安徽能源消费与经济增长关系的实证研究.docx

1、安徽能源消费与经济增长关系的实证研究 2007-2008年度计量经济学课程论文安徽能源消费与经济增长关系的实证研究指导老师 庞皓教授 黎实教授撰 稿 人 张 权（40509035）班 级 经管交叉实验班 二七年十一月二十三日目 录 1. 引言32. 文献回顾 33. 实证研究 4 3.1能源利用效率分析 43.2经济增长和能源消费的协整关系 43.2.1方法说明 43.2.2时间序列平稳性检验 53.2.3协整检验 53.3扩展的Cobb-Dauglas生产函数实证分析6 3.3.1模型分析 63.3.2回归分析 73.3.3多变量的协整检验 73.3.4自相关问题 94. 结论和建议 114

2、.1结论 114.2建议11参考文献11 安徽能源消费与经济增长关系的实证研究摘 要：安徽作为能源大省，能源消费与其经济增长有着重要关系。本文通过协整分析，并利用扩展的Cobb-Dauglas生产函数建立了计量经济模型，通过实证研究，得出安徽经济增长和能源消费之间存在协整关系，并且能源消费的增加对安徽经济的发展有重要的推动作用，但能源利用效率有待于提高，并根据研究结论提出了相应的建议。关键词：能源消费；经济增长；协整关系；扩展的生产函数1. 引言一个地区在一定时期内的经济增长与能源消费量存在很大的相关性。能源的利用效率高低能够反映该地区经济增长的质量。安徽作为一个能源大省，矿藏品种多、储量大，

3、其中煤、铁、铜等37种矿产的保有储量居全国前10位，两淮地区是华东最大的煤炭基地。但由于长期沿用传统的粗放型经济增长方式，社会经济的发展与能源的生产、消费密切相关，能源问题成为束缚安徽经济发展重要因素之一。安徽省能源丰富，同时能源消费量巨大，资源的利用效率如何，如何利用好这些资源，能源的消费和安徽的经济增长有怎样的关系，对于这些课题的研究具有重要的理论意义和现实意义。2.文献回顾关于能源消费和经济增长之间的关联关系, 国内外学者都作了一定的研究。如1978 年, Kraft J.和Kraft A.首次研究了美国GDP对其能源消费的影响，而后，其他一些学者的研究与他们的结论不尽相同，对不同国家和

4、地区或是对不同时间段的研究甚至的出完全不同的研究。随着我国改革开放的不断深入，工业化、城市化进程的逐渐加快，能源消耗迅速增加。如何在能源有限的前提下，实现经济的健康快速发展，是当前我国经济发展面临的重大课题。对此，国内的许多学者展开了研究，赵丽霞、魏巍贤( 1998) 利用C - D 生产函数建立向量自回归模型来实证研究了经济增长与能源使用之间的关系；朱跃中( 2002) 从经济结构对能源消费影响的角度研究了经济增长问题；韩智勇, 魏一鸣等( 2004)选取了我国19782000 年的相关数据对能源消费与经济增长的协整性与因果关系进行了研究；周祖根( 2004) 从能耗增长速度、能耗弹性系数和

5、节能率的角度, 探讨了上海能源与经济之间的关系；刘朝明等（2006）通过时间序列数据分析揭示了能源消费与经济增长之间的客观比例关系；黄玲（2007）利用福建省19782005 年的相关数据, 研究表明, 福建省能源消费和经济增长存在协整关系, 同时还存在着经济增长和能源消费的单向因果关系。可以发现，这些研究的结果多有差异，但能源消费与经济增长之间确实存在一定的关系。而对于安徽省这样能源生产和消费大省，研究其经济增长与能源消费之间的关系，对于实现安徽的可持续发展具有重要意义。3.实证研究3.1能源利用效率分析随着工业产业结构的不断调整和优化,以及传统高耗能行业设备改造、技术更新和节约用能意识的增

6、强,现代工业的能源利用效率不断提高。这不仅会对经济的增长产生影响，而且可以延长非再生能源资源的使用年限, 减轻能源生产和利用对环境的损害。不断提高能源的利用效率也是经济增长过程中追求的目标。而作为衡量这一目标是否实现的一个重要指标单位GDP能耗是指一定时期内，一个国家或地区每生产一个单位的国内生产总值所消耗的能源。计算公式为：单位GDP能耗=能源消费总量/国内生产总值它综合地反映了生产中对能源的利用效率, 是经济增长质量的重要指标。这一指标越小表明创造单位的国内生产总值消耗的能源越少。因此，我们可以把能源利用效率定义为：能源利用效率=国内生产总值/能源消费总量 图1安徽省历年单位GDP能耗 图

