我國經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系研究

1、 學年論文題目我國經(jīng)濟增長與能源消費關(guān)系研究二級學院經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)班級 1 班學生姓名學號指導教師時間目錄摘要 (21 緒論 (32 能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系 (32.1 經(jīng)濟增長促進能源消費 (32.2 能源消費推動經(jīng)濟社會的發(fā)展 (43 實證研究 (53.1 實證研究方法 (53.2 實證研究結(jié)果 (74結(jié)論 (11參考文獻 (12摘要能源是國民經(jīng)濟和社會發(fā)展的重要戰(zhàn)略物質(zhì),隨著全球經(jīng)濟的發(fā)展,能源對經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的約束日益明顯。能源與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系研究,也一直是國內(nèi)外關(guān)注的焦點。經(jīng)濟增長與能源消費的一般規(guī)律表明:一方面,能源是經(jīng)濟增長的主要動力,對經(jīng)濟增長有拉動作用;另一方面,經(jīng)

2、濟的增長又影響著能源的消費。鑒于上面的理論基礎(chǔ),本文提出對我國能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的分析,考慮了各種主要的能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系,利用1990-2010年我國經(jīng)濟增長(GDP、能源消費總量及水電、石油、天然氣、石油的消費總量等年度統(tǒng)計數(shù)據(jù),經(jīng)過數(shù)據(jù)的一系列處理變換后,利用協(xié)整分析理論, 格蘭杰因果檢驗, 建立動態(tài)的ARDL模型,檢驗這些變量之間是否存在長期顯著的關(guān)系。得出以下幾點結(jié)論:(1經(jīng)濟增長與能源消費總量、煤炭消費總量、天然氣消費總量之間存在長期顯著的單向作用;(2石油、水電消費總量與經(jīng)濟增長之間不存在長期顯著地影響。關(guān)鍵詞:能源消費經(jīng)濟增長協(xié)整檢驗誤差修正模型1 緒論能源消費與經(jīng)濟

3、增長的關(guān)系一直備受學術(shù)界關(guān)注,關(guān)于能源消費和經(jīng)濟增長的關(guān)系問題,國際學術(shù)界有兩種不同的觀點:一種觀點認為經(jīng)濟增長與能源供應有著固定的聯(lián)系。比如,在發(fā)展中國家,能源供給和經(jīng)濟增長存在正相關(guān)性;另一種觀點則相反,認為可通過采用節(jié)能技術(shù)和調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)等手段控制對能源的需求,經(jīng)濟增長并不一定需要能源供給的同步增長,因此能源供給和經(jīng)濟增長不一定存在相性。與第一種觀點相一致,中國作為發(fā)展中國家,其能源需求的增長是由其經(jīng)濟增長導致的。目前中國正處于高速成長階段,經(jīng)濟的高速增長,尤其是高耗能的粗放經(jīng)濟增長方式,必然導致能源短缺。這種能源短缺反過來又會制約經(jīng)濟的增長。正確處理能源和經(jīng)濟增長的關(guān)系,對于我國的可持

4、續(xù)發(fā)展有非常重要。2 能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系能源與社會經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系非常密切,這首先是因為能源是現(xiàn)代生產(chǎn)的主要動力來源,是我國可持續(xù)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)?，F(xiàn)代化的生產(chǎn)是建立在機械化、電氣化、自動化的基礎(chǔ)上的高效生產(chǎn),所有的生產(chǎn)過程幾乎都能與能源的消費同時進行,隨著社會經(jīng)濟的逐步發(fā)展,生產(chǎn)對能源的依賴性會越來越強,因此我國要實現(xiàn)經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展和全面實現(xiàn)小康社會的戰(zhàn)略目標,必須以能源與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展為基本前提。2.1經(jīng)濟增長促進能源消費能源生產(chǎn)就如其它商品生產(chǎn)一樣也受市場需求的制約。人類經(jīng)濟發(fā)展的幾個主要轉(zhuǎn)折階段都是以主導能源的更替為主要標志,而經(jīng)濟發(fā)展對能源消費和需求的不斷增長以及某種能源資源

