時間：2023-03-22 17:37:08
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1.《十二五能源發展規劃》表明，截至2010年已探明天然氣地質儲量3068億立方米。澀北氣田產能近100億立方米，為柴達木循環經濟試驗區的鹽湖、冶金等特色優勢產業和西部地區居民生活提供了清潔能源保障。太陽能資源利用尚未形成規模。日照充足，屬于太陽能資源豐富區，太陽能輻射強度高，日照時間長，全省年日照時數在2300－3500小時之間，僅次于，居全國第二位，太陽輻射總量在每平方米5637－7420兆焦耳之間，年接受太陽能折合標煤達623億噸，合360億萬千瓦時電量，相當于龍羊峽電站年發電量的6萬倍。截至2013年末，太陽能發電廠有124家，其中光伏發電廠123家，光熱發電廠1家。太陽能發電量28.16億千瓦時，比2012年增加13.68億千瓦時，增長94.5%。但太陽能推廣應用總體上仍處在初級階段，太陽能產業資源與產品之間的關聯度還不高，應對市場波動和市場風險的能力差，太陽能建筑尚處在起步階段，太陽灶、戶用電源的利用尚未形成規模。可燃冰利用技術尚未解決。祁連山南緣成功鉆獲可燃冰樣品，使我國成為世界上第一個在中低緯度凍土區發現可燃冰的國家。可燃冰遠景儲量達到350億噸油當量，且開發利用條件較為優越。目前關鍵是開發利用的環保和技術問題還沒有解決，因此不能進行大量開采：一是在開采可燃冰過程中，如果向大氣中排放大量甲烷氣體，會加劇全球溫室效應。二是可燃冰開采過程中會分解產生大量的水，釋放巖層孔隙空間，使其賦存區地層發生固結性變差，引發地質災變。目前全世界對“可燃冰”的研究大都只處于科學勘探層面，還沒有進入實際開采實用階段。
2.主要能源生產與經濟增長的因果關系檢驗分析本文用格蘭杰因果檢驗法（GrangerCausalityTest）對主要能源生產與經濟增長之間的分析做進一步驗證。平穩性檢驗。對數據進行對數化處理。通常來說，格蘭杰因果檢驗要求必須是平穩的時間序列數據，因此首先對數據進行平穩檢驗，結果如表4。從表4看，GDP與原煤、原油、天然氣、水電數據經對數化處理后，仍是非平穩數據，但其一階差分是平穩的，因此對一階差分進行格蘭杰因果檢驗，結果如表5。2.格蘭杰因果檢驗。從表5看，LNGDP是LNCP、LNNG和LNWE格蘭杰意義上的原因，LNCO和LNGDP之間不存在格蘭杰意義上的因果關系，這與前面的相關性分析結論基本上一致。以上實證分析表明，經濟增長是帶動原煤、天然氣和水電生產的主要原因，原油和經濟增長之間不存在關系。這說明，主要能源生產是一種被動式的發展模式，能源在促進經濟增長方面作用有限，反而是經濟增長帶動了能源生產。出現這樣結果的原因主要與發展戰略有關。上世紀90年代以來，就確立了以保護生態為原則的經濟發展模式，2008年更是確立了“生態立省”戰略，全省經濟建設都圍繞保護生態開展，并未通過資源開發、銷售等途徑謀求帶動經濟發展。
二、能源消費與經濟增長實證分析
1.從能源生產與經濟增長的實證分析看，GDP與原煤、天然氣、水電生產之間相關性較高，分別為0.9854、0.9801、0.9764，與原油相關性較低，相關系數為0.5190。格蘭杰因果檢驗（GrangerCausalityTest）表明經濟增長對原煤、天然氣、水電等能源生產存在單方向的推動作用，經濟增長是能源生產增長的推動力。因此促進能源生產和結構改善，要以加快經濟發展和改變粗放式的經濟增長方式為基礎。
2.從能源消費對經濟增長的實證分析看，利用柯布——道格拉斯生產函數計算的人均能源消費和人均資本擁有量彈性系數分別為0.5397和0.3031，這表明在當前的經濟發展中能源消費對經濟增長的推動作用大于資本的推動作用。全省GDP的增長在很大程度上依賴于高耗能產業的發展，單位GDP能耗依然較高，節能降耗壓力較大。重化工業的經濟結構導致能源消費結構不盡合理，全省能源消費主要以工業為主，且煤炭的消費占有很大的比重，盡管近年來天然氣消費比重有所上升，但水電開發利用能力還相對薄弱，太陽能、風能的利用還處在啟動階段。隨著全省經濟結構的轉型升級，以及人民生活水平的不斷改善，全省能源消費結構還需進一步優化。
三、建議
1.保持適度的經濟增長速度，為調整能源結構，降低能耗創造良好環境。轉變經濟增長方式，調整和優化產業結構，推進經濟結構從依靠資源消耗的粗放型向節約型、集約型轉變，改變以高消耗、高污染來實現經濟快速增長的發展模式。大力發展低能耗、低污染、高附加值的產業，加大第三產業在三次產業結構中的比重，通過產業結構調整實現能源結構的改善和經濟可持續發展。2.未來能源發展戰略應為適度發展煤炭產業，進一步發展電力，提升天然氣利用強度，積極開發太陽能、風能等可再生能源，同時加大研發力度，探索可燃冰等能源供給新領域。一是要保持一定的煤炭資源勘查開發力度，保證煤炭資源的正常供給能力。二是要加大煤炭產業整合力度，促進煤炭產業優化升級。三是要重視能源清潔利用技術，提高能源轉化效率，盡量降低煤炭等化石能源消費對環境的負面影響。四是要制定鼓勵利用清潔能源和可再生能源的政策，加快發展清潔能源和可再生能源的步伐，提高水電、太陽能、天然氣在總能源消費中的比例，逐步形成一個多元化的能源結構,走可持續能源發展道路。
3.建立能源生產、消費監測和預警機制，關注高耗能企業的單位GDP能耗，提高能源利用效率。逐步調整高耗能產業的內部結構和產品結構，遏制低水平重復建設，嚴格審批項目。加大節能技術研發，提高高耗能產品技術含量和附加值。對鋼鐵、有色、電力、石化、化工、建材等高能耗行業和年能耗萬噸標準煤以上的重點能耗企業,建立臺賬,加強監測,同時督促企業加大節能技術研發力度，重視先進的節能技術、工藝和設備的推廣應用，不斷淘汰落后產能及耗能設備。
1.1ADF檢驗
