時(shí)間：2023-03-22 17:37:08
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1.《十二五能源發(fā)展規(guī)劃》表明，截至2010年已探明天然氣地質(zhì)儲(chǔ)量3068億立方米。澀北氣田產(chǎn)能近100億立方米，為柴達(dá)木循環(huán)經(jīng)濟(jì)試驗(yàn)區(qū)的鹽湖、冶金等特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)和西部地區(qū)居民生活提供了清潔能源保障。太陽能資源利用尚未形成規(guī)模。日照充足，屬于太陽能資源豐富區(qū)，太陽能輻射強(qiáng)度高，日照時(shí)間長(zhǎng)，全省年日照時(shí)數(shù)在2300－3500小時(shí)之間，僅次于，居全國(guó)第二位，太陽輻射總量在每平方米5637－7420兆焦耳之間，年接受太陽能折合標(biāo)煤達(dá)623億噸，合360億萬千瓦時(shí)電量，相當(dāng)于龍羊峽電站年發(fā)電量的6萬倍。截至2013年末，太陽能發(fā)電廠有124家，其中光伏發(fā)電廠123家，光熱發(fā)電廠1家。太陽能發(fā)電量28.16億千瓦時(shí)，比2012年增加13.68億千瓦時(shí)，增長(zhǎng)94.5%。但太陽能推廣應(yīng)用總體上仍處在初級(jí)階段，太陽能產(chǎn)業(yè)資源與產(chǎn)品之間的關(guān)聯(lián)度還不高，應(yīng)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的能力差，太陽能建筑尚處在起步階段，太陽灶、戶用電源的利用尚未形成規(guī)模?？扇急眉夹g(shù)尚未解決。祁連山南緣成功鉆獲可燃冰樣品，使我國(guó)成為世界上第一個(gè)在中低緯度凍土區(qū)發(fā)現(xiàn)可燃冰的國(guó)家?？扇急h(yuǎn)景儲(chǔ)量達(dá)到350億噸油當(dāng)量，且開發(fā)利用條件較為優(yōu)越。目前關(guān)鍵是開發(fā)利用的環(huán)保和技術(shù)問題還沒有解決，因此不能進(jìn)行大量開采：一是在開采可燃冰過程中，如果向大氣中排放大量甲烷氣體，會(huì)加劇全球溫室效應(yīng)。二是可燃冰開采過程中會(huì)分解產(chǎn)生大量的水，釋放巖層孔隙空間，使其賦存區(qū)地層發(fā)生固結(jié)性變差，引發(fā)地質(zhì)災(zāi)變。目前全世界對(duì)“可燃冰”的研究大都只處于科學(xué)勘探層面，還沒有進(jìn)入實(shí)際開采實(shí)用階段。
2.主要能源生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系檢驗(yàn)分析本文用格蘭杰因果檢驗(yàn)法（GrangerCausalityTest）對(duì)主要能源生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的分析做進(jìn)一步驗(yàn)證。平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。通常來說，格蘭杰因果檢驗(yàn)要求必須是平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)檢驗(yàn)，結(jié)果如表4。從表4看，GDP與原煤、原油、天然氣、水電數(shù)據(jù)經(jīng)對(duì)數(shù)化處理后，仍是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，但其一階差分是平穩(wěn)的，因此對(duì)一階差分進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表5。2.格蘭杰因果檢驗(yàn)。從表5看，LNGDP是LNCP、LNNG和LNWE格蘭杰意義上的原因，LNCO和LNGDP之間不存在格蘭杰意義上的因果關(guān)系，這與前面的相關(guān)性分析結(jié)論基本上一致。以上實(shí)證分析表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是帶動(dòng)原煤、天然氣和水電生產(chǎn)的主要原因，原油和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在關(guān)系。這說明，主要能源生產(chǎn)是一種被動(dòng)式的發(fā)展模式，能源在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面作用有限，反而是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)了能源生產(chǎn)。出現(xiàn)這樣結(jié)果的原因主要與發(fā)展戰(zhàn)略有關(guān)。上世紀(jì)90年代以來，就確立了以保護(hù)生態(tài)為原則的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，2008年更是確立了“生態(tài)立省”戰(zhàn)略，全省經(jīng)濟(jì)建設(shè)都圍繞保護(hù)生態(tài)開展，并未通過資源開發(fā)、銷售等途徑謀求帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。
二、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析
1.從能源生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析看，GDP與原煤、天然氣、水電生產(chǎn)之間相關(guān)性較高，分別為0.9854、0.9801、0.9764，與原油相關(guān)性較低，相關(guān)系數(shù)為0.5190。格蘭杰因果檢驗(yàn)（GrangerCausalityTest）表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)原煤、天然氣、水電等能源生產(chǎn)存在單方向的推動(dòng)作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能源生產(chǎn)增長(zhǎng)的推動(dòng)力。因此促進(jìn)能源生產(chǎn)和結(jié)構(gòu)改善，要以加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展和改變粗放式的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式為基礎(chǔ)。
2.從能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析看，利用柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)計(jì)算的人均能源消費(fèi)和人均資本擁有量彈性系數(shù)分別為0.5397和0.3031，這表明在當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用大于資本的推動(dòng)作用。全省GDP的增長(zhǎng)在很大程度上依賴于高耗能產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，單位GDP能耗依然較高，節(jié)能降耗壓力較大。重化工業(yè)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不盡合理，全省能源消費(fèi)主要以工業(yè)為主，且煤炭的消費(fèi)占有很大的比重，盡管近年來天然氣消費(fèi)比重有所上升，但水電開發(fā)利用能力還相對(duì)薄弱，太陽能、風(fēng)能的利用還處在啟動(dòng)階段。隨著全省經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，以及人民生活水平的不斷改善，全省能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)還需進(jìn)一步優(yōu)化。
三、建議
1.保持適度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，為調(diào)整能源結(jié)構(gòu)，降低能耗創(chuàng)造良好環(huán)境。轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)從依靠資源消耗的粗放型向節(jié)約型、集約型轉(zhuǎn)變，改變以高消耗、高污染來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的發(fā)展模式。大力發(fā)展低能耗、低污染、高附加值的產(chǎn)業(yè)，加大第三產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整實(shí)現(xiàn)能源結(jié)構(gòu)的改善和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。2.未來能源發(fā)展戰(zhàn)略應(yīng)為適度發(fā)展煤炭產(chǎn)業(yè)，進(jìn)一步發(fā)展電力，提升天然氣利用強(qiáng)度，積極開發(fā)太陽能、風(fēng)能等可再生能源，同時(shí)加大研發(fā)力度，探索可燃冰等能源供給新領(lǐng)域。一是要保持一定的煤炭資源勘查開發(fā)力度，保證煤炭資源的正常供給能力。二是要加大煤炭產(chǎn)業(yè)整合力度，促進(jìn)煤炭產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)。三是要重視能源清潔利用技術(shù)，提高能源轉(zhuǎn)化效率，盡量降低煤炭等化石能源消費(fèi)對(duì)環(huán)境的負(fù)面影響。四是要制定鼓勵(lì)利用清潔能源和可再生能源的政策，加快發(fā)展清潔能源和可再生能源的步伐，提高水電、太陽能、天然氣在總能源消費(fèi)中的比例，逐步形成一個(gè)多元化的能源結(jié)構(gòu),走可持續(xù)能源發(fā)展道路。
3.建立能源生產(chǎn)、消費(fèi)監(jiān)測(cè)和預(yù)警機(jī)制，關(guān)注高耗能企業(yè)的單位GDP能耗，提高能源利用效率。逐步調(diào)整高耗能產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，遏制低水平重復(fù)建設(shè)，嚴(yán)格審批項(xiàng)目。加大節(jié)能技術(shù)研發(fā)，提高高耗能產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值。對(duì)鋼鐵、有色、電力、石化、化工、建材等高能耗行業(yè)和年能耗萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤以上的重點(diǎn)能耗企業(yè),建立臺(tái)賬,加強(qiáng)監(jiān)測(cè),同時(shí)督促企業(yè)加大節(jié)能技術(shù)研發(fā)力度，重視先進(jìn)的節(jié)能技術(shù)、工藝和設(shè)備的推廣應(yīng)用，不斷淘汰落后產(chǎn)能及耗能設(shè)備。
