吳士健，宋立群，劉新民

山東科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266590

山東省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系及能源需求預(yù)測

吳士健，宋立群，劉新民

山東科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266590

基于山東省1985～2013年間一次性能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，在平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上對兩者之間的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型分析發(fā)現(xiàn)山東省能源消費(fèi)與GDP增長之間存在穩(wěn)定的雙向格蘭杰因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)之間的相互依賴性很強(qiáng)。構(gòu)建了廣義差分回歸預(yù)測模型，檢驗(yàn)了模型精度并據(jù)此對山東省能源需求進(jìn)行了預(yù)測，明確了未來面臨的能源約束狀況。

能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整關(guān)系；需求預(yù)測

1　引言

能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間內(nèi)在關(guān)系的研究是制定能源經(jīng)濟(jì)政策的基礎(chǔ)。早期對二者關(guān)系的研究主要以線性回歸分析為主，采用最小二乘估計(jì)法，通過構(gòu)建回歸模型來進(jìn)行驗(yàn)證。受數(shù)據(jù)自身非平穩(wěn)性的影響，可能會導(dǎo)致“偽回歸”問題，影響研究結(jié)論的科學(xué)性［1］。1987年，恩格爾和格蘭杰提出了協(xié)整理論及檢驗(yàn)方法，為非平穩(wěn)時間序列的模型構(gòu)建提供了一種可信賴的工具，也為能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間內(nèi)在關(guān)系研究提供了一條全新的思路與方法。Yu和Jin較早利用E-G兩步法檢驗(yàn)了美國1974～1990年間能源消費(fèi)與收入之間的關(guān)系，認(rèn)為不存在長期協(xié)整關(guān)系［2］。Cheng和Lai利用我國臺灣地區(qū)1955～1993年間的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)能源消費(fèi)與GDP、勞動力需求之間不存在協(xié)整關(guān)系；而基于VAR的研究則發(fā)現(xiàn)，存在著GDP到能源消費(fèi)的單向Granger因果關(guān)系［3］。Yang采用同樣的方法檢驗(yàn)了GDP與能源消費(fèi)總量及單項(xiàng)能源之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)存在GDP與能源消費(fèi)總量、煤炭、電力之間的雙向Granger因果關(guān)系，與石油之間的單向因果關(guān)系，以及天然氣到GDP的單向因果關(guān)系［4］。之后，Asafu-Adjaye對印度、印度尼西亞等國［5］，Soytas和Sari對比分析了新興市場國家與七國集團(tuán)［6］，以及Mehrara從人均角度對石油輸出國的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長情況進(jìn)行了研究，分別得出了不同的結(jié)論［7］。

隨著能源經(jīng)濟(jì)問題日益突出，國內(nèi)學(xué)者也對二者之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，并得出了三種結(jié)論。丁煥峰、周月鵬，王鑒雪等，戴新穎等發(fā)現(xiàn)，我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著雙向格蘭杰因果關(guān)系［8-10］。劉小麗、盧鳳君，馬宏偉等研究發(fā)現(xiàn)，GDP與能源消費(fèi)之間存在著單向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長是導(dǎo)致能源消費(fèi)的原因［11，12］；與此相反，張寶山，王秀麗等則認(rèn)為，能源消費(fèi)是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長原因而不是結(jié)果［13，14］。此外，王火根基于我國30個省市1999～2005年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的Granger面板因果檢驗(yàn)表明，能源消費(fèi)與GDP增長之間存在著單向因果關(guān)系［15］；李曉嘉、劉鵬發(fā)現(xiàn)，省域GDP總量與工業(yè)增加值均與石油消費(fèi)有緊密聯(lián)系，存在長期均衡關(guān)系［16］。

綜上分析可以看出，應(yīng)用協(xié)整理論等對能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)已成為學(xué)者們普遍采用的方法。但在實(shí)際應(yīng)用中，由于選擇的樣本時段不同，使用的檢驗(yàn)方法不同，得出的檢驗(yàn)結(jié)論也不同。說明能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究受樣本選擇和方法應(yīng)用的影響很大，研究結(jié)論不具有普遍性，必須針對各地區(qū)的情況進(jìn)行具體分析。

