1、生命是永恒不斷的創造，因為在它內部蘊含著過剩的精力，它不斷流溢，越出時間和空間的界限，它不停地追求，以形形色色的自我表現的形式表現出來。泰戈爾經濟信息管理論文征稿：長三角地區能源消費與經濟增長的實證分析基于協整分析和狀態空間模型的估計摘 要：以協整分析和狀態空間模型為分析視角，本文對1990-2008年長三角地區能源消費與經濟增長關系進行實證分析。實證結果顯示：從協整分析來看，長三角地區能源消費與經濟增長存在著長期的均衡關系，并且當期經濟增長量受當期能源消耗增長量和前一期經濟增長量的影響，經濟增長有29.98%的自動修復能力。從空間狀態模型來看，長三角地區能源消費彈性曲線圖呈現出“倒U型”，大

2、約在0.633-0.664之間波動，在1999年達到最低點，1990-1999年出現震蕩下滑，而1999-2005年小幅度反彈，2005年以后能源消費彈性趨向于收斂。在此基礎上，得到三點啟示。關鍵詞：能源消費；經濟增長；協整分析；狀態空間模型一、引言能源是人類賴以生存的基本條件，是國民經濟發展的重要物質基礎，這是由現代化大工業本身的特點所決定的。在推進社會主義市場經濟的進程中，能源一直是長三角地區經濟增長、社會發展的重要物質基礎。能源工業的發展，不僅為生活、生產提供了重要的動力源，同時也提供了重要的工業原料，在促進技術進步、提高經濟效益和推動整個區域經濟發展等諸多方面起著重要的作用。1990-

3、2008年，長三角地區經濟持續快速發展，實際GDP（1990年=100）由3102.85億元增加到30169.79億元，年平均增長速度為12.72%相應地，能源消耗總量也穩步增長，由11432.9萬噸標準煤增加到47458.71萬噸標準煤，年平均增長速度為7.78%，經濟增長與能源消費增長之比為1.631，總體上能源消費增長慢于GDP增長。統計數據表明，長三角地區能源消費與GD基本上是同向增長的，能源消耗是經濟持續穩定增長的重要推動力，為經濟發展提供了重要的物質保障。GDP和能源消耗年平均增長率見表1。圖1可以看出：第一，長三角地區能源消耗與GDP基本是同向變化，都有不斷上升趨勢；第二，從趨勢

4、來看，長三角地區能源消耗與GDP變化并沒有呈現喇叭口狀態，而是一個同步增長的態勢。長三角地區經濟快速增長對能源需求也在相應地增加，能源消耗增長速度并沒有經濟增長速度快，這為筆者進一步研究能源消費與經濟增長關系的實證分析提供了現實背景。 基于上述現實考慮，本文將從兩個層面來解析長三角地區的能源消費與經濟增長之間的關系。一方面，采用協整分析長三角地區國民生產總值與能源消費之間的短期與長期均衡關系；另一方面，將不可觀測的變量加入到估算模型中也就是說，采用變系數的狀態空間模型對能源消費彈性進行了估計，推算了長三角能源消費彈性的趨勢，試圖反映長三角地區能源利用情況，從而更深刻地揭示經濟增長與能源消費之間

5、的關系。 二、分析框架1理論基礎能源是人類社會賴以生存和發展的重要物質基礎。能源消費與經濟增長之間的關系：一方面，經濟增長對能源存在依賴性，即大量的能源投入促進了經濟的快速增長。另一方面，經濟增長促成了能源的大規模開發和利用，也為發展能源提供了資金支持。與此同時，能源的開發利用促進了產業結構調整進而極大地推進了經濟增長。但是，快速的經濟發展不可避免地加劇了對資源消耗、環境保護的壓力，能源過度消耗與經濟發展之間的兩難沖突。與此同時，經濟增長對能源消費具有正負效應。如果經濟增長模式建立在能源消耗低、環境污染少的基礎上時，經濟將持續穩定，資源合理開發并能優化生態環境；如果經濟增長模式建立在能源消耗偏