1.1ADF檢驗(yàn)
由于同時(shí)受隨機(jī)趨勢(shì)的影響，現(xiàn)實(shí)中大多數(shù)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的時(shí)間序列一般情況下都是不平穩(wěn)的，檢驗(yàn)是否是非平穩(wěn)時(shí)間序列方法最常用的是ADF（augmenteddickeyfuller）檢驗(yàn)。根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)基本原理，采用ADF檢驗(yàn)法，借助EViews7.0軟件的操作，分別對(duì)lnGDP和lnEC序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)兩個(gè)序列的原序列、一階差分及二階差分序列。檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnGDP和lnEC的原序列和一階差分序列都表現(xiàn)為不平穩(wěn)，但二階差分后序列表現(xiàn)出平穩(wěn)狀態(tài)，并且在1%的顯著性水平下，lnGDP和lnEC的二階差分序列均為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)順利通過。
1.2協(xié)整檢驗(yàn)
協(xié)整是檢驗(yàn)一組非平穩(wěn)序列線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即是否存在共同的隨機(jī)性趨勢(shì)。由于lnEC和lnGDP都是二階單整，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，即采用E-G兩步法建立回歸方程。首先，利用OLS對(duì)lnEC和lnGDP進(jìn)行回歸建立兩者之間的協(xié)整回歸方程如下：Ln（EC）t=5.11668426058+0.428867357494*l（nGDP）tT=（62.09929）（43.30398）通過Eviews估計(jì)計(jì)算得到，lnEC的方差值（R2）為0.988925，調(diào)整后的方差值為0.988398，說明方程的擬合度較高；從模型估計(jì)結(jié)果來看，可決系數(shù)達(dá)到了98.89%，T和F統(tǒng)計(jì)量都非常顯著，模型的擬合效果很好。說明二者之間存在協(xié)整關(guān)系。
1.3Granger因果關(guān)系
檢驗(yàn)Granger因果檢驗(yàn)用來分析兩個(gè)序列間是否存在因果關(guān)系，實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量是否受到另一變量的滯后影響。本文按照AIC準(zhǔn)則通過選取1~2兩個(gè)滯后期來檢驗(yàn)lnEC和lnGDP二者之間的Granger因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如：由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在10%的顯著水平下，得出lnEC是lnGDP的Granger因果關(guān)系、lnGDP不是lnEC的Granger因果關(guān)系的結(jié)論即1991~2013年間安徽省能源消費(fèi)與GDP之間存在一種單向因果關(guān)系。
2結(jié)語
1.1變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)在對(duì)煤炭、石油、天然氣、電力四種能源消費(fèi)與GDP增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析前，首先要進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文選用ADF單位根指標(biāo)來檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列（即單整序列）才能進(jìn)行相應(yīng)的回歸分析，否則就會(huì)產(chǎn)生偽回歸問題，進(jìn)而造成錯(cuò)誤的結(jié)論。因此，下面將分別對(duì)GDP增長(zhǎng)率，煤炭、石油、天然氣和電力消費(fèi)增長(zhǎng)率的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，只要檢驗(yàn)結(jié)果表明這五個(gè)變量都是單整序列，接下來就可以對(duì)它們進(jìn)行其它檢驗(yàn)和回歸分析。為了研究的方便，以下分別利用YGDP、XC、XO、XG、XE來表示GDP增長(zhǎng)率、煤炭消費(fèi)增長(zhǎng)率、石油消費(fèi)增長(zhǎng)率、天然氣消費(fèi)增長(zhǎng)率以及電力消費(fèi)增長(zhǎng)率，并且這五個(gè)變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。注：表示對(duì)應(yīng)的一階差分序列。從表2可以看出，YGDP、XC、XO、XG、XE數(shù)據(jù)序列除了XG序列是非平穩(wěn)的，其它序列都是平穩(wěn)的，但是各序列皆在一階差分下平穩(wěn)，表明YGDP、XC、XO、XG、XE都是一階單整序列，即I(1)，因此可以對(duì)它們之間的關(guān)系進(jìn)行下一步分析。
1.2協(xié)整檢驗(yàn)通過對(duì)殘差（residual）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)判斷其平穩(wěn)性，以檢驗(yàn)YGDP、XC、XO、XG、XE之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通過了協(xié)整檢驗(yàn)，表明它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
1.3相關(guān)關(guān)系分析根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立的各變量間的線性模型，如下所示：（1）對(duì)模型（1）進(jìn)行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。其中，根據(jù)DW值可以判斷，變量之間存在自相關(guān)性，并且XG與XE的系數(shù)不顯著，XG也沒通過符號(hào)檢驗(yàn)。由表4可知，R2值達(dá)到0.69263，模型整體擬合優(yōu)度較高，模型中的解釋變量對(duì)被解釋變量具有很好的解釋能力；F值為8.93125，方程通過了顯著性檢驗(yàn)，DW值也在合理的區(qū)間范圍內(nèi)，各變量之間已經(jīng)不存在自相關(guān)性。根據(jù)表4的結(jié)果，煤炭消費(fèi)增長(zhǎng)率（XC）在1%水平下呈現(xiàn)出顯著性，石油消費(fèi)增長(zhǎng)率（XO）、天然氣消費(fèi)增長(zhǎng)率（XG）與電力消費(fèi)增長(zhǎng)率（XE）都在10%的水平下呈現(xiàn)出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費(fèi)增長(zhǎng)率都通過了符號(hào)檢驗(yàn)，表明這四個(gè)因素會(huì)顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而不是相反。根據(jù)四個(gè)變量系數(shù)的大小，得出我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中的能源支持，首先是煤炭，其次是電力，然后是石油和天然氣。
2結(jié)論與建議
通過上文的實(shí)證分析可以看出，消費(fèi)煤炭等不可再生資源依舊是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要來源，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中高耗能、低能效的現(xiàn)象還是十分突出，堅(jiān)持開發(fā)新能源、降低污染依舊是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重中之重。另一方面，能源制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展這一瓶頸問題始終得不到有效改善也與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)相關(guān)，為了解決這一問題必須加大力度開發(fā)可再生清潔能源與新能源，如水電資源、風(fēng)電、核電等。堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展就應(yīng)該改善我國(guó)低效的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，拓展能源的來源，降低污染排放，提高能源的利用效率。首先，國(guó)家應(yīng)該堅(jiān)定經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的思路，把我國(guó)傳統(tǒng)的粗放型工業(yè)經(jīng)濟(jì)一步一步調(diào)整為集約型經(jīng)濟(jì)，要把節(jié)約資源和有效的利用現(xiàn)有能源作為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中的既定目標(biāo)，只有堅(jiān)持走這條道路才能又快又好的轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)勢(shì)必要求我們節(jié)能降耗。
