论文摘要：有关能源与经济增长关系问题的分析早在上个世纪70年代就已开始，理论学者运用不同的方法得出的结论不同。本文采用1988-2008年青海省能源消费与经济发展相关数据，运用计量分析方法进行分析，得出青海省能源与经济发展存在长期的双向因果关系。
论文关键词：能源消费,经济增长,协整检验,检验
能源是人类生存与发展的重要物质基础，也是社会经济发展的重要物质保障，它关系到国计民生问题。我国正处于工业经济快速发展时期，对能源的需求也在不断增加。据有关资料显示，我国已成为全球第二大能源生产与消费国。为保证我国经济的快速、平稳发展，青海省作为我国西部能源储备基地之一的省份，有着义不容辞的责任。为此本文欲通过对青海省能源消费与经济增长关系的实证分析，从而揭示出能源与经济发展之间的内在联系，为青海省能源发展规划提供有力依据，从而保障我国能源稳定、高效、充分的供给。
1青海省能源消费现状
自改革开放以来，在西部大开发政策的号召下，青海省以前所未有的速度实现着经济的快速增长与发展，然而在经济的快速发展下，对各种能源的需求也呈急速上升趋势，能源消费总量由1988年的447.04万吨标准煤发展到2008年的2256.52万吨标准煤；能源消耗增长速度也较快，2008年能源消耗比上年（2007年）增长了7.71%，其中增长幅度最大的是1999年，比上年增长27.04%。自“十一五”以来，青海省虽本着节能减排的原则进行经济结构调整，发展经济，从相对数量上看能源需求减少了，且每万元国民生产总值能耗下降2.7吨标准煤，但从实际数量上看仍呈上升趋势。为进一步适应可持续发展的战略目标，青海省应加快能源产业的建设步伐，从而有力的保障经济的稳定建设与发展。
青海省能源自给率相对较高，基本上能自给，但自给的程度是随着经济的发展而呈现波动的趋势。1988年青海省能源自给率仅为89.91%，到1992年时自给率已达到101.11%，1993年又从99.85%下降到1996年的83.74%，1997年虽有所回升，但呈现出极大的波动性，直至2005年青海省能源自给率才呈现出平稳增长，达到完全的自给。这与当时青海省经济发展的能源政策和产业政策有很大关系。总的来看，青海省能源供需状况基本稳定，能源供需基本保持平衡，能够充分、有效的满足地区经济发展的需要。
2能源消费与经济增长的实证分析
2.1变量的选择与数据的说明
总产出(GDP)。采用国内生产总值作为实际产出量,并且以1952年为基期将所有数据进行标准化。实际产出量为当年国内生产总值与价格指数值比(1952年价格指数为100)。
物质资本存量(K)。物质资本以历年生产过程中使用的固定资本投资额来反映。
人力资本存量(L)。用从业人员数量及其平均受教育年限的乘积来计算人力资本存量。
能源消费(E)。能源变量采用统计年鉴中能源消费总量(E)一项表示。
2.2青海省能源与经济增长的实证分析
研究经济增长最常用的方法就是利用柯布-道格拉斯生产函数对能源消费与经济增长进行数量关系分析,引入能源消费这一变量,从而在三要素的生产函数的框架内进行。
GDP=AK L E e （1）
由于C-D函数是非线性的，通过对数变换可以使之线性化。于是对（1）式两边取对数，则有：
lnGDP=lnA+ lnK+ lnL+ lnE+ （2）
令Y=lnGDP, =lnA, =lnK, =lnL, =lnE，则有
Y=++++（3）
根据1988-2008年青海省的GDP、全社会固定资产投资、人力资本存量以及能源消费量的相关数据，利用eviews5.0计量分析软件，用OLS方法进行分析，其结果可用下式表示：
Y=-1.253+0.269+0.249+0.44
从R （0.998）值判断建立的回归方程拟合程度较好，全社会固定资产投入系数与劳动力投入系数、能源消费量系数均为正，并且统计显著（t＞2，F=2535.505）。通过上式可以看出，青海省能源消费量每增加一个百分点，国内生产总值就要平均增加0.44%。这说明青海省经济发展对能源的依赖性较大，经济的快速增长是在对能源需求不断增长的基础上实现的。青海省的经济发展仍处于高耗能低产出的阶段，能源利用率较低。
2.2.1单位根检验。在具体应用协整等理论进行分析时,必须首先分别检验被分析序列变量是否为平整的,即是否具有单位根(UnitRoot)。对能源消费量以及产出量取对数,分别记为LE、LGDP,并对其时间序列进行平稳性检验。ADF检验模型为:
表1：
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变量
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ADF检验值
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1% Critical Value
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5% Critical Value
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Result
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LGDP
LK
LL
LE
△LGDP
△LK
△LL
△LE
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1.984485
-0.77989
0.610822
1.390346
-3.082324
-4.546732
-5.333522
-3.619493
|
-3.857386
-3.857386
-3.831511
-3.020686
-3.886751
-3.831511
-3.831511
-3.831511
|
-3.040391
-3.040391
-3.029970
-3.020686
-3.052169
-3.029970
-3.029970
-3.029970
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非平稳
非平稳
非平稳
非平稳
平稳
平稳
平稳
平稳
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由表1可知,在1%和5%的显著性水平下,变量序列LGDP、LE是非平稳的,但其一阶差分序列是平稳的,它们通过了单位根检验,说明变量LGDP、LE为一阶单整I(1)的。
2.2.2协整检验。由于LGDP和LE序列是一阶单整序列,可以进一步进行协整检验。由于E-G协整检验法只能对两个变量模型进行检验，而Johansen-Juselius可以进行多变量的检验，本文在此采用Johansen-Juselius检验法对青海省能源消费与经济增长进行协整检验,结果如下：
表2：
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Sample (adjusted): 1990 2008
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Included observations: 19 after adjustments
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Trend assumption: Linear deterministic trend
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Series: LNGDP LNK LNE LNL
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Lags interval (in first differences): 1 to 1
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Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
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Hypothesized
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Trace
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0.05
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No. of CE(s)
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Eigenvalue
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Statistic
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Critical Value
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Prob.**
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None *
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0.753586
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57.77554
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47.85613
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0.0045
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At most 1 *
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0.653997
|
28.16140
|
29.79707
|
0.0346
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At most 2
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0.407637
|
10.99653
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15.49471
|
0.2117
|
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At most 3
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0.053637
|
1.047448
|
3.841466
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0.3061
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Trace test indicates 1cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
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* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
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**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
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Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
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Hypothesized
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Max-Eigen
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0.05
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No. of CE(s)
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Eigenvalue
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Statistic
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Critical Value
|
Prob.**
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|
|
None
|
0.753586
|
28.61414
|
27.58434
|
0.0662
|
|
At most 1
|
0.653997
|
20.16487
|
21.13162
|
0.0678
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At most 2
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0.407637
|
9.949083
|
14.26460
|
0.2153
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|
At most 3
|
0.053637
|
1.047448
|
3.841466
|
0.3061
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Max-eigenvalue test indicates 1 cointegration at the 0.05 level
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* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
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**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
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通过上表我们可以看出，秩检验和极大特征值检验统计量给出了相同的结果：即同时在5%的显著水平下拒绝没有协整向量的零假设。 1/2 1 2 下一页 尾页 |
