时间：2023-03-22 17:37:08
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1.《十二五能源发展规划》表明，截至2010年已探明天然气地质储量3068亿立方米。涩北气田产能近100亿立方米，为柴达木循环经济试验区的盐湖、冶金等特色优势产业和西部地区居民生活提供了清洁能源保障。太阳能资源利用尚未形成规模。日照充足，属于太阳能资源丰富区，太阳能辐射强度高，日照时间长，全省年日照时数在2300－3500小时之间，仅次于，居全国第二位，太阳辐射总量在每平方米5637－7420兆焦耳之间，年接受太阳能折合标煤达623亿吨，合360亿万千瓦时电量，相当于龙羊峡电站年发电量的6万倍。截至2013年末，太阳能发电厂有124家，其中光伏发电厂123家，光热发电厂1家。太阳能发电量28.16亿千瓦时，比2012年增加13.68亿千瓦时，增长94.5%。但太阳能推广应用总体上仍处在初级阶段，太阳能产业资源与产品之间的关联度还不高，应对市场波动和市场风险的能力差，太阳能建筑尚处在起步阶段，太阳灶、户用电源的利用尚未形成规模。可燃冰利用技术尚未解决。祁连山南缘成功钻获可燃冰样品，使我国成为世界上第一个在中低纬度冻土区发现可燃冰的国家。可燃冰远景储量达到350亿吨油当量，且开发利用条件较为优越。目前关键是开发利用的环保和技术问题还没有解决，因此不能进行大量开采：一是在开采可燃冰过程中，如果向大气中排放大量甲烷气体，会加剧全球温室效应。二是可燃冰开采过程中会分解产生大量的水，释放岩层孔隙空间，使其赋存区地层发生固结性变差，引发地质灾变。目前全世界对“可燃冰”的研究大都只处于科学勘探层面，还没有进入实际开采实用阶段。
2.主要能源生产与经济增长的因果关系检验分析本文用格兰杰因果检验法（GrangerCausalityTest）对主要能源生产与经济增长之间的分析做进一步验证。平稳性检验。对数据进行对数化处理。通常来说，格兰杰因果检验要求必须是平稳的时间序列数据，因此首先对数据进行平稳检验，结果如表4。从表4看，GDP与原煤、原油、天然气、水电数据经对数化处理后，仍是非平稳数据，但其一阶差分是平稳的，因此对一阶差分进行格兰杰因果检验，结果如表5。2.格兰杰因果检验。从表5看，LNGDP是LNCP、LNNG和LNWE格兰杰意义上的原因，LNCO和LNGDP之间不存在格兰杰意义上的因果关系，这与前面的相关性分析结论基本上一致。以上实证分析表明，经济增长是带动原煤、天然气和水电生产的主要原因，原油和经济增长之间不存在关系。这说明，主要能源生产是一种被动式的发展模式，能源在促进经济增长方面作用有限，反而是经济增长带动了能源生产。出现这样结果的原因主要与发展战略有关。上世纪90年代以来，就确立了以保护生态为原则的经济发展模式，2008年更是确立了“生态立省”战略，全省经济建设都围绕保护生态开展，并未通过资源开发、销售等途径谋求带动经济发展。
二、能源消费与经济增长实证分析
1.从能源生产与经济增长的实证分析看，GDP与原煤、天然气、水电生产之间相关性较高，分别为0.9854、0.9801、0.9764，与原油相关性较低，相关系数为0.5190。格兰杰因果检验（GrangerCausalityTest）表明经济增长对原煤、天然气、水电等能源生产存在单方向的推动作用，经济增长是能源生产增长的推动力。因此促进能源生产和结构改善，要以加快经济发展和改变粗放式的经济增长方式为基础。
2.从能源消费对经济增长的实证分析看，利用柯布——道格拉斯生产函数计算的人均能源消费和人均资本拥有量弹性系数分别为0.5397和0.3031，这表明在当前的经济发展中能源消费对经济增长的推动作用大于资本的推动作用。全省GDP的增长在很大程度上依赖于高耗能产业的发展，单位GDP能耗依然较高，节能降耗压力较大。重化工业的经济结构导致能源消费结构不尽合理，全省能源消费主要以工业为主，且煤炭的消费占有很大的比重，尽管近年来天然气消费比重有所上升，但水电开发利用能力还相对薄弱，太阳能、风能的利用还处在启动阶段。随着全省经济结构的转型升级，以及人民生活水平的不断改善，全省能源消费结构还需进一步优化。
三、建议
1.保持适度的经济增长速度，为调整能源结构，降低能耗创造良好环境。转变经济增长方式，调整和优化产业结构，推进经济结构从依靠资源消耗的粗放型向节约型、集约型转变，改变以高消耗、高污染来实现经济快速增长的发展模式。大力发展低能耗、低污染、高附加值的产业，加大第三产业在三次产业结构中的比重，通过产业结构调整实现能源结构的改善和经济可持续发展。2.未来能源发展战略应为适度发展煤炭产业，进一步发展电力，提升天然气利用强度，积极开发太阳能、风能等可再生能源，同时加大研发力度，探索可燃冰等能源供给新领域。一是要保持一定的煤炭资源勘查开发力度，保证煤炭资源的正常供给能力。二是要加大煤炭产业整合力度，促进煤炭产业优化升级。三是要重视能源清洁利用技术，提高能源转化效率，尽量降低煤炭等化石能源消费对环境的负面影响。四是要制定鼓励利用清洁能源和可再生能源的政策，加快发展清洁能源和可再生能源的步伐，提高水电、太阳能、天然气在总能源消费中的比例，逐步形成一个多元化的能源结构,走可持续能源发展道路。
