我国经济增长与能源消费关系研究

1、 学年论文题目我国经济增长与能源消费关系研究二级学院经济与贸易专业班级 1 班学生姓名学号指导教师时间目录摘要 (21 绪论 (32 能源消费与经济增长的关系 (32.1 经济增长促进能源消费 (32.2 能源消费推动经济社会的发展 (43 实证研究 (53.1 实证研究方法 (53.2 实证研究结果 (74结论 (11参考文献 (12摘要能源是国民经济和社会发展的重要战略物质,随着全球经济的发展,能源对经济可持续发展的约束日益明显。能源与经济发展水平之间的关系研究,也一直是国内外关注的焦点。经济增长与能源消费的一般规律表明:一方面,能源是经济增长的主要动力,对经济增长有拉动作用;另一方面,经

2、济的增长又影响着能源的消费。鉴于上面的理论基础,本文提出对我国能源消费与经济增长关系的分析,考虑了各种主要的能源消费与经济增长的关系,利用1990-2010年我国经济增长(GDP、能源消费总量及水电、石油、天然气、石油的消费总量等年度统计数据,经过数据的一系列处理变换后,利用协整分析理论, 格兰杰因果检验, 建立动态的ARDL模型,检验这些变量之间是否存在长期显著的关系。得出以下几点结论:(1经济增长与能源消费总量、煤炭消费总量、天然气消费总量之间存在长期显著的单向作用;(2石油、水电消费总量与经济增长之间不存在长期显著地影响。关键词:能源消费经济增长协整检验误差修正模型1 绪论能源消费与经济

3、增长的关系一直备受学术界关注,关于能源消费和经济增长的关系问题,国际学术界有两种不同的观点:一种观点认为经济增长与能源供应有着固定的联系。比如,在发展中国家,能源供给和经济增长存在正相关性;另一种观点则相反,认为可通过采用节能技术和调整经济结构等手段控制对能源的需求,经济增长并不一定需要能源供给的同步增长,因此能源供给和经济增长不一定存在相性。与第一种观点相一致,中国作为发展中国家,其能源需求的增长是由其经济增长导致的。目前中国正处于高速成长阶段,经济的高速增长,尤其是高耗能的粗放经济增长方式,必然导致能源短缺。这种能源短缺反过来又会制约经济的增长。正确处理能源和经济增长的关系,对于我国的可持

4、续发展有非常重要。2 能源消费与经济增长的关系能源与社会经济发展的关系非常密切,这首先是因为能源是现代生产的主要动力来源,是我国可持续发展的物质基础。现代化的生产是建立在机械化、电气化、自动化的基础上的高效生产,所有的生产过程几乎都能与能源的消费同时进行,随着社会经济的逐步发展,生产对能源的依赖性会越来越强,因此我国要实现经济社会的可持续发展和全面实现小康社会的战略目标,必须以能源与经济的协调发展为基本前提。2.1经济增长促进能源消费能源生产就如其它商品生产一样也受市场需求的制约。人类经济发展的几个主要转折阶段都是以主导能源的更替为主要标志,而经济发展对能源消费和需求的不断增长以及某种能源资源

5、的相对有限性,是主导能源形式转换的客观依据。经济的快速发展使得科学教育得到迅速发展,科技水平迅猛提高,人类对能源科学原理认识的不断深入和能源利用技术的不断提升而导致新的能源形式进入能源供应系统,是主导能源更替的主动原因。同时,经济发展和教育科技水平提高培养了高素质的人才,这样可以对能源利用方法进行改进,从而提高其利用效率。此外,能源资源被开发出来,并加以利用,必须具备一定的物质手段。技术进步以及经济的发展为开发利用能源提供了物质手段。因此,经济的发展程度制约着能源开发利用的规模和水平。经济增长为能源发展提供财力、物力保证。特别是从近代煤炭大规模开发起,能源工业就成为投资大、建设周期长的产业部门