由于同時受隨機趨勢的影響，現實中大多數經濟現象的時間序列一般情況下都是不平穩的，檢驗是否是非平穩時間序列方法最常用的是ADF（augmenteddickeyfuller）檢驗。根據平穩性檢驗基本原理，采用ADF檢驗法，借助EViews7.0軟件的操作，分別對lnGDP和lnEC序列的平穩性進行檢驗，即檢驗兩個序列的原序列、一階差分及二階差分序列。檢驗結果表明，lnGDP和lnEC的原序列和一階差分序列都表現為不平穩，但二階差分后序列表現出平穩狀態，并且在1%的顯著性水平下，lnGDP和lnEC的二階差分序列均為平穩序列，檢驗順利通過。
1.2協整檢驗
協整是檢驗一組非平穩序列線性組合是否具有穩定的均衡關系，即是否存在共同的隨機性趨勢。由于lnEC和lnGDP都是二階單整，因此可以進行協整檢驗，即采用E-G兩步法建立回歸方程。首先，利用OLS對lnEC和lnGDP進行回歸建立兩者之間的協整回歸方程如下：Ln（EC）t=5.11668426058+0.428867357494*l（nGDP）tT=（62.09929）（43.30398）通過Eviews估計計算得到，lnEC的方差值（R2）為0.988925，調整后的方差值為0.988398，說明方程的擬合度較高；從模型估計結果來看，可決系數達到了98.89%，T和F統計量都非常顯著，模型的擬合效果很好。說明二者之間存在協整關系。
1.3Granger因果關系
檢驗Granger因果檢驗用來分析兩個序列間是否存在因果關系，實質上是檢驗一個變量是否受到另一變量的滯后影響。本文按照AIC準則通過選取1~2兩個滯后期來檢驗lnEC和lnGDP二者之間的Granger因果關系，檢驗結果如：由檢驗結果可以看出，在10%的顯著水平下，得出lnEC是lnGDP的Granger因果關系、lnGDP不是lnEC的Granger因果關系的結論即1991~2013年間安徽省能源消費與GDP之間存在一種單向因果關系。
2結語
1.1變量平穩性檢驗在對煤炭、石油、天然氣、電力四種能源消費與GDP增長關系進行計量分析前，首先要進行變量的平穩性檢驗，本文選用ADF單位根指標來檢驗各變量的平穩性。只有平穩的時間序列（即單整序列）才能進行相應的回歸分析，否則就會產生偽回歸問題，進而造成錯誤的結論。因此，下面將分別對GDP增長率，煤炭、石油、天然氣和電力消費增長率的時間序列進行單位根檢驗，只要檢驗結果表明這五個變量都是單整序列，接下來就可以對它們進行其它檢驗和回歸分析。為了研究的方便，以下分別利用YGDP、XC、XO、XG、XE來表示GDP增長率、煤炭消費增長率、石油消費增長率、天然氣消費增長率以及電力消費增長率，并且這五個變量的ADF單位根檢驗結果如表1所示。注：表示對應的一階差分序列。從表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE數據序列除了XG序列是非平穩的，其它序列都是平穩的，但是各序列皆在一階差分下平穩，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一階單整序列，即I(1)，因此可以對它們之間的關系進行下一步分析。
1.2協整檢驗通過對殘差（residual）進行ADF檢驗判斷其平穩性，以檢驗YGDP、XC、XO、XG、XE之間是否存在協整關系，檢驗結果如表2所示。由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通過了協整檢驗，表明它們之間存在長期穩定的均衡關系。
1.3相關關系分析根據表2的檢驗結果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協整關系，因此可以建立的各變量間的線性模型，如下所示：（1）對模型（1）進行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結果如表3所示。其中，根據DW值可以判斷，變量之間存在自相關性，并且XG與XE的系數不顯著，XG也沒通過符號檢驗。由表4可知，R2值達到0.69263，模型整體擬合優度較高，模型中的解釋變量對被解釋變量具有很好的解釋能力；F值為8.93125，方程通過了顯著性檢驗，DW值也在合理的區間范圍內，各變量之間已經不存在自相關性。根據表4的結果，煤炭消費增長率（XC）在1%水平下呈現出顯著性，石油消費增長率（XO）、天然氣消費增長率（XG）與電力消費增長率（XE）都在10%的水平下呈現出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費增長率都通過了符號檢驗，表明這四個因素會顯著地促進經濟增長，而不是相反。根據四個變量系數的大小，得出我國經濟增長過程中的能源支持，首先是煤炭，其次是電力，然后是石油和天然氣。
2結論與建議
通過上文的實證分析可以看出，消費煤炭等不可再生資源依舊是我國經濟增長的主要來源，我國經濟發展過程中高耗能、低能效的現象還是十分突出，堅持開發新能源、降低污染依舊是我國經濟發展的重中之重。另一方面，能源制約經濟發展這一瓶頸問題始終得不到有效改善也與能源消費結構相關，為了解決這一問題必須加大力度開發可再生清潔能源與新能源，如水電資源、風電、核電等。堅持可持續發展就應該改善我國低效的能源消費結構，拓展能源的來源，降低污染排放，提高能源的利用效率。首先，國家應該堅定經濟轉型的思路，把我國傳統的粗放型工業經濟一步一步調整為集約型經濟，要把節約資源和有效的利用現有能源作為經濟轉型過程中的既定目標，只有堅持走這條道路才能又快又好的轉變經濟增長方式，實現這一目標勢必要求我們節能降耗。
