浙江能源消费及构成对经济增长的影响研究经济学毕业论文.doc

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1、 嘉兴学院南湖学院（2011届）毕业论文题 目： 浙江能源消费及构成对经济增长的影响研究 姓名： 专业： 经 济 学 班级： 经 济 N072 摘 要21世纪以来，浙江经济在稳定、健康、高速增长的同时带来了能源消费的快速增长，正确的认识并分析能源在经济增长中所扮演的角色，有助于更理性的把握浙江经济增长的态势，从而为浙江经济的健康增长提供借鉴。浙江能源消费及构成与经济增长之间的关系究竟如何呢？为了回答这个问题，本文采用浙江1990年2009年的样本数据，基于浙江能源消费总量及其构成的基本情况，首先对浙江能源消费及构成与经济增长之间的关系进行了初步的描述性统计分析；然后运用现代的计量检验方法作进一

2、步深入的定量分析，通过单位根检验、协整分析，得出能源消费总量及各构成均与经济增长存在长期的稳定的均衡关系；接着运用格兰杰因果检验方法发现，能源消费总量及其构成也都与经济增长之间存在单向的因果关系；最后在前面分析的基础上，有针对性地提出如何更好的提高能源的利用率，加快浙江经济增长的若干政策建议。关键词：能源消费，经济增长，能源构成，协整检验ABSTRACTSince the 21st century, energy consumption is growing rapidly in Zhejiang in stable, healthy and economic growth. Proper u

3、nderstanding and analysis of energy in economic growth in the role is helpful to more rational grasp of the economic growth of Zhejiang situation, and provides reference about healthy economic growth of Zhejiang. How is the relationship between economic growth and energy consumption and composition

4、in Zhejiang? To answer this question, using the sample data during 1990-2009 and based on total energy consumption and its composition of Zhejiang, first of all, this paper gives a preliminary descriptive statistical analysis energy consumption and composition of Zhejiang and the relationship betwee

5、n economic growth; and then use the modern method of metrology test for further in-depth quantitative analysis, through the unit root test and cointegration analysis, it turns out the total energy consumption and economic growth and the composition there are long-term equilibrium relationship; then

6、use Granger causality tests found that total energy consumption and its composition and economic growth are also one-way causality between; finally, based on the previous analysis, this paper proposes several relevant policy suggestions to improve the energy use rate and accelerate Zhejiangs economi

7、c growth.KEY WORDS: Energy consumption, Economic growth, Granger structure，Co-integration test目 录摘 要IABSTRACTII引 言1一、浙江能源消费与经济增长关系的描述性统计分析1（一）浙江能源消费及构成变化的基本情况1（二）浙江经济增长变化的基本情况4（三）浙江能源消费与经济增长关系的指标分析5二、浙江能源消费及构成对经济增长影响的计量分析7（一）模型的建立与变量的选取7（二）浙江能源消费总量对经济增长影响的计量分析8（三）浙江能源消费构成对经济增长影响的计量分析12三、结论及政策建议18（一）

8、结论18（二）政策建议18参考文献21致 谢23附 录24引 言能源是人类赖以生存和发展的战略性基础资源，而浙江人多地少，能源贫乏，浙江省境内的煤炭不到全国探明储量的万分之一。“无油、缺煤、少电”，能源匮乏的浙江省，95%以上消费的能源都是依靠省外调入。浙江虽然是“资源小省”，却是能源消费大省。以2008年为例，浙江省能源消费总量为15107万吨标准煤，比2007年增长约4.0%。其中，煤炭消费量为13028万吨标准煤，与2007年基本持平；石油及制品的消费量为2066万吨，比上年增长约4.5%；天然气的消费量为17.7亿立方米，比上年下降约2.2%；水、核、风等电力消费量为386亿千瓦时，约