第二，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，以科技等新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展為主線的第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將會(huì)改變現(xiàn)有的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，盡可能的降低不可再生資源的過度開發(fā)和利用。限制能源消耗高、利用資源和生產(chǎn)的效率均低、污染排放高的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進(jìn)一步發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，大力推進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，堅(jiān)決淘汰嚴(yán)重耗費(fèi)能源和污染環(huán)境的產(chǎn)業(yè)。現(xiàn)今的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受金融危機(jī)影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度變緩，要穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增速，平穩(wěn)發(fā)展路徑就必須走出高投入、高消耗、高排放、低效率的發(fā)展誤區(qū)，開辟嶄新的能源消費(fèi)模式。
論文關(guān)鍵詞：低碳經(jīng)濟(jì),碳排放,重慶,可持續(xù)發(fā)展
一、引言
自從工業(yè)革命以來，伴隨著科技的進(jìn)步，人類改造自然的力量越來越大，全球人口和經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷增長(zhǎng)，能源使用帶來的環(huán)境問題及其誘因不斷地為人們所認(rèn)識(shí)，不止是煙霧、光化學(xué)煙霧和酸雨等的危害，大氣中二氧化碳（CO）濃度升高帶來的全球氣候變化業(yè)已被確認(rèn)為不爭(zhēng)的事實(shí)。
人與自然之間的失衡，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)界和企業(yè)界加以反思之際，客觀上也給了學(xué)術(shù)界以創(chuàng)新發(fā)展理論的空間。能源與經(jīng)濟(jì)以至價(jià)值觀實(shí)行大變革的結(jié)果，可能將為逐步邁向生態(tài)文明走出一條新路，即擯棄20世紀(jì)的傳統(tǒng)增長(zhǎng)模式，直接應(yīng)用新世紀(jì)的創(chuàng)新技術(shù)與創(chuàng)新機(jī)制，通過低碳經(jīng)濟(jì)模式實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展將成為可能。
重慶市是中國(guó)中西部地區(qū)唯一的直轄市，國(guó)家五大中心城市之一，也是國(guó)家統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)。直轄以來，重慶市堅(jiān)持以科學(xué)發(fā)展觀為指導(dǎo)，統(tǒng)籌考慮經(jīng)濟(jì)社會(huì)與資源環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，把應(yīng)對(duì)氣候變化和建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì)及實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展結(jié)合起來，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化升級(jí)，實(shí)施節(jié)能減排，加強(qiáng)生態(tài)環(huán)境建設(shè)與保護(hù)，制定了一系列與應(yīng)對(duì)氣候變化相關(guān)的法規(guī)、政策及規(guī)劃，推進(jìn)應(yīng)對(duì)氣候變化科技研究和能力建設(shè)，為減緩和適應(yīng)氣候變化作出了積極貢獻(xiàn)。
經(jīng)過直轄以來的快速發(fā)展，重慶市已站在新的歷史起點(diǎn)上，在發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的道路上面臨新的機(jī)遇和挑戰(zhàn)。重慶市將全面控制溫室氣體排放，不斷增強(qiáng)適應(yīng)氣候變化的能力，逐步提高應(yīng)對(duì)氣候變化科技與研究水平，深入推進(jìn)應(yīng)對(duì)氣候變化國(guó)內(nèi)外技術(shù)經(jīng)濟(jì)合作，日益增強(qiáng)公眾氣候變化意識(shí)，建立健全應(yīng)對(duì)氣候變化的組織領(lǐng)導(dǎo)和機(jī)構(gòu)建設(shè)，為保護(hù)氣候作出更大的貢獻(xiàn)。
二、重慶市能源利用與碳排放現(xiàn)狀
（一）經(jīng)濟(jì)發(fā)展、能源消費(fèi)與碳排放
從總體上看，重慶市的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化呈正相關(guān)關(guān)系。1997年重慶成為直轄市以來，重慶市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，對(duì)能源的需求急劇增加。從表1和圖1可知，2004年以前，能源消費(fèi)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期基本一致，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率和GDP增長(zhǎng)率的變化方向一致，反映能源消費(fèi)增速與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間比例關(guān)系的指標(biāo)，即能源消費(fèi)彈性系數(shù)小于1，說明能源消費(fèi)增速小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。隨著重慶市經(jīng)濟(jì)速度的快速發(fā)展，能源消費(fèi)逐年增加，特別是2004-2005年，重慶市能源消費(fèi)遠(yuǎn)高于GDP的增長(zhǎng)速度，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率分別為15.7%和22.5%，而GDP的增長(zhǎng)率分別為12.2%和11.5%，能源彈性系數(shù)大于1。
為了保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的前提下，降低能源消耗，重慶市提出節(jié)能降耗的發(fā)展目標(biāo)，特別是國(guó)家“十一五規(guī)劃”和重慶市“十一五規(guī)劃”的出臺(tái)，更強(qiáng)調(diào)了節(jié)能減排的重要性和具體要求。因此，2005年以后重慶市能源消費(fèi)增長(zhǎng)率出現(xiàn)大幅度的降低，能源利用效率進(jìn)一步提高，能源消費(fèi)彈性系數(shù)總體上保持了下降趨勢(shì)。
表1能源消費(fèi)彈性系數(shù)（1997-2008）
年份
能源消耗總量
(萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤)
能源消費(fèi)比上年增長(zhǎng)（%）
本市生產(chǎn)總值（億元）
本市生產(chǎn)總值比上年增長(zhǎng)（%）
能源消費(fèi)
彈性系數(shù)
1997
2030.13
8.5
1360.24
11.0
0.77
1998
2119.46
4.4
1440.56
8.4
0.52
1999
2278.42
7.5
1491.99
7.6
0.99
2000
2330.82
2.3
1603.16
8.5
0.27
2001
2463.68
5.7
1765.68
9.0
0.63
2002
2563.05
4.0
1990.01
10.3
0.39
2003
2737.90
6.8
2272.82
11.5
0.59
2004
3168.48
15.7
2692.81
12.2
1.29
2005
3881.52
22.5
3070.49
11.5
1.96
2006
4234.61
9.1
3452.14
12.2
0.74
2007
4782.36
12.9
4122.57
15.6
0.83
2008
5091.52
6.5
5096.66
論文關(guān)鍵詞：能源消耗，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，誤差修正模型，脈沖響應(yīng)
一、引言
隨著改革開放水平的不斷提高，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的深入，能源消耗的總量在持續(xù)上升。如何在合理開發(fā)和利用能源的前提下保證經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)，是安徽省當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要“瓶頸”。安徽省作為能源大省，礦藏種類多、儲(chǔ)量大，其中煤、銅、鐵等37中礦產(chǎn)資源在全國(guó)排名前十，此外，淮北、淮南是華東地區(qū)最大的煤炭基地。但是由于長(zhǎng)期的粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，導(dǎo)致各種能源資源的利用效率低下，環(huán)境污染嚴(yán)重，一定程度上制約了安徽省經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，2008年安徽省GDP總量為8874.2億元，，按可比價(jià)格計(jì)算脈沖響應(yīng)，比上年增長(zhǎng)20.5%，比全國(guó)高10.5個(gè)百分點(diǎn)。與此同時(shí)能源消費(fèi)總量為8341.57萬噸噸標(biāo)準(zhǔn)煤，同比增長(zhǎng)7個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)安徽省單位GDP能耗為0.94噸標(biāo)準(zhǔn)煤，略低于全國(guó)平均水平。由此可見，對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中能源消耗貢獻(xiàn)率進(jìn)行定量分析，成為緩解當(dāng)前的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源消費(fèi)和環(huán)境雙重壓力，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)工作。
