我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證探究

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1、我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證探究　　[摘要]能源問題一直是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的焦點(diǎn)和熱點(diǎn)問題。我國(guó)是世界上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快的國(guó)家之一，但同時(shí)也是能源生產(chǎn)和消費(fèi)較大的國(guó)家之一，能源消費(fèi)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)各個(gè)部門的生產(chǎn)活動(dòng)都息息相關(guān)。以我國(guó)1990—2008年的年度數(shù)據(jù)為研究樣本，從增長(zhǎng)率的角度系統(tǒng)分析能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的短期關(guān)系，同時(shí)將結(jié)構(gòu)因素和技術(shù)因素引入能源消費(fèi)增長(zhǎng)的原因分析模型中，分別討論了規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)變動(dòng)的影響。[關(guān)鍵詞]能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；短期關(guān)系[中圖分類號(hào)]F120.3[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]2095-3283（

2、2013）08-0069-02一、概述4在現(xiàn)有的關(guān)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系研究中，大多數(shù)運(yùn)用計(jì)量分析中的協(xié)整分析方法和Granger因果檢驗(yàn)方法估計(jì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。現(xiàn)階段關(guān)于能源消費(fèi)的研究多數(shù)集中于其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系上，關(guān)于二者之間的短期關(guān)系研究較少。有鑒于此，本文以我國(guó)1990—2008年的年度數(shù)據(jù)為研究樣本，從增長(zhǎng)率的角度系統(tǒng)分析能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的短期關(guān)系，同時(shí)將結(jié)構(gòu)因素和技術(shù)因素引入能源消費(fèi)增長(zhǎng)的原因分析模型中，分別討論了規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)變動(dòng)的影響。二、模型的建立三、實(shí)證檢驗(yàn)1.數(shù)

3、據(jù)說明本文選用1990—2008年的全部數(shù)據(jù)均來自新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1990—2009），為了消除價(jià)格因素的影響，本文數(shù)據(jù)以1990年為基期，進(jìn)行了處理。2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)我們采用時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)最常用的ADF檢驗(yàn)法，分別對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：在給定的顯著性水平下，只有結(jié)構(gòu)效應(yīng)即工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重（ind）通過了單位根檢驗(yàn)，為平穩(wěn)的時(shí)間序列。其他時(shí)間序列變量的t統(tǒng)計(jì)量均小于給定的顯著性水平下的t臨界值，不能通過單位根檢驗(yàn)，接受原假設(shè)即變量序列都是非平穩(wěn)序列，對(duì)這些時(shí)間序列進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)結(jié)

4、果顯示變量序列一階差分后的t統(tǒng)計(jì)量都通過單位根檢驗(yàn)，因此變量序列一階差分后是平穩(wěn)的。為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，我們對(duì)ind也進(jìn)行一階差分。4通過回歸方程可以得到，方程調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.78，擬合較好；F統(tǒng)計(jì)量為15.48，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即方程的整體顯著性水平較好；三個(gè)自變量在1%的顯著性水平下都通過了t檢驗(yàn)，表明各變量均為顯著變量。三個(gè)變量的回歸系數(shù)分別為1.07、3.60和0.28。工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重變動(dòng)即結(jié)構(gòu)效應(yīng)是能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)的最主要原因，能源消費(fèi)強(qiáng)度的變動(dòng)即技術(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)的影響最小。四、結(jié)論本文

5、從規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三個(gè)角度對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率逐年上漲的原因進(jìn)行了實(shí)證分析，得到以下結(jié)論：1.從規(guī)模效應(yīng)來看，規(guī)模效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響系數(shù)為1.07，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率每變動(dòng)1%，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)1.07%。我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展是促進(jìn)我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)的原因，這與其他學(xué)者的研究一致。同時(shí)，能源消費(fèi)增長(zhǎng)的速度大于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)速度，這表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展是以高能耗為代價(jià)的。42.從結(jié)構(gòu)效應(yīng)來看，結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響系數(shù)為3.60，即工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重每變動(dòng)1%，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)3.60%。近年來我國(guó)能源

6、消費(fèi)量的持續(xù)增加最主要的原因就是工業(yè)的快速發(fā)展，特別是高耗能工業(yè)的發(fā)展。因此，現(xiàn)階段要降低我國(guó)能源消耗的增長(zhǎng)速度，必須大力調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的的比重，同時(shí)還要整頓一些高耗能、低附加值的工業(yè)企業(yè)，使我國(guó)能源得到充分合理利用。3.從技術(shù)效應(yīng)來看，技術(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響系數(shù)為0.28，即能源強(qiáng)度每變化1%，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)0.28%，這表明我國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度的降低，雖然一定程度上能夠降低能源消費(fèi)量，但降低的程度較小，技術(shù)方面的效應(yīng)并沒有得到充分的發(fā)揮，能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化并不是能源消費(fèi)變動(dòng)的主要原因。因此，要提高能源的利用率，充

7、分發(fā)揮技術(shù)作為第一生產(chǎn)力的作用，減少我國(guó)能源的消費(fèi)量。[參考文獻(xiàn)][1]趙麗霞，魏巍賢.能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型研究[J].預(yù)測(cè)，1998（6）：32-34.[2]韓智勇，魏一鳴，焦建玲，范英，張九天.中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].系統(tǒng)工程，2004（12）：17-21.[3]趙進(jìn)文，范繼濤.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)內(nèi)在依從關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（8）：31-42.（責(zé)任編輯：陳鴻鵬）4