山東省是我國重要的經(jīng)濟(jì)大省，同時也是能源生產(chǎn)和消費(fèi)大省，幾乎囊括了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所有的能源經(jīng)濟(jì)問題，并且表現(xiàn)的更為突出。一是能源供求缺口較大，能源約束嚴(yán)峻。自2000年起，山東省首次出現(xiàn)能源供求缺口，2003年后徹底轉(zhuǎn)變?yōu)槟茉摧斎氪笫　?014年，山東省一次能源生產(chǎn)總量為15220.4萬tce（包含水電、風(fēng)電和太陽能光伏發(fā)電），一次性能源消費(fèi)總量35362.6萬tce，需求缺口高達(dá)56.96%①資料來源：根據(jù)2015年《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算取得。。二是能源結(jié)構(gòu)不合理，煤炭消費(fèi)比重過高。2014年，山東省煤炭消費(fèi)比重為80.5%，遠(yuǎn)高于全國平均水平的66.0%和世界平均水平的27%。三是污染排放嚴(yán)重。2012年，山東省SO2排放量174.9萬t，NOX排放量173.9萬t，均居全國首位。萬元工業(yè)增加值SO2排放量為8.7 kg，明顯高于江蘇、廣東和浙江等沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)②資料來源：《山東省2013—2020年大氣污染防治規(guī)劃》，2013-07-17。。面對日益嚴(yán)重的能源、環(huán)境壓力，山東省出臺了一系列措施，嚴(yán)控能源消費(fèi)總量，積極降低能耗強(qiáng)度和能耗總量。然而，這些措施在降低環(huán)境污染的同時會不會影響到山東省的總體經(jīng)濟(jì)增長，減少煤炭消費(fèi)又給能源約束帶來怎樣的壓力，政策能否達(dá)到應(yīng)有的效果等，都需要進(jìn)行科學(xué)的分析。本研究以1985～2013年間山東省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對二者之間的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，并結(jié)合經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，對能源消費(fèi)進(jìn)行預(yù)測，為政策制定和實(shí)施提供依據(jù)。

2　山東省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系

2.1變量選擇與數(shù)據(jù)處理

考慮到數(shù)據(jù)的代表性與可得性，本研究選取了1985～2013年的山東省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和一次性能源消費(fèi)總量（EC）數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，樣本觀測值各為29個。由于直接獲取的GDP數(shù)據(jù)為名義值，因此，需要用GDP平減指數(shù)（GDP deflator）來剔除價格因素變動的影響。具體方法是，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的各省當(dāng)年名義地區(qū)生產(chǎn)總值和按可比價格計(jì)算的生產(chǎn)總值指數(shù)，測算出山東省歷年GDP平減指數(shù)，再以1985年為基期，將名義值轉(zhuǎn)化成實(shí)際值，單位為億元人民幣。能源消費(fèi)總量（EC）數(shù)據(jù)根據(jù)歷年《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的能源消費(fèi)平衡表和各類能源消費(fèi)數(shù)據(jù)計(jì)算取得，并轉(zhuǎn)換成標(biāo)準(zhǔn)煤量，單位為萬tce。所有數(shù)據(jù)處理和分析均利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件EViews7.2完成。為便于分析，在數(shù)據(jù)處理中將各時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)值，記為LGDP和LEC。

2.2變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

先對LGDP和LEC進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，看是否為同階單整序列。分別繪出兩個變量序列及其一階差分和二階差分序列的折線圖，如圖1～3所示，用以判斷序列隨時間變化的趨勢，從而確定選擇什么樣的單位根檢驗(yàn)形式，即有無常數(shù)項(xiàng)或時間趨勢項(xiàng)。