第二，加快產業結構的優化升級，以科技等新興產業發展為主線的第三產業結構將會改變現有的能源消費結構，盡可能的降低不可再生資源的過度開發和利用。限制能源消耗高、利用資源和生產的效率均低、污染排放高的產業發展，進一步發展第二、三產業，促使產業結構優化升級，大力推進能源消費結構的轉變，堅決淘汰嚴重耗費能源和污染環境的產業。現今的經濟發展受金融危機影響，經濟增長速度變緩，要穩定經濟增速，平穩發展路徑就必須走出高投入、高消耗、高排放、低效率的發展誤區，開辟嶄新的能源消費模式。
論文關鍵詞：低碳經濟,碳排放,重慶,可持續發展
一、引言
自從工業革命以來，伴隨著科技的進步，人類改造自然的力量越來越大，全球人口和經濟規模的不斷增長，能源使用帶來的環境問題及其誘因不斷地為人們所認識，不止是煙霧、光化學煙霧和酸雨等的危害，大氣中二氧化碳（CO）濃度升高帶來的全球氣候變化業已被確認為不爭的事實。
人與自然之間的失衡，在促進經濟界和企業界加以反思之際，客觀上也給了學術界以創新發展理論的空間。能源與經濟以至價值觀實行大變革的結果，可能將為逐步邁向生態文明走出一條新路，即擯棄20世紀的傳統增長模式，直接應用新世紀的創新技術與創新機制，通過低碳經濟模式實現經濟的可持續發展將成為可能。
重慶市是中國中西部地區唯一的直轄市，國家五大中心城市之一，也是國家統籌城鄉綜合配套改革試驗區。直轄以來，重慶市堅持以科學發展觀為指導，統籌考慮經濟社會與資源環境協調發展，把應對氣候變化和建設資源節約型、環境友好型社會及實現可持續發展結合起來，加快產業結構調整和優化升級，實施節能減排，加強生態環境建設與保護，制定了一系列與應對氣候變化相關的法規、政策及規劃，推進應對氣候變化科技研究和能力建設，為減緩和適應氣候變化作出了積極貢獻。
經過直轄以來的快速發展，重慶市已站在新的歷史起點上，在發展低碳經濟的道路上面臨新的機遇和挑戰。重慶市將全面控制溫室氣體排放，不斷增強適應氣候變化的能力，逐步提高應對氣候變化科技與研究水平，深入推進應對氣候變化國內外技術經濟合作，日益增強公眾氣候變化意識，建立健全應對氣候變化的組織領導和機構建設，為保護氣候作出更大的貢獻。
二、重慶市能源利用與碳排放現狀
（一）經濟發展、能源消費與碳排放
從總體上看，重慶市的能源消費和經濟增長變化呈正相關關系。1997年重慶成為直轄市以來，重慶市經濟快速發展，對能源的需求急劇增加。從表1和圖1可知，2004年以前，能源消費波動和經濟波動周期基本一致，能源消費增長率和GDP增長率的變化方向一致，反映能源消費增速與經濟增長之間比例關系的指標，即能源消費彈性系數小于1，說明能源消費增速小于經濟增長速度。隨著重慶市經濟速度的快速發展，能源消費逐年增加，特別是2004-2005年，重慶市能源消費遠高于GDP的增長速度，能源消費增長率分別為15.7%和22.5%，而GDP的增長率分別為12.2%和11.5%，能源彈性系數大于1。
為了保證經濟持續發展的前提下，降低能源消耗，重慶市提出節能降耗的發展目標，特別是國家“十一五規劃”和重慶市“十一五規劃”的出臺，更強調了節能減排的重要性和具體要求。因此，2005年以后重慶市能源消費增長率出現大幅度的降低，能源利用效率進一步提高，能源消費彈性系數總體上保持了下降趨勢。
表1能源消費彈性系數（1997-2008）
年份
能源消耗總量
(萬噸標準煤)
能源消費比上年增長（%）
本市生產總值（億元）
本市生產總值比上年增長（%）
能源消費
彈性系數
1997
2030.13
8.5
1360.24
11.0
0.77
1998
2119.46
4.4
1440.56
8.4
0.52
1999
2278.42
7.5
1491.99
7.6
0.99
2000
2330.82
2.3
1603.16
8.5
0.27
2001
2463.68
5.7
1765.68
9.0
0.63
2002
2563.05
4.0
1990.01
10.3
0.39
2003
2737.90
6.8
2272.82
11.5
0.59
2004
3168.48
15.7
2692.81
12.2
1.29
2005
3881.52
22.5
3070.49
11.5
1.96
2006
4234.61
9.1
3452.14
12.2
0.74
2007
4782.36
12.9
4122.57
15.6
0.83
2008
5091.52
6.5
5096.66
論文關鍵詞：能源消耗，經濟增長，誤差修正模型，脈沖響應
一、引言
隨著改革開放水平的不斷提高，工業化和城鎮化進程的深入，能源消耗的總量在持續上升。如何在合理開發和利用能源的前提下保證經濟的可持續增長，是安徽省當前經濟發展的一個重要“瓶頸”。安徽省作為能源大省，礦藏種類多、儲量大，其中煤、銅、鐵等37中礦產資源在全國排名前十，此外，淮北、淮南是華東地區最大的煤炭基地。但是由于長期的粗放式經濟增長方式，導致各種能源資源的利用效率低下，環境污染嚴重，一定程度上制約了安徽省經濟健康持續發展。據國家統計局的數據顯示，2008年安徽省GDP總量為8874.2億元，，按可比價格計算脈沖響應，比上年增長20.5%，比全國高10.5個百分點。與此同時能源消費總量為8341.57萬噸噸標準煤，同比增長7個百分點。同時安徽省單位GDP能耗為0.94噸標準煤，略低于全國平均水平。由此可見，對安徽省經濟增長中能源消耗貢獻率進行定量分析，成為緩解當前的能源消費與經濟增長、能源消費和環境雙重壓力，實現經濟可持續增長的基礎工作。
目前已經有大量的關于能源消耗和經濟增長關系的研究。Kraft，J和Kraft，A（1978）是學術界比較早研究經濟增長和能源消費之間關系的學者，他們利用美國1947—1974年的數據，發現美國GNP和能源消費之間具有單向的因果關系。Yu和Choi（1985）采用標準的Granger檢驗證實了菲律賓能源消費和GNP之間的因果關系。Hwang和Gum（1992）在對臺灣地區能源消費和經濟增長關系研究的基礎上，得出能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系的結論。Oh和Lee（2004）在研究了韓國能源消費和經濟增長關系的基礎上提出二者之間具有雙向的因果關系。Masih(1996)、Ugur和Ramazan(2003)研究了歐洲和亞洲許多國家能源消費和GDP之間的長期均衡關系和因果關系。