5、的相對有限性,是主導能源形式轉(zhuǎn)換的客觀依據(jù)。經(jīng)濟的快速發(fā)展使得科學教育得到迅速發(fā)展,科技水平迅猛提高,人類對能源科學原理認識的不斷深入和能源利用技術(shù)的不斷提升而導致新的能源形式進入能源供應系統(tǒng),是主導能源更替的主動原因。同時,經(jīng)濟發(fā)展和教育科技水平提高培養(yǎng)了高素質(zhì)的人才,這樣可以對能源利用方法進行改進,從而提高其利用效率。此外,能源資源被開發(fā)出來,并加以利用,必須具備一定的物質(zhì)手段。技術(shù)進步以及經(jīng)濟的發(fā)展為開發(fā)利用能源提供了物質(zhì)手段。因此,經(jīng)濟的發(fā)展程度制約著能源開發(fā)利用的規(guī)模和水平。經(jīng)濟增長為能源發(fā)展提供財力、物力保證。特別是從近代煤炭大規(guī)模開發(fā)起,能源工業(yè)就成為投資大、建設(shè)周期長的產(chǎn)業(yè)部門

6、之一。礦物能源、水電、核電等能源的開發(fā)就是如此(三峽水電站的建設(shè)過程就是一個典型的案例,經(jīng)濟增長所提供的財力、物力狀況,制約著能源開發(fā)利用的程度和水平。2.2能源消費推動經(jīng)濟社會的發(fā)展歷史上,人類社會經(jīng)歷了四個能源時期:柴草時期、煤炭時期、石油時期、多功能互補時期。每次能源消費的需求促進能源科學技術(shù)的重大突破,從而引起生產(chǎn)技術(shù)的一次革命,把社會生產(chǎn)力的發(fā)展由一個高峰推向另一個高峰,很多資本主義國家實現(xiàn)了工業(yè)化,從根本上改變了人類社會的面貌。在投入的其它要素具備時,必須有能源為其提供動力很多工廠才能正常運轉(zhuǎn),而且運轉(zhuǎn)的規(guī)模和程度也受能源供給的制約。投入不足是中國經(jīng)濟增長面臨的突出矛盾之一,因缺煤

7、缺電(即缺能又導致大量生產(chǎn)能力閑置,每年因此損失的產(chǎn)值數(shù)以百億元計。這表明,即使有了投入并形成了生產(chǎn)能力,沒有能源的推動也不能發(fā)揮實際作用。例如第一次石油危機期間,日本能源短缺相當嚴重,國民生產(chǎn)總值因此減少了485億美元,其它發(fā)達國家的情況也大體如此。據(jù)有關(guān)資料分析,由于能源不足而造成國民生產(chǎn)總值的損失,大約是能源本身價值20-60倍。能源科學技術(shù)的每個重大突破,都會引起生產(chǎn)技術(shù)的一次革命,把社會生產(chǎn)力推到一個新水平。此外,能源產(chǎn)品,尤其是礦物能源產(chǎn)品同時也是重要的工業(yè)原料。以礦物能源為原料的煤化工、石油化工等工業(yè)的崛起不僅使其本身成為舉足輕重的產(chǎn)業(yè)部門,而且?guī)恿艘慌屡d產(chǎn)業(yè)迅猛發(fā)展,同時為

8、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造創(chuàng)造了條件。綜上所述,兩者的關(guān)系大體上可以概括為,經(jīng)濟增長必然具有對能源發(fā)展的內(nèi)在需求,能源發(fā)展是經(jīng)濟增長的動力源泉,經(jīng)濟增長為能源發(fā)展創(chuàng)造條件;建立在大量消費能源基礎(chǔ)上的現(xiàn)代社會,正確地認識、穩(wěn)定地保持能源需求與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,對能源、經(jīng)濟、社會的可持續(xù)發(fā)展特別重要,同時也有利于我國構(gòu)建和諧的兩型社會。3 實證研究3.1 實證研究方法變量間存在協(xié)整關(guān)系的前提是要求所涉及的變量具有相同個數(shù)的單位根,即同階單整。而在判定變量是否為同階單整前需要進行平穩(wěn)性分析,因此平穩(wěn)性分析和單整檢驗即為協(xié)整分析的第一步?！捌椒€(wěn)性”指序列統(tǒng)計特征不隨時間的推移而變化。如果非平穩(wěn)序列可以通過差分運