LGDP和LEC的均值都大于零且其時間序列具有一定的時間趨勢（見圖1），即其數(shù)值隨著時間的變化呈現(xiàn)上升的態(tài)勢，所以選擇帶有位移項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)形式。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，原序列不平穩(wěn)，即至少有一個單位根存在。對其一階差分后（見圖2），DLGDP的時間序列在0軸上方波動，沒有明顯的上升或下降趨勢，同樣，DLEC的時間序列折線雖然圍繞0軸上下波動，但主要位于0軸的上方，可以認(rèn)為時間趨勢已被消除。因此，在對LGDP和LEC的一階差分序列DLGDP和DLEC進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時，可以不再考慮時間趨勢項(xiàng)的影響。LGDP和LEC的二階差分序列圖形圍繞0軸上下波動，并且不隨時間變化而上升或下降（見圖3），時間趨勢被消除，所以對其二階差分進(jìn)行檢驗(yàn)時不考慮位移項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)。

圖1　LGDP與LEC序列的折線圖Fig.1 Line chart of LGDP and LEC sequences

圖2　LGDP與LEC一階差分序列的折線圖Fig.2 Line chart of first-order differential sequences of LGDP and LEC

圖3　LGDP與LEC二階差分序列的折線圖Fig.2 Line chart of second-order differential sequences of LGDP and LEC

采用AIC標(biāo)準(zhǔn)確定滯后階數(shù)，對LGDP、LEC、LCC和LPC進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（見表1）。LGDP和LEC的原序列存在至少一個單位根，是非平穩(wěn)序列；其一階差分序列DLGDP和DLEC仍不平穩(wěn)，至少存在兩個單位根，需要進(jìn)行二階差分。對原序列二階差分后發(fā)現(xiàn)，各指標(biāo)在1%的顯著性水平下都通過了檢驗(yàn)，達(dá)到了平穩(wěn)性要求。因而可以認(rèn)為，LGDP和LEC符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求，屬于同階單整序列。

表1　LGDP、LEC、LCC和LPC的單位根檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Results of unit root test of LGDP,LEC,LCC and LPC

2.3協(xié)整檢驗(yàn)

由變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，LGDP和LEC滿足協(xié)整檢驗(yàn)要求，可以對二者間的長期均衡關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用OLS法進(jìn)行回歸分析，可得LGDP和LEC之間的協(xié)整方程1：

從殘差序列的折線圖（見圖4），可以看出，方程殘差序列在0軸上下波動，即殘差項(xiàng)的均值為0，且時間趨勢不是很明顯，因而在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時可以不考慮位移項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)。

圖4　殘差序列的折線圖Fig.4 Line chart of residual sequences

對殘差序列項(xiàng)進(jìn)行單位檢驗(yàn)（見表2），可以看到，回歸方程的殘差項(xiàng)在5%的顯著性水平下達(dá)到了平穩(wěn)，因而可以認(rèn)為LGDP和LEC序列之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，并且兩個協(xié)整方程的系數(shù)都為正。從長期均衡關(guān)系來看，表明1985～2013年山東省GDP增長與一次性能源消費(fèi)之間具有共同波動趨勢。

表2　殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Results of unit root test of residual sequences

2.4誤差修正模型

由上分析可知，山東省GDP增長與能源消費(fèi)之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但短期仍有可能會出現(xiàn)失衡。為了增強(qiáng)模型的精確度，可以通過構(gòu)建誤差修正模型分析它們之間的短期波動情況。由協(xié)整回歸方程可得誤差修正模型2：

逐步剔除回歸系數(shù)中不顯著的滯后期來建立誤差修正模型，通過OLS估計(jì)模型中的系數(shù)，可以得到誤差修正模型如下：

上式表明，山東省經(jīng)濟(jì)增長的短期波動受兩方面因素的影響：一是受能源消費(fèi)短期波動的影響；二是受偏離長期均衡的影響。當(dāng)短期波動偏離了長期均衡時，為了維持經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的長期均衡關(guān)系，將分別以-0.112、0.104的修正速度對非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整。上式的修正系數(shù)為-0.112、0.104，符合誤差修正機(jī)制；DW=1.944，殘差序列不存在自相關(guān)。