國內學者在能源消費和經濟增長方面也做過很多的實證研究，趙麗霞、魏巍賢（1998）將能源作為變量引入C-D生產函數。并建立了向量自回歸模型，研究結果表明能源是我國經濟發展過程中不可完全替代的限制性要素。林伯強（2001），王海鵬（2006）運用協整關系模型對中國能源消費與經濟關系進行研究，建立了相關的理論模型，分析了二者之間的因果關系。韓智勇、魏一鳴等（2004）利用EG兩步法，分析了1978—2000年我國能耗與經濟增長的協整性和因果關系，認為二者之間不存在長期協整關系，但存在雙向的Granger因果關系。趙進文等（2007）采用非線性STR模型技術研究中國能源消費與經濟增長之間內在結構依從關系，得出經濟增長對能源消費的影響具有非線性、非對稱性的結論。周杰琦，汪同三（2009）分析了1953—2008年期間中國能源消費與經濟增長的因果關系，結果表明二者在短期內不存在顯著的因果關系，長期中存在雙向因果關系。
綜上所述，國內學者分別采用了不同的實證研究方法對我國的能源消費和經濟增長之間的關系進行了大量的研究。本文是在前人研究成果的基礎上進行了一些創新和改進：（1）本文在變量的選取上有所改變，使用資本存量數據代替資本流量，進一步提高模型的準確性；（2）本文的樣本選取跨度相對較大，滿足了實證分析對樣本待估參數準確性的要求；（3）本文的Granger因果檢驗是建立在誤差修正模型基礎上的檢驗，綜合考慮了誤差修正對變量之間的因果關系的影響。
二、理論模型的提出和數據的來源
1.經濟增長影響因素分析與模型的建立
經濟增長的影響因素分析是建立理論模型的前提條件脈沖響應，通常情況下經濟增長以GDP作為其衡量指標，影響經濟增長的因素主要包括：勞動投入（L）、資本投入（K）、能源消費（E）以及其他制度和體制等因素。本文運用劉朝明等人的研究方法[3]，將能源消費作為解釋變量引入Cobb-Douglas生產函數，得到的理論模型可表述為：
(1)
其中，分別為經濟增長總量、資本、勞動力和綜合能耗指標，為模型的未知參數，根據C-D生產函數的假設，0﹤﹤1。由于C-D生產函數是非線性的，可以通過對（1）式兩邊取對數使之線性化，則有：
(2)
令則有：
(3)
將式（3）兩端對時間t求導，得到：
（4）
其中，a，b，g分別為資金投入、勞動投入和能源消費對經濟增長的彈性。常數項表示“希克斯中性”技術進步因素。a表示在技術水平不變的情況下，資本投入量每增加一個百分點，對GDP的貢獻率為a%，同理，b和g分別表示就業人數和能源總量每增加一個百分點，經濟總量分別增長b%和g%。
2.參數的選取與數據的來源
鑒于數據的權威性和可獲得性，本文選取的年的經濟增長（GDP）、資本投入（K）、勞動投入（L）以及能源消費（E）數據均來自相應年份的《安徽省統計年鑒》。
（1）GDP：采用1978～2008年安徽省GDP歷年的統計結果，為了消除價格因素對模型穩定性的影響，本文將GDP折合為1978年的不變價格。
（2）：采用固定資本存量代替資本流量。本文應用永續盤存法來計算固定資本存量，其公式為：。其中，是期期末的固定資本存量；是期期末的固定資本存量；是期的固定資本投資流量，即社會固定資產投資總額，并折合成1978年的不變價格。為資本折舊率，采用社會各行業的平均值5%。
（3）：采用歷年的社會就業勞動人數。
（4）：1991～2008年的能源消費直接采用統計年鑒得出的能源消費總量，1978～1990年的能源消耗近似的用當年的能源生產總量替代，折合為萬噸標準煤。
圖1為1978～2008年安徽省資本存量、能源消費與經濟增長的變動趨勢圖脈沖響應，從圖中可以看出，安徽省GDP從1978年的113.96億元增長到2008年的8874.2億元，經濟總量增長近77倍，GDP的年均增長率為15.4%。與此同時，能源消費總量也在持續上漲，從1978年的1756.1萬噸標準煤上升到2008年的8341.57萬噸標準煤，年均增長近6%。由此可見，安徽省經濟增長和能源消費之間存在長期的協同性關系。
三、模型的實證分析
1.變量平穩性檢驗
分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，需要對變量的平穩性進行檢驗，只有具有同階單整的變量才能進行協整分析。單位根檢驗一般采用DF、ADF檢驗和非參數PP檢驗，本文采用非參數ADF檢驗判斷變量序列的平穩性。為了消除變量之間可能存在的異方差，本文對變量取對數后再進行單位根檢驗，結果如表1所示，
表1 變量平穩性ADF單位根檢驗結果
變量
檢驗類型
ADF檢驗
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
lny
（c,t,0）
-1.5336
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnk
（c,t,0）
-3.0618
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnl
（c,t,0）
-3.149
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lne
（c,t,0）
-2.44
-4.2967
-3.5684
-3.2183
D(lny)
（c,n,3）
-3.1924**
-3.6793
-2.9678
-2.623
D(lnk)
（c,n,3）
-4.0092***
-3.6999
-2.9763
