引起可再生能源消费。这样的设定是来源于上一节的脉冲响应函数的结果，同时，此时的VAR模型也是平稳的。因此，我们可以认为中国的可再生能源消费对经济增长存在这滞后的影响。
五、结论与建议
（一）主要结论
运用OECD国家和中国1994-2013年的数据，本文研究得出OECD和中国在可再生能源消费与经济增长之间都存在长期稳定的协整关系。同时，还主要得到了如表12所示的因果关系结果。
通过实证研究，本文发现OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的相同之处：即经济增长对可再生能源的长期引领作用，这可以解释为：第一，当经济增长到一定阶段时，化石能源推动经济增长的不可持续性日渐突显，这随之带来了改变能源消费结构、发展可再生能源的需求；第二，从率先发展可再生能源的国家可以看出，该产业发展的起始阶段均需投入大量成本，应建立在经济长足发展的基础之上。同时，研究发现了OECD国家和中国可再生能源消费在短期内均不能引起经济增长，这说明可再生能源消费短期内无论在发达国家还是中国都还不能显著地带来经济增长的变化，目前的可再生能源消费的比例仍然较小，经济增长的波动也只在小概率下是受到它的影响。
OECD国家和中国可再生能源消费和经济增长关系的不同之处也表现在两个方面。一方面，肯定了OECD国家在长期内可再生能源消费也对经济增长有引领作用。OECD在这20年内可再生能源的发展说明可再生能源消费的增长在较大概率上会引起经济增长，这为可再生能源消费发展相对落后的国家和地区在一定程度上打消了顾虑，中国应该更加信心坚定地可再生能源消费的发展。同时，本文发现中国包含可再生能源消费滞后四期变量的模型检验中，它对经济增长的Granger原因也得到了确认，这说明在一定条件下，中国存在着可再生能源消费对经济增长的原因。另一方面，短期的经济增长对可再生能源消费的因果关系中，OECD的检验中拒绝了这一关系，而中国则接受。中国近年来的经济增长堪称“奇迹”，在推动可再生能源产业的发展过程了给予了大量补贴，支持国民生产总值的增长，对我国发展可再生能源产业的促进作用更加突出；相比而言，OECD作为发达国家的集体，其GDP在长时间内保持在较高的稳定水平，他们发展可再生能源在短期更多地是依赖技术突破。
（二）相关建议
第一，加快绿色金融发展，提升可再生能源产业活力。引导银行业金融机构推出绿色信贷体系，严控“两高一剩”行业信贷，将环境责任标准融入银行业经营管理，积极应对可再生能源产业发展中的市场失灵和政府缺位。引导绿色债券在可再生能源项目中的规范发展，建立政策激励措施体系，增加绿色债券市场流动性，增加投资主体与市场规模。把握绿色金融在经济绿色转型中的机遇，积极适应经济结构和产业结构调整，形成可再生能源发展和绿色金融的良性循环，培育新的经济增长点。
第二， 加强能源供给侧改革，促进能源消费结构优化。利用市场机制强化可再生能源市场优先供给，通过可再生能源配额制和绿色电力证书等在OECD国家运用成熟的体制，促进可再生能源电力价格发现，减小国家可再生能源产业补贴缺口。推进能源扶贫，推动r网改造升级，提高农网对分布式发电的接纳能力，一方面使农村成为推动可再生能源消费提升的重要阵地， 另一方面推进光伏扶贫等精准扶贫模式落地，发挥好可再生能源对脱贫攻坚的助力作用。
参考文献
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The Relationship between Renewable Energy Consumption and Economic Growth
――A Comparison between OECD Countries and China
WANG Yongheng SONG Yingmin LIU Hongfu WANG Hetong
（Pingliang Municipal Sub-branch PBC，Pingliang Gansu 744000）
关键词 经济增长 能源消耗 协整 误差修正
中图分类号：F061.2 文献标识码：A
一、引言
随着经济全球化的发展，使各国经济增长对能源的依赖度越来越高。能源消耗与经济增长的关系已经深刻影响到国家经济发展及其政策的制定。因此，研究经济增长与能源消耗的关系极具深刻的现实意义。
近些年，国内学者对中国能源消耗与经济增长的关系进行了大量实证研究。经过查阅文献，我们把近几年的实证研究的差异特点归纳如下：（1）变量范围选择差异：多数为研究中国经济增长与能源消耗总量之间的关系，也有少数人分地区研究了它们之间的关系，像何宏考虑到东、中、西部发展不均衡用分位回归法来分别研究我国东部、中部、西部的经济增长同能源消耗的关系。（2）运用模型的差异：多数学者用线性模型（主要是协整与误差修正模型）来研究（林伯强，2003年；冯沛运等，2010年；谭冰清等，2010年），也有学者用扩展的生产函数（赵丽霞等，1998年），也有学者用非线性模型（神经网络模型）（苏泽雄，2003年）等。（3）选用变量、变量个数、时间期限及选择的地区不同。特别需要提到的是最近几年，面板数据的使用也扩展到能源消耗的分析中（刘畅，崔艳红，2008年），另外碳排放问题的热点使得研究能源消耗的文献，开始转向能源消耗与环境问题的关系（陈诗一，2009年）。