3.建立能源生产、消费监测和预警机制，关注高耗能企业的单位GDP能耗，提高能源利用效率。逐步调整高耗能产业的内部结构和产品结构，遏制低水平重复建设，严格审批项目。加大节能技术研发，提高高耗能产品技术含量和附加值。对钢铁、有色、电力、石化、化工、建材等高能耗行业和年能耗万吨标准煤以上的重点能耗企业,建立台账,加强监测,同时督促企业加大节能技术研发力度，重视先进的节能技术、工艺和设备的推广应用，不断淘汰落后产能及耗能设备。
1.1ADF检验
由于同时受随机趋势的影响，现实中大多数经济现象的时间序列一般情况下都是不平稳的，检验是否是非平稳时间序列方法最常用的是ADF（augmenteddickeyfuller）检验。根据平稳性检验基本原理，采用ADF检验法，借助EViews7.0软件的操作，分别对lnGDP和lnEC序列的平稳性进行检验，即检验两个序列的原序列、一阶差分及二阶差分序列。检验结果表明，lnGDP和lnEC的原序列和一阶差分序列都表现为不平稳，但二阶差分后序列表现出平稳状态，并且在1%的显著性水平下，lnGDP和lnEC的二阶差分序列均为平稳序列，检验顺利通过。
1.2协整检验
协整是检验一组非平稳序列线性组合是否具有稳定的均衡关系，即是否存在共同的随机性趋势。由于lnEC和lnGDP都是二阶单整，因此可以进行协整检验，即采用E-G两步法建立回归方程。首先，利用OLS对lnEC和lnGDP进行回归建立两者之间的协整回归方程如下：Ln（EC）t=5.11668426058+0.428867357494*l（nGDP）tT=（62.09929）（43.30398）通过Eviews估计计算得到，lnEC的方差值（R2）为0.988925，调整后的方差值为0.988398，说明方程的拟合度较高；从模型估计结果来看，可决系数达到了98.89%，T和F统计量都非常显著，模型的拟合效果很好。说明二者之间存在协整关系。
1.3Granger因果关系
检验Granger因果检验用来分析两个序列间是否存在因果关系，实质上是检验一个变量是否受到另一变量的滞后影响。本文按照AIC准则通过选取1~2两个滞后期来检验lnEC和lnGDP二者之间的Granger因果关系，检验结果如：由检验结果可以看出，在10%的显著水平下，得出lnEC是lnGDP的Granger因果关系、lnGDP不是lnEC的Granger因果关系的结论即1991~2013年间安徽省能源消费与GDP之间存在一种单向因果关系。
2结语
1.1变量平稳性检验在对煤炭、石油、天然气、电力四种能源消费与GDP增长关系进行计量分析前，首先要进行变量的平稳性检验，本文选用ADF单位根指标来检验各变量的平稳性。只有平稳的时间序列（即单整序列）才能进行相应的回归分析，否则就会产生伪回归问题，进而造成错误的结论。因此，下面将分别对GDP增长率，煤炭、石油、天然气和电力消费增长率的时间序列进行单位根检验，只要检验结果表明这五个变量都是单整序列，接下来就可以对它们进行其它检验和回归分析。为了研究的方便，以下分别利用YGDP、XC、XO、XG、XE来表示GDP增长率、煤炭消费增长率、石油消费增长率、天然气消费增长率以及电力消费增长率，并且这五个变量的ADF单位根检验结果如表1所示。注：表示对应的一阶差分序列。从表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE数据序列除了XG序列是非平稳的，其它序列都是平稳的，但是各序列皆在一阶差分下平稳，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一阶单整序列，即I(1)，因此可以对它们之间的关系进行下一步分析。
1.2协整检验通过对残差（residual）进行ADF检验判断其平稳性，以检验YGDP、XC、XO、XG、XE之间是否存在协整关系，检验结果如表2所示。由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通过了协整检验，表明它们之间存在长期稳定的均衡关系。
1.3相关关系分析根据表2的检验结果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之间存在协整关系，因此可以建立的各变量间的线性模型，如下所示：（1）对模型（1）进行最小二乘（OLS）回归分析，回归结果如表3所示。其中，根据DW值可以判断，变量之间存在自相关性，并且XG与XE的系数不显著，XG也没通过符号检验。由表4可知，R2值达到0.69263，模型整体拟合优度较高，模型中的解释变量对被解释变量具有很好的解释能力；F值为8.93125，方程通过了显著性检验，DW值也在合理的区间范围内，各变量之间已经不存在自相关性。根据表4的结果，煤炭消费增长率（XC）在1%水平下呈现出显著性，石油消费增长率（XO）、天然气消费增长率（XG）与电力消费增长率（XE）都在10%的水平下呈现出显著性，并且煤炭、石油、天然气和电力消费增长率都通过了符号检验，表明这四个因素会显著地促进经济增长，而不是相反。根据四个变量系数的大小，得出我国经济增长过程中的能源支持，首先是煤炭，其次是电力，然后是石油和天然气。
