田原珺

（山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院 山東 濟南 250000）

0 引言

1）研究背景、相關政策及研究意義

（1）問題背景

能源是國民經(jīng)濟的支柱, 是經(jīng)濟發(fā)展和社會活動的基礎，關系到經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展和國家安全。 中國現(xiàn)階段正處于工業(yè)化快速發(fā)展時期，能源需求快速增長，能源的消費年均增長率較高，特別是新世紀以來，年增長率約為9%，高于世界上任何其他國家。2020 年前，我國處于工業(yè)化、城市化快速發(fā)展階段， 耗能較高的能源原材料基礎工業(yè)比重較大，能源需求仍處于較快增長階段。 與此同時，能源需求的增長帶來一系列經(jīng)濟環(huán)境問題：能源供需失衡，能源價格波幅增大，是經(jīng)濟發(fā)展面臨嚴峻考驗；環(huán)境問題不容忽視，節(jié)能減排勢在必行，而能源短缺是經(jīng)濟發(fā)展的主要障礙之一。 因此，可以說資源的約束條件和環(huán)境保護的壓力也成為制約我國經(jīng)濟社會持續(xù)健康發(fā)展的重要因素。 在面對今后日益尖銳的能源供需矛盾和逐步顯現(xiàn)的節(jié)能減排壓力之時，如何控制能源消費理性增長以應對日益增長的能源需求和復雜的國際能源形勢，如何加強能源需求預測，既是保障國家能源安全、推進能源產(chǎn)業(yè)科學發(fā)展的客觀要求，也是制定合理高效節(jié)能減排政策，切實加強環(huán)境保護的決策依據(jù)，同時還是實現(xiàn)中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的重要措施。

（2）相關政策及研究意義

我國在20 世紀80 年代提出的“節(jié)約與開發(fā)并重，把節(jié)約放在優(yōu)先地位”的能源發(fā)展總方針，仍然是構建我國能源發(fā)展戰(zhàn)略的重要依據(jù)。 中國“十一五”規(guī)劃明確指出: 要大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟, 加快建設資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會, 促進經(jīng)濟發(fā)展與人口、資源、環(huán)境相協(xié)調(diào)。 我國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展“十一五”規(guī)劃綱要提出了國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長7. 5%、單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗降低20%左右的發(fā)展目標，但從2006 年的數(shù)據(jù)看，這兩個目標兼得是有難度的。 我國能源戰(zhàn)略目標是保障能源安全、保護生態(tài)環(huán)境、提高能源效率，構建具有中國特色安全、經(jīng)濟、高效、綠色的現(xiàn)代能源體系，以能源的科學發(fā)展支撐我國在本世紀中葉基本實現(xiàn)現(xiàn)代化。 研究能源消費和經(jīng)濟發(fā)展之間的關系， 并正確處理這種關系，不僅有利于經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃， 而且有利于制定正確的能源戰(zhàn)略，促進能源工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，保證能源和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

2）問題分析及研究的階段性劃分

（1）問題分析

能源也稱“能量資源”或“能源資源”，是指可產(chǎn)生各種能量或可作功的物質(zhì)的統(tǒng)稱， 是指能夠直接取得或通過加工、轉換而取得有用能的各種資源。 按其基本形態(tài)分為一次能源和二次能源。 前者即天然能源，指在自然界現(xiàn)成存在的能源，有可再生能源（水能、風能及生物質(zhì)能）和非再生能源（煤炭、石油、天然氣、油頁巖等）；后者指由一次能源加工轉換而成的能源產(chǎn)品，如電力、煤氣、蒸汽及各種石油制品等。

能源需求是指一定時期內(nèi)，在一定條件下消費者能夠且愿意購買的能源產(chǎn)品的數(shù)量。 由于在現(xiàn)實中能源需求進行統(tǒng)計是很難實現(xiàn)的，因此本文采用中國統(tǒng)計年鑒公布的能源消費總量數(shù)據(jù)代替能源需求量。 所謂“能源消費總量”是指一定時期內(nèi)各行業(yè)和居民生活消費的各種能源的總和，包括原煤和原油及其制品、天然氣、電力，不包括地熱質(zhì)燃料、生物質(zhì)能和太陽能等的利用。 能源消費總量分為終端能源消費量、能源加工轉換損失量和能源損失量三部分。