2.5因果關(guān)系檢驗(yàn)與結(jié)果分析

由協(xié)整檢驗(yàn)可知，LGDP和LEC之間存在長期協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)。運(yùn)用EViews7.2軟件，將滯后值從1開始一直試驗(yàn)下去，得到部分輸出結(jié)果（見表3）。

表3　Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Results of Granger causality test

檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，從滯后3期開始，對于原假設(shè)的檢驗(yàn)指標(biāo)F統(tǒng)計(jì)量開始大于其臨界值，表示拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為山東省GDP增長是一次性能源消費(fèi)的格蘭杰原因。同樣，自滯后3期開始，對于原假設(shè)“LEC does not Granger Cause LGDP”的檢驗(yàn)指標(biāo)F統(tǒng)計(jì)量開始大于其臨界值，表示拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為山東省能源消費(fèi)也是GDP增長的格蘭杰原因。由此可以認(rèn)為，山東省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著穩(wěn)定的雙向格蘭杰因果關(guān)系，GDP增長波動會影響到一次性能源需求水平，而能源消費(fèi)水平的變動也會對GDP增長形成較大的影響。即從山東省總體上看，經(jīng)濟(jì)增長與能源需求存在著依存關(guān)系，一個變量的較大波動都會影響到另一個變量的穩(wěn)定性，過于減少能源消耗肯定會影響到經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長。

3　山東省能源消費(fèi)需求的預(yù)測模型構(gòu)建

基于山東省能源消費(fèi)與GDP的雙向因果關(guān)系，可以運(yùn)用協(xié)整方程進(jìn)行能源消費(fèi)需求和經(jīng)濟(jì)增長的雙向預(yù)測分析。為保證預(yù)測結(jié)果的可信性，需要對建立的協(xié)整方程進(jìn)行自相關(guān)性、異方差性和穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以確定是否需要進(jìn)行廣義差分回歸分析。

3.1LEC與LGDP的協(xié)整方程及檢驗(yàn)

基于時間序列LEC與LGDP的二階單整性和殘差序列的平穩(wěn)序性，選用OLS法建立協(xié)整方程進(jìn)行預(yù)測。選用DW值來檢驗(yàn)方程是否存在一階自相關(guān)性，用Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)（即拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)）來分析殘差序列的高階自相關(guān)性或方程右邊存在滯后因變量情況下的自相關(guān)性，應(yīng)用懷特檢驗(yàn)法（White Heteroskedasticity Test-Cross Terms）檢驗(yàn)方程的異方差性，使用鄒氏檢驗(yàn)斷點(diǎn)檢驗(yàn)和預(yù)測檢驗(yàn)分析協(xié)整方程的穩(wěn)定性。所建立的協(xié)整方程和檢驗(yàn)指標(biāo)值見公式3。

R2=0.766，Adjusted R2=0.756，DW=0.183，F(xiàn)=497.895（0.0000），懷特檢驗(yàn)WH=6.581（0.0372），鄒氏檢驗(yàn)CH（2000）=36.822（0.0000）。

表4　協(xié)整方程的Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Results of Breush-Godfrey serial correlations LM test

對協(xié)整方程進(jìn)行Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)（見表4）。由模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值可以看出，模型擬合優(yōu)度值為0.949，回歸方程擬合度較高；但一階自相關(guān)性檢驗(yàn)值DW=0.183小于臨界值，拒絕杜賓檢驗(yàn)的原假設(shè)，說明方程存在一階自相關(guān)性；Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量TR2的伴隨概率小于0.05，說明所構(gòu)建的回歸方程的殘差項(xiàng)存在明顯的序列相關(guān)性；懷特檢驗(yàn)的伴隨概率為0.0372，也小于0.05，檢驗(yàn)結(jié)果不理想，說明回歸方程存在異方差性；鄒氏斷點(diǎn)檢驗(yàn)的伴隨概率小于0.01，表明方程不具有穩(wěn)定性。因此，方程的總體檢驗(yàn)指標(biāo)不理想，如果用該方程直接進(jìn)行能源消費(fèi)需求量的預(yù)測可能會出現(xiàn)較大的偏差。為了保證預(yù)測結(jié)果的準(zhǔn)確性，需要對原回歸方程進(jìn)行修正。

