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1、我国能源消费和经济增长的因果关系研究内容摘要：在改进的c-d生产函数理论的基础上，本文分析了我国1978-2009年30个省市自治区（不包括西藏和港、澳、台地区）能源消费和经济增长间的因果关系。检验结果显示，能源消费与经济增长的短期因果关系并不明显，但是从长期来看，能源消费与经济增长存在较强的协整关系，能源消费是经济增长的原因。并在实证分析的基础上，针对我国现状提出在短期内提高资源利用效率，在长期中优化能源结构、完善epc合同能源管理等举措。关键词：能源消费 gdp 面板协整 因果关系在保持稳定的经济增长的同时，如何减少二氧化碳的排放量一直是各国在制定能源和环境保护政策时最关心的问题。当前我国
2、正处于高速发展时期，更应该合理处理好环境保护、能源消费与经济增长之间的关系，保证可持续发展战略的有效实施。文献回顾oh and lee（2004a，b），ghali and el-sakka（2004）和beaudreau（2005）都认为能源是产出的重要影响因素，对于亚洲发展中国家的能源消费及其收入/产出之间的关系，国外的学者主要从需求和产出这两个方面来研究。在需求方面，asafu-adjaye（2000）运用向量自回归模型研究印度、中国台湾地区、菲律宾和土耳其这四个国家和地区能源消费与gdp的关系并得出二者仅存在单向因果关系的结论；oh and lee（2004b）的实证分析表明南韩的收入
3、对能源消费有单向因果关系。而在产出方面，shiu and lam（2004）利用我国1971-2000年的相关数据得出的结论为能源消费是经济增长的原因；yoo（2006）分别研究了马来西亚、新加坡、印度尼西亚和中国台湾地区的数据，分析结果显示前两者的能源消费与国民收入互为因果，而后两者的国民收入和能源消费只存在单向的因果关系。相比之下，国内学者的研究虽然起步晚但得出的结论是类似的。黄敏和赫英（2006）采用三因素 ces生产函数，建立了我国能源消费与经济增长关系的模型，分析得出能源消费增加在一定程度上能引起gdp增长。胡誉湘和贺昌政（2007）利用gmdh因果关系检验方法，得出我国在1989-
4、2003年间gdp是能源总消费量的原因的结论。李婷等（2010）基于var模型的因果检验及脉冲响应函数，得到1979-2007年我国从经济增长到能源消费存在单向因果关系的结论。研究设计本文首先在应用能源消费与gdp双变量模型的基础上，加入了劳动力投入和固定资产投资两个控制变量，使得模型的估计更为准确与合理。其次选取数据指标为1978-2009年我国30个省市区（不包括西藏和港、澳、台地区）的非平衡面板数据，比直接用全国的时间序列数据更全面和真实地反映出我国各个地区和总体的能源消费与gdp之间的关系。最后，本文应用协整检验来证实我国能源消费与gdp关系，并通过动态误差修正模型（vec）来区分能源
5、消费与经济增长间的长期和短期因果关系。为了分析我国能源消费与经济增长的因果关系，本文将应用如下改进的c-d生产函数来研究我国能源消费与经济增长间的因果关系：y=f(k,l,e)=akalbegem （1）其中，y为总产出或实际gdp，a为生产要素投入效率，k、l和e分别代表资本、劳动和能源投入，a、b、g分别表示各要素产出的弹性系数，m为随机干扰。考虑到变量间可能存在的异方差现象，本文将主要应用原生产函数的对数形式（lny=lna+alnk+blnl+glne+m）来进行实证分析。本文所使用的数据为我国30个省市自治区1978-2009年的相关年度数据（由于西藏缺少能源消费的数据所以不包括在内
6、，也不包括港、澳、台地区），所有数据均来自新中国六十年统计资料汇编和中国统计年鉴。各地区的经济增长状况用地区生产总值（gdp）来衡量，能源消费用能源消费总量（ec）表示，劳动力用就业人员数量（l）来度量，资本投入用全社会固定资产投资（k）代替。并且地区生产总值和固定资产投资均用居民消费价格指数平减，以便消除价格因素对指标的影响，因此gdp和k均表示原指标的实际值。由于统计年鉴上有部分年份的能源消费数据缺失，所以本文使用的数据为非平衡面板数据。实证分析（一）单位根检验首先，本文将运用eviews6.0对各省市区的地区生产总值、能源消费、就业人员和固定资产投资的对数数据（即对lngdp、lnec、