2结论与建议
通过上文的实证分析可以看出，消费煤炭等不可再生资源依旧是我国经济增长的主要来源，我国经济发展过程中高耗能、低能效的现象还是十分突出，坚持开发新能源、降低污染依旧是我国经济发展的重中之重。另一方面，能源制约经济发展这一瓶颈问题始终得不到有效改善也与能源消费结构相关，为了解决这一问题必须加大力度开发可再生清洁能源与新能源，如水电资源、风电、核电等。坚持可持续发展就应该改善我国低效的能源消费结构，拓展能源的来源，降低污染排放，提高能源的利用效率。首先，国家应该坚定经济转型的思路，把我国传统的粗放型工业经济一步一步调整为集约型经济，要把节约资源和有效的利用现有能源作为经济转型过程中的既定目标，只有坚持走这条道路才能又快又好的转变经济增长方式，实现这一目标势必要求我们节能降耗。
第二，加快产业结构的优化升级，以科技等新兴产业发展为主线的第三产业结构将会改变现有的能源消费结构，尽可能的降低不可再生资源的过度开发和利用。限制能源消耗高、利用资源和生产的效率均低、污染排放高的产业发展，进一步发展第二、三产业，促使产业结构优化升级，大力推进能源消费结构的转变，坚决淘汰严重耗费能源和污染环境的产业。现今的经济发展受金融危机影响，经济增长速度变缓，要稳定经济增速，平稳发展路径就必须走出高投入、高消耗、高排放、低效率的发展误区，开辟崭新的能源消费模式。
论文关键词：低碳经济,碳排放,重庆,可持续发展
一、引言
自从工业革命以来，伴随着科技的进步，人类改造自然的力量越来越大，全球人口和经济规模的不断增长，能源使用带来的环境问题及其诱因不断地为人们所认识，不止是烟雾、光化学烟雾和酸雨等的危害，大气中二氧化碳（CO）浓度升高带来的全球气候变化业已被确认为不争的事实。
人与自然之间的失衡，在促进经济界和企业界加以反思之际，客观上也给了学术界以创新发展理论的空间。能源与经济以至价值观实行大变革的结果，可能将为逐步迈向生态文明走出一条新路，即摈弃20世纪的传统增长模式，直接应用新世纪的创新技术与创新机制，通过低碳经济模式实现经济的可持续发展将成为可能。
重庆市是中国中西部地区唯一的直辖市，国家五大中心城市之一，也是国家统筹城乡综合配套改革试验区。直辖以来，重庆市坚持以科学发展观为指导，统筹考虑经济社会与资源环境协调发展，把应对气候变化和建设资源节约型、环境友好型社会及实现可持续发展结合起来，加快产业结构调整和优化升级，实施节能减排，加强生态环境建设与保护，制定了一系列与应对气候变化相关的法规、政策及规划，推进应对气候变化科技研究和能力建设，为减缓和适应气候变化作出了积极贡献。
经过直辖以来的快速发展，重庆市已站在新的历史起点上，在发展低碳经济的道路上面临新的机遇和挑战。重庆市将全面控制温室气体排放，不断增强适应气候变化的能力，逐步提高应对气候变化科技与研究水平，深入推进应对气候变化国内外技术经济合作，日益增强公众气候变化意识，建立健全应对气候变化的组织领导和机构建设，为保护气候作出更大的贡献。
二、重庆市能源利用与碳排放现状
（一）经济发展、能源消费与碳排放
从总体上看，重庆市的能源消费和经济增长变化呈正相关关系。1997年重庆成为直辖市以来，重庆市经济快速发展，对能源的需求急剧增加。从表1和图1可知，2004年以前，能源消费波动和经济波动周期基本一致，能源消费增长率和GDP增长率的变化方向一致，反映能源消费增速与经济增长之间比例关系的指标，即能源消费弹性系数小于1，说明能源消费增速小于经济增长速度。随着重庆市经济速度的快速发展，能源消费逐年增加，特别是2004-2005年，重庆市能源消费远高于GDP的增长速度，能源消费增长率分别为15.7%和22.5%，而GDP的增长率分别为12.2%和11.5%，能源弹性系数大于1。
为了保证经济持续发展的前提下，降低能源消耗，重庆市提出节能降耗的发展目标，特别是国家“十一五规划”和重庆市“十一五规划”的出台，更强调了节能减排的重要性和具体要求。因此，2005年以后重庆市能源消费增长率出现大幅度的降低，能源利用效率进一步提高，能源消费弹性系数总体上保持了下降趋势。
表1能源消费弹性系数（1997-2008）
年份
能源消耗总量
(万吨标准煤)
能源消费比上年增长（%）
本市生产总值（亿元）
本市生产总值比上年增长（%）
能源消费
弹性系数
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
论文关键词：能源消耗，经济增长，误差修正模型，脉冲响应
一、引言