3.2LEC與LGDP的廣義差分回歸預(yù)測模型

由原回歸方程的殘差序列相關(guān)圖（見圖5）可以看出，方程的自相關(guān)函數(shù)值呈震蕩式遞減趨勢，偏自相關(guān)函數(shù)值在滯后1階和2階處位于95%置信區(qū)域之外，在滯后2階后截尾（即趨于零），其他各階滯后的偏自相關(guān)函數(shù)值都位于置信區(qū)域之內(nèi)。

圖5　LEC與LGDP協(xié)整方程的殘差序列相關(guān)圖Fig.5 Residual serial correlation diagram of LEC and LGDP co-integration equation

通過試驗(yàn)和嘗試，決定采用AR（p）模型的廣義差分法來修正原方程自相關(guān)問題。由于帶有殘差序列存在3階序列相關(guān)，所以用AR（3）模型來修正，修正后的廣義差分回歸方程和各檢驗(yàn)結(jié)果見公式4：

R2=0.993，Adjusted R2=0.992，DW=2.1744，F(xiàn)=1120.065，懷特檢驗(yàn)WH=11.603（0.2366），鄒氏檢驗(yàn)CH（2005）=7.0221（0.1347）

表5　廣義差分模型的Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Breush-Godfrey LM test results of generalized difference model

對以上廣義差分模型進(jìn)行Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)（見表5）。通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，所構(gòu)建的廣義差分回歸方程的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.993，修正復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.992，方程的擬合優(yōu)度比原協(xié)整方程明顯提高；F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值為1120.065，比原方程顯著增大，表明廣義差分回歸方程的顯著性較強(qiáng)；杜賓檢驗(yàn)值DW=2.1744，大于dL=1.05（N=25，k=1），Breush-Godfrey LM檢驗(yàn)伴隨概率0.66＞0.05，修正后的模型不存在序列自相關(guān)性；懷特檢驗(yàn)值伴隨概率0.237＞0.05，表明方程沒有異方差性；鄒氏檢驗(yàn)伴隨概率0.13＞0.01表明修正后的方程通過了穩(wěn)定性檢驗(yàn)。因此可以認(rèn)為，所構(gòu)建的山東省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的預(yù)測模型具有較好的檢驗(yàn)結(jié)果，相比于協(xié)整方程更能反映出兩個時間變量間的關(guān)系。由下圖6也可以看出，山東省能源消費(fèi)的模型預(yù)測值與實(shí)際值的擬合效果非常好，2006年以來幾乎是高度吻合。因此，如果獲得了相應(yīng)的GDP增長數(shù)據(jù)，就可以用來對能源消費(fèi)需求狀況進(jìn)行預(yù)測。

圖6　山東省LEC與LGDP的廣義差分回歸模型擬合圖Fig.6 Fitting diagram of generalized different model of LEC and LGDP in Shandong Province

4　山東省能源消費(fèi)需求預(yù)測

按照山東省總體經(jīng)濟(jì)規(guī)劃要求，2020年GDP總量要在2010年基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)翻一番，即約為2010年的2倍左右，達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家水平。按照這一規(guī)劃測算，GDP年均增長率約為7.5%，低于1978年以來山東省GDP增長率的平均水平。根據(jù)山東省統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，盡管受到經(jīng)濟(jì)下行壓力的影響，但經(jīng)濟(jì)增長總體上較為穩(wěn)定，2015年上半年增長速度按可比價格計(jì)算仍達(dá)到了7.8%，全年預(yù)計(jì)不會低于該數(shù)值。隨著穩(wěn)增長、促改革、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生等各項(xiàng)措施逐漸落實(shí)到位，2015至2020年實(shí)現(xiàn)GDP年均增長7.5%是有保障的。