本文运用协整理论与误差修正模型选择1980年―2009年间的相关指标（GDP，能源消耗总量）进行实证分析，并根据2012年国家统计局公布的2010年GDP最终核实数对2010年能源消费总量进行了预测，以期能够对我国能源生产提供合理的建议。
二、实证方法及数据选取
（一）实证方法。
由于大多数时间序列数据都是不稳定的，使得传统的OLS估计方法可能出现伪回归，并且在20世纪70年代的经济动荡面前预测失灵。因此，由Engle和C.J.Granger提出的协整理论经常被用来检验时间序列变量的长期稳定关系。
协整理论认为：对于两个非平稳的时间序列，若它们是同阶单整的，则这两个向量的某种线性组合可能是平稳的，即这两个向量之间可能存在协整关系，所隐含的意义是两者之间的长期稳定关系。EG两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性，并且其应用较简单实用，本文采用该方法进行协整检验并构建误差修正模型。
由于协整理论只能说明向量间的长期稳定的均衡关系，它并不能反映出变量之间长期均衡与其短期波动之间的关系，以及两者之间短期波动的关系。因此，为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，误差修正模型（ECM）被多数研究引用。所以本文在Var模型的基础上提出误差修正模型来观察变量间的动态关系，并利用Granger因果检验来判别变量间短期的因果关系。
（二）样本数据选择及预处理。
本文分析所使用的样本数据为1980―2009年的年度数据，数据来源于《中国统计年鉴（2010）》及《2009中国能源统计年鉴》，采用的数据有国内生产总值（GDP，单位：亿元），能源消费总量（TEC，单位：万吨标准煤）。
根据GDP平减指数（1978=100）对GDP进行调整，以得到实际GDP。为了消除异方差，对各变量进行对数化处理，这样既不改变协整性，又能引入弹性的模型参数，更具有理论价值。为方便起见，下文用LGDP,LTEC来分别表示实际GDP，TEC的自然对数值。
三、协整分析与误差修正模型
（一）平稳性检验。
虽然在研究中，DF和ADF统计量是应用最广泛的单位根检验，但是它的检验功效较低，尤其是在小样本条件下，数据的生成过程又高度自相关时，检验功效会被进一步削弱。因此我们在这里使用Elliott，Rothenberg和Stock（1996）为改进DF和ADF检验效能而创立的DF-GLS检验。
我们对LGDP和LTEC序列做线图（见图1、图2），发现二个序列呈现出较高的线性趋势，因此在做平稳性检验时采用带趋势和截距项的DF-GLS检验。滞后期根据SIC原则进行确定，最终检验结果见表1：
表1 单位根检验结果
检验结果显示，时间序列LGDP，LTEC都是非平稳的时间序列，但他们的一阶差分在10%的显著性水平下都是平稳的，因此LGDL与LTEC都是I(1)过程。这样我们就可以对其协整关系检验及建立误差修正模型。
（二）E-G两步法建立误差修正模型。
1、协整关系检验。
首先建立LTEC对LGDP的回归方程，如下：
LTECt = C(1) + C(2)*LGDPt + Et
估计后可以得到：
LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt
t=（132.0120） （44.5687）
F=1986.370
这样我们的的残差序列为：
对残差序列进行单位根检验得到结果：
因此上述方程，即：
LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt
体现了能源消费总量与GDP之间存在协整关系（长期均衡关系），协整向量为（8.80,0.59）。这里我们可以看到GDP每增长1%，就要带动TEC增长0.59%，即GDP对TEC的弹性系数为0.59。
2、建立误差修正模型。
为了得到能源消耗总量与GDP之间与现实更加贴近的关系，我们建立误差修正模型，该模型较好地将短期误差与长期均衡联系了起来。
误差修正模型为：
(LTEC t) = C(1) + C(2)*E t-1 + C(3)* (LGDP t)+ ut
其中：Et是协整方程LTECt = 8.8013 + 0.5863*LGDPt的残差序列。
估计得到误差修正模型为：
(LTECt) = 0.01732 - 0.1531* Et-1+ 0.4058* (LGDPt)
t=（1.1521）（-1.4706） （2.7959）
0.2698 F=4.8038
我们首先要明确 (LGDP t)的经济含义：