随着改革开放水平的不断提高，工业化和城镇化进程的深入，能源消耗的总量在持续上升。如何在合理开发和利用能源的前提下保证经济的可持续增长，是安徽省当前经济发展的一个重要“瓶颈”。安徽省作为能源大省，矿藏种类多、储量大，其中煤、铜、铁等37中矿产资源在全国排名前十，此外，淮北、淮南是华东地区最大的煤炭基地。但是由于长期的粗放式经济增长方式，导致各种能源资源的利用效率低下，环境污染严重，一定程度上制约了安徽省经济健康持续发展。据国家统计局的数据显示，2008年安徽省GDP总量为8874.2亿元，，按可比价格计算脉冲响应，比上年增长20.5%，比全国高10.5个百分点。与此同时能源消费总量为8341.57万吨吨标准煤，同比增长7个百分点。同时安徽省单位GDP能耗为0.94吨标准煤，略低于全国平均水平。由此可见，对安徽省经济增长中能源消耗贡献率进行定量分析，成为缓解当前的能源消费与经济增长、能源消费和环境双重压力，实现经济可持续增长的基础工作。
目前已经有大量的关于能源消耗和经济增长关系的研究。Kraft，J和Kraft，A（1978）是学术界比较早研究经济增长和能源消费之间关系的学者，他们利用美国1947—1974年的数据，发现美国GNP和能源消费之间具有单向的因果关系。Yu和Choi（1985）采用标准的Granger检验证实了菲律宾能源消费和GNP之间的因果关系。Hwang和Gum（1992）在对台湾地区能源消费和经济增长关系研究的基础上，得出能源消费与经济增长之间存在双向因果关系的结论。Oh和Lee（2004）在研究了韩国能源消费和经济增长关系的基础上提出二者之间具有双向的因果关系。Masih(1996)、Ugur和Ramazan(2003)研究了欧洲和亚洲许多国家能源消费和GDP之间的长期均衡关系和因果关系。
国内学者在能源消费和经济增长方面也做过很多的实证研究，赵丽霞、魏巍贤（1998）将能源作为变量引入C-D生产函数。并建立了向量自回归模型，研究结果表明能源是我国经济发展过程中不可完全替代的限制性要素。林伯强（2001），王海鹏（2006）运用协整关系模型对中国能源消费与经济关系进行研究，建立了相关的理论模型，分析了二者之间的因果关系。韩智勇、魏一鸣等（2004）利用EG两步法，分析了1978—2000年我国能耗与经济增长的协整性和因果关系，认为二者之间不存在长期协整关系，但存在双向的Granger因果关系。赵进文等（2007）采用非线性STR模型技术研究中国能源消费与经济增长之间内在结构依从关系，得出经济增长对能源消费的影响具有非线性、非对称性的结论。周杰琦，汪同三（2009）分析了1953—2008年期间中国能源消费与经济增长的因果关系，结果表明二者在短期内不存在显著的因果关系，长期中存在双向因果关系。
综上所述，国内学者分别采用了不同的实证研究方法对我国的能源消费和经济增长之间的关系进行了大量的研究。本文是在前人研究成果的基础上进行了一些创新和改进：（1）本文在变量的选取上有所改变，使用资本存量数据代替资本流量，进一步提高模型的准确性；（2）本文的样本选取跨度相对较大，满足了实证分析对样本待估参数准确性的要求；（3）本文的Granger因果检验是建立在误差修正模型基础上的检验，综合考虑了误差修正对变量之间的因果关系的影响。
二、理论模型的提出和数据的来源
1.经济增长影响因素分析与模型的建立
经济增长的影响因素分析是建立理论模型的前提条件脉冲响应，通常情况下经济增长以GDP作为其衡量指标，影响经济增长的因素主要包括：劳动投入（L）、资本投入（K）、能源消费（E）以及其他制度和体制等因素。本文运用刘朝明等人的研究方法[3]，将能源消费作为解释变量引入Cobb-Douglas生产函数，得到的理论模型可表述为：
(1)
其中，分别为经济增长总量、资本、劳动力和综合能耗指标，为模型的未知参数，根据C-D生产函数的假设，0﹤﹤1。由于C-D生产函数是非线性的，可以通过对（1）式两边取对数使之线性化，则有：
(2)
令则有：
(3)
将式（3）两端对时间t求导，得到：
（4）
其中，a，b，g分别为资金投入、劳动投入和能源消费对经济增长的弹性。常数项表示“希克斯中性”技术进步因素。a表示在技术水平不变的情况下，资本投入量每增加一个百分点，对GDP的贡献率为a%，同理，b和g分别表示就业人数和能源总量每增加一个百分点，经济总量分别增长b%和g%。
2.参数的选取与数据的来源
鉴于数据的权威性和可获得性，本文选取的年的经济增长（GDP）、资本投入（K）、劳动投入（L）以及能源消费（E）数据均来自相应年份的《安徽省统计年鉴》。
（1）GDP：采用1978～2008年安徽省GDP历年的统计结果，为了消除价格因素对模型稳定性的影响，本文将GDP折合为1978年的不变价格。
（2）：采用固定资本存量代替资本流量。本文应用永续盘存法来计算固定资本存量，其公式为：。其中，是期期末的固定资本存量；是期期末的固定资本存量；是期的固定资本投资流量，即社会固定资产投资总额，并折合成1978年的不变价格。为资本折旧率，采用社会各行业的平均值5%。
（3）：采用历年的社会就业劳动人数。
（4）：1991～2008年的能源消费直接采用统计年鉴得出的能源消费总量，1978～1990年的能源消耗近似的用当年的能源生产总量替代，折合为万吨标准煤。
