Pohdrq经济信息管理论文征稿：长三角地区能源消费与经济增长的实证分析.doc

1、生命是永恒不断的创造，因为在它内部蕴含着过剩的精力，它不断流溢，越出时间和空间的界限，它不停地追求，以形形色色的自我表现的形式表现出来。泰戈尔经济信息管理论文征稿：长三角地区能源消费与经济增长的实证分析基于协整分析和状态空间模型的估计摘 要：以协整分析和状态空间模型为分析视角，本文对1990-2008年长三角地区能源消费与经济增长关系进行实证分析。实证结果显示：从协整分析来看，长三角地区能源消费与经济增长存在着长期的均衡关系，并且当期经济增长量受当期能源消耗增长量和前一期经济增长量的影响，经济增长有29.98%的自动修复能力。从空间状态模型来看，长三角地区能源消费弹性曲线图呈现出“倒U型”，大

2、约在0.633-0.664之间波动，在1999年达到最低点，1990-1999年出现震荡下滑，而1999-2005年小幅度反弹，2005年以后能源消费弹性趋向于收敛。在此基础上，得到三点启示。关键词：能源消费；经济增长；协整分析；状态空间模型一、引言能源是人类赖以生存的基本条件，是国民经济发展的重要物质基础，这是由现代化大工业本身的特点所决定的。在推进社会主义市场经济的进程中，能源一直是长三角地区经济增长、社会发展的重要物质基础。能源工业的发展，不仅为生活、生产提供了重要的动力源，同时也提供了重要的工业原料，在促进技术进步、提高经济效益和推动整个区域经济发展等诸多方面起着重要的作用。1990-

3、2008年，长三角地区经济持续快速发展，实际GDP（1990年=100）由3102.85亿元增加到30169.79亿元，年平均增长速度为12.72%相应地，能源消耗总量也稳步增长，由11432.9万吨标准煤增加到47458.71万吨标准煤，年平均增长速度为7.78%，经济增长与能源消费增长之比为1.631，总体上能源消费增长慢于GDP增长。统计数据表明，长三角地区能源消费与GD基本上是同向增长的，能源消耗是经济持续稳定增长的重要推动力，为经济发展提供了重要的物质保障。GDP和能源消耗年平均增长率见表1。图1可以看出：第一，长三角地区能源消耗与GDP基本是同向变化，都有不断上升趋势；第二，从趋势

4、来看，长三角地区能源消耗与GDP变化并没有呈现喇叭口状态，而是一个同步增长的态势。长三角地区经济快速增长对能源需求也在相应地增加，能源消耗增长速度并没有经济增长速度快，这为笔者进一步研究能源消费与经济增长关系的实证分析提供了现实背景。 基于上述现实考虑，本文将从两个层面来解析长三角地区的能源消费与经济增长之间的关系。一方面，采用协整分析长三角地区国民生产总值与能源消费之间的短期与长期均衡关系；另一方面，将不可观测的变量加入到估算模型中也就是说，采用变系数的状态空间模型对能源消费弹性进行了估计，推算了长三角能源消费弹性的趋势，试图反映长三角地区能源利用情况，从而更深刻地揭示经济增长与能源消费之间

5、的关系。 二、分析框架1理论基础能源是人类社会赖以生存和发展的重要物质基础。能源消费与经济增长之间的关系：一方面，经济增长对能源存在依赖性，即大量的能源投入促进了经济的快速增长。另一方面，经济增长促成了能源的大规模开发和利用，也为发展能源提供了资金支持。与此同时，能源的开发利用促进了产业结构调整进而极大地推进了经济增长。但是，快速的经济发展不可避免地加剧了对资源消耗、环境保护的压力，能源过度消耗与经济发展之间的两难冲突。与此同时，经济增长对能源消费具有正负效应。如果经济增长模式建立在能源消耗低、环境污染少的基础上时，经济将持续稳定，资源合理开发并能优化生态环境；如果经济增长模式建立在能源消耗偏