(LGDPt)= LGDPt - LGDPt-1
=ln（GDPt）- ln（GDPt-1）
=ln（GDPt / GDPt-1）
≈（GDPt - GDPt-1）/ GDPt-1
即表示GDP的发展速度。
这样有误差修正模型可知：GDP的发展速度同能源消耗的增长速度存在正相关关系，GDP发展速度提高1%，则会导致能源消耗速度增长0.4058%，这反映了中国经济增长对能源消耗的依赖程度还是非常的高。同时前期误差项会保证短期扰动以（-0.1531）的力度向长期均衡靠拢。
3、预测2010年能源消耗总量。
根据2012年国家统计局公布的2010年GDP最终核实数401513亿元，按不变价格计算，同比增长10.4%。据此我们根据误差修正模型我们可以预测到，2010年能源消耗总量的增长速度为5.5095%，而2009年的该指标的增长速度为5.21%。根据误差修正模型计算的2010年能源消耗总量为323541.6573万吨标准煤，我们根据协整方程计算的2010年长期均衡使用量为322493.2944万吨标准煤，而2010年我国能源消耗总量实际值为324939万吨标准煤，本文长期均衡模型预测误差为-0.75%，短期均衡模型预测误差为-0.43%，两个预测误差在可接受误差范围之内。
四、 结论
1、我国国内生产总值与能源消耗总量之间存在长期均衡关系，且研究发现国内生产总值对能源消耗总量的弹性系数为0.59，即国内生产总值每增长1%，就要带动能源消耗总量增长0.59%，。
2、国内生产总值对能源消耗总量的长期影响程度大于短期影响程度。协整长期均衡模型中两个变量的回归系数为0.5863，而短期误差修正模型中的回归系数为0.4058。
3、短期中，我国经济发展速度每提高1%，将会导致能源消耗总量增速提高0.4058%。
4、通过协整模型与误差修正模型对2010年进行预测发现，2010年长期均衡能源消耗量为322493.2944万吨标准煤，而短期预测值为323541.6573万吨标准煤，两者误差均在1%以内处于可接受误差范围内。
（作者：广东商学院2009级统计学硕士研究生，研究方向：统计应用与经济计量分析）
参考文献：
关键词：能源消费；经济增长；能源消费弹性系数；湖北省
中图分类号：F592 文献标识码：A
文章编号：1005-913X（2012）09-0034-02
An Analysis on the Relationship Between Eenergy Consumption and Economy Growth in Hubei Provice
LU Fang
（College of Literature Law &Economics of Wuhan University of Science & Technology， Wuhan Hubei， 430065）
Abstract： Energy is an important material basis for economic and social development， and it is closely related to economic development. Firstly， the author analyzes the status and characteristics of the energy consumption in Hubei Province， and then the author tests the relationship between energy consumption and economic growth using annual data from 1980-2010 in Hubei Province. The results show that there is long-term stable relationship between energy consumption and economic growth in Hubei Province， but there is no Granger causality relationship between them. By estimating the energy consumption elasticity in Hubei Province， the author found that the energy consumption elasticity coefficient is high and energy efficiency need to be improved.
Key words：Energy consumption；Economic development；Energy consumption elasticity coefficient；Hubei Province
