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淺析我國經(jīng)濟增長與能源消費的關系及政策建議論文
1 引 言
能源是一國經(jīng)濟發(fā)展的重要物質基礎，經(jīng)濟的發(fā)展往往與能源需求的上升呈正相關關系。目前，我國能源緊缺的狀況使人們認識到，不可再生能源的過度使用會成為經(jīng)濟增長的瓶頸，同時，能源開發(fā)利用中的環(huán)境問題也制約著經(jīng)濟的發(fā)展。改革開放以來，中國的經(jīng)濟經(jīng)歷了持續(xù)的快速增長，而此時越來越高的能源價格與環(huán)境污染現(xiàn)狀都在迫切要求粗放型的經(jīng)濟增長向集約型經(jīng)濟增長轉變。在新的歷史時期，對能源消費和經(jīng)濟增長關系的研究，對于實施能源節(jié)約政策有著重要的指導意義。
近年來，因果關系研究方法也逐漸被應用到亞洲國家的能源消費與經(jīng)濟增長之間關系的研究中。在 A safu-A djaye（ 2000） 基于協(xié)整性檢驗和誤差修正模型的研究中，顯示了印度和印度尼西亞兩國能源消費對 GDP 的因果關系，以及菲律賓和泰國兩國能源消費和 GDP 之間的雙向因果關系。
張全權、陳濤和姜鵬 （ 2011） 分析中國能源消費與經(jīng)濟增長關系，得出中國能源消費與經(jīng)濟增長存在雙向因果關系和協(xié)整關系。本文將利用協(xié)整性檢驗和因果性分析的方法，研究中國能源消費結構與經(jīng)濟發(fā)展之間的定性與定量關系，但主要集中在定量關系上。
2 數(shù)據(jù)采集與處理及模型的選取
本文數(shù)據(jù)選擇樣本區(qū)間為 1978 年至 2014 年，在我國能源消費的構成主要以煤炭、石油、天然氣、水電、核電和風電等為主。所以，本文選取了煤炭、石油、天然氣和水電、核電、風電的時間序列數(shù)據(jù)分別與 GDP 進行回歸分析，其中將水電、核電和風電三者合而為一成為一種數(shù)據(jù)。為了使數(shù)據(jù)具有一定的可比性，將 GDP 的數(shù)據(jù)按 1978 年的不變價格換算成實際 GDP.本文用 RGDP 表示實際國內生產總值（ 單位： 億元） ,COAL 表示煤炭的年消費量 （ 單位： 萬噸煤標準） ,OIL 表示石油的年消費量 （ 單位： 萬噸煤標準） ,GAS 表示天然氣的年消費量 （ 單位： 萬噸煤標準） ,ELE 表示水電、核電和風電的年消費量 （ 單位： 萬噸煤標準） .從各主要能源消費和實際 GDP 的時間序列圖中可以看出我國能源消費主要以煤和石油為主的傳統(tǒng)能源，而對于像天然氣、水能、風能、核能等清潔能源的利用很低。同時各能源消費時間序列和實際 GDP 時間序列都是非平穩(wěn)的時間序列，且它們的變化趨勢呈一定的指數(shù)增長，直觀上看這些變量可能均為二階單整。
為了得到一階單整以及避免使用實際的數(shù)據(jù)序列所產生的異方差問題，我們對五個時間序列數(shù)據(jù)取對數(shù)，得到了對數(shù)實際 GDP （ LNRGDP） 、對數(shù)煤炭消費 （ LNCOAL） 、對數(shù)石油消費 （ LNOIL） 、對數(shù)天然氣消費 （ LNGAS） 、對數(shù)水電、風電和核電消費 （ LNELE） .由其對數(shù)時間序列圖可以看出對數(shù)實際 GDP 與各對數(shù)能源消費有一定的相關關系，走勢大致保持了同方向性。各能源消費基本保持平緩的增長趨勢，但對數(shù)天然氣的消費在 2008 年前增長相對平緩，2008 年后增速突然加快。這可能與我國的能源開發(fā)以及對天然氣的開發(fā)利用的力度加大有關。
以上對數(shù)實際 GDP 時間序列與各對數(shù)能源消費時間序列是否存在長期的均衡關系即協(xié)整關系，我們得做進一步的協(xié)整檢驗。
用 Eviews 6. 0 對對數(shù)變量 LNRGDP、LNCOAL、LNOIL、LNGAS 和 LNELE 做 ADF 檢驗，由檢驗結果知五個對數(shù)變量均為非平穩(wěn)時間序列。在對它們分別進行一階差分而后進行單位根檢驗，結果均為平穩(wěn)時間序列。由此可得對數(shù)實際GDP、對數(shù)煤炭消費量、對數(shù)石油消費量、對數(shù)天然氣消費量、對數(shù)水電核電風電消費量都是一階單整。