6、高、破坏环境的不可持续能力上，经济的高速发展会导致对能源资源的过度消耗，伴随着对资源开发进一步加剧，最终制约经济的进一步发展，进入经济发展和资源开发的非良性循环。因此，要促进经济又好又快的发展，必须树立科学发展理念，走“资源节约型、环境友好型”发展路径。2研究方法（1）协整分析第一步，平稳性检验。对于时间序列数据而言，平稳性是核心。通过ADF检验各变量差分序列是否平稳。若各变量都存在同阶单整序列，则可以考察变量之间协整关系。第二步，采用Engle和Granger（1987）提出的协整检验的方法。在各变量序列都是同阶单整序列前提下，建立回归方程：Ln（ECt）=0+1Ln（GDPt）+t（t=1

7、990-2008），其中，EC表示能源消费总量作为被解释变量，GDP表示长三角地区国内生产总值作为解释变量（下同）。运用ADF检验来判断残差序列赞t是否平稳。如果残差序列是平稳的，则可以确定回归方程中的两个变量之间存在协整关系，并且协整向量为（1，-赞0，-赞1）；否则两个变量之间不存在协整关系。第三步，ECM分析。沿用E-G两步法思想，模型设定为Ln（ECt）=1Ln（GDt）+2Ln（ECt-1）+ecmt-1+tecmt-1=Ln（ECt-1）-赞0-赞1Ln（GDPt-1）：其中为调整系数。它表示当短期波动偏离长期均衡时，将以的调整力度将非均衡状态回到均衡状态。第四步，Granger因

8、果检验。运用Granger（1969）提出的Granger因果检验，基本思想是：若X的变化引起Y的变化，则X的变化应该发生在Y的变化之前。也就是说“X变化是引起Y变化的Granger因果关系”。反之，若Y的变化引起X的变化，则Y的变化应该发生在X变化之前。也就是说，Y变化是引起X变化的Granger因果关系。（2）状态空间模型在计量经济学中，状态空间模型（State SpaceModel）用来估计不可观测的时间变量：理性预期、测量误差、长期收入和不可观测因素（趋势和循环要素）。许多时间序列模型，包括典型的线性回归模型和ARIMA模型都能作为特例写成状态空间形式并估计参数值。利用状态空间形式表示

9、动态系统主要有两个优点：第一，状态空间模型将不可观测的变量（状态变量）并入可观测模型，并与其一起得到估计结果；第二，状态空间模型是利用强有力的迭代算法卡尔曼滤波（KalmanFilter）来估计的，卡尔曼滤波可以用来估计单变量和多变量的ARMA模型、马尔科夫转换模型和变参数模型等（高铁梅，2009）。本文采用变系数的计量模型，以状态空间模型进行估计，可以反映出能源消费弹性随时间的变动情况。一般来说，状态空间模型是由一组测量（Observation）方程和状态（State）方程构成。以状态空间模型考察GDP与能源消费的关系，建立如下形式模型：测量方程：Ln（ECt）=dt+tLn（GDPit）+

10、t（t=1，2，T）（1）；状态方程：t+ct=Ttt-1+t（t=1，2，T）（2）方程（1）为测量方程，表示能源消费与GD之间的一般关系，其中：可变参数是不可观测变量，称为状态变量，其变化反映除GDP以外的其他因素对能源消费和GDP关系的综合影响；dt是具有固定参数的解释变量。方程（2）称为状态方程或转换（Transition）方程描述了状态变量的生成过程。在方程（2）中，假定参数t服从于AR（1）模型。t，t分别是测量方程和状态方程的扰动项，相互独立，且服从均值为零、方差是常数的正态分布。3变量选择与数据来源本文研究过程采用1990-2008年的长三角地区国民生产总值（GDP）、能源消耗