能源與經(jīng)濟發(fā)展的關系直接表現(xiàn)在兩者的互動關系上。具體來說，二者之間的關系主要體現(xiàn)在如下兩個方面：

首先，能源是人類文明和經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力量。 從經(jīng)濟學的角度來看， 在目前對經(jīng)濟增長的推動因素研究中，能源為經(jīng)濟增長必需的投入因子和生產(chǎn)要素之一。 現(xiàn)代國家的經(jīng)濟增長以能源為重要的物質(zhì)基礎。 同時，能源利用效率以及能源消費結構的優(yōu)化也以經(jīng)濟增長為前提，經(jīng)濟的進一步發(fā)展使得人類以更加先進的技術開發(fā)和利用能源，并尋找更加清潔高效的新能源。 總之，一個國家的能源投入必須與經(jīng)濟增長保持比較合理的數(shù)量關系，否則就很難實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

其次，能源在推動經(jīng)濟增長的同時也有可能成為經(jīng)濟持續(xù)增長的障礙。 首先，有限的能源資源儲量已經(jīng)無法滿足人類長期的可持續(xù)發(fā)展，成為經(jīng)濟增長的瓶頸之一。 隨著對煤炭、石油、天然氣等不可再生的化石能源資源的大規(guī)模開發(fā)利用，重要化石能源已經(jīng)面臨枯竭的境地。 據(jù)BP（2004）的研究顯示，目前占世界能源消費重最高石油、天然氣、煤炭可供開采年限分別為41.6 年、60.3 年和133 年， 如果不轉變現(xiàn)有的能源利用方式，提高能源利用效率的話，能源消費量的增長速度會越來越快，地球上的化石能源資源將無法滿足地球上60 億人口未來50 年后的能源需求。 有限的能源資源儲量與持續(xù)增長的能源需求之間的矛盾已經(jīng)成為經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的最大障礙之一。 另一方面，經(jīng)濟增長過程中的能源開發(fā)和利用又造成了嚴重的環(huán)境問題。 在能源資源的開發(fā)和利用過程中，會產(chǎn)生大量的廢氣、廢水以及固體廢棄物。 廢氣的大量排放嚴重污染了大氣環(huán)境，溫室效應、臭氧層破壞和酸沉降等；廢水和固體廢棄物又會對地球的水循環(huán)系統(tǒng)和土地造成嚴重污染。 總之，能源的大量開發(fā)利用，一方面推動了經(jīng)濟的高速發(fā)展，另一方面其產(chǎn)生的污染，又部分地抵消了經(jīng)濟發(fā)展的成果， 人類在享受經(jīng)濟增長帶來的物質(zhì)文明的同時，不得不付出巨大代價來治理環(huán)境污染以及承擔由環(huán)境污染引發(fā)的自然災害所帶來的嚴重后果。

（2）研究能源與經(jīng)濟關系方法的階段性劃分

關于研究能源與經(jīng)濟關系的方法的發(fā)展大致可以分為三個階段。 第一階段是線性回歸模型階段。 1969 年美國計量經(jīng)濟學家Granger 提出因果關系的概念和方法之后，Granger因果關系檢驗方法便被學者們大量應用于能源與經(jīng)濟增長之間關系的研究之中。 首先使用這一方法研究能源問題的是Kraftand 槍aft（1978），他們對美國1947－1974 年的年度GDP和能源消費數(shù)據(jù)進行了分析，研究發(fā)現(xiàn)GDP 到能源消費存在單向的格蘭杰因果關系。 然而，Akarca 和Long （l980）、Yu 和Hwang （1984）、Yu 和Choi （1985）、Abosedra 和Baghestani.H.（1989）采用不同時間段的數(shù)據(jù)，研究結果證明GNP 和能源消費之間并不存在因果關系，這有可能是學者們采用的數(shù)據(jù)樣本的觀測時間段不一致的原因造成的。 另外，以上研究主要是基于時間數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的假設，這種假設可能會使模型的相關檢驗失真，從而得出“偽回歸”的結果。

第二階段為時間序列協(xié)整階段。 協(xié)整技術通過描述單個序列非平穩(wěn)而這些時間序列的線性組合不隨時間變化的性質(zhì)，來研究變量之間的長期均衡關系，并通過誤差修正模型來反映變量之間的關系偏離長期均衡狀態(tài)時將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度，能更有效地分析變量之間的關系。 協(xié)整和誤差修正模型是目前學術界廣泛采用的計量方法。