通過各能源消費與 GDP 間的散點圖可知 LNRGDP 與LNCOAL、LNRGDP 與 LNOIL、LNRGDP 與 LNGAS、LNRG-DP 與 LNELE 都呈一定的線性關系。所以可建立線性模型。
3 Johansen 協(xié)整檢驗和 Granger 因果檢驗
3. 1 Johansen 檢驗
協(xié)整理論認為，在短期內各時間序列變量具有各自發(fā)展的變動趨勢，但在長期，它們之中必存在協(xié)調發(fā)展的趨勢，協(xié)整性的檢驗實質就在于檢驗其回歸方程中是否存在單位根。若兩時間序列不是協(xié)整的，則殘差中一定存在單位根，若是協(xié)整的，則它的殘差項一定是平穩(wěn)的，不存在單位根。
對變量 LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNELE 分別和 LN-RGDP 兩兩進行 Johansen 檢驗，選取滯后 2 階，從 Johansen檢驗結果可以看出，在 0. 05 的水平下，只有對數(shù)實際 GDP（ LNRGDP） 與對數(shù)石油消費量 （ LNOIL） 之間存在一個協(xié)整關系，其余的三對時間序列之間不存在協(xié)整關系。
3. 2 Granger 因果檢驗
本文對 LNRGDP 與 LNCOAL、LNOIL、LNGAS、LNELE分別進行 Granger 因果檢驗，由檢驗結果可以看出 GDP 的增長與煤炭消費量和水電核電風電消費量沒有格蘭杰因果關系。而 GDP 增長是石油消費量和天然氣消費量的格蘭杰因果。可見隨著我國 GDP 的增長，石油和天然氣的消費量也逐漸增長。又由檢驗結果可以看出我國 GDP 增長與石油消費量有著長期均衡的相關關系。而其余的能源消費量與GDP 增長沒有長期的均衡關系。這在某種程度上與我國的經(jīng)濟現(xiàn)狀相符。
4 誤差修正模型的建立
根據(jù)協(xié)整檢驗可以看出，經(jīng)濟增長與石油的消費存在長期的協(xié)整關系，也是一種長期的均衡關系。但由于時間跨度較短，無法得知這些結果的穩(wěn)定性，因此有必要對其進行短期的因果關系檢驗，故建立誤差修正模型來對其檢驗。誤差修正模型把協(xié)整回歸所生成的殘差序列考慮到模型之中，來反映各變量之間的關系偏離長期均衡狀態(tài)對短期波動的影響，若誤差修正項的系數(shù)通過顯著性檢驗，則表明誤差修正機制產生，解釋變量既是被解釋變量的長期原因，也是其短期原因。若通不過顯著性檢驗，則說明解釋變量是被解釋變量的短期原因，但不是其長期原因。
5 結 論
由上述分析可以發(fā)現(xiàn)，各能源消費與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關系及因果關系有一定的差異，具體而言如下： 一是GDP 增長與煤炭消費沒有協(xié)整關系，相互之間也無因果關系； 二是 GDP 增長與石油消費之間存在協(xié)整關系，也有因果關系，但是是 GDP 的增長導致石油消費的增長； 三是GDP 增長與天然氣消費之間無協(xié)整關系，但有單向因果關系即 GDP 的增長引起了天然氣消費的增長； 四是 GDP 增長與水電、核電、風電的消費沒有協(xié)整關系，也無因果關系。
通過上述結論可知，我國能源消費結構處于不斷調整的過程。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，國民生活水平的不斷提高，我國居民的汽車擁有量越來越多以及工業(yè)國防的發(fā)展對石油的需求越來越多，這就使我國逐漸成為石油進口大國。同時居民對天然氣的使用也不斷增加，同時相比較煤炭天然氣更清潔。
由于技術原因我國對水電、核電、風電等新能源的利用率過低。煤炭一直是我國經(jīng)濟增長的動力，但隨著能源結構的不斷調整，及產業(yè)結構的調整使得煤炭與 GDP 沒有長期的均衡關系。
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