7、2安徽省历年能源利用效率由图1可以看出，安徽省自1991年以来，单位GDP能耗不断下降，并且从90年代初到1997年下降的速度都比较快，之后逐步趋缓。而由图2，从能源利用效率变化的角度也可以得到与之相对应的结论。虽然一些高新技术产业的快速发展，对安徽的工业节能做出了重要贡献，但由于高耗能行业投资增长居高不下，其中，2007年的前三季度有色、建材、化工、电力和钢铁等行业的投资同比分别增长84.6%、88.7%、71.1%、72.9%和55.1%，增幅仍处于高位。同时，高耗能行业和高耗能产品生产持续高速增长，进而会带动能源消费的快速增加。因此，安徽节能降耗的任务依然严峻。3.2经济增长和能源消费的

8、协整关系3.2.1方法说明在能源消费和经济增长关系的实证分析中，可以采用双变量模型，亦可以采用多变量模型。本文先建立安徽省GDP和能源消费量的双变量对数线性模型，即：本文样本区间为1991 - 2005 年, GDP以1990 年为基数进行了平减，原始数据均来自2006年安徽统计年鉴。将LnGDP 和LnE绘制折线图，如图3。由图可以看出，LnGDP 和LnE均呈现增长的态势，且有较强的相似变化趋势。两者的线形相关系数高达0.981465。3.2.2时间序列平稳性检验 图3 安徽历年经济增长和能源消费 为了检验数据的时间序列特征，采用Augment Dickey - Fuller(ADF)来确

9、定模型中各变量的平稳性。利用Eviews软件检验LnGDP 和LnE是否为非平稳序列，即考察其单整阶数。检验结果如图4、图5所示。 图4 LnGDP的平稳性检验 在10%的显著性水平下，T检验统计量值-3.580862小于相应的临界值-3.4455，从而认为LnGDP的差分序列不存在单位根，是平稳序列，即LnGDP是二阶单整的，LnGDPI（2）。 图5 LnE的平稳性检验在10%、5%的显著性水平下，T检验统计量值-2.266499小于相应的临界值，可得LnEI（2）。3.2.3协整检验为了检验能源消费和GDP增长之间的长期均衡关系，运用协整检验法对1991-2005年的数据作协整检验, 利

10、用OLS 对LnGDP和LnE进行回归： 图6 LnGDP和LnE的回归结果由上述回归结果，可得：LnGDP=-6.647169+1.637750LnE+ei(t=-8.895640) (t=18.46524) R2=0.963274 DW=0.849094如果回归结果中两个变量不存在协整关系，则可能出现伪回归现象。通过对残差进行单位根检验，得到T检验统计量值为-4.532564，小于相应的临界值，表明残差不存在单位根，是平稳序列，说明1991-2005年安徽GDP与能源消费之间具有协整关系，即两个变量之间存在长期的均衡关系。3.3扩展的Cobb-Dauglas生产函数26实证分析3.3.1模

11、型分析由数学家柯布（Cobb）和道格拉斯（Dauglas）于20世纪30年代初提出来的生产函数的一般形式为： 式中，Q为产量；L和K分别表示劳动和资本投入量；0，1。 本文参照刘朝明等的我国能源消费与经济增长的关联模型分析（2006），将Cobb-Dauglas 生产函数进行扩展，以GDP 作为产量，即被解释变量, 将以下变量作为解释变量：以全社会固定资产投资（以存量计算）作为资本投入量K, 以就业人数作为劳动投入量L，以能源消费总量作为能源投入量E。则扩展的生产函数为： 式中， A, , , 为未知参数，一般情形下0 ， 1 ，但当， 有为负数时，说明该投入量的增长，反而会引起GDP 的减少

12、，当, , 有大于1 时，说明该投入量的增加会引起GDP 成倍增加，这些情况在经济现象中都是存在的。 由于扩展的生产函数是非线性的，通过对数变化，则有： 3.3.2回归分析根据1991-2005年期间安徽的GDP、全社会固定资产投资（存量）、年末从业人员数以及能源消费总量的数据利用EViews软件，用OLS方法对经对数变换的生产函数进行回归，回归结果为： S = (8.472550) (0.143638) (1.485592) (0.580355) T = (-0.761637) (2.861461) (0.598377) (0.813518) R2=0.979809 F=177.9305 S

13、.E=0.065848 DW=0.724702由回归结果可知，模型的拟合程度比较好，通过F检验可以看出模型中被解释变量与所有解释变量之间的线性关系在总体上是显著的，全社会固定资产投资（存量）系数、劳动力投入系数和能源消费系数均为正，通过符号检验。S.E=0.065848也比较小，而DW=0.724702dL=0.814，存在一定的自相关，但从总体上已经说明了能源消费与GDP是正向相关的。 图7 扩展的生产函数模型的回归结果同时，利用安徽省1986-2005年的相关数据进行回归，可得： 图8 扩展的生产函数模型的进一步回归回归的结果为： S = (4.716359) (0.102058) (0.

