Pohdrq經(jīng)濟信息管理論文征稿長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長的實證分析——

1、生命是永恒不斷的創(chuàng)造，因為在它內(nèi)部蘊含著過剩的精力，它不斷流溢，越出時間和空間的界限，它不停地追求，以形形色色的自我表現(xiàn)的形式表現(xiàn)出來。泰戈爾經(jīng)濟信息管理論文征稿：長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長的實證分析基于協(xié)整分析和狀態(tài)空間模型的估計摘 要：以協(xié)整分析和狀態(tài)空間模型為分析視角，本文對1990-2008年長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系進行實證分析。實證結(jié)果顯示：從協(xié)整分析來看，長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長存在著長期的均衡關(guān)系，并且當期經(jīng)濟增長量受當期能源消耗增長量和前一期經(jīng)濟增長量的影響，經(jīng)濟增長有29.98%的自動修復(fù)能力。從空間狀態(tài)模型來看，長三角地區(qū)能源消費彈性曲線圖呈現(xiàn)出“倒U型”，大

2、約在0.633-0.664之間波動，在1999年達到最低點，1990-1999年出現(xiàn)震蕩下滑，而1999-2005年小幅度反彈，2005年以后能源消費彈性趨向于收斂。在此基礎(chǔ)上，得到三點啟示。關(guān)鍵詞：能源消費；經(jīng)濟增長；協(xié)整分析；狀態(tài)空間模型一、引言能源是人類賴以生存的基本條件，是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，這是由現(xiàn)代化大工業(yè)本身的特點所決定的。在推進社會主義市場經(jīng)濟的進程中，能源一直是長三角地區(qū)經(jīng)濟增長、社會發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。能源工業(yè)的發(fā)展，不僅為生活、生產(chǎn)提供了重要的動力源，同時也提供了重要的工業(yè)原料，在促進技術(shù)進步、提高經(jīng)濟效益和推動整個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展等諸多方面起著重要的作用。1990-

3、2008年，長三角地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展，實際GDP（1990年=100）由3102.85億元增加到30169.79億元，年平均增長速度為12.72%相應(yīng)地，能源消耗總量也穩(wěn)步增長，由11432.9萬噸標準煤增加到47458.71萬噸標準煤，年平均增長速度為7.78%，經(jīng)濟增長與能源消費增長之比為1.631，總體上能源消費增長慢于GDP增長。統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，長三角地區(qū)能源消費與GD基本上是同向增長的，能源消耗是經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的重要推動力，為經(jīng)濟發(fā)展提供了重要的物質(zhì)保障。GDP和能源消耗年平均增長率見表1。圖1可以看出：第一，長三角地區(qū)能源消耗與GDP基本是同向變化，都有不斷上升趨勢；第二，從趨勢

4、來看，長三角地區(qū)能源消耗與GDP變化并沒有呈現(xiàn)喇叭口狀態(tài)，而是一個同步增長的態(tài)勢。長三角地區(qū)經(jīng)濟快速增長對能源需求也在相應(yīng)地增加，能源消耗增長速度并沒有經(jīng)濟增長速度快，這為筆者進一步研究能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析提供了現(xiàn)實背景。 基于上述現(xiàn)實考慮，本文將從兩個層面來解析長三角地區(qū)的能源消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。一方面，采用協(xié)整分析長三角地區(qū)國民生產(chǎn)總值與能源消費之間的短期與長期均衡關(guān)系；另一方面，將不可觀測的變量加入到估算模型中也就是說，采用變系數(shù)的狀態(tài)空間模型對能源消費彈性進行了估計，推算了長三角能源消費彈性的趨勢，試圖反映長三角地區(qū)能源利用情況，從而更深刻地揭示經(jīng)濟增長與能源消費之間

