1、七夕，古今诗人惯咏星月与悲情。吾生虽晚，世态炎凉却已看透矣。情也成空，且作“挥手袖底风” 罢。是夜，窗外风雨如晦，吾独坐陋室，听一曲尘缘，合成诗韵一首，觉放诸古今，亦独有风韵也。乃书于纸上。毕而卧。凄然入梦。乙酉年七月初七。-啸之记。 经济管理类毕业论文：能源效率与中国经济增长关系研究摘 要:能源是经济增长的主要动力,对经济增长有拉动作用,同时,经济的增长又影响着能源的消费。对中国能源消费与经济增长关系进行了分析,考虑了各种主要能源消费与经济增长的关系,基于 19952007 年中国经济增长、能源消费总量等年度统计数据,分析比较了全国及三大区域的全要素能源效率,在此基础上利用时间序列模型对其相
2、互影响进行了计量分析,结果表明中国的能源和经济增长存在双向因果和长期协整关系。基于此,西部能够缩小和东部地区经济差距的最优路径就是使自身经济更开放,突破路径依赖和锁定效应,建立从以制造业为核心逐渐向服务业为核心转移的长期经济发展体制。关键词: 能源效率; 经济增长;协整;VECM 20 世纪 90 年代初以来,随着经济的增长中国的能源消费总量基本呈线性模式增长。未来中国经济的发展会对能源需求形成怎样的推动,能源消费强度的下降和能源供需会不会与中国经济增长的目标形成冲突等问题是中国能源经济发展需要考虑的重点。进入新世纪以来,中国经济持续较快增长,工业化和城镇化深入发展,能源需求旺盛,随着经济的高
3、速增长,资源、环境压力不断增加,能源约束不断加剧。由于中国长期以来粗放型的发展方式导致目前的能源效率相对国外仍然处于较低的水平。从综合能效看,2007 年,中国单位 GDP 能耗 116吨标准煤,比世界平均水平高 22 倍左右,比美国、欧盟、日本高 24 倍、46 倍和 8 倍。从国内来看,三大区域间由于经济水平的差距,在能源效率上也出现了明显的区域特征。这就需要我们应用合理的方法科学地测度中国的能源效率,针对中国能源效率发展的趋势做出分析进而提出适当的政策建议。一、能源投入对 GDP 的贡献分析(一) 模型的建立与说明本文在柯布-道格拉斯生产函数的基础上引入能源变量,以探讨能源产业对经济的带
4、动效果。根据基本理论模型所建立的模型方程为:Y=AKLElnY=lnA+ln(K)+ln(L)+ln(E) (1)式中,Y 表示国内生产总值;K、L、E 分别为资本、劳动和能源投入;A 为技术进步;、 分别为资本、劳动和能源投入对产出的贡献系数。(二) 能源投入对 GDP 的贡献的测度我们以 2006 年的数据对能源投入对全国、东部、中部和西部地区 GDP 的贡献进行分析,首先分析各变量的相关矩阵,各个变量之间有较强的相关关系,如表 1 所示。用式(1) 估计 K、L 和 E 对全国、东部、中部和西部地区GDP 的贡献 ,如表 2 所示。从表 2 可以看出,各个变量对全国和地区的 GDP 贡献
5、很显著,劳动对全国 GDP 的贡献率是 2532%,这是因为中国是一个劳动力丰富的国家,第一产业发达;资本对全国 GDP的贡献率是 4791%,这是因为改革开放后中国吸引了大量的 FDI 和形成了丰富的资本积累,中国成为世界制造大国,因此以制造业为主的第二产业比较发达;能源对全国 GDP 的贡献率为 2075%,由于第二产业发达,必然导致消耗大量的能源,能源对中国 GDP 的贡献率比较大,因此,提高能源的利用效率对中国经济发展至关重要。在能源对 GDP 的贡献上,东部地区能源对 GDP 的贡献最大,达到 3480%,西部次之为3082%,中部为 1816%。这是因为东部有强大的制造业和服务业,
6、因此有强大的能源需求;西部有丰富的能源储藏量,能源是其比较优势,因此,能源对其 GDP 有相对较高的贡献率;中部地区能源相对稀缺,因此能源对 GDP 的贡献比较小。提高能源效率,优化产业结构对东、中、西部地区经济发展至关重要。王双(2009)认为将不可再生资源引入到最优模型中时,之前的基本结论不会有较大改变,这决定于假设资源与劳动和资本产品之间的替代弹性小于 1。Solow 认为,要使得代际之间公平,必须是有限的资源存量以最优的方式使用殆尽,即前人有权利开采资源并使用资源(以最优方式)但同时也有义务增加( 同样以最优的方式)可重复使用的资本存量,而增加资本存量以补偿资源使用量减少的唯一方式就是