能源是人类生存和社会生产活动的物质基础，任何一个国家或地区的社会经济发展及人民生活水平的提高，都需要能源作为支撑。大多数国家的发展实践证明，一国或地区的经济增长，特别是处于工业化发展阶段的国家或地区的经济增长多以能源大量消耗为前提，中国也不例外。从改革开放开始，我国就进入了从农业化向工业化转型的历史时期，进入21世纪后，我国工业化水平进一步提高，对能源的需要和消费也在进一步增加。早在2002年，我国能源消费已位列全球第二，仅次于美国。根据中国能源研究公布的数据，2010年我国一次能源消费量为32.5亿吨标准煤，同比增长了6%，已成为全球第一能源消费大国。与此同时，尽管2010年度能耗强度比上一年进一步降低，单位产值能源消费量下降4%，但我国能源消费强度仍偏高，是美国的3倍、日本的5倍。随着经济的持续高速增长，能源日益成为我国经济增长的制约因素之一。从世界经济发展的长期趋势来看，我国不可能继续走 “高能源消耗以支持高经济增长”的发展道路，提高能源利用效率，降低能源消费强度势在必行。
从20世纪70年代开始，能源消费与经济增长的关系逐渐成为经济界研究的热点问题。现阶段湖北省能源消费数量攀升，能源利用率却不高。本文在搜集整理大量相关数据的基础上，利用图形、表格以及计量经济学方法对此进行实证研究。
一、湖北省能源消费的现状和特点
（一）从能源消费总量来看，湖北省能源消费加速增长，在全国能源消费中的比重有所增加
根据能够查到的数据可知，湖北省1980年的能源消费总量2010.66万吨标准煤（当量值，下同），到1990年消费总量达到4002.39万吨标准煤，年平均增长速度达到7.19%；2000年的能源消费总量达到6156.28万吨标准煤，是1990年消费量的1.5倍，年均增长速度4.46%。进入21世纪后，能源消费总量加速增长，2010年湖北省能源消费总量达到15137.6万吨标准煤，10年的年均增速为9.6%。从时间上来看，湖北能源消费除1990年略有下降，1998年受经济危机的影响有所下降外，基本保持一种不断上升的趋势。在2000年之前，湖北省在全国能源消费总量中所占比重始终保持在4%左右。从2000年开始，这个比重在缓慢增加，到2010年该比重已上升到4.66%。
（二）从能源消费的产业构成来看，第二产业始终是全省能源消费的主体，但第三产业能源消费迅速增长
1990年湖北一、二、三次产业和居民生活能源终端消费量占全社会能源终端消费量的比重分别为5.3%、 7.4%、 9.3%和10.0%。其中第二产业的能源消费比重最大，超过3/4。此后第二产业在能源消费中的比重缓慢下降，到2009年首次降到70%以下。而与此同时，第三产业能源消费的比重稳步提高，从2005年的13.2%上升到2010年的17%。这说明湖北省仍是以工业为主，但第三产业快速发展。
（三）从能源消费的品种结构来看，煤炭仍然是该省能源消费的主体，新能源发展不够
煤炭消费在湖北省能源消费总量中始终占据主要地位，从2000年以来所占比重始终保持在70%以上。相比之下，湖北省新能源和可再生能源的开发利用严重滞后。风电刚刚起步，太阳能光热开发利用潜力大，但尚未进行大规模利用。生物质能仍在试点，尚未有效利用，核电还是空白。
（四）从能源自给率来看，湖北省能源的对外依存度较高，能源自给率较低
从指标上来看，能源自给率等于一国或一地区给定年度的能源生产总量与当年的能源消费总量之比。在湖北省，“缺煤、少油、乏气、多水”是该省能源的基本现状。从2005年到2010年，湖北省能源自给率分别为43.3%、34.7%、33.9%、41.5%、36.6%、35.2%。这种现象的存在，一方面是由于本省的能源资源存量较为匮乏；另一方面是由于“十一五”期间湖北省经济快速增长，对能源的需求量大幅提高。
（五）从能源强度来看，湖北省能源强度仍然较高
能源强度是指能源利用与经济或物力产出之比。从宏观角度而言，能源强度是一国或地区一次能源使用总量或最终能源使用与国内生产总值（GDP）之比，也称单位GDP能耗。该指标反映了经济对能源的依赖程度，反映了一国或地区综合能源利用效率。2006年，国家统计局《国家统计局关于建立单位GDP能耗等相关指标报送制度和修订能源统计报表的通知》，使单位GDP能耗成为各级政府部门的考核指标之一，该指标也成为备受关注的经济社会发展指标。针对这一形势，湖北省相应出台了《湖北省能源发展“十一五”规划》。“十五”时期，湖北全省万元GDP能耗下降14.7%，由2000年的1.77吨标准煤下降到2005年的1.51吨标准煤，年节能率达到3.13%，节约和少用能源800多万吨标准煤。（湖北省能源发展“十一五”规划）“十一五”期间，湖北省万元GDP能耗逐年下降，从2006年的1.45吨标准煤下降到2010年的0.95吨标准煤，累计下降幅度达到34.5%，圆满完成了国家“十一五”规划提出的下降20%的任务。
二、湖北省能源消费与经济增长的实证分析
（一）能源消费与经济增长的因果分析
本文将利用时间序列动态均衡关系的协整分析，对湖北省能源消费总量与经济增长之间的关系进行定量的实证研究。
