经济与能源的关系关系

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1、 经济与能源的关系 能源，是人类社会进步和经济发展的重要物质基础能源,是 经济发展和社会进步的重要基石,更是实现工业化目标的重要物 质保障。而工业化是由农业经济转向工业经济的一个自然历史过 程。我国当前新型工业化道路所追求的工业化,不是只讲工业增加 值,而是要做到“科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污 染少、人力资源优势得到充分发挥”,其中“资源消耗低”，这就 要求尽可能少的消耗各种资源,包括能源。而且我国是一个人口众 多的发展中国家，但是人均能源拥有量不及同期发达国家的1/5。 随着经济的发展，未来我国能源供需矛盾将越来越突出，同时资 源环境约束将长期存在。 理论分析 一般经济理论认为

2、，发展中国家要获得较快的经济增长并在 经济全球化中获得更多的利益,必须加快工业化进程。发展工业是 以能源消耗为代价的，工业发展所带来能源消费变化的一般趋势 是：从工业化初期阶段向中期阶段发展过程中，能源消耗密度增 强，能源需求增长超过经济增长；在工业化的后期发展阶段,能源 消耗密度下降,经济增长对能源的依赖也在下降。 能源弹性系数是表征经济增长和能源消耗的一个重要指标， 能源弹性系数是在假定其他影响因素不变的情况下，某一时期能 源消费增长与经济增长的比例关系。在不同的经济发展时期，能 源消费增长与经济增长应保持什么样的比例关系在理论上仍无定 论。但是，发达国家经济发展经验表明，随着经济发展，能

3、源弹 性系数变化的轨迹呈明显的倒U字形状。 在经济发展的初级阶段， 能源弹性系数大于，能源消费增长大于经济增长；在经济发展 水平较高阶段，能源弹性系数小于，即能源消费增长低于经济 增长。在这个规律背后，实际上是经济结构变化在起作用：三次 产业的比例关系是由农业为主转向以第二产业为主，再由以第二 次产业为主转向以第三产业为主。工业内部产业结构的变动顺序 是由轻工业向重化工业转变，由重化工业向高技术高附加值产业 转变。 由于第二产业的发展比第一、 三产业需要更多能源的支撑， 同时重工业也比轻工业和高技术高附加值产业消耗更多的能源， 因而发展中国家在发展的初级阶段，经济增长的同时，经济结构 在变化，

4、能源消费量也会上升。换句话说经济结构的变化会影响 能源弹性系数。能源弹性系数的高低除了与经济发展水平有关外， 还受经济结构变动的影响。 中国处于向工业化中期发展阶段，经济的发展仍然主要靠工 业带动，经济增长速度以年均%左右的速度递增的同时，能源需 求增长速度也很快。能源消费过于向工业集中，工业的比重有小 幅度的变动，都会引起能源消费有较大幅度增减,使得经济结构变 动对能源消费的影响作用大大增加。在经济增长高潮期，由于能 源项目建设周期长，不能很快地实现生产能力，能源供给滞后， 就会出现能源短缺的问题；在经济萧条时期，生产部门首先受到 冲击，由于大部分能源消费集中在工业生产部门，工业增长速度 的

5、减缓，会使能源消费大幅度下降，乃至能源出现供大于求。因 此，持续的经济高增长必然伴随着高能耗，能源的短缺在短期内 也就成为了必然的现象。同时，波幅较大的经济结构变动对我国 的能源消费结构也产生着非常重要的影响：第一产业比重的下降 使煤炭消费需求大幅度下降，工业比重的上升拉动了石油的消费 需求，电力将因结构的变动和经济总水平的提高而成为中国的主 要消费能源。 能源短缺对经济发展肯定会产生一定的影响，但经济结构的 优化和调整与广泛运用节能技术， 以资本与技术替代能源要素, 不 仅可以实现经济增长，而且可以降低单位的能源消耗，使 经济增长对能源要素投入的依赖性大大降低。可见，能源系统中 能源消费增长