目前已經(jīng)有大量的關(guān)于能源消耗和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究。Kraft，J和Kraft，A（1978）是學(xué)術(shù)界比較早研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)之間關(guān)系的學(xué)者，他們利用美國(guó)1947—1974年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)美國(guó)GNP和能源消費(fèi)之間具有單向的因果關(guān)系。Yu和Choi（1985）采用標(biāo)準(zhǔn)的Granger檢驗(yàn)證實(shí)了菲律賓能源消費(fèi)和GNP之間的因果關(guān)系。Hwang和Gum（1992）在對(duì)臺(tái)灣地區(qū)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，得出能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論。Oh和Lee（2004）在研究了韓國(guó)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的基礎(chǔ)上提出二者之間具有雙向的因果關(guān)系。Masih(1996)、Ugur和Ramazan(2003)研究了歐洲和亞洲許多國(guó)家能源消費(fèi)和GDP之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和因果關(guān)系。
國(guó)內(nèi)學(xué)者在能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面也做過很多的實(shí)證研究，趙麗霞、魏巍賢（1998）將能源作為變量引入C-D生產(chǎn)函數(shù)。并建立了向量自回歸模型，研究結(jié)果表明能源是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不可完全替代的限制性要素。林伯強(qiáng)（2001），王海鵬（2006）運(yùn)用協(xié)整關(guān)系模型對(duì)中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)關(guān)系進(jìn)行研究，建立了相關(guān)的理論模型，分析了二者之間的因果關(guān)系。韓智勇、魏一鳴等（2004）利用EG兩步法，分析了1978—2000年我國(guó)能耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整性和因果關(guān)系，認(rèn)為二者之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但存在雙向的Granger因果關(guān)系。趙進(jìn)文等（2007）采用非線性STR模型技術(shù)研究中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間內(nèi)在結(jié)構(gòu)依從關(guān)系，得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的影響具有非線性、非對(duì)稱性的結(jié)論。周杰琦，汪同三（2009）分析了1953—2008年期間中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，結(jié)果表明二者在短期內(nèi)不存在顯著的因果關(guān)系，長(zhǎng)期中存在雙向因果關(guān)系。
綜上所述，國(guó)內(nèi)學(xué)者分別采用了不同的實(shí)證研究方法對(duì)我國(guó)的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。本文是在前人研究成果的基礎(chǔ)上進(jìn)行了一些創(chuàng)新和改進(jìn)：（1）本文在變量的選取上有所改變，使用資本存量數(shù)據(jù)代替資本流量，進(jìn)一步提高模型的準(zhǔn)確性；（2）本文的樣本選取跨度相對(duì)較大，滿足了實(shí)證分析對(duì)樣本待估參數(shù)準(zhǔn)確性的要求；（3）本文的Granger因果檢驗(yàn)是建立在誤差修正模型基礎(chǔ)上的檢驗(yàn)，綜合考慮了誤差修正對(duì)變量之間的因果關(guān)系的影響。
二、理論模型的提出和數(shù)據(jù)的來源
1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素分析與模型的建立
經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素分析是建立理論模型的前提條件脈沖響應(yīng)，通常情況下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以GDP作為其衡量指標(biāo)，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素主要包括：勞動(dòng)投入（L）、資本投入（K）、能源消費(fèi)（E）以及其他制度和體制等因素。本文運(yùn)用劉朝明等人的研究方法[3]，將能源消費(fèi)作為解釋變量引入Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，得到的理論模型可表述為：
(1)
其中，分別為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量、資本、勞動(dòng)力和綜合能耗指標(biāo)，為模型的未知參數(shù)，根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)的假設(shè)，0﹤﹤1。由于C-D生產(chǎn)函數(shù)是非線性的，可以通過對(duì)（1）式兩邊取對(duì)數(shù)使之線性化，則有：
(2)
令則有：
(3)
將式（3）兩端對(duì)時(shí)間t求導(dǎo)，得到：
（4）
其中，a，b，g分別為資金投入、勞動(dòng)投入和能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性。常數(shù)項(xiàng)表示“希克斯中性”技術(shù)進(jìn)步因素。a表示在技術(shù)水平不變的情況下，資本投入量每增加一個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率為a%，同理，b和g分別表示就業(yè)人數(shù)和能源總量每增加一個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)總量分別增長(zhǎng)b%和g%。
2.參數(shù)的選取與數(shù)據(jù)的來源
鑒于數(shù)據(jù)的權(quán)威性和可獲得性，本文選取的年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）、資本投入（K）、勞動(dòng)投入（L）以及能源消費(fèi)（E）數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年份的《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》。
（1）GDP：采用1978～2008年安徽省GDP歷年的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，為了消除價(jià)格因素對(duì)模型穩(wěn)定性的影響，本文將GDP折合為1978年的不變價(jià)格。
（2）：采用固定資本存量代替資本流量。本文應(yīng)用永續(xù)盤存法來計(jì)算固定資本存量，其公式為：。其中，是期期末的固定資本存量；是期期末的固定資本存量；是期的固定資本投資流量，即社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額，并折合成1978年的不變價(jià)格。為資本折舊率，采用社會(huì)各行業(yè)的平均值5%。
（3）：采用歷年的社會(huì)就業(yè)勞動(dòng)人數(shù)。
（4）：1991～2008年的能源消費(fèi)直接采用統(tǒng)計(jì)年鑒得出的能源消費(fèi)總量，1978～1990年的能源消耗近似的用當(dāng)年的能源生產(chǎn)總量替代，折合為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。
圖1為1978～2008年安徽省資本存量、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)趨勢(shì)圖脈沖響應(yīng)，從圖中可以看出，安徽省GDP從1978年的113.96億元增長(zhǎng)到2008年的8874.2億元，經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)近77倍，GDP的年均增長(zhǎng)率為15.4%。與此同時(shí)，能源消費(fèi)總量也在持續(xù)上漲，從1978年的1756.1萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤上升到2008年的8341.57萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)近6%。由此可見，安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)之間存在長(zhǎng)期的協(xié)同性關(guān)系。
三、模型的實(shí)證分析
1.變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)
分析經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，需要對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，只有具有同階單整的變量才能進(jìn)行協(xié)整分析。單位根檢驗(yàn)一般采用DF、ADF檢驗(yàn)和非參數(shù)PP檢驗(yàn)，本文采用非參數(shù)ADF檢驗(yàn)判斷變量序列的平穩(wěn)性。為了消除變量之間可能存在的異方差，本文對(duì)變量取對(duì)數(shù)后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示，
表1 變量平穩(wěn)性ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果
變量
檢驗(yàn)類型
ADF檢驗(yàn)
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
lny
（c,t,0）
-1.5336
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnk
（c,t,0）
-3.0618
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnl
（c,t,0）
-3.149
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lne
（c,t,0）
-2.44
-4.2967
-3.5684
-3.2183
D(lny)
（c,n,3）
-3.1924**
-3.6793
-2.9678
-2.623
D(lnk)
（c,n,3）
-4.0092***
-3.6999