在协整分析中，数据的选取和处理对于分析结果的科学性具有重要的意义。本文选取1980～2010年湖北能源消费总量（EC）与地区生产总值（GDP）数据作为样本数据。其中，能源消费总量采用当量值计算，单位为万吨标准煤；为了消除价格因素对经济增长实际水平的影响，地区生产总值（GDP）按1980年不变进行了换算，计量单位为亿元。
在进行协整分析之前，一般要先进行变量的单位根检验，只有同阶单整的变量之间才可能协整。检验时间序列平稳型的方法有多种，本文选用PP法对变量进行平稳性检验。利用Eviews软件进行操作，结果发现虽然时间序列变量EC和GDP是非平稳的，但其二阶差分变量是平稳序列，满足协整关系检验的前提条件，因此可以进一步对其二阶差分变量之间的协整进行检验。检验结果见表1，表2。
因此湖北省能源消费总量和经济增长存在一种长期均衡，其均衡方程为：
GDP = -1636.91001979 + 0.559674770859*EC
协整检验结果表明：湖北省能源消费总量和经济增长之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系还需要进一步检验。本文采用Granger（1969）提出的因果关系检验方法对这一问题进行分析，结果如下（见表3）。
上图结果显示，1980年到2010年湖北省的能源消费总量与经济增长之间不存在因果关系，即GDP不是能源消费增长的Granger原因，能源消费也不是GDP增长的Granger原因。
（二）能源消费弹性系数分析
能源消费弹性系数等于能源消费量年平均增长速度与国民经济年平均增长速度之比。该系数从另一个方面反映能源与经济增长的相互关系。计算与分析能源消费弹性系数的目的，主要为了研究国民经济发展与能源消费间的关系，预测今后能源消费与国民经济的增长速度。该弹性系数越小，说明在产出增长一定的前提下消耗的能源越少，能源效率越高。湖北省从1981年到2009年的能源消费弹性系数详见图1。
从1981年到1990年的10年间，湖北省能源消费弹性系数一直维持在较高水平，其中有5年的系数大于1，平均系数0.85。从1991年到2000年这十年间，能源消费弹性系数都没有超过1，平均系数只有0.51，其中1998年由于全球经济危机的影响，湖北省改年的能源消费量有所下降，导致弹性系数为-0.08。从2001年到2009年这9年间，有3年的消费弹性系数超过了1，其中2004年弹性系数为1.75，2005年弹性系数为1.58。这两年正是湖北省经济快速发展的时间，因此对能源的需要量较大，能源消费的弹性系数也较高。从2006年开始，为服从国家“十一五”规划中节能降耗的指标任务，湖北省在发展经济的同时努力降低单位GDP能耗，提高能源利用效率，因此这期间的能源消费弹性系数缓步下降，从2006年的0.76下降到2009年的0.48，节能降耗效果显著。
三、结论与建议
尽管湖北省能源消费与经济增长各自的序列是非稳定的，但就长期来说，它们之间却构成了长期稳定的均衡关系。但能源消费和经济增长之间却不存在因果关系。同时湖北省2000年以后的能源消费弹性系数较高，显示出经济增长对能源的依赖。为此，本文提出以下建议。
一是以开展“两型社会建设”为契机，积极倡导资源节约型社会经济发展模式。推进重化工业集约发展，实现节能降耗；提高高新技术产业的比重，优化工业结构。
二是积极开发新能源。根据湖北省缺煤、少气、无油的能源特点，建议政府整合湖北高校的科研创新能力，加大对新能源的研发投入，减少污染严重的火电项目，不断提高能源的利用效率。
参考文献：
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【关键词】面板数据检验 环境污染 能源消费 经济增长
一、背景
自工业化以来，大多数国家为了加速经济增长，都大规模开发能源，从而导致能源逐渐缺乏。而如今我国的能源与环境问题尤为突出。所以，研究我国的环境保护、能源消费以及经济增长之间的关系具有理论与现实意义。本文对环境保护、能源消费与经济增长进行综合研究，力图更全面地分析它们之间的关系。本文采用我国各个省份的面板数据，使用面板数据的方法实证分析我国各个地区的环境污染、能源消费以及经济增长的关系。
二、研究方法
本文采取单位根检验以及协整检验的方法来量化能源消费、环境污染与经济增长之间的内在关系。单位根检验主要有IPS检验、PP检验、LLC检验方法以及ADF等。面板数据的协整检验方法包括Kao检验以及Pedroni检验，这两种方法检验的原假设均为不存在协整关系。
三、实证分析
（一）指标和数据的选取
经济增长：使用地区生产总值，单位：亿元。
能源消费：由于我国煤炭和石油的供需存在低估的情况，但电力消费数据比较准确。所以此次用来反映经济增长与能源消费之间关系的指标，使用各地区电力消费量，单位：亿千瓦小时。
环境污染：环境污染的评价指标选择工业废水排放量，单位：万吨。