第三階段為面板協(xié)整理論階段，利用時間序列和橫截面兩者相結合的數(shù)據(jù)進行建模分析。 最早使用面板協(xié)整理論研究能源經(jīng)濟問題的是Chien－ChiangLee（2005），其采用面板協(xié)整方法以18 個發(fā)展中國家為對象， 研究了其在1975－2001年間的能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系，結論表明，這些發(fā)展中國家存在著從能源消費到經(jīng)濟增長的長期和短期的單向格蘭杰因果關系。

1 計量經(jīng)濟方法與實證分析

1.1 數(shù)據(jù)選取

本文的樣本區(qū)間為1978－2010 年，在參考統(tǒng)計年鑒關于能源消費和國內(nèi)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)的基礎上，首先介紹了能源構成結構和能源生產(chǎn)總量對能源消費總量的影響，其次抽取1985－2010 年的能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)， 進行時間序列分析。數(shù)據(jù)分析應用Eviews5.1 軟件。能源消費用的是全國能源消費數(shù)據(jù), 即歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中各年能源消費總量，單位為萬噸標準煤。 其中，1980－1984 年的能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)根據(jù)各年增長率求的，以增強數(shù)據(jù)的可信度和一致性。

表1 能源生產(chǎn)和消費總量及構成

表2 能源概況——中國

資料來源：

1） 中華人民共和國國家統(tǒng)計局，《中國能源統(tǒng)計年鑒》，2005-2011 年；

2）中華人民共和國2011 年《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》；

3）中華人民共和國國家統(tǒng)計局，工業(yè)統(tǒng)計年報，2005-2011 年。

利用SPSS 軟件進行方差分析，如下表3：

表3

從表1、 表2 和表3 可以看出， 我國一次能源消費構成中，以煤炭為主的消費結構一直未曾改變。 除2001－2004 年，煤炭消費比重略低于70%， 其他年份都維持在70%以上，遠遠高于29.3%的世界平均水平。 在能源消費結構中其次是石油， 從原始數(shù)據(jù)中可以看出，2005 年來，（隨著中國及全球的石油資源緊張、油價上漲）我國石油消費比重出現(xiàn)了小幅下降，均低于20%的水平；另外由于我國本來就是一個缺油少氣的國家， 石油生產(chǎn)量早已不能滿足迅猛增長的石油需求。天然氣、水電、風電、核電等潔凈能源在一次能源消費總量中所占比重逐步提高，但在能源消費構成中的比例仍然較低。

我國的能源擁有情況決定了我國能源需求主要以化石能源為主，核能、可再生能源所占比重很小，能源消費結構不合理，這一現(xiàn)狀是我國在社會經(jīng)濟的快速發(fā)展和環(huán)境治理過程中面臨的嚴峻挑戰(zhàn)，可以說，立足于中國能源消費現(xiàn)狀以及能源消費與經(jīng)濟增長的關系基礎，結合世界能源發(fā)展趨勢和中國國情，提高能源利用效率，轉變能源消費結構，開發(fā)新能源等一系列措施對我國能源和經(jīng)濟的發(fā)展都是至關重要的。

利用Eviews 作線性回歸分析，回歸結果如表4。

表4

其中，X 為能源生產(chǎn)總量，Y 為能源消費總量，經(jīng)濟意義檢驗、擬合優(yōu)度檢驗和t 檢驗均顯著，且兩者的相關系數(shù)達到0.9990，可知影響能源消費量的關鍵因素是能源生產(chǎn)量。 能源的生產(chǎn)的構成決定了能源的消費構成。

1.2 時間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗

由于虛假回歸問題的存在，在回歸模型中應避免直接使用不存在協(xié)積關系的非平穩(wěn)變量。 因此檢驗變量的平穩(wěn)性是一個必須解決的問題。 如果用非平穩(wěn)時間序列來建立模型，就會出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象， 即盡管基本序列不存在任何關系，但也會得到回歸模型。 因此，要建立模型，隨機序列必須是平穩(wěn)的。 單位根檢驗是統(tǒng)計檢驗中普遍應用的一種檢驗方法。本文中使用的最常用的ADF 法對各序列進行單位根檢驗。

引入“單整”的概念：如果一個時間序列經(jīng)過一次差分后變成平穩(wěn)的，就稱原序列是1 階單整序列，記為I （1）。 一般地，如果一個時間序列經(jīng)過d 次差分后變成平穩(wěn)序列，則稱原序列是d 階單整序列，記為I （d）。