5、的關(guān)系。 二、分析框架1理論基礎(chǔ)能源是人類社會賴以生存和發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。能源消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系：一方面，經(jīng)濟增長對能源存在依賴性，即大量的能源投入促進了經(jīng)濟的快速增長。另一方面，經(jīng)濟增長促成了能源的大規(guī)模開發(fā)和利用，也為發(fā)展能源提供了資金支持。與此同時，能源的開發(fā)利用促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進而極大地推進了經(jīng)濟增長。但是，快速的經(jīng)濟發(fā)展不可避免地加劇了對資源消耗、環(huán)境保護的壓力，能源過度消耗與經(jīng)濟發(fā)展之間的兩難沖突。與此同時，經(jīng)濟增長對能源消費具有正負效應(yīng)。如果經(jīng)濟增長模式建立在能源消耗低、環(huán)境污染少的基礎(chǔ)上時，經(jīng)濟將持續(xù)穩(wěn)定，資源合理開發(fā)并能優(yōu)化生態(tài)環(huán)境；如果經(jīng)濟增長模式建立在能源消耗偏

6、高、破壞環(huán)境的不可持續(xù)能力上，經(jīng)濟的高速發(fā)展會導(dǎo)致對能源資源的過度消耗，伴隨著對資源開發(fā)進一步加劇，最終制約經(jīng)濟的進一步發(fā)展，進入經(jīng)濟發(fā)展和資源開發(fā)的非良性循環(huán)。因此，要促進經(jīng)濟又好又快的發(fā)展，必須樹立科學(xué)發(fā)展理念，走“資源節(jié)約型、環(huán)境友好型”發(fā)展路徑。2研究方法（1）協(xié)整分析第一步，平穩(wěn)性檢驗。對于時間序列數(shù)據(jù)而言，平穩(wěn)性是核心。通過ADF檢驗各變量差分序列是否平穩(wěn)。若各變量都存在同階單整序列，則可以考察變量之間協(xié)整關(guān)系。第二步，采用Engle和Granger（1987）提出的協(xié)整檢驗的方法。在各變量序列都是同階單整序列前提下，建立回歸方程：Ln（ECt）=0+1Ln（GDPt）+t（t=1

7、990-2008），其中，EC表示能源消費總量作為被解釋變量，GDP表示長三角地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值作為解釋變量（下同）。運用ADF檢驗來判斷殘差序列贊t是否平穩(wěn)。如果殘差序列是平穩(wěn)的，則可以確定回歸方程中的兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，并且協(xié)整向量為（1，-贊0，-贊1）；否則兩個變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。第三步，ECM分析。沿用E-G兩步法思想，模型設(shè)定為Ln（ECt）=1Ln（GDt）+2Ln（ECt-1）+ecmt-1+tecmt-1=Ln（ECt-1）-贊0-贊1Ln（GDPt-1）：其中為調(diào)整系數(shù)。它表示當短期波動偏離長期均衡時，將以的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)回到均衡狀態(tài)。第四步，Granger因

8、果檢驗。運用Granger（1969）提出的Granger因果檢驗，基本思想是：若X的變化引起Y的變化，則X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y的變化之前。也就是說“X變化是引起Y變化的Granger因果關(guān)系”。反之，若Y的變化引起X的變化，則Y的變化應(yīng)該發(fā)生在X變化之前。也就是說，Y變化是引起X變化的Granger因果關(guān)系。（2）狀態(tài)空間模型在計量經(jīng)濟學(xué)中，狀態(tài)空間模型（State SpaceModel）用來估計不可觀測的時間變量：理性預(yù)期、測量誤差、長期收入和不可觀測因素（趨勢和循環(huán)要素）。許多時間序列模型，包括典型的線性回歸模型和ARIMA模型都能作為特例寫成狀態(tài)空間形式并估計參數(shù)值。利用狀態(tài)空間形式表示