6、高、破壞環境的不可持續能力上，經濟的高速發展會導致對能源資源的過度消耗，伴隨著對資源開發進一步加劇，最終制約經濟的進一步發展，進入經濟發展和資源開發的非良性循環。因此，要促進經濟又好又快的發展，必須樹立科學發展理念，走“資源節約型、環境友好型”發展路徑。2研究方法（1）協整分析第一步，平穩性檢驗。對于時間序列數據而言，平穩性是核心。通過ADF檢驗各變量差分序列是否平穩。若各變量都存在同階單整序列，則可以考察變量之間協整關系。第二步，采用Engle和Granger（1987）提出的協整檢驗的方法。在各變量序列都是同階單整序列前提下，建立回歸方程：Ln（ECt）=0+1Ln（GDPt）+t（t=1

7、990-2008），其中，EC表示能源消費總量作為被解釋變量，GDP表示長三角地區國內生產總值作為解釋變量（下同）。運用ADF檢驗來判斷殘差序列贊t是否平穩。如果殘差序列是平穩的，則可以確定回歸方程中的兩個變量之間存在協整關系，并且協整向量為（1，-贊0，-贊1）；否則兩個變量之間不存在協整關系。第三步，ECM分析。沿用E-G兩步法思想，模型設定為Ln（ECt）=1Ln（GDt）+2Ln（ECt-1）+ecmt-1+tecmt-1=Ln（ECt-1）-贊0-贊1Ln（GDPt-1）：其中為調整系數。它表示當短期波動偏離長期均衡時，將以的調整力度將非均衡狀態回到均衡狀態。第四步，Granger因

8、果檢驗。運用Granger（1969）提出的Granger因果檢驗，基本思想是：若X的變化引起Y的變化，則X的變化應該發生在Y的變化之前。也就是說“X變化是引起Y變化的Granger因果關系”。反之，若Y的變化引起X的變化，則Y的變化應該發生在X變化之前。也就是說，Y變化是引起X變化的Granger因果關系。（2）狀態空間模型在計量經濟學中，狀態空間模型（State SpaceModel）用來估計不可觀測的時間變量：理性預期、測量誤差、長期收入和不可觀測因素（趨勢和循環要素）。許多時間序列模型，包括典型的線性回歸模型和ARIMA模型都能作為特例寫成狀態空間形式并估計參數值。利用狀態空間形式表示

9、動態系統主要有兩個優點：第一，狀態空間模型將不可觀測的變量（狀態變量）并入可觀測模型，并與其一起得到估計結果；第二，狀態空間模型是利用強有力的迭代算法卡爾曼濾波（KalmanFilter）來估計的，卡爾曼濾波可以用來估計單變量和多變量的ARMA模型、馬爾科夫轉換模型和變參數模型等（高鐵梅，2009）。本文采用變系數的計量模型，以狀態空間模型進行估計，可以反映出能源消費彈性隨時間的變動情況。一般來說，狀態空間模型是由一組測量（Observation）方程和狀態（State）方程構成。以狀態空間模型考察GDP與能源消費的關系，建立如下形式模型：測量方程：Ln（ECt）=dt+tLn（GDPit）+

10、t（t=1，2，T）（1）；狀態方程：t+ct=Ttt-1+t（t=1，2，T）（2）方程（1）為測量方程，表示能源消費與GD之間的一般關系，其中：可變參數是不可觀測變量，稱為狀態變量，其變化反映除GDP以外的其他因素對能源消費和GDP關系的綜合影響；dt是具有固定參數的解釋變量。方程（2）稱為狀態方程或轉換（Transition）方程描述了狀態變量的生成過程。在方程（2）中，假定參數t服從于AR（1）模型。t，t分別是測量方程和狀態方程的擾動項，相互獨立，且服從均值為零、方差是常數的正態分布。3變量選擇與數據來源本文研究過程采用1990-2008年的長三角地區國民生產總值（GDP）、能源消耗

11、（EC），使用以1990年為基期的國民生產總值指數對GDP進行縮減，以消除物價因素影響。為了保證數據的可比性和容易得到平穩序列，同時削弱可能的異方差，對數據取自然對數處理。數據來源于相關年度的上海統計年鑒、江蘇統計年鑒、浙江統計年鑒、中國能源統計年鑒。三、實證分析1.長三角地區能源消費與經濟增長的協整分析（1）平穩性檢驗運用Eviews5.1對經濟增長與能源消費序列進行ADF單位根檢驗，結果見表2。表2顯示：變量Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF統計值都大于5%顯著水平的臨界值，因此不能拒絕原假設；Ln（GDP）和Ln（EC）都是一個非平穩序列。Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF統計值都是