-2.9763
-2.6274
D(lnl)
（c,n,1）
-3.9243***
-3.6793
-2.9618
-2.623
D(lne)
（c,n,1）
-2.8492*
-3.9204
論文關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，回歸分析
主流經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，能源是可以被其他要素所替代的外生變量,即使在存在能源約束的情況下，經(jīng)濟(jì)也可以得到持續(xù)增長(zhǎng)。這使得能源資源被主流經(jīng)濟(jì)學(xué)作為外生變量或替代要素排斥在生產(chǎn)函數(shù)之外。直到20世紀(jì)70年代，兩次石油危機(jī)導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)衰退，人們才開始重視能源資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。事實(shí)表明，能源消費(fèi)的增加可以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，能源資源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要物質(zhì)保障和必要條件。能源資源的稟賦程度以及由此而形成的地區(qū)間的差異，直接影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。因此，本文以河南省為例對(duì)能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。
1 文獻(xiàn)回顧
能源問題在上世紀(jì)70年代石油危機(jī)爆發(fā)后才引起國(guó)際社會(huì)的廣泛關(guān)注。自此，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)。1978年，Kraft，J. 和 Kraft，A.[1]，在他們的研究中對(duì)美國(guó)1947—1974年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，首次發(fā)現(xiàn)了GNP對(duì)能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系。之后許多學(xué)者對(duì)不同時(shí)間段、不同國(guó)家的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系展開了大量的實(shí)證分析。隨著我國(guó)工業(yè)化、城市化進(jìn)程的加快，能源供應(yīng)緊張和經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的矛盾日益突出回歸分析，國(guó)內(nèi)學(xué)者也開始圍繞能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系展開研究。韓智勇[2]等，對(duì)我國(guó)1978-2000年能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整性和因果關(guān)系的研究表明：我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系，但不具有長(zhǎng)期的協(xié)整性。肖冬榮[3]等對(duì)上海市1985—2004年能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整性和因果關(guān)系的研究表明：上海市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，存在能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系。從已有的研究文獻(xiàn)來看，雖然目前關(guān)于我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究已經(jīng)取得大量有價(jià)值的成果，但是普遍都以全國(guó)整體為研究對(duì)象。如一部分學(xué)者在線性分析框架下分別利用不同時(shí)間段的序列數(shù)據(jù)通過各自不同的研究方法從整體上考察了我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系[4]；在非線性框架下,有學(xué)者利用協(xié)整方法對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)之間的關(guān)系重新進(jìn)行了檢驗(yàn)。僅從整體上研究我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系情況，不能說明我國(guó)各地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的真實(shí)關(guān)系。研究地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系的差異性，有利于各地區(qū)制定出切合自身實(shí)際的能源消費(fèi)規(guī)劃目標(biāo)和具體政策措施，有利于促進(jìn)和推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，這是研究和制定整個(gè)國(guó)家能源消費(fèi)戰(zhàn)略方針中不可缺少的內(nèi)容。
2 河南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)概況
1978-2008年，河南省經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展，GDP由162.92 億元增加到18407.78億元， 年平均增長(zhǎng)速度為17.07﹪；相應(yīng)地能源消耗總量也穩(wěn)步增長(zhǎng)，由3353萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到18784萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年平均增長(zhǎng)速度為5.91﹪，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)增長(zhǎng)之比為2.89，總體上能源消費(fèi)增長(zhǎng)慢于GDP 增長(zhǎng)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，河南省能源消費(fèi)與GDP基本上是同向增長(zhǎng)的，能源消耗是經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了重要的物質(zhì)保障。
圖1 河南省GDP與能源消費(fèi)變化圖
圖1可以看出：第一，河南省能源消費(fèi)與GDP基本是同向變化，都有不斷上升趨勢(shì)；第二，從趨勢(shì)來看，河南省能源消費(fèi)與GDP變化并沒有呈現(xiàn)喇叭口狀態(tài)[5]，而是一個(gè)同步增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。河南省經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)對(duì)能源需求也在相應(yīng)地增加，能源消費(fèi)增長(zhǎng)速度并沒有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度快，這為筆者進(jìn)一步研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析提供了現(xiàn)實(shí)背景。
3 河南省能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響實(shí)證研究
3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源
本文研究過程采用1978-2008年的河南省國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1978年為基期的國(guó)民生產(chǎn)總值指數(shù)對(duì)GDP 進(jìn)行縮減，以消除物價(jià)因素影響。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時(shí)削弱可能的異方差，對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)處理。數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年度的《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。
3.2 模型選擇
本文以Y代表河南省國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）作為被解釋變量，以X代表能源消費(fèi)作為解釋變量。利用樣本觀測(cè)值做出LnY與LnX的散點(diǎn)圖如下（圖二）：
圖二 GDP與能源消費(fèi)散點(diǎn)圖
可知它們基本上服從線性關(guān)系，于是模型的理論方程為：
LnY=β0+β1LnX+μ(1)
其中β0、β1為待估計(jì)參數(shù)回歸分析，β1為能源的產(chǎn)出彈性系數(shù)；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，體現(xiàn)除主要變量能源消費(fèi)X之外的所有因素的綜合影響。
3.3 模型估計(jì)結(jié)果
借助計(jì)量分析軟件Eviews6.0，利用所選擇的時(shí)間序列樣本數(shù)據(jù)（1978-2008）對(duì)模型（1）進(jìn)行OLS估計(jì)[6]，輸出結(jié)果如下表（表一）：
表一 基于OLS估計(jì)的輸出結(jié)果
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
X
2.006173
0.112560
17.82310
0.0000
C
-11.02685
0.989461
-11.14429
0.0000
R-squared
0.916345
Mean dependent var
6.580633
Adjusted R-squared
0.913461
S.D. dependent var
1.050937
S.E. of regression
0.309160
Akaike info criterion
0.552427
Sum squared resid
2.771822
Schwarz criterion
0.644942
Log likelihood
-6.562618
Hannan-Quinn criter.