9、比上年增长8.1%。1从能源构成来看，浙江省的能源消费基本以煤炭消费为主，但是由于运输压力大，且供应不稳定，以至于浙江省积极开发可再生能源，努力降低煤炭在能源消费中的比重，并取得了一定的成效。2009年，全省煤炭、石油制品占终端消费的比重为36.5%，比2005年下降7.1个百分点，电力、热力和天然气比重为59.0%，比2005年上升4.8个百分点。2在全省能源消费量大幅增加的同时，浙江省的经济增长几乎呈现出同步的突飞猛进。从1990年到2009年，浙江省国民生产总值从904.69亿元增加到22990.35亿，年平均增长速率约为13%。其中2008年，浙江省的GDP为21460.69亿元人民币

10、，按可比价格计算，比上年增长14.4%。数据显示，经济增长与能源消费呈现同向的增长态势。那么到底近二十年来浙江能源消费量的增加与经济增长之间是否存在某种关系呢？若二者之间存在一定的关系，那么浙江的能源消费变化对经济增长的影响程度又有多大呢？能源消费的主要构成部分对经济增长又会分别产生什么样的影响呢？在现实生产生活中，人们是否可以通过消费更多的对经济增长影响更为显著的能源，从而使能源消费构成在促进经济增长的角度达到最优化呢？本文将从以上几个问题入手，使用统计方法描述浙江的能源消费及构成的基本情况，并对能源消费及构成与经济增长之间的关系分别做定性与定量研究，再根据分析结果提出改进能源消费及构成的相

11、关政策建议。一、浙江能源消费与经济增长关系的描述性统计分析（一）浙江能源消费及构成变化的基本情况从两方面对浙江的能源消费情况进行描述性分析：一是对能源消费总量的走势分析；二是对能源消费各构成部分的分析。1、浙江能源消费总量变化的基本情况浙江能源匮乏，自给率低，大部分靠进口，而能源消费的速度却高于全国；从近二十年的能源消费总量走势图可以看出（见图1）：20世纪80年代至90年代末，浙江省的能源消费量虽然保持增长的势头，但是增长的速度却一直在下降，增长率从最高的16.07%（1993年）下降到最低的3.86%（1998年），而在二十一世纪初，由于浙江省经济的快速增长，一些高能耗基础产业出现了整体性

12、高速增长，进一步拉动了全省能源消费的快速增长。“九五”期间，全省煤、电、油三大常规能源年均增幅分别为5%、11%和7.5%，能源消费年均增幅为7%。“十五”前4年，年均增幅达12%，平均增幅高出“九五”5个百分点。这表明“十五”以来，浙江处于新一轮能源消费高增长期。这种增长势头使得全省的自给率比上年下降 0.7 个百分点，只占能源消费总量的 3.7%(当量值)，96.3%左右的能源依赖外部供应，能源安全非常脆弱。3而“十一五”期间，浙江省政府高度重视节能降耗工作，以提高能源利用率为核心，认真落实各项节能降耗的政策和措施，从而使得能源消费总量过快增长的势头得到了明显的抑制，增幅与往年相比有明显的

13、回落，尤其是2008年和2009年，全省能源消费增幅仅为4.0%和3.0%，为近十年来的最低增幅。2虽然浙江能源消费增速尽管有所回落，但总量的扩大有目共睹。从总量上来看，浙江省的能源消费出现“快速增长平缓增长急速上升平稳增长”的演变趋势。图1 1990-2009年浙江省能源消费总量（单位：万吨标准煤）2、浙江能源消费构成变化的基本情况浙江省目前的能源消费主要由煤炭消费、石油消费、天然气消费以及电力能源（水电、核电等）消费四部分构成。（1）煤炭消费浙江省能源消费结构仍是以煤炭为主，但是其比重却呈现了逐年下降的态势。浙江原煤的产量持续下降，自给率不到1%，全省的煤炭供应基本上依靠外省的调入和进口。