9、動態(tài)系統(tǒng)主要有兩個優(yōu)點：第一，狀態(tài)空間模型將不可觀測的變量（狀態(tài)變量）并入可觀測模型，并與其一起得到估計結(jié)果；第二，狀態(tài)空間模型是利用強有力的迭代算法卡爾曼濾波（KalmanFilter）來估計的，卡爾曼濾波可以用來估計單變量和多變量的ARMA模型、馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型和變參數(shù)模型等（高鐵梅，2009）。本文采用變系數(shù)的計量模型，以狀態(tài)空間模型進行估計，可以反映出能源消費彈性隨時間的變動情況。一般來說，狀態(tài)空間模型是由一組測量（Observation）方程和狀態(tài)（State）方程構(gòu)成。以狀態(tài)空間模型考察GDP與能源消費的關(guān)系，建立如下形式模型：測量方程：Ln（ECt）=dt+tLn（GDPit）+

10、t（t=1，2，T）（1）；狀態(tài)方程：t+ct=Ttt-1+t（t=1，2，T）（2）方程（1）為測量方程，表示能源消費與GD之間的一般關(guān)系，其中：可變參數(shù)是不可觀測變量，稱為狀態(tài)變量，其變化反映除GDP以外的其他因素對能源消費和GDP關(guān)系的綜合影響；dt是具有固定參數(shù)的解釋變量。方程（2）稱為狀態(tài)方程或轉(zhuǎn)換（Transition）方程描述了狀態(tài)變量的生成過程。在方程（2）中，假定參數(shù)t服從于AR（1）模型。t，t分別是測量方程和狀態(tài)方程的擾動項，相互獨立，且服從均值為零、方差是常數(shù)的正態(tài)分布。3變量選擇與數(shù)據(jù)來源本文研究過程采用1990-2008年的長三角地區(qū)國民生產(chǎn)總值（GDP）、能源消耗

11、（EC），使用以1990年為基期的國民生產(chǎn)總值指數(shù)對GDP進行縮減，以消除物價因素影響。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時削弱可能的異方差，對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)處理。數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年度的上海統(tǒng)計年鑒、江蘇統(tǒng)計年鑒、浙江統(tǒng)計年鑒、中國能源統(tǒng)計年鑒。三、實證分析1.長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析（1）平穩(wěn)性檢驗運用Eviews5.1對經(jīng)濟增長與能源消費序列進行ADF單位根檢驗，結(jié)果見表2。表2顯示：變量Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF統(tǒng)計值都大于5%顯著水平的臨界值，因此不能拒絕原假設(shè)；Ln（GDP）和Ln（EC）都是一個非平穩(wěn)序列。Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF統(tǒng)計值都是

12、大于5%顯著水平的臨界值，因此也不能拒絕原假設(shè)。但是2Ln（GDP）和2Ln（EC）的ADF統(tǒng)計值都是小于5%顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，從而認為變量2Ln（GDP）和2Ln（Y）都是2階單整序列，即Ln（GDP）I（2），Ln（EC）I（2）。（2）協(xié)整關(guān)系運用Eviews5.1OLS回歸方程為:LnEC=4.3141+0.6158LnGDP+贊t（3）t=（14.89）（19.66）R2=0.9578 DW=0.16回歸方程中0.6158表示：在1990-2008年，平均而言，經(jīng)濟增長1%會導(dǎo)致能源消費增長0.6158%。運用Eviews5.1對回歸方程（3）估計的殘差序列進行單位根

13、檢驗，結(jié)果見表3。表3顯示：殘差序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定殘差序列是平穩(wěn)序列。長三角地區(qū)經(jīng)濟增長與能源消耗之間存在協(xié)整關(guān)系，并且協(xié)整向量為（1，4.314，0.6158），說明在樣本期間內(nèi)，長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。（3）ECM分析運用Eviews5.1的OLS回歸方程為: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回歸方程（4

14、）表明：第一，在5%的顯著性水平下，短期內(nèi)當期經(jīng)濟增長增加1%，當期能源消費增長量也會相應(yīng)增加0.6342%；前一期能源消費增長量增加1%，當期能源消費增長量也會增加0.9423%。第二，0.2998表示：當能源消費總量短期波動偏離長期均衡時候，以0.2998調(diào)整速度向均衡點靠近，也就是說，將以0.2998的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。第三，當ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-10時，即第t-1期能源消費總量向上偏離長期均衡時，調(diào)整系數(shù)會以0.2998的速度減少第t期能源消費總量的增量，從而調(diào)整第t期的能源消費總量向長期均衡靠近；當ecmt-1=LnE