图1为1978～2008年安徽省资本存量、能源消费与经济增长的变动趋势图脉冲响应，从图中可以看出，安徽省GDP从1978年的113.96亿元增长到2008年的8874.2亿元，经济总量增长近77倍，GDP的年均增长率为15.4%。与此同时，能源消费总量也在持续上涨，从1978年的1756.1万吨标准煤上升到2008年的8341.57万吨标准煤，年均增长近6%。由此可见，安徽省经济增长和能源消费之间存在长期的协同性关系。
三、模型的实证分析
1.变量平稳性检验
分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，需要对变量的平稳性进行检验，只有具有同阶单整的变量才能进行协整分析。单位根检验一般采用DF、ADF检验和非参数PP检验，本文采用非参数ADF检验判断变量序列的平稳性。为了消除变量之间可能存在的异方差，本文对变量取对数后再进行单位根检验，结果如表1所示，
表1 变量平稳性ADF单位根检验结果
变量
检验类型
ADF检验
1%临界值
5%临界值
10%临界值
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
论文关键词：能源消费，经济增长，回归分析
主流经济增长理论认为，能源是可以被其他要素所替代的外生变量,即使在存在能源约束的情况下，经济也可以得到持续增长。这使得能源资源被主流经济学作为外生变量或替代要素排斥在生产函数之外。直到20世纪70年代，两次石油危机导致全球经济衰退，人们才开始重视能源资源对经济增长的影响作用。事实表明，能源消费的增加可以推动经济增长，能源资源是经济增长的重要物质保障和必要条件。能源资源的禀赋程度以及由此而形成的地区间的差异，直接影响地区经济发展水平。因此，本文以河南省为例对能源消费对经济增长的影响进行实证研究。
1 文献回顾
能源问题在上世纪70年代石油危机爆发后才引起国际社会的广泛关注。自此，能源消费与经济增长关系的研究逐渐成为学术界关注的热点。1978年，Kraft，J. 和 Kraft，A.[1]，在他们的研究中对美国1947—1974年的样本数据进行分析，首次发现了GNP对能源消费的单向因果关系。之后许多学者对不同时间段、不同国家的能源消费与经济增长的关系展开了大量的实证分析。随着我国工业化、城市化进程的加快，能源供应紧张和经济快速发展的矛盾日益突出回归分析，国内学者也开始围绕能源消费与经济增长的关系展开研究。韩智勇[2]等，对我国1978-2000年能源消费与经济增长协整性和因果关系的研究表明：我国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系，但不具有长期的协整性。肖冬荣[3]等对上海市1985—2004年能源消费与经济增长协整性和因果关系的研究表明：上海市能源消费与经济增长之间具有长期均衡关系，存在能源消费对经济增长的单向因果关系。从已有的研究文献来看，虽然目前关于我国能源消费与经济增长之间关系的研究已经取得大量有价值的成果，但是普遍都以全国整体为研究对象。如一部分学者在线性分析框架下分别利用不同时间段的序列数据通过各自不同的研究方法从整体上考察了我国能源消费与经济增长之间的关系[4]；在非线性框架下,有学者利用协整方法对中国的经济增长和能源消费之间的关系重新进行了检验。仅从整体上研究我国能源消费与经济增长之间的关系情况，不能说明我国各地区能源消费与经济增长之间的真实关系。研究地区能源消费与经济增长间关系的差异性，有利于各地区制定出切合自身实际的能源消费规划目标和具体政策措施，有利于促进和推动地区经济持续稳定发展，这是研究和制定整个国家能源消费战略方针中不可缺少的内容。
2 河南省能源消费与经济增长概况
1978-2008年，河南省经济持续快速发展，GDP由162.92 亿元增加到18407.78亿元， 年平均增长速度为17.07﹪；相应地能源消耗总量也稳步增长，由3353万吨标准煤增加到18784万吨标准煤，年平均增长速度为5.91﹪，经济增长与能源消费增长之比为2.89，总体上能源消费增长慢于GDP 增长。统计数据表明，河南省能源消费与GDP基本上是同向增长的，能源消耗是经济持续稳定增长的重要推动力，为经济发展提供了重要的物质保障。
图1 河南省GDP与能源消费变化图
图1可以看出：第一，河南省能源消费与GDP基本是同向变化，都有不断上升趋势；第二，从趋势来看，河南省能源消费与GDP变化并没有呈现喇叭口状态[5]，而是一个同步增长的态势。河南省经济快速增长对能源需求也在相应地增加，能源消费增长速度并没有经济增长速度快，这为笔者进一步研究能源消费与经济增长关系的实证分析提供了现实背景。
3 河南省能源消费对经济增长影响实证研究
3.1 样本选择与数据来源
本文研究过程采用1978-2008年的河南省国民生产总值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1978年为基期的国民生产总值指数对GDP 进行缩减，以消除物价因素影响。为了保证数据的可比性和容易得到平稳序列，同时削弱可能的异方差，对数据取自然对数处理。数据来源于相关年度的《河南省统计年鉴》。