-2.6274
D(lnl)
（c,n,1）
-3.9243***
-3.6793
-2.9618
-2.623
D(lne)
（c,n,1）
-2.8492*
-3.9204
論文關鍵詞：能源消費，經濟增長，回歸分析
主流經濟增長理論認為，能源是可以被其他要素所替代的外生變量,即使在存在能源約束的情況下，經濟也可以得到持續增長。這使得能源資源被主流經濟學作為外生變量或替代要素排斥在生產函數之外。直到20世紀70年代，兩次石油危機導致全球經濟衰退，人們才開始重視能源資源對經濟增長的影響作用。事實表明，能源消費的增加可以推動經濟增長，能源資源是經濟增長的重要物質保障和必要條件。能源資源的稟賦程度以及由此而形成的地區間的差異，直接影響地區經濟發展水平。因此，本文以河南省為例對能源消費對經濟增長的影響進行實證研究。
1 文獻回顧
能源問題在上世紀70年代石油危機爆發后才引起國際社會的廣泛關注。自此，能源消費與經濟增長關系的研究逐漸成為學術界關注的熱點。1978年，Kraft，J. 和 Kraft，A.[1]，在他們的研究中對美國1947—1974年的樣本數據進行分析，首次發現了GNP對能源消費的單向因果關系。之后許多學者對不同時間段、不同國家的能源消費與經濟增長的關系展開了大量的實證分析。隨著我國工業化、城市化進程的加快，能源供應緊張和經濟快速發展的矛盾日益突出回歸分析，國內學者也開始圍繞能源消費與經濟增長的關系展開研究。韓智勇[2]等，對我國1978-2000年能源消費與經濟增長協整性和因果關系的研究表明：我國能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系，但不具有長期的協整性。肖冬榮[3]等對上海市1985—2004年能源消費與經濟增長協整性和因果關系的研究表明：上海市能源消費與經濟增長之間具有長期均衡關系，存在能源消費對經濟增長的單向因果關系。從已有的研究文獻來看，雖然目前關于我國能源消費與經濟增長之間關系的研究已經取得大量有價值的成果，但是普遍都以全國整體為研究對象。如一部分學者在線性分析框架下分別利用不同時間段的序列數據通過各自不同的研究方法從整體上考察了我國能源消費與經濟增長之間的關系[4]；在非線性框架下,有學者利用協整方法對中國的經濟增長和能源消費之間的關系重新進行了檢驗。僅從整體上研究我國能源消費與經濟增長之間的關系情況，不能說明我國各地區能源消費與經濟增長之間的真實關系。研究地區能源消費與經濟增長間關系的差異性，有利于各地區制定出切合自身實際的能源消費規劃目標和具體政策措施，有利于促進和推動地區經濟持續穩定發展，這是研究和制定整個國家能源消費戰略方針中不可缺少的內容。
2 河南省能源消費與經濟增長概況
1978-2008年，河南省經濟持續快速發展，GDP由162.92 億元增加到18407.78億元， 年平均增長速度為17.07﹪；相應地能源消耗總量也穩步增長，由3353萬噸標準煤增加到18784萬噸標準煤，年平均增長速度為5.91﹪，經濟增長與能源消費增長之比為2.89，總體上能源消費增長慢于GDP 增長。統計數據表明，河南省能源消費與GDP基本上是同向增長的，能源消耗是經濟持續穩定增長的重要推動力，為經濟發展提供了重要的物質保障。
圖1 河南省GDP與能源消費變化圖
圖1可以看出：第一，河南省能源消費與GDP基本是同向變化，都有不斷上升趨勢；第二，從趨勢來看，河南省能源消費與GDP變化并沒有呈現喇叭口狀態[5]，而是一個同步增長的態勢。河南省經濟快速增長對能源需求也在相應地增加，能源消費增長速度并沒有經濟增長速度快，這為筆者進一步研究能源消費與經濟增長關系的實證分析提供了現實背景。
3 河南省能源消費對經濟增長影響實證研究
3.1 樣本選擇與數據來源
本文研究過程采用1978-2008年的河南省國民生產總值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1978年為基期的國民生產總值指數對GDP 進行縮減，以消除物價因素影響。為了保證數據的可比性和容易得到平穩序列，同時削弱可能的異方差，對數據取自然對數處理。數據來源于相關年度的《河南省統計年鑒》。
3.2 模型選擇
本文以Y代表河南省國民生產總值（GDP）作為被解釋變量，以X代表能源消費作為解釋變量。利用樣本觀測值做出LnY與LnX的散點圖如下（圖二）：
圖二 GDP與能源消費散點圖
可知它們基本上服從線性關系，于是模型的理論方程為：
LnY=β0+β1LnX+μ(1)
其中β0、β1為待估計參數回歸分析，β1為能源的產出彈性系數；μ為隨機誤差項，體現除主要變量能源消費X之外的所有因素的綜合影響。
3.3 模型估計結果
借助計量分析軟件Eviews6.0，利用所選擇的時間序列樣本數據（1978-2008）對模型（1）進行OLS估計[6]，輸出結果如下表（表一）：
表一 基于OLS估計的輸出結果
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
X
2.006173
0.112560
17.82310
0.0000
C
-11.02685
0.989461
-11.14429
0.0000
R-squared
0.916345
Mean dependent var
6.580633
Adjusted R-squared
0.913461
S.D. dependent var
1.050937
S.E. of regression
0.309160
Akaike info criterion
0.552427
Sum squared resid
2.771822
Schwarz criterion
0.644942
Log likelihood
-6.562618
Hannan-Quinn criter.