15、Ct-1-4.314-0.6158LnGDPt-10時，即第t-1期能源消費總量向下偏離長期均衡時，調(diào)整系數(shù)會以0.2998的速度增加第t期能源消費總量的增量，從而調(diào)整t期的能源消費總量向長期均衡靠近。（4）Granger因果檢驗運用Eviews5.1做Granger因果檢驗分析長三角地區(qū)經(jīng)濟增長與能源消耗內(nèi)在關(guān)系，結(jié)果見表4。表4顯示：假設(shè)H2能源消耗變化不會引起經(jīng)濟增長的變化，在兩種情況下都不能拒絕原假設(shè)，說明長三角地區(qū)能源消耗并不是經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量。而假設(shè)H1經(jīng)濟增長的變化不會引起能源消耗的變化，在三種情況下都被拒絕。結(jié)論顯示：長三角地區(qū)經(jīng)濟增長與能源消耗具有單向的Granger因果關(guān)

16、系，說明在一定經(jīng)濟發(fā)展水平上，表現(xiàn)出對能源更高的直接需求，同時也預(yù)示著未來單位GDP能耗的下降速度要減緩，資源消耗要增加。2長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長的狀態(tài)空間模型分析運用Eviews5.1對1990-2008年長三角地區(qū)能源消費和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行變參數(shù)狀態(tài)空間模型進行估計，以卡爾曼濾波算法可以得到如下測量方程和狀態(tài)方程。測量方程：Ln（ECt）=4.0163+tLn（GDPit）（5）；se=（0.4583*）狀態(tài)方程：t=0.1829+0.7189tt-1（6）se=（0.013*）（0.010*）式中：EC為長三角地區(qū)能源消費總量；t為變參數(shù)，表示能源消費彈性，括號中為估計的標準差，

17、*、*分別表示在5%、10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。狀態(tài)方程（6）中的系數(shù)T的估計值顯著不為零，說明不為常數(shù)而存在自相關(guān)性，也就是說，除GDP以外的其他因素對中國經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系的影響是比較明顯的。參數(shù)t隨時間變動較大，說明采用變系數(shù)模型刻畫長三角地區(qū)能源消費彈性系數(shù)變化的必要性。圖2給出了采用狀態(tài)空間模型方法估算了長三角地區(qū)1990-2008年能源消費彈性系數(shù)的變化趨勢。從圖中可以看出在樣本期間長三角地區(qū)能源消費彈性曲線圖呈現(xiàn)出“倒U型”，大約在0.633-0.664之間波動。當GDP每增加100億元，將大約有63.3-66.4萬噸標準煤能源被用于消費。在1999年達到最低點，199

18、0-1999年出現(xiàn)震蕩下滑，而1999-2005年卻小幅度反彈，在2005年以后在0.655上下波動，能源消費彈性趨向于收斂。1990-1999年能源消費彈性系數(shù)的下降表明同比例增長的產(chǎn)出增長需要更小的能源消費增加比例。估計結(jié)果一定程度上表明：長期以來，特別是改革開放以后，我國能源的高投入對經(jīng)濟增長的推動功不可沒，單位能源消費帶來的GDP增加呈上升趨勢，而且能源利用的效率總體上在提高。但是，我們也應(yīng)看到：1999年以來長三角地區(qū)能源消費彈性系數(shù)持續(xù)上升，這期間為長三角地區(qū)重工業(yè)增長最快的時期，經(jīng)濟增長和城市化帶來的大規(guī)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)體制刺激了對重工業(yè)的投資，投資增長過猛、高耗能產(chǎn)業(yè)迅速擴張和高