0.582585
F-statistic
317.6629
Durbin-Watson stat
0.126081
Prob(F-statistic)
0.000000
【關(guān)鍵詞】 傳統(tǒng)能源 新能源 發(fā)展 創(chuàng)新
近年來我國(guó)保持較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，較大幅度地提高人民的生活水平，每年8%的GDP增長(zhǎng)速度，傳統(tǒng)能源的貢獻(xiàn)占了很大比例。趙麗霞等人[1]將能源作為新的變量引入柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，通過建立向量自回歸模型，研究了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系，并得出能源是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要要素。王旭暉、劉勇[2]運(yùn)用協(xié)整分析和Granger檢驗(yàn)對(duì)1978—2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出盡管短期內(nèi)我國(guó)的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在波動(dòng)關(guān)系，但是長(zhǎng)期內(nèi)它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，且存在能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向Granger因果關(guān)系。鄭永琴等、王保忠等[3.4]應(yīng)用協(xié)整理論、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，分別對(duì)貴州省、山西省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得出能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間只存在單向的Granger因果關(guān)系。
因此，伴隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源不斷提高的需求，為滿足能源需求，儲(chǔ)量充足或清潔可再生、對(duì)環(huán)境傷害較弱的能源項(xiàng)目成為能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展的焦點(diǎn)。所謂新能源是指相對(duì)傳統(tǒng)能源而言，通過新技術(shù)和新材料開發(fā)利用的能源。傳統(tǒng)能源包括化石能源，如煤、石油、天然氣等，以及水電和低效率直接燃燒的秸稈、薪材等能源，而風(fēng)能、太陽能、核能、氫能、潮汐能和地?zé)崮艿鹊瓤稍偕茉炊际切履茉?，還有一部份新能源是指利用新技術(shù)對(duì)常規(guī)能源的新利用，如生物質(zhì)能、潔凈煤技術(shù)、智能電網(wǎng)、車載新型燃料等。同時(shí)，新能源也是一個(gè)動(dòng)態(tài)的、歷史性概念，隨著科技的發(fā)展，當(dāng)今的新能源在若干年以后也會(huì)變成“傳統(tǒng)”能源。新能源有兩大最突出的特征：一是可再生性和生態(tài)友好性，人類可以源源不斷的獲得新能源，同時(shí)新能源來自于大自然，最終會(huì)回歸到大自然，具有極高的生態(tài)友好性，這是傳統(tǒng)能源所不能比擬的。二是可供開發(fā)的能源儲(chǔ)量非常大，如太陽能、氫能等，和常規(guī)能源的儲(chǔ)量相比完全不是同一個(gè)數(shù)量級(jí)。這兩大特征為新能源的開發(fā)帶來一個(gè)非常美好的前景。 [本文轉(zhuǎn)自DylW.Net專業(yè)提供寫作教學(xué)論文和職稱論文的服務(wù)，歡迎光臨Www. DylW.NEt點(diǎn)擊進(jìn)入DyLw.NeT 第一 論 文網(wǎng)]
傳統(tǒng)能源使用的初始階段，其成本主要是經(jīng)濟(jì)成本，生態(tài)成本和社會(huì)成本很小；而隨著時(shí)間的推移，傳統(tǒng)能源的消耗量越來越多，也越來越稀缺，此時(shí)生態(tài)成本和社會(huì)成本將急劇升高，呈加速上升趨勢(shì)。目前全球傳統(tǒng)能源顯然已經(jīng)是處于后期使用階段。但與人們生產(chǎn)生活直接相關(guān)的，仍然還只是經(jīng)濟(jì)成本。而對(duì)于新能源產(chǎn)業(yè)而言，基本上只有經(jīng)濟(jì)成本，其生態(tài)成本和社會(huì)成本幾乎是不存在的，這是由新能源的特性所決定的。但新能源在使用初期其經(jīng)濟(jì)成本是十分高昂的，原因是新能源產(chǎn)業(yè)除了是屬于生態(tài)友好的綠色產(chǎn)業(yè)外，它目前還屬于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，因此技術(shù)研發(fā)成本非常大，這也是為什么目前新能源所轉(zhuǎn)化的電能成本要遠(yuǎn)大于傳統(tǒng)能源所轉(zhuǎn)化的電能的原因所在。
但是，藍(lán)瀾等[5]基于LCOE方法對(duì)中國(guó)風(fēng)電與火電的成本進(jìn)行了比較發(fā)現(xiàn)在新能源鼓勵(lì)性政策補(bǔ)貼與傳統(tǒng)能源環(huán)境外部性不計(jì)的前提下，風(fēng)電項(xiàng)目比火電項(xiàng)目具有明顯的成本優(yōu)勢(shì)的結(jié)果。即使考慮風(fēng)電廠的棄風(fēng)率，從長(zhǎng)期看風(fēng)電項(xiàng)目在成本上仍然優(yōu)于燃煤發(fā)電。如果考慮燃煤電廠的外部環(huán)境成本，風(fēng)電廠的發(fā)電成本優(yōu)勢(shì)更加明顯。但是，阻礙我國(guó)可再生能源如風(fēng)電發(fā)展的根本因素其實(shí)不是發(fā)電成本，而是來自電網(wǎng)。由于目前我國(guó)風(fēng)能資源豐富地區(qū)大部分用電負(fù)荷較小，大規(guī)模風(fēng)力發(fā)電面臨當(dāng)?shù)仉娋W(wǎng)難以消納的問題。從用電量來看，目前西北、東北、內(nèi)蒙等風(fēng)能資源豐富的地區(qū)用電量相對(duì)較少，用電負(fù)荷主要集中在東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。2010年，酒泉千萬千瓦級(jí)風(fēng)電基地完成裝機(jī)總量516萬千瓦，其中并網(wǎng)裝機(jī)僅130萬千瓦。為解決風(fēng)電外輸問題，甘肅省電力公司計(jì)劃投資建設(shè)750千伏輸變電工程，但也只能夠滿足94% 概率條件下的516萬千瓦風(fēng)電送出需要，仍然有6%的時(shí)間需限制風(fēng)電出力。而酒泉市計(jì)劃到2015年底風(fēng)電裝機(jī)總?cè)萘窟_(dá)到1271萬千瓦，2020年增加到2000萬千瓦以上，即使是西北電網(wǎng)也難以消納。因此新能源的發(fā)展需要重點(diǎn)解決新能源發(fā)電效率不高和并網(wǎng)傳輸難度較大的問題，發(fā)展分布式能源和智能電網(wǎng)技術(shù)。
由此可見，隨著技術(shù)的不斷發(fā)展，新能源的研發(fā)、生產(chǎn)成本將會(huì)越來越低。就短期而言，傳統(tǒng)能源的成本僅就經(jīng)濟(jì)成本而言比新能源成本要低，但從長(zhǎng)期來看，新能源的成本要遠(yuǎn)低于傳統(tǒng)能源成本。因此，為了人類的未來和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，發(fā)展新能源產(chǎn)業(yè)勢(shì)在必行。
《新能源產(chǎn)業(yè)振興和發(fā)展規(guī)劃》提出，到2020年，可再生能源占中國(guó)一次能源消費(fèi)比重有望從目前的10%升至15%以上，除水電外，可再生能源占中國(guó)一次能源消費(fèi)比重有望從目前的1.5%升至6% 以上。由此看來，新能源雖然前景廣闊，但在未來數(shù)十年的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中所占的比例仍較輕。這也同時(shí)說明，傳統(tǒng)能源在中國(guó)未來的消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，將長(zhǎng)期占主導(dǎo)地位。從這個(gè)意義來說，傳統(tǒng)能源生產(chǎn)企業(yè)在未來很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)仍有長(zhǎng)足的發(fā)展?jié)摿Γ踩孕桧槕?yīng)新能源時(shí)代的潮流，按照科學(xué)發(fā)展觀的思路作出正確的發(fā)展戰(zhàn)略選擇。