7、lnl和lnk）进行单位根检验，且上述变量的对数一阶差分形式记为lngdp、lnec、lnl和lnk。检验结果如表1所示。由表1的结果可知，lngdp、lnec、lnl和lnk是非平稳的，而lngdp、lnec、lnl和lnk在1%的显著性水平下是平稳的，可以进行协整检验。（二）协整检验考虑到gdp可能会受到宏观经济的影响，本文最终构建了如下扩展的对数生产线性函数：lngdpit=a+dt+blnecit+glnlit+hlnkit+eit （2）其中，i=1，2，30表示各省市区，t表示年份。利用eviews6.0在（2）式的基础上利用pedroni（2003）协整检验方法进行检验，结果如表
8、2所示。由表2的结果可以看出，这7个协整检验统计量都在不同的显著性水平下拒绝了这几个变量间不存在协整关系的原假设。由此可以看出，能源消费和经济增长之间存在着一种长期稳定的关系。根据hausman检验的结果，本文决定应用固定效应模型来拟合（2）式，拟合结果如下：（3）式括号内为估计参数的t值，右上角的“*”表示估计值的显著性水平为1%。由（3）式可知，各省市区的能源消费总量每变动1%，就可以使得当地的gdp变动0.08%。相比之下，劳动人员和固定资产投资数额的增加会引起更大数量的gdp的上升，其影响分别为0.47%和0.45%。本文在（2）式的基础上构造面板误差修正模型，以此来研究我国各省市区的
9、能源消费与经济增长间的长短期因果关系。（三）因果关系检验本文将利用engle和granger（1987）的两步法来检验能源消费与经济增长之间的因果关系。首先利用（2）式估计的长期模型来获取该式所估计的残差值 （本文用ect来表示）。其次运用如下动态误差修正模型（vec）来估计格兰杰因果关系模型。首先，对于我国30个省市区（不包括西藏和港、澳、台地区）能源消费和经济增长间的短期因果关系，可以通过检验（4）式中lnec的系数q12ik是否对于所有的i和k都为0，或检验（5）式中lngdp的系数q21ik是否对于所有的i和k都为0来确定；然后，通过观察误差修正项ect的系数l的显著程度，来检验能源消
10、费和经济增长间的长期因果关系。并且，根据前文协整检验过程中的aic准则确定了vec模型的最优滞后阶数为1，所以（4）式和（5）式中的k=1。详细的格兰杰因果关系检验结果如表3所示。由表3可以看出，在gdp方程中，短期内能源消费的系数是不显著的，但在长期ect的系数却在5%的水平下是显著的。而对于ec方程则不论是在长期还是短期内，讨论的变量的系数估计值都是不显著的。即在短期内我国的能源消费和经济增长之间不存在因果关系。而从长期来看，能源消费确实是促进经济增长的格兰杰原因。这意味着作为促进经济增长的发动机的能源在长期内会对我国的经济增长产生显著的影响。这个结果与stern（1993，2000），o
11、h and lee（2004a，b）及paul and bhattacharya（2004）等国外学者的结论一致，且一个国家的工业生产的确需要消费大量的能源，所以这个结果也是与现实相符的。政策建议本文通过对我国30个省市自治区（不包括西藏和港、澳、台地区）1978-2009年的能源消费、经济增长等相关数据的实证分析，提出如下建议：（一）提高能源利用效率本文通过实证分析发现，短期内能源消费和经济增长之间并没有显著的因果关系，这意味着在短期内采取能源节约政策对我国的经济增长并不会产生太大的影响，这就为我国目前推行节约能源政策提供了较大政策空间，强制节能不会对经济造成过大冲击。要积极推行广义节能，依
12、靠技术的进步，用最少的资源获取最高的经济效益，并在资源的利用上形成一条完善的重复利用与残留物再用的生产链，利用工业发展的一般规律来影响能源的节约。（二）推进能源结构优化调整通过本文的分析也可以发现，高能源消费会带来经济的高增长，而经济的高增长并不一定会伴随着能源的高消费。通过能源的大量消费来带动经济的增长，这种低效的增长方式会加剧有限资源的枯竭，在长期来看却是得不偿失的。因此在能源利用上，我国应坚持“开发与节约并举”，努力优化调整一次能源结构，加大对天然气、水能、风能、太阳能等清洁可再生资源的开发与利用。此外，在调整能源结构的同时，调整产业结构，大力发展高新产业，并发挥行业协会的作用来积极地优
13、化资源利用模式。（三）发展epc合同能源管理epc在欧美国家应用较多的是节能效益分享型运作模式，专业节能公司与能耗企业签署服务合同，前期由节能公司提供节能技术、资金与设备，效益期由双方共同分享节能收益，后期节能资产无偿转移给能耗企业。随着节能减排受到国家与企业的日益重视，我国的合同能源管理也处于逐渐发展之中。传统上由企业自身进行节能改造的方式，短期的成本负重会较大，同时由于缺乏相关的节能经验，可能存在节能资产构建失败的风险，这些原因使得企业改造动力不足。而epc则较好地解决了上述问题，由专业的节能公司进行企业能耗改造，他们有着丰富的节能经验并掌握核心节能专利，能耗企业将节能升级事项交予节能服务公司并共享节能收益，这种双赢的合作模式是可以促进我国节能事业稳步发展的。