6、之一。矿物能源、水电、核电等能源的开发就是如此(三峡水电站的建设过程就是一个典型的案例,经济增长所提供的财力、物力状况,制约着能源开发利用的程度和水平。2.2能源消费推动经济社会的发展历史上,人类社会经历了四个能源时期:柴草时期、煤炭时期、石油时期、多功能互补时期。每次能源消费的需求促进能源科学技术的重大突破,从而引起生产技术的一次革命,把社会生产力的发展由一个高峰推向另一个高峰,很多资本主义国家实现了工业化,从根本上改变了人类社会的面貌。在投入的其它要素具备时,必须有能源为其提供动力很多工厂才能正常运转,而且运转的规模和程度也受能源供给的制约。投入不足是中国经济增长面临的突出矛盾之一,因缺煤

7、缺电(即缺能又导致大量生产能力闲置,每年因此损失的产值数以百亿元计。这表明,即使有了投入并形成了生产能力,没有能源的推动也不能发挥实际作用。例如第一次石油危机期间,日本能源短缺相当严重,国民生产总值因此减少了485亿美元,其它发达国家的情况也大体如此。据有关资料分析,由于能源不足而造成国民生产总值的损失,大约是能源本身价值20-60倍。能源科学技术的每个重大突破,都会引起生产技术的一次革命,把社会生产力推到一个新水平。此外,能源产品,尤其是矿物能源产品同时也是重要的工业原料。以矿物能源为原料的煤化工、石油化工等工业的崛起不仅使其本身成为举足轻重的产业部门,而且带动了一批新兴产业迅猛发展,同时为

8、传统产业的改造创造了条件。综上所述,两者的关系大体上可以概括为,经济增长必然具有对能源发展的内在需求,能源发展是经济增长的动力源泉,经济增长为能源发展创造条件;建立在大量消费能源基础上的现代社会,正确地认识、稳定地保持能源需求与经济增长之间的关系,对能源、经济、社会的可持续发展特别重要,同时也有利于我国构建和谐的两型社会。3 实证研究3.1 实证研究方法变量间存在协整关系的前提是要求所涉及的变量具有相同个数的单位根,即同阶单整。而在判定变量是否为同阶单整前需要进行平稳性分析,因此平稳性分析和单整检验即为协整分析的第一步。“平稳性”指序列统计特征不随时间的推移而变化。如果非平稳序列可以通过差分运

9、算,得到平稳性序列,则称该序列为单整(integration,具体定义为:如果序列y,通过d次差分成为一个平稳序列,而这个序列差分d-1次时却不平稳,那么称序列y,为d阶单整序列,记为yI(d,特别地,如果序列本身是平稳的,则为零阶单整序检验时间序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文采用的是ADF 检验法。作为对DF 检验的发展,dickey 和Fuller(1979,2952提出校正自相关,因而在回归方程右边加入因变量y ,的滞后差分项来控制高阶序列相关: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=扩展定义将检验01:0,:1H H =<即原假设为H 。:序列存在一个单位根;备择假设为H ,:不存在单位根。序列y ,还可能包含常数项和时间趋势项。通过判断占是接受原假设或备择假设,进而判断一个高阶自相关序列AR(p过程是否存在单位根。通过Eviews 进行估计可以得到占在设定显著性水平下的t 统计量值,对比临界值,若该统计量值小于临界值,则我们可以据此判断该序列存在单位根,反之亦可。但是在进行ADF 检验时,必须注意如下两个实际问题:1.必须为回归定义合理的滞后阶数。通常采用AIC 准则来确定给定时间序

11、列模型的滞后阶数。在实际应用中,还需要兼顾其他的因素,如系统的稳定性、模型的拟合优度等。2.确定是否存在常数和线性时间趋势。选择哪种形式很重要,因为检验显著性水平的t 统计量在原假设下的渐进分布依赖于关于这些项的定义。如果在检验回归中含有常数,意味着所检验的序列的均值不为0,一个简单易行的办法是画出检验序列的曲线图,通过图形观察原序列是否在一个偏离的位置随机变动,进而决定是否在检验时添加常数项。如果在检验回归中含线性趋势项,意味着原序列具有时间趋势。同样,决定是否在检验中添加时间趋势项,也可以画出原序列的曲线图来观察,如果图形中大致显示了被检验序列的波动趋势随时间变化而变化,那么便可以添加时间