7、技术进步。技术进步能够在有限资源使用量不断减少的情况下,增加资本存量,保证后代保持不变的消费水平,从而最终达到代际公平。二、中国 GDP 与能源消费的 VECM 分析本文首先使用 ADF 检验考察序列的平稳性,再通过Granger 因果关系检验对序列间的关系进行判定,检验考察序列间的协整性并估计协整方程,最后通过方差分解分析GDP、能源结构和能源消费间相互影响的贡献率。(一) 计量原理及方法1序列的平稳性及其检验方法。由于实际的经济序列通常不会是一个简单的 AR(1)过程,所以这里我们利用 ADF检验方法对序列进行单位根检验来判断其平稳性。模型为:yt=+ 0t+1yt-1+pi=1 i yt
8、-i+i(2)其中,i 为白噪声,原假设是 1=0,即序列 yt 有一个单位根(非平稳);t 是时间趋势。2序列间因果关系分析及检验方法。在本文中采用Granger 因果分析的方法来判定这种关系。Granger 因果关系检验的思路是:看现在的 y 能够在多大程度上被过去的 x解释,加入 x 的滞后值是否使解释程度提高。如果 x 在 y 的预测中有帮助,或者 x 与 y 的相关系数在统计上显著时,就可以说“y 是由 x Granger 引起的” 。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,则拒绝原假设,得到结论 Xt 对 yt 存在格兰杰因果关系。3序列
9、间的协整性分析及检验方法。协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。非平稳经济变量间存在长期稳定的均衡关系称作协整关系。如果一个序列是非平稳的,但其一阶差分是平稳的,则称此序列为一阶单整序列,记为 I(1)。类似地,如果其必须经过 d 次差分后才能平稳,则此序列为 d 阶单整序列,记为 I(d)。两个序列具有相同的单整阶数,是序列之间具有协整性的必要条件。关于协整关系的检验与估计有许多种模型,如 Engel-Granger 两步法、Johansen 极大似然法则等,对于单方程系统,Engel-Granger 两步法通常检验两变量间的协整关系比较准确和方便, Johansen 和 Jusel
10、ius 估计是基于向量自回归模型误差修正的表达式法,适用于在多元变量协整关系的检验与估计。根据Engel 和 Granger 在 1978 年提出的协整理论,两个都是随机游走的变量序列,如果某个线性组合是稳定的,则称这两个序列为协整的。两个序列具有相同的单整阶数,是序列之间具有协整性的必要条件。如果已经判断两个序列和是非平稳的,但其都是 d 阶单整序列,则可以利用对 OLS 协整回归方程:xt=+yt+t(3)以残差 i 是否平稳判断 xt 和 yt 的协整性。如果 xt 和 yt 不是协整的,则它们的任意一个线性组合都是非平稳的,因此残差 i 也必然是非平稳的。因此,如果检验结果 i 是平稳
11、的,则可以认为 xt 和 yt 之间存在协整关系。(二) 单位根检验由于格兰杰因果检验对序列的平稳性很敏感,本文首先对变量的平稳性和单整阶数进行单位根检验。本文采用ADF 方法分别进行各变量的单位根检验。单位根检验对于不同的滞后阶数也相当敏感,因此本文在进行 ADF 检验的同时采用两种信息准则 AIC 和 SIC 进行滞后阶数的判定。检验结果如表 3 所示,序列 lnE、lnY 均具有单位根,而它们的一阶差分序列不具有单位根,是平稳序列,故序列 lnE、lnY 都是一阶单整序列,都是 I(1)过程。(三)Granger 因果关系检验通过协整检验,表明能源消费和经济增长之间存在协整关系。但是,这