12、大于5%顯著水平的臨界值，因此也不能拒絕原假設。但是2Ln（GDP）和2Ln（EC）的ADF統計值都是小于5%顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設，從而認為變量2Ln（GDP）和2Ln（Y）都是2階單整序列，即Ln（GDP）I（2），Ln（EC）I（2）。（2）協整關系運用Eviews5.1OLS回歸方程為:LnEC=4.3141+0.6158LnGDP+贊t（3）t=（14.89）（19.66）R2=0.9578 DW=0.16回歸方程中0.6158表示：在1990-2008年，平均而言，經濟增長1%會導致能源消費增長0.6158%。運用Eviews5.1對回歸方程（3）估計的殘差序列進行單位根

13、檢驗，結果見表3。表3顯示：殘差序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，因此可以確定殘差序列是平穩序列。長三角地區經濟增長與能源消耗之間存在協整關系，并且協整向量為（1，4.314，0.6158），說明在樣本期間內，長三角地區能源消費與經濟增長之間存在長期穩定均衡關系。（3）ECM分析運用Eviews5.1的OLS回歸方程為:LnECt=-0.0809+0.6342LnGDPt+0.9423LnECt-1-0.2998ecmt-1（4）t=（-2.71）（2.92）（6.77）（-4.12）R2=0.8185 Adjusted R2=0.7766 DW=2.16回歸方程（4

14、）表明：第一，在5%的顯著性水平下，短期內當期經濟增長增加1%，當期能源消費增長量也會相應增加0.6342%；前一期能源消費增長量增加1%，當期能源消費增長量也會增加0.9423%。第二，0.2998表示：當能源消費總量短期波動偏離長期均衡時候，以0.2998調整速度向均衡點靠近，也就是說，將以0.2998的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。第三，當ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-10時，即第t-1期能源消費總量向上偏離長期均衡時，調整系數會以0.2998的速度減少第t期能源消費總量的增量，從而調整第t期的能源消費總量向長期均衡靠近；當ecmt-1=LnE

15、Ct-1-4.314-0.6158LnGDPt-10時，即第t-1期能源消費總量向下偏離長期均衡時，調整系數會以0.2998的速度增加第t期能源消費總量的增量，從而調整t期的能源消費總量向長期均衡靠近。（4）Granger因果檢驗運用Eviews5.1做Granger因果檢驗分析長三角地區經濟增長與能源消耗內在關系，結果見表4。表4顯示：假設H2能源消耗變化不會引起經濟增長的變化，在兩種情況下都不能拒絕原假設，說明長三角地區能源消耗并不是經濟增長的內生變量。而假設H1經濟增長的變化不會引起能源消耗的變化，在三種情況下都被拒絕。結論顯示：長三角地區經濟增長與能源消耗具有單向的Granger因果關

16、系，說明在一定經濟發展水平上，表現出對能源更高的直接需求，同時也預示著未來單位GDP能耗的下降速度要減緩，資源消耗要增加。2長三角地區能源消費與經濟增長的狀態空間模型分析運用Eviews5.1對1990-2008年長三角地區能源消費和經濟增長的關系進行變參數狀態空間模型進行估計，以卡爾曼濾波算法可以得到如下測量方程和狀態方程。測量方程：Ln（ECt）=4.0163+tLn（GDPit）（5）；se=（0.4583*）狀態方程：t=0.1829+0.7189tt-1（6）se=（0.013*）（0.010*）式中：EC為長三角地區能源消費總量；t為變參數，表示能源消費彈性，括號中為估計的標準差，

17、*、*分別表示在5%、10%的顯著性水平上拒絕原假設。狀態方程（6）中的系數T的估計值顯著不為零，說明不為常數而存在自相關性，也就是說，除GDP以外的其他因素對中國經濟增長與能源消費關系的影響是比較明顯的。參數t隨時間變動較大，說明采用變系數模型刻畫長三角地區能源消費彈性系數變化的必要性。圖2給出了采用狀態空間模型方法估算了長三角地區1990-2008年能源消費彈性系數的變化趨勢。從圖中可以看出在樣本期間長三角地區能源消費彈性曲線圖呈現出“倒U型”，大約在0.633-0.664之間波動。當GDP每增加100億元，將大約有63.3-66.4萬噸標準煤能源被用于消費。在1999年達到最低點，199