6、将随着经济对能源资源依赖的逐渐饱和而下降是一 个合理假设。因此，根据经济发展的一般规律，合理的调整经济 结构，使得经济增长朝着低能耗的方向发展是可以解决能源短缺 现状的，换句话说，在理论上从长期的和发展的角度来看，能源 不会成为经济发展的瓶颈。 我国经济与能源动态关系的实证研究我国经济与能源动态关系的实证研究 （一）变量与数据的选取和样本空间的确定 本部分中国经济变量选取的是 GDP，量纲为人民币亿元；对 应能源变量选取的是能源总消费量，量纲为标准万吨煤。本文所 选数据均来自于公开发表的数据， 全部源于 中国统计年鉴2003 。 其中，中国 GDP 数值为以1978年价格计算的实际 GDP 值

7、。在分 析过程中为了消除变量的异方差和便于变量间长短期弹性的分析， 文中分别用 LGDP 和 LE 表示 GDP 和能源消费量的自然对数值的 时间序列并作为分析变量。另外，为了在分析过程中避免我国改 革开放对于分析结果的可能影响，本文在兼顾数据可得性和样本 空间尽可能大的原则下，以19852003年为样本空间，从统计意 义上讲，已经满足分析所需。 （二）初步分析 本文的实证部分是围绕着中国 GDP 和能源消费的动态关系展 开的，并试图通过两者之间的关系来分析能源对经济发展的制约 作用。经过 Eviews 作两者的散点图得到：它们呈现出较强的线形 关系，对这两个变量做线形回归有一定的实际意义。经

8、过 Eviews 的回归结果如下： LGDP=-13.9097 2.0173*LE (15.7629) (-9.3844) R2=0.9539 DW=0.6108 从回归的结果来看，t 值和 R2都非常高，DW 也 较为满意。为了避免对非平稳序列直接进行回归时造成虚假 回归的出现，必须进行变量时间序列的平稳性检验（亦称单位根 检验）。 （三）单位根检验 具体运用协整理论进行时间序列分析之前，首先必须进行时 间序列的单位根检验，考察序列是否平稳，本文采用的是 ADF （Augmented DickeyFuller）检验法。为了节约篇幅，下面以表 格的形式给出时序变量 LGDP 和 LE 的检验的

9、结果： 序 列 趋 势类型 ADF 临界值 结论 0.01 0.05 * （c、t） 0.10 L GDP 0 0 1.31 3253 -2.9677 -1.9890 -1.6382 不平 稳 LGDP C T -3.69 4188 -5.7492 -4.1961 -3.5486 平稳 L E 0 0 2.27 0872 -2.9677 -1.9890 -1.6382 不平 稳 LE C T -5.27 3886 -6.1252 -4.3535 -3.6280 平稳 *c 表示常数项，t 表示趋势项，0表示模型中不含该项。 从上表中我们可以看出LGDP和 LE经过一阶差分后的序列不 含有单位根

10、，因而是平稳的，所以可以认为 LGDP 和 LE 序列具有 一阶单整过程。 （四）格兰特因果关系检验 零假设 滞 后阶 F 值 零 概率 LE 不是 LGDP 的 原因 2 1.2 2263 0.3 6960 LGDP不是LE的原 因 2 4.9 8815 0.0 6440 上表是对时间序列 LGDP 和 LE 的双向 Granger 因果性检验结 果。 P(F1.2226)0.0064,（意味着 F1.2226在临界值左侧） P(F4.9882)0.3696,（意味着 F4.9882在临界值右侧） 所以原假设 LGDP 不是 LE 的原因被推翻， LE 不是 LGDP 的 原因被接受， 即

11、LGDP 和 LE 存在 Granger 存在单向因果关系。 也 就是说，在滞后期为14时，中国 GDOP 与能源消费总量之间具有 单向且统计显著的格兰杰因果关系。亦即，在我国的经济发展过 程中，GDP 的提高能够直接导致能源消费需求的增加，同时直接或 者间接导致能源产业结构的优化配置，但是反之却不成立。 变量的协整检验 建立协整回归，我们已经得到了 LGDP=-13.9097 2.0173*LE （1） 根据此式计算残差序列，从而得到残差序列的估计值为 e = LGDP13.9097 2.0173*LE （2） 残差序列的单位根检验。建立残差序列 et的自回归模型得到 et=1.56 et-