3.2 模型选择
本文以Y代表河南省国民生产总值（GDP）作为被解释变量，以X代表能源消费作为解释变量。利用样本观测值做出LnY与LnX的散点图如下（图二）：
图二 GDP与能源消费散点图
可知它们基本上服从线性关系，于是模型的理论方程为：
LnY=β0+β1LnX+μ(1)
其中β0、β1为待估计参数回归分析，β1为能源的产出弹性系数；μ为随机误差项，体现除主要变量能源消费X之外的所有因素的综合影响。
3.3 模型估计结果
借助计量分析软件Eviews6.0，利用所选择的时间序列样本数据（1978-2008）对模型（1）进行OLS估计[6]，输出结果如下表（表一）：
表一 基于OLS估计的输出结果
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
【关键词】 传统能源 新能源 发展 创新
近年来我国保持较高的经济增长速度，较大幅度地提高人民的生活水平，每年8%的GDP增长速度，传统能源的贡献占了很大比例。赵丽霞等人[1]将能源作为新的变量引入柯布-道格拉斯生产函数，通过建立向量自回归模型，研究了中国经济增长与能源消费之间的关系，并得出能源是我国经济增长的一个重要要素。王旭晖、刘勇[2]运用协整分析和Granger检验对1978—2005年的数据进行分析，得出尽管短期内我国的能源消费和经济增长存在波动关系，但是长期内它们之间存在长期稳定的关系，且存在能源消费到经济增长的单向Granger因果关系。郑永琴等、王保忠等[3.4]应用协整理论、误差修正模型和Granger因果关系检验等方法，分别对贵州省、山西省能源消费与经济增长之间的相互关系进行实证研究，得出能源消费与经济增长之间存在着长期均衡关系，能源消费与经济增长之间只存在单向的Granger因果关系。
因此，伴随经济增长对能源不断提高的需求，为满足能源需求，储量充足或清洁可再生、对环境伤害较弱的能源项目成为能源产业发展的焦点。所谓新能源是指相对传统能源而言，通过新技术和新材料开发利用的能源。传统能源包括化石能源，如煤、石油、天然气等，以及水电和低效率直接燃烧的秸秆、薪材等能源，而风能、太阳能、核能、氢能、潮汐能和地热能等等可再生能源都是新能源，还有一部份新能源是指利用新技术对常规能源的新利用，如生物质能、洁净煤技术、智能电网、车载新型燃料等。同时，新能源也是一个动态的、历史性概念，随着科技的发展，当今的新能源在若干年以后也会变成“传统”能源。新能源有两大最突出的特征：一是可再生性和生态友好性，人类可以源源不断的获得新能源，同时新能源来自于大自然，最终会回归到大自然，具有极高的生态友好性，这是传统能源所不能比拟的。二是可供开发的能源储量非常大，如太阳能、氢能等，和常规能源的储量相比完全不是同一个数量级。这两大特征为新能源的开发带来一个非常美好的前景。 [本文转自DylW.Net专业提供写作教学论文和职称论文的服务，欢迎光临Www. DylW.NEt点击进入DyLw.NeT 第一 论 文网]
传统能源使用的初始阶段，其成本主要是经济成本，生态成本和社会成本很小；而随着时间的推移，传统能源的消耗量越来越多，也越来越稀缺，此时生态成本和社会成本将急剧升高，呈加速上升趋势。目前全球传统能源显然已经是处于后期使用阶段。但与人们生产生活直接相关的，仍然还只是经济成本。而对于新能源产业而言，基本上只有经济成本，其生态成本和社会成本几乎是不存在的，这是由新能源的特性所决定的。但新能源在使用初期其经济成本是十分高昂的，原因是新能源产业除了是属于生态友好的绿色产业外，它目前还属于高技术产业，因此技术研发成本非常大，这也是为什么目前新能源所转化的电能成本要远大于传统能源所转化的电能的原因所在。
但是，蓝澜等[5]基于LCOE方法对中国风电与火电的成本进行了比较发现在新能源鼓励性政策补贴与传统能源环境外部性不计的前提下，风电项目比火电项目具有明显的成本优势的结果。即使考虑风电厂的弃风率，从长期看风电项目在成本上仍然优于燃煤发电。如果考虑燃煤电厂的外部环境成本，风电厂的发电成本优势更加明显。但是，阻碍我国可再生能源如风电发展的根本因素其实不是发电成本，而是来自电网。由于目前我国风能资源丰富地区大部分用电负荷较小，大规模风力发电面临当地电网难以消纳的问题。从用电量来看，目前西北、东北、内蒙等风能资源丰富的地区用电量相对较少，用电负荷主要集中在东部经济发达地区。2010年，酒泉千万千瓦级风电基地完成装机总量516万千瓦，其中并网装机仅130万千瓦。为解决风电外输问题，甘肃省电力公司计划投资建设750千伏输变电工程，但也只能够满足94% 概率条件下的516万千瓦风电送出需要，仍然有6%的时间需限制风电出力。而酒泉市计划到2015年底风电装机总容量达到1271万千瓦，2020年增加到2000万千瓦以上，即使是西北电网也难以消纳。因此新能源的发展需要重点解决新能源发电效率不高和并网传输难度较大的问题，发展分布式能源和智能电网技术。