0.582585
F-statistic
317.6629
Durbin-Watson stat
0.126081
Prob(F-statistic)
0.000000
【關鍵詞】 傳統能源 新能源 發展 創新
近年來我國保持較高的經濟增長速度，較大幅度地提高人民的生活水平，每年8%的GDP增長速度，傳統能源的貢獻占了很大比例。趙麗霞等人[1]將能源作為新的變量引入柯布-道格拉斯生產函數，通過建立向量自回歸模型，研究了中國經濟增長與能源消費之間的關系，并得出能源是我國經濟增長的一個重要要素。王旭暉、劉勇[2]運用協整分析和Granger檢驗對1978—2005年的數據進行分析，得出盡管短期內我國的能源消費和經濟增長存在波動關系，但是長期內它們之間存在長期穩定的關系，且存在能源消費到經濟增長的單向Granger因果關系。鄭永琴等、王保忠等[3.4]應用協整理論、誤差修正模型和Granger因果關系檢驗等方法，分別對貴州省、山西省能源消費與經濟增長之間的相互關系進行實證研究，得出能源消費與經濟增長之間存在著長期均衡關系，能源消費與經濟增長之間只存在單向的Granger因果關系。
因此，伴隨經濟增長對能源不斷提高的需求，為滿足能源需求，儲量充足或清潔可再生、對環境傷害較弱的能源項目成為能源產業發展的焦點。所謂新能源是指相對傳統能源而言，通過新技術和新材料開發利用的能源。傳統能源包括化石能源，如煤、石油、天然氣等，以及水電和低效率直接燃燒的秸稈、薪材等能源，而風能、太陽能、核能、氫能、潮汐能和地熱能等等可再生能源都是新能源，還有一部份新能源是指利用新技術對常規能源的新利用，如生物質能、潔凈煤技術、智能電網、車載新型燃料等。同時，新能源也是一個動態的、歷史性概念，隨著科技的發展，當今的新能源在若干年以后也會變成“傳統”能源。新能源有兩大最突出的特征：一是可再生性和生態友好性，人類可以源源不斷的獲得新能源，同時新能源來自于大自然，最終會回歸到大自然，具有極高的生態友好性，這是傳統能源所不能比擬的。二是可供開發的能源儲量非常大，如太陽能、氫能等，和常規能源的儲量相比完全不是同一個數量級。這兩大特征為新能源的開發帶來一個非常美好的前景。 [本文轉自DylW.Net專業提供寫作教學論文和職稱論文的服務，歡迎光臨Www. DylW.NEt點擊進入DyLw.NeT 第一 論 文網]
傳統能源使用的初始階段，其成本主要是經濟成本，生態成本和社會成本很小；而隨著時間的推移，傳統能源的消耗量越來越多，也越來越稀缺，此時生態成本和社會成本將急劇升高，呈加速上升趨勢。目前全球傳統能源顯然已經是處于后期使用階段。但與人們生產生活直接相關的，仍然還只是經濟成本。而對于新能源產業而言，基本上只有經濟成本，其生態成本和社會成本幾乎是不存在的，這是由新能源的特性所決定的。但新能源在使用初期其經濟成本是十分高昂的，原因是新能源產業除了是屬于生態友好的綠色產業外，它目前還屬于高技術產業，因此技術研發成本非常大，這也是為什么目前新能源所轉化的電能成本要遠大于傳統能源所轉化的電能的原因所在。
但是，藍瀾等[5]基于LCOE方法對中國風電與火電的成本進行了比較發現在新能源鼓勵性政策補貼與傳統能源環境外部性不計的前提下，風電項目比火電項目具有明顯的成本優勢的結果。即使考慮風電廠的棄風率，從長期看風電項目在成本上仍然優于燃煤發電。如果考慮燃煤電廠的外部環境成本，風電廠的發電成本優勢更加明顯。但是，阻礙我國可再生能源如風電發展的根本因素其實不是發電成本，而是來自電網。由于目前我國風能資源豐富地區大部分用電負荷較小，大規模風力發電面臨當地電網難以消納的問題。從用電量來看，目前西北、東北、內蒙等風能資源豐富的地區用電量相對較少，用電負荷主要集中在東部經濟發達地區。2010年，酒泉千萬千瓦級風電基地完成裝機總量516萬千瓦，其中并網裝機僅130萬千瓦。為解決風電外輸問題，甘肅省電力公司計劃投資建設750千伏輸變電工程，但也只能夠滿足94% 概率條件下的516萬千瓦風電送出需要，仍然有6%的時間需限制風電出力。而酒泉市計劃到2015年底風電裝機總容量達到1271萬千瓦，2020年增加到2000萬千瓦以上，即使是西北電網也難以消納。因此新能源的發展需要重點解決新能源發電效率不高和并網傳輸難度較大的問題，發展分布式能源和智能電網技術。
由此可見，隨著技術的不斷發展，新能源的研發、生產成本將會越來越低。就短期而言，傳統能源的成本僅就經濟成本而言比新能源成本要低，但從長期來看，新能源的成本要遠低于傳統能源成本。因此，為了人類的未來和經濟的可持續發展，發展新能源產業勢在必行。
《新能源產業振興和發展規劃》提出，到2020年，可再生能源占中國一次能源消費比重有望從目前的10%升至15%以上，除水電外，可再生能源占中國一次能源消費比重有望從目前的1.5%升至6% 以上。由此看來，新能源雖然前景廣闊，但在未來數十年的能源消費結構中所占的比例仍較輕。這也同時說明，傳統能源在中國未來的消費結構中，將長期占主導地位。從這個意義來說，傳統能源生產企業在未來很長一段時間內仍有長足的發展潛力，但也仍需順應新能源時代的潮流，按照科學發展觀的思路作出正確的發展戰略選擇。