选取2005年至2014年我国30个省（直辖市、自治区）的GDP、工业废水排放量F以及电力消费量E的数据来创建面板数据集。30个省（直辖市，自治区）包括北京、天津、内蒙古、吉林、黑龙江、辽宁、河北、陕西、山东、山西、河南、、甘肃、上海、湖北、江苏、浙江、湖南、广东、安徽、江西、重庆、四川、贵州、云南、青海、福建、海南、广西、宁夏、新疆，因为数据包括极端数据所以不考虑。数据来源于国家统计局。首先对变量GDP、F以及E进行了对数变换以消除异方差的影响，记LNGDPit=Ln（GDPit），LNEit=Ln（Eit），LNFit =Ln（Fit）。
（二）面板数据的单位根检验
采用 IPS检验、LLC检验、Fisher-PP检验以及Fisher-ADF检验来进行单位根检验。由检验结果可得，LnGDPit，LnEit，LnFit在5%的水平下不平稳，经一阶差分后，LnGDPit，LnEit，LnFit的四种检验方法都在5%水平上拒绝原假设，因此我们得出LnGDPit，LnEit，LnFit为一阶单整序列。
（三）面板数据的协整检验
对LnGDPit，LnEit，LnFit的协整关系进行Pedroni协整检验和Kao协整检验。面板协整检验结果表明： PP、ADF统计量以及ADF统计量在5%的显著性水平下拒绝了原假设，说明LnEit、LnFit以及LnGDPit之间有着显著的协整关系。
（四）模型检验
（1）固定效应模型的显著性检验。固定效应模型的显著性检验原理是检验固定效应系数ai 是否有差别，检验结果表明，p值小于5%，所以拒绝固定效应系数相同的原假设，因此选择固定效应模型更合适。
Hausman检验。Hausman检验的原假设为随机效应模型的系数与固定效应模型的系数没有差别，选择随机效应模型，则接受原假设，否则为固定效应模型。检验结果表明，p值在5%的水平下拒绝原假设，因此选固定效应模型。
（五）模型的估计
用固定效应模型估计模型，结果显示被估计参数全部通过显著性检验，R2值高达0.98，拟合的效果很好，但是DW值低，为0.33，存在自相关问题。
根据上面的分析我们采用加入AR（1）后的模型估计结果：
LNGDPit=6.469+ai+0.396LNEit+0.113LNFit+0.929AR（1）
模型调整后的R2为0.998，各个系数均通过t检验，AR（1）的回归系数显著不为0，DW值为2.41，已消除自相关，模型拟合的较好。
通过以上的分析可以得出，GDP与环境污染、能源消费之间有着显著的长期均衡关系，从我国的平均水平来看，能源消费的弹性系数为0.396，即能源供给每增加1%，GDP增长0.396%；环境污染的弹性系数为0.113，表明环境污染每增加1%，GDP增长0.113%，以上说明经济增长与环境污染存在着正向关系，符合我们以环境污染为代价换取经济增长的现实。
[关键词]河南省；能源消费总量；经济增长；一元线性回归
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.34.111
1 引 言
作为当代社会经济发展中至关重要的物质基础，能源始终是经济增长必不可少的要素之一。20世纪90年代以来，河南省的经济取得了飞速发展，而能源消费增长的速度甚至更快，截止到2013年，河南省的能源消费强度达到了41.76%，与北京市和广东省等发达地区的能源消费强度相比较，大约高出了50%，而且，明显高于我国的平均能源消费强度6.64%。其次，河南省作为我国中原经济区的重点建设区域，对于协调好中原经济区的经济增长和环境保护的关系的任务是至关重要的。而且，河南省现阶段正处于工业化飞速发展的时期，对煤炭、石油以及天然气的消费依旧占据着主体地位，且以高污染、高碳性的煤炭消费为主，并且在相当长的一段时期内是不可改变的。因此，我们要正确地认识和处理河南省能源消费总量和经济增长之间的因果关系。
因此，文章基于前人的研究成果，根据一元线性回归分析法，利用SPSS17.0软件对河南省2004―2013年的国内生产总值和能源消费总量的关系进行了相关和回归分析。结果表明，河南省的能源消费总量（TEC）与经济增长之间存在着长期的均衡关系，并且经济增长与能源消费总量之间存在着正相关关系。
2 文献回顾
在20 世纪70年代，世界开始爆发石油危机。因此，能源问题开始受到国际社会的广泛关注。毋庸置疑，对能源利用与经济增长关系问题的研究已经开始成为学者们进行经济研究的重点。1978年，Kraft J.和Kraft A.采用1947―1974年美国的能源消费和经济增长的样本数据进行实证分析，得出的结论是美国的能源消费对经济增长存在着单向的因果关系。后来，紧张的能源供应和经济快速增长的矛盾问题日益突出，越来越多的国内经济学者逐渐开始不断关注和实证分析能源消费和经济增长之间存在的关系和问题。韩智勇认为，我国的经济增长与能源消费之间虽然存在着双向的因果关系，但是不存在长时间的协整性。肖冬荣利用上海市1985―2004年的数据实证分析出上海市存在着能源消费对经济增长的单向因果关系的结论。许广月（2010）对我国1981―2008年的能源消费、碳排放以及经济增长的数据，利用VEC模型进行实证研究发现，它们两两之间均存在单向的Granger因果关系。李文洁（2012）利用1991―2007年间的省际面板数据，对能源开发强度对经济增长的影响和产生这种影响的时间趋势以及地区差异进行了仔细研究，研究结果显示的是总体经济和能源开发强度之间存在着负相关关系，这说明：在一定程度上能源开发强度阻碍着经济的增长。