由此可见，随着技术的不断发展，新能源的研发、生产成本将会越来越低。就短期而言，传统能源的成本仅就经济成本而言比新能源成本要低，但从长期来看，新能源的成本要远低于传统能源成本。因此，为了人类的未来和经济的可持续发展，发展新能源产业势在必行。
《新能源产业振兴和发展规划》提出，到2020年，可再生能源占中国一次能源消费比重有望从目前的10%升至15%以上，除水电外，可再生能源占中国一次能源消费比重有望从目前的1.5%升至6% 以上。由此看来，新能源虽然前景广阔，但在未来数十年的能源消费结构中所占的比例仍较轻。这也同时说明，传统能源在中国未来的消费结构中，将长期占主导地位。从这个意义来说，传统能源生产企业在未来很长一段时间内仍有长足的发展潜力，但也仍需顺应新能源时代的潮流，按照科学发展观的思路作出正确的发展战略选择。
新能源和节能环保产业是促进消费、增加投资、稳定出口的一个重要结合点，也是调整结构、提高国际竞争力的一个现实切入点。这方面发展的潜力很大，应当重点给予支持 ，力求取得更大的突破，实现产业化规模化。但是，新能源的良好应用前景并不意味传统能源的大规模被替代，尤其是在未来的数十年里，一次性能源的消费比例依然维持在较高水平。实际上，传统能源与新能源，看上去似乎是两个相对立的概念，但两者之间并不是矛盾和竞争的关系，而是可以相互协同、优势互补的。中国政府积极推进生态文明建设的国家战略，积极在风电、太阳能发电、生物质能发电等各个新能源板块均衡发展，这种发展的多元性，不但满足了社会、经济发展对能源持续增长的需求，同时也优化调整了能源结构。而且，发展传统能源所积累的经验、资金和技术，可以帮助新能源变得更加有效和实用；反过来，新能源的发展，也会催生各种清洁技术，促进化石能源更加清洁地加以利用。两者相结合，将使我们的能源更加清洁、更加高效、更加安全，推动现代文明和生态环境共同向前发展。因此，传统能源行业应该抓住这一战略时机，制定适合自身发展的可持续发展战略，在国家的能源发展战略中找到自己的重要位置。
参考文献 [本文转自DylW.Net专业提供写作教学论文和职称论文的服务，欢迎光临Www. DylW.NEt点击进入DyLw.NeT 第一 论 文网]
[1]赵丽霞，魏巍贤.能源与经济增长模型研究[J].预测，1998（6）：15-21.
[2]王旭晖，刘勇.中国能源消费与经济增长： 基于协整分析和Granger 因果检验[J].资源科学，2007（5）：57-62.
[3]王保忠，黄解宇.能源供给、能源消费与经济增长的关系[J].技术经济，2010（2）：57-62.
论文关键词：能源消耗，经济增长，误差修正模型，脉冲响应
一、引言
随着改革开放水平的不断提高，工业化和城镇化进程的深入，能源消耗的总量在持续上升。如何在合理开发和利用能源的前提下保证经济的可持续增长，是安徽省当前经济发展的一个重要“瓶颈”。安徽省作为能源大省，矿藏种类多、储量大，其中煤、铜、铁等37中矿产资源在全国排名前十，此外，淮北、淮南是华东地区最大的煤炭基地。但是由于长期的粗放式经济增长方式，导致各种能源资源的利用效率低下，环境污染严重，一定程度上制约了安徽省经济健康持续发展。据国家统计局的数据显示，2008年安徽省GDP总量为8874.2亿元，，按可比价格计算脉冲响应，比上年增长20.5%，比全国高10.5个百分点。与此同时能源消费总量为8341.57万吨吨标准煤，同比增长7个百分点。同时安徽省单位GDP能耗为0.94吨标准煤，略低于全国平均水平。由此可见，对安徽省经济增长中能源消耗贡献率进行定量分析，成为缓解当前的能源消费与经济增长、能源消费和环境双重压力，实现经济可持续增长的基础工作。
目前已经有大量的关于能源消耗和经济增长关系的研究。Kraft，J和Kraft，A（1978）是学术界比较早研究经济增长和能源消费之间关系的学者，他们利用美国1947—1974年的数据，发现美国GNP和能源消费之间具有单向的因果关系。Yu和Choi（1985）采用标准的Granger检验证实了菲律宾能源消费和GNP之间的因果关系。Hwang和Gum（1992）在对台湾地区能源消费和经济增长关系研究的基础上，得出能源消费与经济增长之间存在双向因果关系的结论。Oh和Lee（2004）在研究了韩国能源消费和经济增长关系的基础上提出二者之间具有双向的因果关系。Masih(1996)、Ugur和Ramazan(2003)研究了欧洲和亚洲许多国家能源消费和GDP之间的长期均衡关系和因果关系。
国内学者在能源消费和经济增长方面也做过很多的实证研究，赵丽霞、魏巍贤（1998）将能源作为变量引入C-D生产函数。并建立了向量自回归模型，研究结果表明能源是我国经济发展过程中不可完全替代的限制性要素。林伯强（2001），王海鹏（2006）运用协整关系模型对中国能源消费与经济关系进行研究，建立了相关的理论模型，分析了二者之间的因果关系。韩智勇、魏一鸣等（2004）利用EG两步法，分析了1978—2000年我国能耗与经济增长的协整性和因果关系，认为二者之间不存在长期协整关系，但存在双向的Granger因果关系。赵进文等（2007）采用非线性STR模型技术研究中国能源消费与经济增长之间内在结构依从关系，得出经济增长对能源消费的影响具有非线性、非对称性的结论。周杰琦，汪同三（2009）分析了1953—2008年期间中国能源消费与经济增长的因果关系，结果表明二者在短期内不存在显著的因果关系，长期中存在双向因果关系。