新能源和節能環保產業是促進消費、增加投資、穩定出口的一個重要結合點，也是調整結構、提高國際競爭力的一個現實切入點。這方面發展的潛力很大，應當重點給予支持 ，力求取得更大的突破，實現產業化規模化。但是，新能源的良好應用前景并不意味傳統能源的大規模被替代，尤其是在未來的數十年里，一次性能源的消費比例依然維持在較高水平。實際上，傳統能源與新能源，看上去似乎是兩個相對立的概念，但兩者之間并不是矛盾和競爭的關系，而是可以相互協同、優勢互補的。中國政府積極推進生態文明建設的國家戰略，積極在風電、太陽能發電、生物質能發電等各個新能源板塊均衡發展，這種發展的多元性，不但滿足了社會、經濟發展對能源持續增長的需求，同時也優化調整了能源結構。而且，發展傳統能源所積累的經驗、資金和技術，可以幫助新能源變得更加有效和實用；反過來，新能源的發展，也會催生各種清潔技術，促進化石能源更加清潔地加以利用。兩者相結合，將使我們的能源更加清潔、更加高效、更加安全，推動現代文明和生態環境共同向前發展。因此，傳統能源行業應該抓住這一戰略時機，制定適合自身發展的可持續發展戰略，在國家的能源發展戰略中找到自己的重要位置。
參考文獻 [本文轉自DylW.Net專業提供寫作教學論文和職稱論文的服務，歡迎光臨Www. DylW.NEt點擊進入DyLw.NeT 第一 論 文網]
[1]趙麗霞，魏巍賢.能源與經濟增長模型研究[J].預測，1998（6）：15-21.
[2]王旭暉，劉勇.中國能源消費與經濟增長： 基于協整分析和Granger 因果檢驗[J].資源科學，2007（5）：57-62.
[3]王保忠，黃解宇.能源供給、能源消費與經濟增長的關系[J].技術經濟，2010（2）：57-62.
論文關鍵詞：能源消耗，經濟增長，誤差修正模型，脈沖響應
一、引言
隨著改革開放水平的不斷提高，工業化和城鎮化進程的深入，能源消耗的總量在持續上升。如何在合理開發和利用能源的前提下保證經濟的可持續增長，是安徽省當前經濟發展的一個重要“瓶頸”。安徽省作為能源大省，礦藏種類多、儲量大，其中煤、銅、鐵等37中礦產資源在全國排名前十，此外，淮北、淮南是華東地區最大的煤炭基地。但是由于長期的粗放式經濟增長方式，導致各種能源資源的利用效率低下，環境污染嚴重，一定程度上制約了安徽省經濟健康持續發展。據國家統計局的數據顯示，2008年安徽省GDP總量為8874.2億元，，按可比價格計算脈沖響應，比上年增長20.5%，比全國高10.5個百分點。與此同時能源消費總量為8341.57萬噸噸標準煤，同比增長7個百分點。同時安徽省單位GDP能耗為0.94噸標準煤，略低于全國平均水平。由此可見，對安徽省經濟增長中能源消耗貢獻率進行定量分析，成為緩解當前的能源消費與經濟增長、能源消費和環境雙重壓力，實現經濟可持續增長的基礎工作。
目前已經有大量的關于能源消耗和經濟增長關系的研究。Kraft，J和Kraft，A（1978）是學術界比較早研究經濟增長和能源消費之間關系的學者，他們利用美國1947—1974年的數據，發現美國GNP和能源消費之間具有單向的因果關系。Yu和Choi（1985）采用標準的Granger檢驗證實了菲律賓能源消費和GNP之間的因果關系。Hwang和Gum（1992）在對臺灣地區能源消費和經濟增長關系研究的基礎上，得出能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系的結論。Oh和Lee（2004）在研究了韓國能源消費和經濟增長關系的基礎上提出二者之間具有雙向的因果關系。Masih(1996)、Ugur和Ramazan(2003)研究了歐洲和亞洲許多國家能源消費和GDP之間的長期均衡關系和因果關系。
國內學者在能源消費和經濟增長方面也做過很多的實證研究，趙麗霞、魏巍賢（1998）將能源作為變量引入C-D生產函數。并建立了向量自回歸模型，研究結果表明能源是我國經濟發展過程中不可完全替代的限制性要素。林伯強（2001），王海鵬（2006）運用協整關系模型對中國能源消費與經濟關系進行研究，建立了相關的理論模型，分析了二者之間的因果關系。韓智勇、魏一鳴等（2004）利用EG兩步法，分析了1978—2000年我國能耗與經濟增長的協整性和因果關系，認為二者之間不存在長期協整關系，但存在雙向的Granger因果關系。趙進文等（2007）采用非線性STR模型技術研究中國能源消費與經濟增長之間內在結構依從關系，得出經濟增長對能源消費的影響具有非線性、非對稱性的結論。周杰琦，汪同三（2009）分析了1953—2008年期間中國能源消費與經濟增長的因果關系，結果表明二者在短期內不存在顯著的因果關系，長期中存在雙向因果關系。
綜上所述，國內學者分別采用了不同的實證研究方法對我國的能源消費和經濟增長之間的關系進行了大量的研究。本文是在前人研究成果的基礎上進行了一些創新和改進：（1）本文在變量的選取上有所改變，使用資本存量數據代替資本流量，進一步提高模型的準確性；（2）本文的樣本選取跨度相對較大，滿足了實證分析對樣本待估參數準確性的要求；（3）本文的Granger因果檢驗是建立在誤差修正模型基礎上的檢驗，綜合考慮了誤差修正對變量之間的因果關系的影響。
二、理論模型的提出和數據的來源
1.經濟增長影響因素分析與模型的建立