3 河南省能源消费总量与经济增长的现状分析
改革开放以来，河南省的经济取得了飞速的发展，显而易见的经济建设也取得了重大成就，当地人们的生活水平也因此而取得了显著的提高。因此，全省的能源消费总量（TEC）与GDP都快速增长，单位地区生产总值（GDP）的能源消耗也不断增加，能源消费需求与能源生产供给的矛盾也变得日趋突出。
3.1 河南省经济增长的现状分析
由河南省统计年鉴显示的数据可知：河南省的国内生产总值（GDP）由1978年的162.92 亿元增加到了2013年的32155.86亿元，从2004年到2013年，河南省的国内生产总值一直处于不断上升的趋势，如表1所示：
3.2 河南省能源消费总量现状分析
总的来说，由表1和表2的数据分析可知，2004―2013年，河南省的国内生产总值（GDP）和能源消费总量（TEC）一直以来均处于上升趋势。
4 河南省能源消费总量与经济增长的实证分析
4.1 样本选择与数据来源
一元线性回归方程是反映一个因变量与一个自变量之间的线性关系。本文以河南省的国内生产总值（GDP）作为因变量，由Y表示，以能源消费总量（TEC）作为自变量，用X表示。利用2004―2013年的河南省国内生产总值（GDP）与能源消费（TEC）的数据（表1和表2的数据）做出散点图，如图1所示：
图1 河南省国内生产总值（GDP）与能源消费总量（TEC）散点图
由图1可知，河南省的GDP与TEC基本上是服从线性关系的。所以，此散点图的数学方程可以用Y=a+bX+u表示。其中a、b 为待估计参数；u为随机误差项，即体现除主要变量能源消费X之外的所有因素的综合影响。
4.2 输出结果
利用计量经济学软件SPSS17.0，对河南省2004―2013年的国内生产总值和能源消耗总量进行相关分析和回归分析，由相关性结果可知，河南省的国内生产总值和能源消耗总量是显著相关的。相关分析输出结果如表3所示：
由回归结果可知，第一，由拟合优度结果显示可知，河南省的能源消耗总量和国内生产总值之间的相关系数为0.990，拟合线性回归的确定性系数为0.979，而经调整后的确定性系数为0.977，标准误差的估计为0.562，由此结果可以认为，此模型与数据有着很好的拟合程度。第二，由方差分析表显示可知，回归平方和为5.902E8，残差平方和为1.253E7，总平方和为6.028E8，对应的F统计量的值为376.722，显著水平小于0.05，因此可以认为所建立的回归方程是有效的。第三，由回归结果表显示可知，非标准化的回归系数B的估计值为2.055，标准误为0.106，标准化的回归系数为0.990，回归系数显著性检验t统计量的值为19.409，对应的显著性水平Sig.=0.000
5 结 论
文章以河南省2004―2013年的能源消费总量和国内生产总值为样本，运用计量经济学软件SPSS17.0，进行了相关和回归分析，从而得到了河南省能源消费与经济增长之间的关系。从对数据的回归情况来看，2004―2013年间河南省能源消费对国内生产总值增长的影响是显著的，河南省的能源消费总量与经济增长存在着长期的均衡关系，并且经济增长与能源消费总量存在显著的正相关关系。这说明，河南省的经济增长方式是粗放型的，即仅仅依靠增加生产要素量的投入来扩大生产规模，以实现经济的增长。然而，利用这种方式实现的经济增长，能源消耗较高，成本较高，产品质量难以提高，经济效益较低。因此，要保持河南省的经济增长，就必须加快推进能源行业体制改革的步伐，提高能源使用效率，实现集约型的经济增长方式。即在生产规模不变的基础上，采用新技术、新工艺，改进机器设备、加大科技含量的方式来增加产量。第一，从技术角度来讲，就是要根据现有的节能技术来进行创新以改进耗能系统，从而提高能源利用率。第二，从社会角度出发，我们应该制定相应的政策以及立法来加以促进和鼓励，以培养人们的节能意识，以至改变他们的行为模式。
参考文献：
[1]河南省统计局，国家统计局.河南统计年鉴2014[M].北京：中国统计出版社，2014.
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[3]石贤光.河南省能源消费对经济增长影响的实证研究[J].濮阳职业技术学院学报，2011（8）：125-126.
[4]郑和平.河南能源消费总量与经济增长的计量分析.区域经济与产业经济[J].2011（2）：23-25.
[5]许广月.中国能源消费、碳排放与经济增长关系的研究[D].武汉：华中科技大学，2010.