表5 能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值

199311599335333.9 199412273748197.9 1995 131176 138948 137798 132214 133831 138553 143199 151797 174990 203227 60793.7 199671176.6 199778973 199884402.3 199989677.1 200099214.6 2001109655.2 2002120332.7 2003135822.8 2004159878.3 2005223319183084.8 2006246270211923.5 2007265583249529.9 2008291448314045.4 2009306647340902.8 2010324939401202

表6 國內(nèi)生產(chǎn)總值X 序列的ADF 檢驗輸出結果

表7 能源消費總量Y 序列的ADF 檢驗輸出結果

圖1 能源消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值水平變化趨勢圖（圖中較平滑的為Y）

從圖1 可以看出， 序列X、Y 都隨時間的推移逐漸上升，可以判斷兩個原始序列都是不平穩(wěn)的。由國內(nèi)生產(chǎn)總值X 序列的ADF 檢驗輸出結果可以看出在1%、5%、10%三個顯著性水平下， 單位根檢驗的Mackinnon 的臨界值分別為-3.752946、-2.998064、-2.638752，t 檢驗統(tǒng)計量值2.040152 大于相應臨界值，從而拒絕原假設，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。為了得到國內(nèi)生產(chǎn)總值（X）序列的單階整數(shù)，指定對一階差分序列作單位根檢驗，仍為非平穩(wěn)序列；指定對二階差分序列作單位根檢驗，得到估計結果，采用同樣方法，可得Y 的序列，見下表

表8 國內(nèi)生產(chǎn)總值x 差分序列的ADF 檢驗輸出結果

表9 能源消費總量Y 差分序列的ADF 檢驗結果

從檢驗結果看，國民生產(chǎn)總值（X）序列和能源消費總量（Y）序列的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即兩序列是二階單整的，X～I（2），Y～I（2）。

1.3 協(xié)整檢驗

協(xié)整關系（Co-integration）的存在性檢驗，一般根據(jù)所研究序列的不同分別建立單一方程或者系統(tǒng)方程模型，然后再進行協(xié)整的檢驗。 經(jīng)濟理論指出，某些經(jīng)濟變量間確實存在著長期均衡關系，這種均衡關系意味著經(jīng)濟系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機制。

關于協(xié)整關系檢驗與估計的方法有多種， 其中主要有Engle 一Graflger 的兩步法和J.hansen 的極大似然法。 將非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)用于以平穩(wěn)性序列為基礎的計量經(jīng)濟回歸分析，會影響分析的有效性，但協(xié)整理論告訴我們，把兩個或兩個以上非平穩(wěn)時間序列進行特殊組合可能出現(xiàn)平穩(wěn)性，所以，在許多經(jīng)濟變量為非平穩(wěn)的時間序列的情況下,一般可通過一次或多次差分變?yōu)槠椒€(wěn)的, 即它們是一階或高階的單整時間序列。 因此,如果兩個時間序列是同階單整的, 而其線性組合是平穩(wěn)的,就表明兩個變量之間存在著協(xié)整關系。

1.3.1 協(xié)整回歸

為了分析國內(nèi)生產(chǎn)總值（X）和能源消費總量（Y）之間是否存在協(xié)整關系，本文先作出兩變量之間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。 以能源消費總量為被解釋變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量，用OLS 回歸方法估計回歸模型，見表10。

表10 能源消費總量對國內(nèi)生產(chǎn)總值的OLS 回歸結果

估計的回歸模型為Yt=78338.27+0.686671Xt+et，從長期來看，我國的能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之間具有顯著的正相關性， 城鄉(xiāng)收入比對人均GDP 的彈性系數(shù)為0.657676。 也就是說，在其它條件不變的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）每增加1 億元，能源消費總量增加6866.71 噸。

1.3.2 檢驗殘差項et的平穩(wěn)性

為了檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性對et序列進行單位根檢驗。由于殘差序列的均值為0， 所以選擇無截距項、 無趨勢項的DF 檢驗，估計結果見表11。

表11 殘差平穩(wěn)性檢驗估計結果

在5%的顯著性水平下，t 統(tǒng)計量絕對值為4.585362，大于相應臨界值，從而拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值和能源消費總量之間存在協(xié)整關系。