12、趋势项。格兰杰非因果性的定义如下:如果由y,和x滞后值所决定y,的条件分布与仅由y,滞后值所决定的条件分布相同。检验结果有如下四种况:1.x是引起y变化的原因,即存在由x到y的单向因果关系。x的滞后值的系数估计值在统计上整体显著不为零,同时y的滞后值的系数估计值在统计上整体的显著为零,则称x是引起y变化的原因。2.y是引起x变化的原因,即存在由y到x的单向因果关系。若y的滞后值的系数估计值在统计上整体显著不为零,同时滞后的x的滞后值的估计值在统计上整体显著为零,则称y是引起x变化的原因。3.x和y存在双向因果关系,若x的滞后值的系数估计值在统计上整体显著不为零,同时y的滞后值的系数估计值在统计

13、上整体显著不为零,则称x与y之间存在反馈关系,或是双向因果关系。4.x和y是独立的,即x与y之间不存在因果关系。若x的滞后值的系数估计值在统计上整体显著为零,同时y的滞后值的系数估计值在统计上整体显著为零,则称x与y之间不存在因果关系。协整分析描述了多变量时间序列中分量之间的长期线性均衡关系,协整建模的出发点是变量的数据生成过程,如果向量时间序列中的每一分量都是单整的,但这些分量序列的某个线性组合是一个平稳序列,那么这些分量序列就是协整的。协整与误差校正机制既克服了“伪回归”现象又将变量的短期波动和长期均衡关系有机的结合在一起,为多变量非平稳时间序列分析提供了强有力的理论方法,并且将时间序列方

14、法中对模型短期动态设定的优点与数量经济学中的长期均衡关系确定的特点融为一体,成为一种生命力很强的建模理论。协整检验从检验的对象上可以分为两种,一种是基于回归系数的协整检验,如johansen协整检验;另一种是本文将要采用的基于回归残差的协整检验,如DF检验、DW检验和ADF检验。3.2实证研究结果本文实证研究的数据来源于国家统计局网站(http:/www.stats. 1、量纲处理由于数据单位不一会研究结果产生较大差异,因此在实证研究之前需对数据进行量纲的统一处理。本文中将GDP数据的单位处理成千万元(10,000,000元,能源消费总量及各个消费量的单位保持万吨(10,000,000Kg不变

15、。这样处理的目的是为了保持GDP单位与能源消费的单位对应,即元与千克对应。2、平滑处理由于数据的自然对数变换不改变变量原来的关系,并能使趋势线性化,消除时间序列中可能存在的异方差现象,因此,对两个变量同时取对数,并用LG表示我国GDP 的自然对数,用LE表示我国能源消费总量的自然对数, 用LC表示我国煤炭消费的自然对数, 用LP表示我国石油消费的自然对数,用LN表示我国天然气消费的自然对数, 用LW表示我国水电消费的自然对数。对LG, LE,LC,LP,LN,LW分别进行单位根检验结果如下:变量滞后阶数P值(依次为带I项,带I+T项,不带I或T项的概率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 与能源消费总量的协整检验 (1建立回归方程01LG LE =+利用Eviews6.0进行参数估计得如下方程: LG= -13.1061471716 + 2.23636469136*LE (2检验残差序列的平稳性设残差序列 Y= LG+13.1061471716 - 2.23636469136*LE 对Y 进行单位根检验: 变量 类型 P 值 YI+T 0.1848 I 0.0558 NONE0.0056

18、单位根检验结果显示:95%的概率水平下残差序列平稳 GDP 与各项能源消费的协整检验 (1建立回归方程01234LG LC LP LN LW=+利用Eviews6.0进行参数估计得如下方程:LG =-9.88148136012 + 2.26205035384*LE - 1.51117006941*LC + 0.642466184096*LP - 0.780214854824*LN + 1.50213696887*LW+t (2检验残差序列的平稳性 设残差序列 Y=LG +9.88148136012-2.26205035384*LE+1.51117006941*LC-0.642466184096