9、算,得到平穩(wěn)性序列,則稱該序列為單整(integration,具體定義為:如果序列y,通過d次差分成為一個平穩(wěn)序列,而這個序列差分d-1次時卻不平穩(wěn),那么稱序列y,為d階單整序列,記為yI(d,特別地,如果序列本身是平穩(wěn)的,則為零階單整序檢驗時間序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗。本文采用的是ADF 檢驗法。作為對DF 檢驗的發(fā)展,dickey 和Fuller(1979,2952提出校正自相關(guān),因而在回歸方程右邊加入因變量y ,的滯后差分項來控制高階序列相關(guān):11pt t i t i t i y y y -=+1,2,t T =11pt t i t i t i y y a y -=+1,2,t

10、T=11pt t i t i t i y y a t y -=+ 1,2,t T=擴展定義將檢驗01:0,:1H H =<即原假設(shè)為H 。:序列存在一個單位根;備擇假設(shè)為H ,:不存在單位根。序列y ,還可能包含常數(shù)項和時間趨勢項。通過判斷占是接受原假設(shè)或備擇假設(shè),進而判斷一個高階自相關(guān)序列AR(p過程是否存在單位根。通過Eviews 進行估計可以得到占在設(shè)定顯著性水平下的t 統(tǒng)計量值,對比臨界值,若該統(tǒng)計量值小于臨界值,則我們可以據(jù)此判斷該序列存在單位根,反之亦可。但是在進行ADF 檢驗時,必須注意如下兩個實際問題:1.必須為回歸定義合理的滯后階數(shù)。通常采用AIC 準則來確定給定時間序

11、列模型的滯后階數(shù)。在實際應用中,還需要兼顧其他的因素,如系統(tǒng)的穩(wěn)定性、模型的擬合優(yōu)度等。2.確定是否存在常數(shù)和線性時間趨勢。選擇哪種形式很重要,因為檢驗顯著性水平的t 統(tǒng)計量在原假設(shè)下的漸進分布依賴于關(guān)于這些項的定義。如果在檢驗回歸中含有常數(shù),意味著所檢驗的序列的均值不為0,一個簡單易行的辦法是畫出檢驗序列的曲線圖,通過圖形觀察原序列是否在一個偏離的位置隨機變動,進而決定是否在檢驗時添加常數(shù)項。如果在檢驗回歸中含線性趨勢項,意味著原序列具有時間趨勢。同樣,決定是否在檢驗中添加時間趨勢項,也可以畫出原序列的曲線圖來觀察,如果圖形中大致顯示了被檢驗序列的波動趨勢隨時間變化而變化,那么便可以添加時間

12、趨勢項。格蘭杰非因果性的定義如下:如果由y,和x滯后值所決定y,的條件分布與僅由y,滯后值所決定的條件分布相同。檢驗結(jié)果有如下四種況:1.x是引起y變化的原因,即存在由x到y(tǒng)的單向因果關(guān)系。x的滯后值的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零,同時y的滯后值的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體的顯著為零,則稱x是引起y變化的原因。2.y是引起x變化的原因,即存在由y到x的單向因果關(guān)系。若y的滯后值的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零,同時滯后的x的滯后值的估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零,則稱y是引起x變化的原因。3.x和y存在雙向因果關(guān)系,若x的滯后值的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零,同時y的滯后值的系數(shù)估計值在統(tǒng)計

13、上整體顯著不為零,則稱x與y之間存在反饋關(guān)系,或是雙向因果關(guān)系。4.x和y是獨立的,即x與y之間不存在因果關(guān)系。若x的滯后值的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零,同時y的滯后值的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零,則稱x與y之間不存在因果關(guān)系。協(xié)整分析描述了多變量時間序列中分量之間的長期線性均衡關(guān)系,協(xié)整建模的出發(fā)點是變量的數(shù)據(jù)生成過程,如果向量時間序列中的每一分量都是單整的,但這些分量序列的某個線性組合是一個平穩(wěn)序列,那么這些分量序列就是協(xié)整的。協(xié)整與誤差校正機制既克服了“偽回歸”現(xiàn)象又將變量的短期波動和長期均衡關(guān)系有機的結(jié)合在一起,為多變量非平穩(wěn)時間序列分析提供了強有力的理論方法,并且將時間序列方