按照2020年比2010年翻一番的增長目標(biāo)估算，可以得到2015年至2020年以1985年不變價格計(jì)算的山東省GDP估計(jì)值，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用構(gòu)建的廣義差分回歸模型即可得大2015-2020年的能源需求預(yù)測值，如表6所示。為便于分析比較，表6中同時給出了年均GDP增長率為6%、7.5%和8%情況下的山東省能源消費(fèi)需求預(yù)測數(shù)值。

表6　山東省2015～2020年GDP增長與能源消費(fèi)需求預(yù)測單位：萬tceTable 6 Forecast of GDP growth and energy consumption demand in Shandong Province during 2010～2020 Unit：ten thousand tce

由表6可以看出，如果按照GDP增長率8%估算，2015年山東省能源需求約為36480.07萬tce，比2014年能源需求略高。不考慮其他因素影響，如果按照GDP年均增長7.5%估算，山東省2020年的能源消費(fèi)需求總量約為46369.65萬tce；而如果按照年均增長8%預(yù)測，則約為47245.40萬tce。

根據(jù)現(xiàn)有能源生產(chǎn)能力和增長潛力，吳士健、劉新民（2014）通過構(gòu)建GM（1，1）灰色預(yù)測模型對山東省2010～2020年的能源供給水平進(jìn)行了預(yù)測［17］，得出2020年的能源供給總量約為20429.9萬tce。即使按照最低能源需求估算，供求缺口仍然比較大。根據(jù)山東省節(jié)能減排政策規(guī)劃，未來5年內(nèi)將會進(jìn)一步壓減煤炭生產(chǎn)，淘汰落后產(chǎn)能，這更加大了山東省能源供給壓力，且在短期內(nèi)難以消除。因此，必須及時制定科學(xué)的能源經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策，合理調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和能源需求，加快開發(fā)清潔能源和替代能源，推行節(jié)能降耗技術(shù)，確保經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)不受較大影響。

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The Co-integration between Energy Consumption and Economic Growth and the Forecast forEnergy Demand in Shandong Province

WU Shi-jian，SONG Li-qun，LIU Xin-min
College of Economics and Management/Shandong University of Science and Technology，Qingdao 266590，China

To study on the relationships of energy consumption and economic growth in Shandong Province，this paper collected the statistics data from 1985 to 2013 in Shandong Province，and took the co-integration test and error correction model analysis between them on the basis of stability test，which showed there was stable two-way Granger causal relationship between energy consumption and economic growth in Shandong Province with strong interdependence to each other.What's more，generalized differential regression prediction model was constructed to test the model accuracy.Based on these analysis，this paper made the prediction for the energy consumption in Shandong Province to forecast energy consumption constraints we were confronted with in the near future.

Energy consumption；economic growth；co-integration；demand forecast

F752.8

A

1000-2324（2016）05-0789-07

2016-05-23

2016-06-12

山東省優(yōu)秀中青年科學(xué)家科研獎勵基金（BS2013SF019）；第55批中國博士后科學(xué)基金面上資助項(xiàng)目（2014M551937）；國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)科研重點(diǎn)項(xiàng)目（2010LB27，2010LB21）；中國煤炭工業(yè)協(xié)會科學(xué)技術(shù)研究指導(dǎo)性計(jì)劃項(xiàng)目（MTKJ2014-218）；山東科技大學(xué)科研創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)支持計(jì)劃（2015TDJH103）

吳士?。?977-），男，副教授，博士，主要研究方向?yàn)橘Y源經(jīng)濟(jì)及管理、技術(shù)創(chuàng)新管理.E-mail：everwsj@163.com