综上所述，国内学者分别采用了不同的实证研究方法对我国的能源消费和经济增长之间的关系进行了大量的研究。本文是在前人研究成果的基础上进行了一些创新和改进：（1）本文在变量的选取上有所改变，使用资本存量数据代替资本流量，进一步提高模型的准确性；（2）本文的样本选取跨度相对较大，满足了实证分析对样本待估参数准确性的要求；（3）本文的Granger因果检验是建立在误差修正模型基础上的检验，综合考虑了误差修正对变量之间的因果关系的影响。
二、理论模型的提出和数据的来源
1.经济增长影响因素分析与模型的建立
经济增长的影响因素分析是建立理论模型的前提条件脉冲响应，通常情况下经济增长以GDP作为其衡量指标，影响经济增长的因素主要包括：劳动投入（L）、资本投入（K）、能源消费（E）以及其他制度和体制等因素。本文运用刘朝明等人的研究方法[3]，将能源消费作为解释变量引入Cobb-Douglas生产函数，得到的理论模型可表述为：
(1)
其中，分别为经济增长总量、资本、劳动力和综合能耗指标，为模型的未知参数，根据C-D生产函数的假设，0﹤﹤1。由于C-D生产函数是非线性的，可以通过对（1）式两边取对数使之线性化，则有：
(2)
令则有：
(3)
将式（3）两端对时间t求导，得到：
（4）
其中，a，b，g分别为资金投入、劳动投入和能源消费对经济增长的弹性。常数项表示“希克斯中性”技术进步因素。a表示在技术水平不变的情况下，资本投入量每增加一个百分点，对GDP的贡献率为a%，同理，b和g分别表示就业人数和能源总量每增加一个百分点，经济总量分别增长b%和g%。
2.参数的选取与数据的来源
鉴于数据的权威性和可获得性，本文选取的年的经济增长（GDP）、资本投入（K）、劳动投入（L）以及能源消费（E）数据均来自相应年份的《安徽省统计年鉴》。
（1）GDP：采用1978～2008年安徽省GDP历年的统计结果，为了消除价格因素对模型稳定性的影响，本文将GDP折合为1978年的不变价格。
（2）：采用固定资本存量代替资本流量。本文应用永续盘存法来计算固定资本存量，其公式为：。其中，是期期末的固定资本存量；是期期末的固定资本存量；是期的固定资本投资流量，即社会固定资产投资总额，并折合成1978年的不变价格。为资本折旧率，采用社会各行业的平均值5%。
（3）：采用历年的社会就业劳动人数。
（4）：1991～2008年的能源消费直接采用统计年鉴得出的能源消费总量，1978～1990年的能源消耗近似的用当年的能源生产总量替代，折合为万吨标准煤。
图1为1978～2008年安徽省资本存量、能源消费与经济增长的变动趋势图脉冲响应，从图中可以看出，安徽省GDP从1978年的113.96亿元增长到2008年的8874.2亿元，经济总量增长近77倍，GDP的年均增长率为15.4%。与此同时，能源消费总量也在持续上涨，从1978年的1756.1万吨标准煤上升到2008年的8341.57万吨标准煤，年均增长近6%。由此可见，安徽省经济增长和能源消费之间存在长期的协同性关系。
三、模型的实证分析
1.变量平稳性检验
分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，需要对变量的平稳性进行检验，只有具有同阶单整的变量才能进行协整分析。单位根检验一般采用DF、ADF检验和非参数PP检验，本文采用非参数ADF检验判断变量序列的平稳性。为了消除变量之间可能存在的异方差，本文对变量取对数后再进行单位根检验，结果如表1所示，
表1 变量平稳性ADF单位根检验结果
变量
检验类型
ADF检验
1%临界值
5%临界值
10%临界值
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，本文提出的四个变量都是一阶单整的。Engel和Granger（1987）指出，如果两个或多个时间序列本身非平稳，但是它们之间的存在某种线性组合是平稳的，即存在协整关系。协整检验主要有两种方法：（1）Engel和Granger提出的基于协整方程残差项的两步法平稳性检验；（2）Johansen和Juselius提出的基于VAR模型的协整系统的检验。由于本文是多变量之间的协整关检验，因此选择后者。为了运用JJ检验法进行协整分析，应首先构建lnGDP、lnK、lnL和lnE的向量自回归模型VAR。由于VAR中滞后阶数的选取对结果的影响较大，因此应根据AIC信息准则、SC信息准则以及LR（似然比）统计量确定最优滞后期。检验结果如表2所示：
表2 VAR模型滞后阶数选取
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*
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