19、耗能產(chǎn)品產(chǎn)量大幅增長。伴隨著長三角地區(qū)“膨脹病”問題日益嚴重，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級已經(jīng)推上重要的議程，在加之，我國在“十一五”提出落實科學(xué)發(fā)展重要戰(zhàn)略的推進，2005年以來，長三角地區(qū)能源消費彈性趨向于收斂，這主要在于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整與區(qū)域能源政策共同推進作用。在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整方面，將一系列高污染、高耗能的企業(yè)關(guān)、停、并、轉(zhuǎn)，積極扶持低污染、低能耗、高附加值的產(chǎn)業(yè)，重點發(fā)展新能源、污染較低的高級服務(wù)業(yè)。以江蘇為例，近幾年來，江蘇省新能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，在一些關(guān)鍵領(lǐng)域取得突破，產(chǎn)業(yè)綜合競爭力顯著提高。2008年，江蘇省新能源產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)值近900億元，特別是光伏產(chǎn)業(yè)規(guī)模躍居全國第一。從政策角

20、度來看，2006年底長三角地區(qū)開始籌建長三角能源平臺，建設(shè)統(tǒng)一的區(qū)域能源交易市場，以健全長三角能源保障機制，優(yōu)化區(qū)域能源項目布局，提高能源利用效率。長三角能源平臺著眼于打破投資、流通壁壘，建立統(tǒng)一的區(qū)域能源交易市場，構(gòu)建煤炭、油品、電力等交易中心；推動跨省區(qū)能源企業(yè)合作，促進能源中介機構(gòu)、節(jié)能服務(wù)公司的發(fā)展；并探索建立國際化能源供應(yīng)體系和國際能源合作機制。隨著我國可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的推進，節(jié)能減排將面臨著較大的壓力。四、結(jié)論與啟示本文對1990-2008年長三角地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證分析，基本結(jié)論如下：從協(xié)整分析來看，從短期來看，當期經(jīng)濟增長量受當期能源消耗增長量和前一期經(jīng)濟增長量的

21、影響，并且經(jīng)濟增長有29.98%自動修復(fù)能力。從長期來看，長三角地區(qū)經(jīng)濟增長1%會導(dǎo)致能源消耗增長0.6158%。Granger因果檢驗表明：長三角地區(qū)經(jīng)濟增長與能源消耗具有單向的Granger因果關(guān)系，說明在一定經(jīng)濟發(fā)展水平上，表現(xiàn)出對能源更高的直接需求，同時也預(yù)示著未來單位GDP能耗的下降速度要減緩，資源消耗要增加。從空間狀態(tài)模型來看，1990-2008年長三角地區(qū)能源消費彈性曲線圖呈現(xiàn)出“倒U型”，大約在0.633-0.664之間波動。當GDP每增加100億元，將大約有63.3-66.4萬噸標準煤能源被用于消費。在1999年達到最低點，1990-1999年出現(xiàn)震蕩下滑，而1999-2005年小幅度反彈，2005年以后在0.655上下波動，能源消費彈性趨向于收斂。根據(jù)以上的實證分析，我們得到以下三點啟示。第一，從經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量角度，落實科學(xué)發(fā)展觀的重要性?？茖W(xué)發(fā)展觀強調(diào)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要性。人類要達到可持續(xù)發(fā)展所要求的經(jīng)濟增長，就必須改變傳統(tǒng)的能源和資源利用開發(fā)方式，改變以“高投入、高消耗、高污染”為特征的生產(chǎn)消費模式和思維方式，實施可持續(xù)的生產(chǎn)和消費模式，改變“先污染后治理”的傳統(tǒng)發(fā)展模式，實施可持續(xù)發(fā)展所要求的發(fā)展模式，從而減少經(jīng)濟發(fā)展所造成對能源消耗的壓力。第二，調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、從而轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式。從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整維度來看，調(diào)整的方向應(yīng)該是加速發(fā)展服務(wù)業(yè)發(fā)展，