18、0-1999年出現震蕩下滑，而1999-2005年卻小幅度反彈，在2005年以后在0.655上下波動，能源消費彈性趨向于收斂。1990-1999年能源消費彈性系數的下降表明同比例增長的產出增長需要更小的能源消費增加比例。估計結果一定程度上表明：長期以來，特別是改革開放以后，我國能源的高投入對經濟增長的推動功不可沒，單位能源消費帶來的GDP增加呈上升趨勢，而且能源利用的效率總體上在提高。但是，我們也應看到：1999年以來長三角地區能源消費彈性系數持續上升，這期間為長三角地區重工業增長最快的時期，經濟增長和城市化帶來的大規模基礎設施建設體制刺激了對重工業的投資，投資增長過猛、高耗能產業迅速擴張和高

19、耗能產品產量大幅增長。伴隨著長三角地區“膨脹病”問題日益嚴重，轉變經濟發展方式、產業結構優化升級已經推上重要的議程，在加之，我國在“十一五”提出落實科學發展重要戰略的推進，2005年以來，長三角地區能源消費彈性趨向于收斂，這主要在于經濟結構調整與區域能源政策共同推進作用。在經濟結構調整方面，將一系列高污染、高耗能的企業關、停、并、轉，積極扶持低污染、低能耗、高附加值的產業，重點發展新能源、污染較低的高級服務業。以江蘇為例，近幾年來，江蘇省新能源產業發展迅速，在一些關鍵領域取得突破，產業綜合競爭力顯著提高。2008年，江蘇省新能源產業實現產值近900億元，特別是光伏產業規模躍居全國第一。從政策角

20、度來看，2006年底長三角地區開始籌建長三角能源平臺，建設統一的區域能源交易市場，以健全長三角能源保障機制，優化區域能源項目布局，提高能源利用效率。長三角能源平臺著眼于打破投資、流通壁壘，建立統一的區域能源交易市場，構建煤炭、油品、電力等交易中心；推動跨省區能源企業合作，促進能源中介機構、節能服務公司的發展；并探索建立國際化能源供應體系和國際能源合作機制。隨著我國可持續發展戰略的推進，節能減排將面臨著較大的壓力。四、結論與啟示本文對1990-2008年長三角地區能源消費與經濟增長的關系進行實證分析，基本結論如下：從協整分析來看，從短期來看，當期經濟增長量受當期能源消耗增長量和前一期經濟增長量的

21、影響，并且經濟增長有29.98%自動修復能力。從長期來看，長三角地區經濟增長1%會導致能源消耗增長0.6158%。Granger因果檢驗表明：長三角地區經濟增長與能源消耗具有單向的Granger因果關系，說明在一定經濟發展水平上，表現出對能源更高的直接需求，同時也預示著未來單位GDP能耗的下降速度要減緩，資源消耗要增加。從空間狀態模型來看，1990-2008年長三角地區能源消費彈性曲線圖呈現出“倒U型”，大約在0.633-0.664之間波動。當GDP每增加100億元，將大約有63.3-66.4萬噸標準煤能源被用于消費。在1999年達到最低點，1990-1999年出現震蕩下滑，而1999-2005年小幅度反彈，2005年以后在0.655上下波動，能源消費彈性趨向于收斂。根據以上的實證分析，我們得到以下三點啟示。第一，從經濟發展質量角度，落實科學發展觀的重要性?？茖W發展觀強調經濟發展質量的重要性。人類要達到可持續發展所要求的經濟增長，就必須改變傳統的能源和資源利用開發方式，改變以“高投入、高消耗、高污染”為特征的生產消費模式和思維方式，實施可持續的生產和消費模式，改變“先污染后治理”的傳統發展模式，實施可持續發展所要求的發展模式，從而減少經濟發展所造成對能源消耗的壓力。第二，調整經濟結構、能源結構、從而轉變經濟發展方式。從經濟結構調整維度來看，調整的方向應該是加速發展服務業發展，