12、1 计算 ADF 为-2.1783,在,在置信水平为0.01、0.05、0.1下,临界值约 分别为-2.9677、 -1.9890、 -1.6382,显然有统计量小于临界值, 可以认为残差序列是平稳的。 对 LGDP 和 LE 两个时间序列进行 Johansen 协整检验,检验结 果见下表。 特征值 似然比统 计量 5临 界值 1 临界值 零假设 0.861 8 28.4454 25.32 30.4 5 None * 0.323 7 4.6931 12.25 16.2 6 At most 1 从结果来看,以检验水平0.05判断，因为似然比统计量的值 28.445425.32，4.693116.

13、26,所以 LGDP 与 LE 之间确实存 在着协整关系。式（1）为两个变量之间的长期均衡关系。对于存 在协整关系的变量序列，运用普通的线形回归模型预测是不合适 的。为了进一步揭示两个变量的短期变动关系，下面建立误差修 正模型。 （六）误差修正模型的建立 首先由式（2）可得求得误差修正序列： ECM=LGDP13.9097 2.0173*LE (3) 通过 Eviews 的模拟我们得到的误差修正模型如下所示： LGDP = - 0.1986*( LGDP1- 27192*LE1 + 22.0956) + 0.3902*LGDP1- 0.7694*LGDP2 + 0.8820*LE1 - 0.3

14、553*LE2 + 0.1069 LE = 0.1011*( LGDP1- 2.7192*LE1 + 22.0956 ) - 0.2477*LGDP1 + 0.6276*LGDP2 + 0.7310*LE1- 1.7908*LE2+ 0.0656 在上述误差修正模型中,各差分项反映了变量短期波动的影响. 被解释变量的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，一部分 是长期均衡。 我国 GDP 相对于能源消费的弹性值短期为0.5267 （滞 后1期和滞后2期的和），而长期弹性值为27192，也就是说，我国 的 GDP 与能源消费总量的长短期关系是不一致的。就长期而言， 当能源消费总量变动1个百分点时

15、， GDP 就会同向变化约27192个百 分点；然而在短期，当能源消费总量变动1个百分点时，GDP 就会 同向变化约0.5267个百分点。 这就是说， 长期能源弹性系数小于1， 短期能源弹性系数大于1，GDP 的变动在短期对能源消费总量的影 响要大于长期的影响，经济对能源依赖度也会随着经济的增长而 逐渐降低。究其原因，经济增长需要能源的支撑，而在短期内， 经济结构和能源的需求结构不会有太大的变动，经济增长将导致 大量的能源总消费，能源供给的能力会成为制约经济增长的因素； 而在长期，增长方式会朝着节约能源的方向演进，因而对经济结 构和能源产业结构的产生深刻的影响，由于经济结构和产业结构 的优化与

16、调整需要相当长的时间，因此在长期来看，能源对经济 增长的制约作用会减弱，能源不会成为经济发展的瓶颈。中国的 经验数据在这一点与世界发达工业国的数据并无不同。误差修正 系数的大小反映了对长期均衡的调整力度，说明 GDP 规模与能源 之间的长期均衡机制对促进能源产业结构的调整有强烈的影响。 四、结论四、结论 如何在全球能源短缺、气候变暖、环境压力日渐增大的条件 下,提高能源使用效率,优化能源消费结构,开拓出一条既符合国 际发展潮流,又遵循本国国情的新型工业化道路成为确保中国经 济健康发展、工业化进程顺利推进和资源可持续利用的必然选择。 对能源静态依赖性较强、能源效率提高对减少能源消费的作用相 对较强的产业,如工业,一方面,设立技术更新资金,以重点支持和 鼓励有助于提高能源使用效率的新技术的采用,另一方面,积极推 广节能技术,开发和推广节能的新工艺、新设备和新材料,以适度 弱化工业对能源的依赖性并推动产业结构升级