新能源和節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)是促進(jìn)消費(fèi)、增加投資、穩(wěn)定出口的一個(gè)重要結(jié)合點(diǎn)，也是調(diào)整結(jié)構(gòu)、提高國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的一個(gè)現(xiàn)實(shí)切入點(diǎn)。這方面發(fā)展的潛力很大，應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)給予支持 ，力求取得更大的突破，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化規(guī)?；５?，新能源的良好應(yīng)用前景并不意味傳統(tǒng)能源的大規(guī)模被替代，尤其是在未來的數(shù)十年里，一次性能源的消費(fèi)比例依然維持在較高水平。實(shí)際上，傳統(tǒng)能源與新能源，看上去似乎是兩個(gè)相對(duì)立的概念，但兩者之間并不是矛盾和競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)系，而是可以相互協(xié)同、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)的。中國(guó)政府積極推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的國(guó)家戰(zhàn)略，積極在風(fēng)電、太陽能發(fā)電、生物質(zhì)能發(fā)電等各個(gè)新能源板塊均衡發(fā)展，這種發(fā)展的多元性，不但滿足了社會(huì)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)能源持續(xù)增長(zhǎng)的需求，同時(shí)也優(yōu)化調(diào)整了能源結(jié)構(gòu)。而且，發(fā)展傳統(tǒng)能源所積累的經(jīng)驗(yàn)、資金和技術(shù)，可以幫助新能源變得更加有效和實(shí)用；反過來，新能源的發(fā)展，也會(huì)催生各種清潔技術(shù)，促進(jìn)化石能源更加清潔地加以利用。兩者相結(jié)合，將使我們的能源更加清潔、更加高效、更加安全，推動(dòng)現(xiàn)代文明和生態(tài)環(huán)境共同向前發(fā)展。因此，傳統(tǒng)能源行業(yè)應(yīng)該抓住這一戰(zhàn)略時(shí)機(jī)，制定適合自身發(fā)展的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，在國(guó)家的能源發(fā)展戰(zhàn)略中找到自己的重要位置。
參考文獻(xiàn) [本文轉(zhuǎn)自DylW.Net專業(yè)提供寫作教學(xué)論文和職稱論文的服務(wù)，歡迎光臨Www. DylW.NEt點(diǎn)擊進(jìn)入DyLw.NeT 第一 論 文網(wǎng)]
[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）：15-21.
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[3]王保忠，黃解宇.能源供給、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（2）：57-62.
論文關(guān)鍵詞：能源消耗，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，誤差修正模型，脈沖響應(yīng)
一、引言
隨著改革開放水平的不斷提高，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的深入，能源消耗的總量在持續(xù)上升。如何在合理開發(fā)和利用能源的前提下保證經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)，是安徽省當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要“瓶頸”。安徽省作為能源大省，礦藏種類多、儲(chǔ)量大，其中煤、銅、鐵等37中礦產(chǎn)資源在全國(guó)排名前十，此外，淮北、淮南是華東地區(qū)最大的煤炭基地。但是由于長(zhǎng)期的粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，導(dǎo)致各種能源資源的利用效率低下，環(huán)境污染嚴(yán)重，一定程度上制約了安徽省經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，2008年安徽省GDP總量為8874.2億元，，按可比價(jià)格計(jì)算脈沖響應(yīng)，比上年增長(zhǎng)20.5%，比全國(guó)高10.5個(gè)百分點(diǎn)。與此同時(shí)能源消費(fèi)總量為8341.57萬噸噸標(biāo)準(zhǔn)煤，同比增長(zhǎng)7個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)安徽省單位GDP能耗為0.94噸標(biāo)準(zhǔn)煤，略低于全國(guó)平均水平。由此可見，對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中能源消耗貢獻(xiàn)率進(jìn)行定量分析，成為緩解當(dāng)前的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、能源消費(fèi)和環(huán)境雙重壓力，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)工作。
目前已經(jīng)有大量的關(guān)于能源消耗和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究。Kraft，J和Kraft，A（1978）是學(xué)術(shù)界比較早研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)之間關(guān)系的學(xué)者，他們利用美國(guó)1947—1974年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)美國(guó)GNP和能源消費(fèi)之間具有單向的因果關(guān)系。Yu和Choi（1985）采用標(biāo)準(zhǔn)的Granger檢驗(yàn)證實(shí)了菲律賓能源消費(fèi)和GNP之間的因果關(guān)系。Hwang和Gum（1992）在對(duì)臺(tái)灣地區(qū)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，得出能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論。Oh和Lee（2004）在研究了韓國(guó)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的基礎(chǔ)上提出二者之間具有雙向的因果關(guān)系。Masih(1996)、Ugur和Ramazan(2003)研究了歐洲和亞洲許多國(guó)家能源消費(fèi)和GDP之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和因果關(guān)系。
國(guó)內(nèi)學(xué)者在能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面也做過很多的實(shí)證研究，趙麗霞、魏巍賢（1998）將能源作為變量引入C-D生產(chǎn)函數(shù)。并建立了向量自回歸模型，研究結(jié)果表明能源是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不可完全替代的限制性要素。林伯強(qiáng)（2001），王海鵬（2006）運(yùn)用協(xié)整關(guān)系模型對(duì)中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)關(guān)系進(jìn)行研究，建立了相關(guān)的理論模型，分析了二者之間的因果關(guān)系。韓智勇、魏一鳴等（2004）利用EG兩步法，分析了1978—2000年我國(guó)能耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整性和因果關(guān)系，認(rèn)為二者之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但存在雙向的Granger因果關(guān)系。趙進(jìn)文等（2007）采用非線性STR模型技術(shù)研究中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間內(nèi)在結(jié)構(gòu)依從關(guān)系，得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的影響具有非線性、非對(duì)稱性的結(jié)論。周杰琦，汪同三（2009）分析了1953—2008年期間中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，結(jié)果表明二者在短期內(nèi)不存在顯著的因果關(guān)系，長(zhǎng)期中存在雙向因果關(guān)系。
綜上所述，國(guó)內(nèi)學(xué)者分別采用了不同的實(shí)證研究方法對(duì)我國(guó)的能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。本文是在前人研究成果的基礎(chǔ)上進(jìn)行了一些創(chuàng)新和改進(jìn)：（1）本文在變量的選取上有所改變，使用資本存量數(shù)據(jù)代替資本流量，進(jìn)一步提高模型的準(zhǔn)確性；（2）本文的樣本選取跨度相對(duì)較大，滿足了實(shí)證分析對(duì)樣本待估參數(shù)準(zhǔn)確性的要求；（3）本文的Granger因果檢驗(yàn)是建立在誤差修正模型基礎(chǔ)上的檢驗(yàn)，綜合考慮了誤差修正對(duì)變量之間的因果關(guān)系的影響。