19、*LP +0.780214854824*LN -1.50213696887*LW+t 对Y进行单位根检验变量类型P值Y I+T 0.1228I 0.0315NONE 0.0021单位根检验结果显示:95%的概率水平下残差序列平稳GDP与能源消费总量的格兰杰因果检验原假设滞后阶数F统计量P值LE不是LG的格兰杰原因 1 11.7030 0.00332 7.06263 0.0076LG不是LE的格兰杰原因 1 0.08430 0.77512 1.04148 0.3787滞后一阶的格兰杰因果检验,检验结果显示:在95%的概率水平下拒绝能源消费总量不是GDP的格兰杰原因,即能源消费总量是GDP的格兰杰

20、原因。而GDP不是能源消费总量的格兰杰原因;滞后二阶的格兰杰因果检验,检验结果显示:在95%的概率水平下拒绝能源消费总量不是GDP的格兰杰原因,即能源消费总量是GDP的格兰杰原因。而GDP 也不是能源消费总量的格兰杰原因。GDP与各项能源消费的格兰杰因果检验a 滞后一阶的格兰杰因果检验:原假设滞后阶数F统计量P值LC不是LG的格兰杰原因 1 11.9764 0.0030LG不是LC的格兰杰原因 1 0.01248 0.9124LP不是LG的格兰杰原因 1 3.66679 0.0725LG不是LP的格兰杰原因 1 0.33416 0.5708LN不是LG的格兰杰原因 1 7.29733 0.01

21、51LG不是LN的格兰杰原因 1 2.46814 0.1346LW不是LG的格兰杰原因 1 3.25474 0.0890LG不是LW的格兰杰原因 1 0.34528 0.5645检验结果显示：在95%的概率水平下拒绝煤炭消费总量不是GDP的格兰杰原因，即煤炭 消费总量是GDP的格兰杰原因。而在95%的概率水平GDP不是能源消费总量的格兰杰原 因。同理在95%的概率水平下拒绝GDP不是石油消费量、天然气消费和水电消费的格兰 杰原因，即GDP是煤炭消费、天然气消费和水电消费的格兰杰原因。而在95%的概率水 平石油消费、天然气消费和水电消费都不是GDP的格兰杰原因。 b 滞后二阶的格兰杰因果检验:

22、原假设 LC不是LG的格兰杰原因 LG不是LC的格兰杰原因 LP不是LG的格兰杰原因 LG不是LP的格兰杰原因 LN不是LG的格兰杰原因 LG不是LN的格兰杰原因 LW不是LG的格兰杰原因 LG不是LW的格兰杰原因 滞后阶数 2 2 2 2 2 2 2 2 F统计量 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 检验结果显示：在95%的概率水平下拒绝煤炭消费总量不是GDP的格兰杰原因，即煤炭 消费

23、总量是GDP的格兰杰原因。而在95%的概率水平GDP不是能源消费总量的格兰杰原 因。同理在95%的概率水平下拒绝GDP不是石油消费量、天然气消费和水电消费的格兰 杰原因，即GDP是煤炭消费、天然气消费和水电消费的格兰杰原因。而在95%的概率水 平石油消费、天然气消费和水电消费都不是GDP的格兰杰原因。 4 结论 本文通过对 1990-2010 年我国经济增长（GDP）和能源消费总量，煤炭消费总量、 石油消费总量、天然气消费总量、水电消费总量多因素之间的关系的分析，得出如下 结论： a 、单位根检验结果显示：经济增长（GDP）和能源消费总量，煤炭消费总量、石油 消费总量、天然气消费总量、水电消费总量各序列在 95%的概率水平下均为 2 阶 单 整。 b 、GDP 与能源消费总量的协整检验表明：95%的概率水平下残差序列平稳；GDP - 11 - 与各项能源消费的协整检验表明：单位根检验结果显示：95%的概率水平下残差序列 平稳。 c 、滞后一阶的GDP与