14、936865) (0.425500) T = (-1.216520) (3.4724641) (0.693973) (1.542591) R2=0.991065 F=591.5623 S.E=0.056267 DW=0.766143可见，与1986-2005年数据的回归结果相比，效果有一定的改善，拟合程度更好，F检验更显著，T检验的效果有所改善。在用White检验法检验是否存在异方差时，nR2=9.050404,故不存在异方差。而DW值增大，但仍存在一定正的自相关。3.3.3多变量的协整检验为了研究安徽省1986-2005年GDP、全社会固定资产投资（存量）、年末从业人员数以及能源消费总量是否

15、存在长期均衡关系，下面进行协整检验。首先对各变量进行单位根检验，具体结果如图9到图12。图9 LnGDP的平稳性检验图10 LnK的平稳性检验图11 LnL的平稳性检验图12 LnE的平稳性检验经以上检验，四个变量在10%的水平下都是二阶单整的。而进一步的残差进行单位根检验，可以知道残差在10%的显著性水平下是平稳序列，说明1986-2005年安徽GDP与能源消费、全社会固定资产投资（存量）、年末从业人员数之间具有协整关系，即这几个变量之间存在长期的均衡关系。3.3.4自相关问题下面用广义差分法解决自相关问题。先对上述回归结果得到的残差进行一阶自回归，可得回归方程：对模型进行广义差分，得到广义

16、差分方程：对该广义差分方程用OLS回归，可得： 图13 广义差分方程输出结果由上表可以得到回归方程： S = (2.335815) (0.085563) (0.975900) (0.313239) T = (-1.701912) (4.120597) (1.509552) (1.325966) R2=0.961611 F=125.2460 S.E=0.044062 DW=1.646935其中，。 可见，广义差分之后，在0.05的显著性水平下，得dL=0.967,dU=1.685,虽然dLDW=1.646935dU，不能确定是否存在自相关，但根据常识DW界于1.35和2.65之间时，一般无自相关

17、，可以认为基本已经不存在自相关。此时的拟合程度同样很好，S.E减小，F检验很显著，T检验的效果得到了进一步的改善。 另外，由广义差分方程有，的估计值为-0.3975353/（1-0.61594）=-1.03509，由此可以得到扩展的生产函数模型为：由该模型可以看出，能源消费每增加一个百分点，安徽的国内生产总值将增加0.415345%。因此，从安徽现阶段的发展情况来看，增加能源投入或者提高能源消费对于经济增长的推动作用是很大的。对此，我们不仅要增加能源的消费量，更重要的是要节能降耗，通过提高能源的利用效率来促进经济增长，进而实现可持续发展。4结论和建议4.1结论从以上的计量分析不难看出：安徽经济

18、增长和能源消费之间存在协整关系，而且这种关系是长期均衡的关系；同时安徽能源消费的增长对于经济增长具有很大的推动作用，而能源的利用效率有待于进一步的提高，逐步改变粗放型的增长方式，实现安徽经济的科学可持续发展。4.2建议4.2.1控制高耗能行业的发展, 调整产业结构,转变经济增长方式。应继续控制高耗能行业的过快增长，加快淘汰落后生产能力。切实加快工业结构优化升级，走新型工业化道路。加快发展现代服务业，积极引导科技含量高、附加值高、能耗低、污染少的行业，同时结合自身的区位优势，走特色发展之路。4.2.2 加大科技创新力度，促进循环经济的发展。要充分发挥科技创新在节能降耗方面的重要作用，努力提高能源

19、的利用效率，开发新的洁净能源，同时要促进循环经济的发展。4.2.3增强节能理念，实施可持续发展战略。节约能源将对安徽实现自身的发展目标将起到举足轻重的作用。应该加强节能宣传和教育，增强全民的节能意识。目前能源仍然呈现供给不足的局面，要实现经济的持续发展，就要合理的利用资源，从可持续发展的战略角度建立能源保证体系，以实现安徽经济、社会和能源的健康协调发展。参考文献：1 庞皓主编.计量经济学.科学出版社，20062 赵丽霞, 魏巍贤.能源与经济增长模型研究J .预测，1998，(6)3 朱跃中.我国能源与经济增长关系现状分析J .经济研究参考，2002，（72）4 吴巧生, 成金华, 王华.中国工业化进程中的能源消费变动基于计量模型的实证分析J .中国工业经济，2005，（4）5 周祖根.上海能源与经济发展的关系及相关建议J .上海综合经济，2004，(9)6 刘朝明，曾胜，刘博.我国能源消费与经济增长的关联模型分析J .华东经济管理，2006，（11）7 姚政，郝传波.黑龙江经济增长与能源消费结构变动实证分析J .能源与环境，2007，（4） 8 周建.中国能源利用效率改进作用机制实证研究兼论“十一五”末单位GDP 能耗降低20 %的合理性J .财经研究，2007，（7）