經濟增長的影響因素分析是建立理論模型的前提條件脈沖響應，通常情況下經濟增長以GDP作為其衡量指標，影響經濟增長的因素主要包括：勞動投入（L）、資本投入（K）、能源消費（E）以及其他制度和體制等因素。本文運用劉朝明等人的研究方法[3]，將能源消費作為解釋變量引入Cobb-Douglas生產函數，得到的理論模型可表述為：
(1)
其中，分別為經濟增長總量、資本、勞動力和綜合能耗指標，為模型的未知參數，根據C-D生產函數的假設，0﹤﹤1。由于C-D生產函數是非線性的，可以通過對（1）式兩邊取對數使之線性化，則有：
(2)
令則有：
(3)
將式（3）兩端對時間t求導，得到：
（4）
其中，a，b，g分別為資金投入、勞動投入和能源消費對經濟增長的彈性。常數項表示“希克斯中性”技術進步因素。a表示在技術水平不變的情況下，資本投入量每增加一個百分點，對GDP的貢獻率為a%，同理，b和g分別表示就業人數和能源總量每增加一個百分點，經濟總量分別增長b%和g%。
2.參數的選取與數據的來源
鑒于數據的權威性和可獲得性，本文選取的年的經濟增長（GDP）、資本投入（K）、勞動投入（L）以及能源消費（E）數據均來自相應年份的《安徽省統計年鑒》。
（1）GDP：采用1978～2008年安徽省GDP歷年的統計結果，為了消除價格因素對模型穩定性的影響，本文將GDP折合為1978年的不變價格。
（2）：采用固定資本存量代替資本流量。本文應用永續盤存法來計算固定資本存量，其公式為：。其中，是期期末的固定資本存量；是期期末的固定資本存量；是期的固定資本投資流量，即社會固定資產投資總額，并折合成1978年的不變價格。為資本折舊率，采用社會各行業的平均值5%。
（3）：采用歷年的社會就業勞動人數。
（4）：1991～2008年的能源消費直接采用統計年鑒得出的能源消費總量，1978～1990年的能源消耗近似的用當年的能源生產總量替代，折合為萬噸標準煤。
圖1為1978～2008年安徽省資本存量、能源消費與經濟增長的變動趨勢圖脈沖響應，從圖中可以看出，安徽省GDP從1978年的113.96億元增長到2008年的8874.2億元，經濟總量增長近77倍，GDP的年均增長率為15.4%。與此同時，能源消費總量也在持續上漲，從1978年的1756.1萬噸標準煤上升到2008年的8341.57萬噸標準煤，年均增長近6%。由此可見，安徽省經濟增長和能源消費之間存在長期的協同性關系。
三、模型的實證分析
1.變量平穩性檢驗
分析經濟變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，需要對變量的平穩性進行檢驗，只有具有同階單整的變量才能進行協整分析。單位根檢驗一般采用DF、ADF檢驗和非參數PP檢驗，本文采用非參數ADF檢驗判斷變量序列的平穩性。為了消除變量之間可能存在的異方差，本文對變量取對數后再進行單位根檢驗，結果如表1所示，
表1 變量平穩性ADF單位根檢驗結果
變量
檢驗類型
ADF檢驗
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
lny
（c,t,0）
-1.5336
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnk
（c,t,0）
-3.0618
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnl
（c,t,0）
-3.149
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lne
（c,t,0）
-2.44
-4.2967
-3.5684
-3.2183
D(lny)
（c,n,3）
-3.1924**
-3.6793
-2.9678
-2.623
D(lnk)
（c,n,3）
-4.0092***
-3.6999
-2.9763
-2.6274
D(lnl)
（c,n,1）
-3.9243***
-3.6793
-2.9618
-2.623
D(lne)
（c,n,1）
-2.8492*
-3.9204
-3.0656
-2.6735
由上述分析可知，本文提出的四個變量都是一階單整的。Engel和Granger（1987）指出，如果兩個或多個時間序列本身非平穩，但是它們之間的存在某種線性組合是平穩的，即存在協整關系。協整檢驗主要有兩種方法：（1）Engel和Granger提出的基于協整方程殘差項的兩步法平穩性檢驗；（2）Johansen和Juselius提出的基于VAR模型的協整系統的檢驗。由于本文是多變量之間的協整關檢驗，因此選擇后者。為了運用JJ檢驗法進行協整分析，應首先構建lnGDP、lnK、lnL和lnE的向量自回歸模型VAR。由于VAR中滯后階數的選取對結果的影響較大，因此應根據AIC信息準則、SC信息準則以及LR（似然比）統計量確定最優滯后期。檢驗結果如表2所示：
表2 VAR模型滯后階數選取
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
62.66519
NA
2.06E-07
-4.04588
-3.85728
-3.98681
1
203.6072
233.2834
3.77E-11
-12.6626
-11.7196
-12.3672
2
234.5899*
42.7347*
1.44E-11*
-13.6959*