表12 回歸模型估計結果

1.4 誤差修正模型

國內(nèi)生產(chǎn)總值（X）和能源消費總量（Y）之間存在協(xié)整，表明兩者之間有長期的均衡關系。 但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強模型的精度，可以把協(xié)整回歸式中的誤差項看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型把生活費支出的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。 所謂誤差修正模型 （Error Correction Model）， 是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟學模型，其基本思路是：若變量間存在協(xié)整關系，即表明這些變量間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。 正是在這種調(diào)節(jié)過程（誤差修正機制）的作用下，長期關系的偏差在規(guī)模和數(shù)量上得到限制。因此， 任何一組相互協(xié)整的時間序列都存在誤差修正機制，反映短期調(diào)節(jié)行為。 其結構如下：

ΔYt=α+βΔXt+γet+εt

在Eviews 在，點擊Genr 功能鍵，生成國內(nèi)生產(chǎn)總值和能源消費總量的差分序列：

DYt=ΔYt=Yt-Yt-1

DXt=ΔXt=Xt-Xt-1

然后以DYt為被解釋變量， 以DXt和et-1為解釋變量，估計回歸模型ΔYt=α+βΔXt+γet+εt，結果見表12。

最終得到誤差修正模型的估計結果

ΔYt=3615.665+0.3994ΔXt+0.4176et-1

t=（2.6308） （6.2923） （1.8499）

R2=0.6282 DW=1.0880

上述結果表明，能源消費總量的變化不禁取決于國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化，而且還取決于上期生活費支出對均衡水平的偏離， 誤差項et-1估計的系數(shù)0.4176 體現(xiàn)了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機制。

2 結論

經(jīng)濟增長產(chǎn)生能源需求， 為能源的發(fā)展提供市場；經(jīng)濟增長為能源的發(fā)展提供了人力、物力、財力等物質(zhì)基礎； 科技的發(fā)展為能源的開發(fā)利用提供工具，從而增加能源的消費。 兩者之間的關系研究是目前世界各國研究的熱點。

第一，我國能源消費結構中，煤的比重遠遠高于其它國家，是我國主要的能源支撐，與煤炭的高消費量形成鮮明對比的是石油和天然氣消費量。

第二，協(xié)整關系基本思想在于盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種線性組合卻可能呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這兩個變量之間便存在長期穩(wěn)定關系即協(xié)整關系。 其意義在于它揭示了變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系。

第三，能源消費與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在著協(xié)整關系，從二者變動趨勢可以看出，盡管在短期內(nèi)我國能源消費和國內(nèi)生產(chǎn)總值呈波動關系，但從長期看二者存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，即具有長期共同發(fā)展趨勢。 從協(xié)整模型的經(jīng)濟意義看，在其它條件不變的情況下， 國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）每增加1 億元，能源消費總量增加0.657676 萬噸，加之我國能源供需缺口在逐步擴大，若保持以這樣的長期均衡關系發(fā)展下去，我國能源資源不足支撐國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

由上述實證分析結果的分析,為節(jié)能減排以及實現(xiàn)能源和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的建議為：

第一,調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，進一步降低能耗，走新型工業(yè)化道路；

第二, 建立能源生產(chǎn)消費監(jiān)測和預警機制，完善體制建設；

第三, 增強能源利用技術的創(chuàng)新能力，促進節(jié)能設備升級和節(jié)能技術的研發(fā)和推廣；

第四，優(yōu)化能源消費結構，加強環(huán)境保護。

附錄：

表1 原始數(shù)據(jù)附表

［1］伍亞,張立.中國經(jīng)濟發(fā)展中能源需求增長的驅動因素研究[J].經(jīng)濟問題探索,2011.

［2］趙濤,尹彥,李晅煜.能源與經(jīng)濟增長的相關性研究[N].西安電子科技大學學報:社會科學版,2009,1（1）.

［3］Shiu, Aliee, Lam, Pun -Lee. Ele CtriCityeonsumptionandeeo:omiCgrowthinChina[J]. EnergyPoliey, 2004, 32（1）: 47-54.

［4］張曉炯.計量經(jīng)濟分析[M].天津:南開大學出版社,2000:121-142.

［5］楊朝峰,陳偉忠.能源消費和經(jīng)濟增長:基于中國的實證研究[J].石油大學學報:社會科學版,2005（2）:18-21.

［6］龐皓.計量經(jīng)濟分析[M].北京:科學出版社,2007:267-273.

［7］吳明明.中國能源消費與經(jīng)濟增長關系研究[D].武漢:華中科技大學,2011:110-117.

［8］能源生產(chǎn)、消費與國民經(jīng)濟增長速度[DB/OL].http://wenku.baidu.com/view/4c339d896529647d2728523e.html.