12、种长期的均衡关系究竟是能源消耗 LNE 引起国内生产总值 LNY 变动的结果,还是国内生产总值引起能源消耗的结果,能源消费和 LNY 在波动中孰为因孰为果还是互为因果,这需要对 LNE 和 LNY 进行格兰杰(Granger)因果关系检验。我们取滞后期为 2,对 LNE 和 LNY 进行格兰杰因果关系检验,结果如表 4 所示。为了验证三向量间因果关系的方向,本文对 lnE、 lnY 进行 Granger 因果性检验。根据各种确定滞后阶数的准则,确定 VAR 滞后阶数为 2。由 Granger 因果关系检验结果可以看出,在 10%显著性水平下,“LNE 不是 LNY 的原因”和“ LNY 不是
13、LNE 的原因”的原假设都被拒绝,接受“LNE 是 LNY 的原因”和“LNY 是 LNE 的原因”,因此,可以认为,19952007 年间中国能源消费量与经济增长之间存在双向因果关系。赵进文、范继涛(2007)认为,学术界对经济增长与能源消费二者之间关系的研究,主要以线性关系假设为前提,并未对这一假设是否合理进行严格的经济计量学检验。在线性假设下,中国的能源消费同经济增长之间存在且仅存在从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系。能源消费对经济增长的单向格兰杰因果关系表明,作为一种生产要素,能源投入的增加会带来产出的增加,即经济的增长,但经济增长未必能引致能源消费的相应增加。中国经济增长对能源
14、消费的影响呈现出一种非线性的形式,而非“双向因果关系”中的线性影响形式,二者有本质的不同。韩智勇等(2004)利用 19782000 年间的数据,按照目前国际上通行的协整性检验和因果性分析的方法,对中国能源经济的协整性和因果关系进行研究,得出中国LNY 与能源消费总量之间不存在协整关系,但存在双向的Granger 因果关系。本文利用最近时期中国能源消费总量与LNY 的年度数据 ,运用协整理论和格兰杰因果检验方法,得出结论:中国能源消费与经济增长之间存在相互因果关系,而且能源节约也将是未来中国经济总量增长的源泉。(四) 协整检验在以上检验的基础上,本文使用 Johansen 和 Juselius
15、 极大似然法对三个变量进行协整关系检验,表 5 列出了样本期19782007 年间的 Johansen 和 Juselius 检验的结果。特征根迹检验和极大特征根检验都给出了相同的结论:在 5%的显著性水平下拒绝没有协整向量的原假设,接受系统中存在一个协整向量的备择假设,故可估计协整方程(由于常数项不显著故略去):LnE=00269+0576LnY (4)模型中各变量存在长期稳定关系,lnY 对 LnE 的弹性系数为 0576,说明 LNY 每增加 1%,则能源消费将增长0576%。可见在长期中,能源消费总量和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系,能源消费对中国经济增长有比较显著的影响,这也
16、说明长期来看调整优化能源结构及重视能源战略对改善中国经济增长质量和经济转型的重要性。短期中 LNY 和能源结构对于能源消费的影响需要通过误差修正模型反映,通过检验得到误差修正模型,如表 6 所示。在能源需求的 VECM 方程中,可决系数为 0598,说明能源需求变动率的波动可以由经济增长和能源结构的短期变动及他们之间的长期均衡关系解释大约 60%。由 VECM方程可知,误差修正系数为-016626,即短期内能源需求量向长期均衡状态调整的速度较快,以 016626 的比例影响后一期能源需求量的变化。三、结论与建议1中国经济增长和能源消费之间存在着协整关系。从GDP 和能源结构与能源消费的长期均衡关系来看,能源结构对能源消费的弹性系数为 1429 显著高于 GDP 对能源消费的弹性系数,从长期来说能源结构的变动对于能源消费的影响较为明显。中国至今仍占 60%以上煤炭消费比重的能源结构是导致能源结构弹性较大的原因,能源结构是影响能