14、法中對模型短期動態(tài)設(shè)定的優(yōu)點與數(shù)量經(jīng)濟學中的長期均衡關(guān)系確定的特點融為一體,成為一種生命力很強的建模理論。協(xié)整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種,一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗,如johansen協(xié)整檢驗;另一種是本文將要采用的基于回歸殘差的協(xié)整檢驗,如DF檢驗、DW檢驗和ADF檢驗。3.2實證研究結(jié)果本文實證研究的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站(http:/www.stats. 1、量綱處理由于數(shù)據(jù)單位不一會研究結(jié)果產(chǎn)生較大差異,因此在實證研究之前需對數(shù)據(jù)進行量綱的統(tǒng)一處理。本文中將GDP數(shù)據(jù)的單位處理成千萬元(10,000,000元,能源消費總量及各個消費量的單位保持萬噸(10,000,000Kg不變

15、。這樣處理的目的是為了保持GDP單位與能源消費的單位對應,即元與千克對應。2、平滑處理由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變變量原來的關(guān)系,并能使趨勢線性化,消除時間序列中可能存在的異方差現(xiàn)象,因此,對兩個變量同時取對數(shù),并用LG表示我國GDP 的自然對數(shù),用LE表示我國能源消費總量的自然對數(shù), 用LC表示我國煤炭消費的自然對數(shù), 用LP表示我國石油消費的自然對數(shù),用LN表示我國天然氣消費的自然對數(shù), 用LW表示我國水電消費的自然對數(shù)。對LG, LE,LC,LP,LN,LW分別進行單位根檢驗結(jié)果如下:變量滯后階數(shù)P值(依次為帶I項,帶I+T項,不帶I或T項的概率LG 0 0.9888,0.0010,1.

16、00001 0.0008,0.0287,0.44422 0.0729,0.0682,0.0044LE 0 0.9808,0.3113,0.98461 0.1961,0.0689,0.34702 0.0375,0.1135,0.0025LC 0 0.8393,0.2621,0.92521 0.436,0.0797,0.20462 0.0201,0.0792,0.0012LP 0 0.8569,0.0185,1.00001 0.0031,0.0176,0.12442 0.0001,0.0010,0.0000LN 0 1.0000,0.9185,0.98811 0.3363,0.0771,0.487

17、62 0.0007,0.0042,0.0000LW 0 0.9948,0.7850,1.0000 1 0.0078,0.0241,0.6051 20.0001,0.0007,0.0000GDP 與能源消費總量的協(xié)整檢驗 (1建立回歸方程01LG LE =+利用Eviews6.0進行參數(shù)估計得如下方程: LG= -13.1061471716 + 2.23636469136*LE (2檢驗殘差序列的平穩(wěn)性設(shè)殘差序列 Y= LG+13.1061471716 - 2.23636469136*LE 對Y 進行單位根檢驗: 變量 類型 P 值 YI+T 0.1848 I 0.0558 NONE0.0056

18、單位根檢驗結(jié)果顯示:95%的概率水平下殘差序列平穩(wěn) GDP 與各項能源消費的協(xié)整檢驗 (1建立回歸方程01234LG LC LP LN LW=+利用Eviews6.0進行參數(shù)估計得如下方程:LG =-9.88148136012 + 2.26205035384*LE - 1.51117006941*LC + 0.642466184096*LP - 0.780214854824*LN + 1.50213696887*LW+t (2檢驗殘差序列的平穩(wěn)性 設(shè)殘差序列 Y=LG +9.88148136012-2.26205035384*LE+1.51117006941*LC-0.642466184096

19、*LP +0.780214854824*LN -1.50213696887*LW+t 對Y進行單位根檢驗變量類型P值Y I+T 0.1228I 0.0315NONE 0.0021單位根檢驗結(jié)果顯示:95%的概率水平下殘差序列平穩(wěn)GDP與能源消費總量的格蘭杰因果檢驗原假設(shè)滯后階數(shù)F統(tǒng)計量P值LE不是LG的格蘭杰原因 1 11.7030 0.00332 7.06263 0.0076LG不是LE的格蘭杰原因 1 0.08430 0.77512 1.04148 0.3787滯后一階的格蘭杰因果檢驗,檢驗結(jié)果顯示:在95%的概率水平下拒絕能源消費總量不是GDP的格蘭杰原因,即能源消費總量是GDP的格蘭杰