11、（EC），使用以1990年为基期的国民生产总值指数对GDP进行缩减，以消除物价因素影响。为了保证数据的可比性和容易得到平稳序列，同时削弱可能的异方差，对数据取自然对数处理。数据来源于相关年度的上海统计年鉴、江苏统计年鉴、浙江统计年鉴、中国能源统计年鉴。三、实证分析1.长三角地区能源消费与经济增长的协整分析（1）平稳性检验运用Eviews5.1对经济增长与能源消费序列进行ADF单位根检验，结果见表2。表2显示：变量Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF统计值都大于5%显著水平的临界值，因此不能拒绝原假设；Ln（GDP）和Ln（EC）都是一个非平稳序列。Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF统计值都是

12、大于5%显著水平的临界值，因此也不能拒绝原假设。但是2Ln（GDP）和2Ln（EC）的ADF统计值都是小于5%显著水平的临界值，因此拒绝原假设，从而认为变量2Ln（GDP）和2Ln（Y）都是2阶单整序列，即Ln（GDP）I（2），Ln（EC）I（2）。（2）协整关系运用Eviews5.1OLS回归方程为:LnEC=4.3141+0.6158LnGDP+赞t（3）t=（14.89）（19.66）R2=0.9578 DW=0.16回归方程中0.6158表示：在1990-2008年，平均而言，经济增长1%会导致能源消费增长0.6158%。运用Eviews5.1对回归方程（3）估计的残差序列进行单位根

13、检验，结果见表3。表3显示：残差序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定残差序列是平稳序列。长三角地区经济增长与能源消耗之间存在协整关系，并且协整向量为（1，4.314，0.6158），说明在样本期间内，长三角地区能源消费与经济增长之间存在长期稳定均衡关系。（3）ECM分析运用Eviews5.1的OLS回归方程为:LnECt=-0.0809+0.6342LnGDPt+0.9423LnECt-1-0.2998ecmt-1（4）t=（-2.71）（2.92）（6.77）（-4.12）R2=0.8185 Adjusted R2=0.7766 DW=2.16其中，ecm

14、t-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-1回归方程（4）表明：第一，在5%的显著性水平下，短期内当期经济增长增加1%，当期能源消费增长量也会相应增加0.6342%；前一期能源消费增长量增加1%，当期能源消费增长量也会增加0.9423%。第二，0.2998表示：当能源消费总量短期波动偏离长期均衡时候，以0.2998调整速度向均衡点靠近，也就是说，将以0.2998的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。第三，当ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-10时，即第t-1期能源消费总量向上偏离长期均衡时，调整系数会以0.2998的速度减少第t期能源消费总

15、量的增量，从而调整第t期的能源消费总量向长期均衡靠近；当ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-10时，即第t-1期能源消费总量向下偏离长期均衡时，调整系数会以0.2998的速度增加第t期能源消费总量的增量，从而调整t期的能源消费总量向长期均衡靠近。（4）Granger因果检验运用Eviews5.1做Granger因果检验分析长三角地区经济增长与能源消耗内在关系，结果见表4。表4显示：假设H2能源消耗变化不会引起经济增长的变化，在两种情况下都不能拒绝原假设，说明长三角地区能源消耗并不是经济增长的内生变量。而假设H1经济增长的变化不会引起能源消耗的变化，在三种情况下都

16、被拒绝。结论显示：长三角地区经济增长与能源消耗具有单向的Granger因果关系，说明在一定经济发展水平上，表现出对能源更高的直接需求，同时也预示着未来单位GDP能耗的下降速度要减缓，资源消耗要增加。2长三角地区能源消费与经济增长的状态空间模型分析运用Eviews5.1对1990-2008年长三角地区能源消费和经济增长的关系进行变参数状态空间模型进行估计，以卡尔曼滤波算法可以得到如下测量方程和状态方程。测量方程：Ln（ECt）=4.0163+tLn（GDPit）（5）；se=（0.4583*）状态方程：t=0.1829+0.7189tt-1（6）se=（0.013*）（0.010*）式中：EC为长三角地区能源消费总量