二、理論模型的提出和數(shù)據(jù)的來源
1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素分析與模型的建立
經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素分析是建立理論模型的前提條件脈沖響應(yīng)，通常情況下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以GDP作為其衡量指標(biāo)，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素主要包括：勞動(dòng)投入（L）、資本投入（K）、能源消費(fèi)（E）以及其他制度和體制等因素。本文運(yùn)用劉朝明等人的研究方法[3]，將能源消費(fèi)作為解釋變量引入Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，得到的理論模型可表述為：
(1)
其中，分別為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量、資本、勞動(dòng)力和綜合能耗指標(biāo)，為模型的未知參數(shù)，根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)的假設(shè)，0﹤﹤1。由于C-D生產(chǎn)函數(shù)是非線性的，可以通過對(duì)（1）式兩邊取對(duì)數(shù)使之線性化，則有：
(2)
令則有：
(3)
將式（3）兩端對(duì)時(shí)間t求導(dǎo)，得到：
（4）
其中，a，b，g分別為資金投入、勞動(dòng)投入和能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性。常數(shù)項(xiàng)表示“?？怂怪行?rdquo;技術(shù)進(jìn)步因素。a表示在技術(shù)水平不變的情況下，資本投入量每增加一個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率為a%，同理，b和g分別表示就業(yè)人數(shù)和能源總量每增加一個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)總量分別增長(zhǎng)b%和g%。
2.參數(shù)的選取與數(shù)據(jù)的來源
鑒于數(shù)據(jù)的權(quán)威性和可獲得性，本文選取的年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）、資本投入（K）、勞動(dòng)投入（L）以及能源消費(fèi)（E）數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年份的《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》。
（1）GDP：采用1978～2008年安徽省GDP歷年的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，為了消除價(jià)格因素對(duì)模型穩(wěn)定性的影響，本文將GDP折合為1978年的不變價(jià)格。
（2）：采用固定資本存量代替資本流量。本文應(yīng)用永續(xù)盤存法來計(jì)算固定資本存量，其公式為：。其中，是期期末的固定資本存量；是期期末的固定資本存量；是期的固定資本投資流量，即社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額，并折合成1978年的不變價(jià)格。為資本折舊率，采用社會(huì)各行業(yè)的平均值5%。
（3）：采用歷年的社會(huì)就業(yè)勞動(dòng)人數(shù)。
（4）：1991～2008年的能源消費(fèi)直接采用統(tǒng)計(jì)年鑒得出的能源消費(fèi)總量，1978～1990年的能源消耗近似的用當(dāng)年的能源生產(chǎn)總量替代，折合為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。
圖1為1978～2008年安徽省資本存量、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)趨勢(shì)圖脈沖響應(yīng)，從圖中可以看出，安徽省GDP從1978年的113.96億元增長(zhǎng)到2008年的8874.2億元，經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)近77倍，GDP的年均增長(zhǎng)率為15.4%。與此同時(shí)，能源消費(fèi)總量也在持續(xù)上漲，從1978年的1756.1萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤上升到2008年的8341.57萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)近6%。由此可見，安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)之間存在長(zhǎng)期的協(xié)同性關(guān)系。
三、模型的實(shí)證分析
1.變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)
分析經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，需要對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，只有具有同階單整的變量才能進(jìn)行協(xié)整分析。單位根檢驗(yàn)一般采用DF、ADF檢驗(yàn)和非參數(shù)PP檢驗(yàn)，本文采用非參數(shù)ADF檢驗(yàn)判斷變量序列的平穩(wěn)性。為了消除變量之間可能存在的異方差，本文對(duì)變量取對(duì)數(shù)后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示，
表1 變量平穩(wěn)性ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果
變量
檢驗(yàn)類型
ADF檢驗(yàn)
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
lny
（c,t,0）
-1.5336
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnk
（c,t,0）
-3.0618
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lnl
（c,t,0）
-3.149
-4.2967
-3.5684
-3.2183
lne
（c,t,0）
-2.44
-4.2967
-3.5684
-3.2183
D(lny)
（c,n,3）
-3.1924**
-3.6793
-2.9678
-2.623
D(lnk)
（c,n,3）
-4.0092***
-3.6999
-2.9763
-2.6274
D(lnl)
（c,n,1）
-3.9243***
-3.6793
-2.9618
-2.623
D(lne)
（c,n,1）
-2.8492*
-3.9204
-3.0656
-2.6735
由上述分析可知，本文提出的四個(gè)變量都是一階單整的。Engel和Granger（1987）指出，如果兩個(gè)或多個(gè)時(shí)間序列本身非平穩(wěn)，但是它們之間的存在某種線性組合是平穩(wěn)的，即存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法：（1）Engel和Granger提出的基于協(xié)整方程殘差項(xiàng)的兩步法平穩(wěn)性檢驗(yàn)；（2）Johansen和Juselius提出的基于VAR模型的協(xié)整系統(tǒng)的檢驗(yàn)。由于本文是多變量之間的協(xié)整關(guān)檢驗(yàn)，因此選擇后者。為了運(yùn)用JJ檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整分析，應(yīng)首先構(gòu)建lnGDP、lnK、lnL和lnE的向量自回歸模型VAR。由于VAR中滯后階數(shù)的選取對(duì)結(jié)果的影響較大，因此應(yīng)根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則以及LR（似然比）統(tǒng)計(jì)量確定最優(yōu)滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：
表2 VAR模型滯后階數(shù)選取
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
62.66519
NA
2.06E-07
-4.04588
-3.85728
-3.98681
1
203.6072
233.2834
3.77E-11
-12.6626
-11.7196
-12.3672
2
234.5899*
42.7347*
1.44E-11*
-13.6959*