【文章摘要】
改革开放以来，我国能源消耗水平快速提高，过快的能源使用比率使得我国进入低能效、高污染的困境，为了改变当前现状，能源消费结构与经济增长间的关系研究显得尤为重要。本文利用计量经济方法，通过ADF单位根检验、协整检验、自相关检验，揭示出我国能源消费结构与经济增长之间的关系，并且得出促进我国经济增长的能源消费中煤炭的消耗量最大，其次是电力、石油、天然气，表明我国能源消费结构并不合理。建议坚持集约型经济发展方式，把握当前产业结构调整机会，转变能源消费结构。
【关键词】
能源消费结构；经济增长；关系研究
0 引言
改革开放35年来，我国经济发展取得了举世瞩目的成就，同时也使得我国的能源消费速度越来越快，我国资源人均储存量较少，其中不可再生资源中以煤居多，缺少石油和天然气，这一系列资源特点直接影响我国能源消费结构，现在煤炭生产和消费比重分别达到76%和68.9%，这一数据显示我国是世界上煤炭消费比重最高的国家。能源消费的高速增长及以煤炭为主的消费结构使得我国的能源及污染问题日益严重，这一情况引起国家对能源使用情况及能源消费现状引起高度重视，将“节能减排”正式写入“十一五”规划报告中，明确要求各方在保障经济增长的前提下提高能源使用效率，降低能源消费增长速度，优化能源结构。政策颁布以后，预期的目标是否可以达成，节能减排的有序进行是否会在一定程度上影响经济发展进程，这主要还是由能源消费结构与经济增长间的关系决定。为了改变能源消费现状，研究能源消费结构与经济增长间的关系可以帮助当局制定相关政策条例，以期为推进节能减排、能源结构优化提出更为实用的措施。
本文主要利用计量分析方法对我国GDP数据和各种能源的消费数据进行关联关系分析，这些能源包括：石油、电力、天然气、煤炭。通过1990-2011年的时间序列数据，揭示我国能源消费结构与经济增长之间的客观关系，为我国经济保持可持续发展，构建节约型社会和和谐社会提供建设性的政策建议。
1 能源消费结构与经济增长的计量分析
1.1 变量平稳性检验
在对煤炭、石油、天然气、电力四种能源消费与GDP增长关系进行计量分析前，首先要进行变量的平稳性检验，本文选用ADF单位根指标来检验各变量的平稳性。只有平稳的时间序列（即单整序列）才能进行相应的回归分析，否则就会产生伪回归问题，进而造成错误的结论。因此，下面将分别对GDP增长率，煤炭、石油、天然气和电力消费增长率的时间序列进行单位根检验，只要检验结果表明这五个变量都是单整序列，接下来就可以对它们进行其它检验和回归分析。
为了研究的方便，以下分别利用YGDP、XC、XO、XG、XE来表示GDP增长率、煤炭消费增长率、石油消费增长率、天然气消费增长率以及电力消费增长率，并且这五个变量的ADF单位根检验结果如表1所示。
注：表示对应的一阶差分序列。
从表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE数据序列除了XG序列是非平稳的，其它序列都是平稳的，但是各序列皆在一阶差分下平稳，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一阶单整序列，即I（1），因此可以对它们之间的关系进行下一步分析。
1.2 协整检验
通过对残差（residual）进行ADF检验判断其平稳性，以检验YGDP、XC、XO、XG、XE之间是否存在协整关系，检验结果如表2所示。
由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通过了协整检验，表明它们之间存在长期稳定的均衡关系。
1.3 相关关系分析
根据表2的检验结果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之间存在协整关系，因此可以建立的各变量间的线性模型，如下所示：
（1）
对模型（1）进行最小二乘（OLS）回归分析，回归结果如表3所示。其中，根据DW值可以判断，变量之间存在自相关性，并且XG与XE的系数不显著，XG也没通过符号检验。
表3 OLS回归分析结果
注：数据来源于Eveiws6.0输出结果；***表示对应的变量通过1%水平下的显著性检验，**表示对应的变量通过5%水平下的显著性检验，*表示对应的变量通过10%水平下的显著性检验。
进而考虑到一阶自相关的存在，重新进行回归分析，结果如表4所示。
注：数据来源于Eveiws6.0输出结果，***表示对应的变量通过1%水平下的显著性检验，*表示对应的变量通过10%水平下的显著性检验。
由表4可知，R2值达到0.69263，模型整体拟合优度较高，模型中的解释变量对被解释变量具有很好的解释能力；F值为8.93125，方程通过了显著性检验，DW值也在合理的区间范围内，各变量之间已经不存在自相关性。根据表4的结果，煤炭消费增长率（XC）在1%水平下呈现出显著性，石油消费增长率（XO）、天然气消费增长率（XG）与电力消费增长率（XE）都在10%的水平下呈现出显著性，并且煤炭、石油、天然气和电力消费增长率都通过了符号检验，表明这四个因素会显著地促进经济增长，而不是相反。根据四个变量系数的大小，得出我国经济增长过程中的能源支持，首先是煤炭，其次是电力，然后是石油和天然气。