20、原因。而GDP不是能源消費總量的格蘭杰原因;滯后二階的格蘭杰因果檢驗,檢驗結(jié)果顯示:在95%的概率水平下拒絕能源消費總量不是GDP的格蘭杰原因,即能源消費總量是GDP的格蘭杰原因。而GDP 也不是能源消費總量的格蘭杰原因。GDP與各項能源消費的格蘭杰因果檢驗a 滯后一階的格蘭杰因果檢驗:原假設(shè)滯后階數(shù)F統(tǒng)計量P值LC不是LG的格蘭杰原因 1 11.9764 0.0030LG不是LC的格蘭杰原因 1 0.01248 0.9124LP不是LG的格蘭杰原因 1 3.66679 0.0725LG不是LP的格蘭杰原因 1 0.33416 0.5708LN不是LG的格蘭杰原因 1 7.29733 0.01

21、51LG不是LN的格蘭杰原因 1 2.46814 0.1346LW不是LG的格蘭杰原因 1 3.25474 0.0890LG不是LW的格蘭杰原因 1 0.34528 0.5645檢驗結(jié)果顯示：在95%的概率水平下拒絕煤炭消費總量不是GDP的格蘭杰原因，即煤炭 消費總量是GDP的格蘭杰原因。而在95%的概率水平GDP不是能源消費總量的格蘭杰原 因。同理在95%的概率水平下拒絕GDP不是石油消費量、天然氣消費和水電消費的格蘭 杰原因，即GDP是煤炭消費、天然氣消費和水電消費的格蘭杰原因。而在95%的概率水 平石油消費、天然氣消費和水電消費都不是GDP的格蘭杰原因。 b 滯后二階的格蘭杰因果檢驗:

22、原假設(shè) LC不是LG的格蘭杰原因 LG不是LC的格蘭杰原因 LP不是LG的格蘭杰原因 LG不是LP的格蘭杰原因 LN不是LG的格蘭杰原因 LG不是LN的格蘭杰原因 LW不是LG的格蘭杰原因 LG不是LW的格蘭杰原因 滯后階數(shù) 2 2 2 2 2 2 2 2 F統(tǒng)計量 6.70188 1.09993 5.58591 0.48000 7.47631 1.61533 3.48472 1.39111 P值 0.0091 0.3600 0.0165 0.6286 0.0062 0.2338 0.0591 0.2812 檢驗結(jié)果顯示：在95%的概率水平下拒絕煤炭消費總量不是GDP的格蘭杰原因，即煤炭 消費

23、總量是GDP的格蘭杰原因。而在95%的概率水平GDP不是能源消費總量的格蘭杰原 因。同理在95%的概率水平下拒絕GDP不是石油消費量、天然氣消費和水電消費的格蘭 杰原因，即GDP是煤炭消費、天然氣消費和水電消費的格蘭杰原因。而在95%的概率水 平石油消費、天然氣消費和水電消費都不是GDP的格蘭杰原因。 4 結(jié)論 本文通過對 1990-2010 年我國經(jīng)濟增長（GDP）和能源消費總量，煤炭消費總量、 石油消費總量、天然氣消費總量、水電消費總量多因素之間的關(guān)系的分析，得出如下 結(jié)論： a 、單位根檢驗結(jié)果顯示：經(jīng)濟增長（GDP）和能源消費總量，煤炭消費總量、石油 消費總量、天然氣消費總量、水電消費總量各序列在 95%的概率水平下均為 2 階 單 整。 b 、GDP 與能源消費總量的協(xié)整檢驗表明：95%的概率水平下殘差序列平穩(wěn)；GDP - 11 - 與各項能源消費的協(xié)整檢驗表明：單位根檢驗結(jié)果顯示：95%的概率水平下殘差序列 平穩(wěn)。 c 、滯后一階的GDP與