14、因此政府采取一定的措施来抑制这一现象，对以煤炭为主要能源的企业进行节能降耗，从而降低煤炭的使用量，抑制其增长。“九五”期间下降了5.2%，而“十五”前三年，浙江省发电用煤大量调进，快速增长，使得煤炭比重仅下降1.3%，年平均下降0.4%，降幅明显趋缓。4（2）石油消费浙江省陆域迄今为止未发现有开采价值的油气资源，所以全省的石油资源基本上依靠外部的调入，近年来，浙江省成品油消费保持年均17.26%的速度增长，2004年浙江省成品油消费达到1238.68万吨，比上年增长19.23。其中，汽油322.42万吨，柴油892.21万吨，煤油24.05万吨。柴汽比2.77：1。（3）天然气消费自2004年

15、开始使用西气东输天然气以来，浙江省天然气市场发展十分迅速。2006年，天然气虽然只占1.1%，但消费量却比上年增长约4.2倍。不过浙江省天然气的消费受到很大的限制。以2009年为例，全省供用气总量达18.9亿方，但是由于2009年11月我国北方地区遭遇特大冰冻雪灾，上游沿线省份的天然气用量剧增，供应给浙江省的天然气日供应量从最多时的650万方锐减至440万方。此外，浙江省还缺少必要的天然气调峰设施和城市储备气源，导致天然气输送受到影响，所以浙江省仍然需要开发天然气，使得居民使用不受影响。（4）电力消费作为生产生活中最主要的二次能源，电力在能源消费体系中的地位与日俱增。随着经济和社会的快速发展，

16、全省能源消费总量规模逐年扩大，国民经济能耗强度虽趋逐年下降，但降幅逐年趋缓，而电力消费强度却逐年提高。电力消费量由1990年的230.29亿千瓦时（当量值）涨到2009年的2471.44亿千瓦时（当量值），翻了将近十一倍。由图2可以看出，从1990年到1994年，这五年间，电力的增长速度一直在14%左右，处于平稳状态，而从1995年开始，其消费的增长速度出现了下降的情况，到1997年达到最低增长率为6.7%，一度出现电力紧张的情况，经常发生高峰期拉闸限电的现象，后来随着西电东送工程的实施以及电力产业结构的调整，缺电现象有所缓解，5电力消费又呈现出快速增长的态势，其增长率在2003年达到顶峰（2

17、2.10%）。从2003年起，浙江的电力消费增长速度开始回落，与九十年代初的增长速度几近持平。尤其是2008年和2009年，全省电力消费的增幅仅为6.1%和6.4%。图2 1990-2009年浙江省电力消费总量（单位：亿千瓦时）综合来看，浙江省的能源消费构成仍然以污染性较大的煤炭为主，这种劣质的能源消费结构客观上造成了浙江省能源总体利用率偏低、环境污染严重、产品能源成本较高，竞争力偏弱。尽管目前这种化石能源消费独挡一面的情况在短期内不会有太多改变，但近几年浙江省对天然气等优质能源以及太阳能、地热能等新能源的开发力度逐渐加大，其消费比重也逐年上升，能源消费的构成正在悄然发生着变化，大力发展优质能

18、源，减少固体燃料的消费比例，提高天然气等优质能源以及新能源消费比重将是浙江省今后一段时间内能源消费品种结构调整的重点。（二）浙江经济增长变化的基本情况近二十年来，随着能源消费量的稳定增长，浙江省的GDP总量也呈现良好的上涨趋势（见图3）。2009年，浙江省的生产总值达到22990.35亿元人民币，比前一年增长了7.1%。1990年到2009年间，浙江省的生产总值由1990年的904.69亿元人民币增长到2009年的22990.35亿元人民币，平均增幅达13%左右。通过对比不同年代的生产总值可以明显的看出，从二十世纪九十年代初期到中期，浙江的生产总值增长幅度较为快速，在短短的六七年间，翻了将近四

19、倍，九十年代末期，生产总值增速逐渐平缓。2000年以后，生产总值增速又逐渐加快，短短的9年间从6000亿元人民币突升至超越20000亿元人民币，前后翻了不止两番，这也从侧面反映出浙江经济在“十五”期间及“十一五”前期的良好发展势头。图3 1990-2009年浙江省GDP总量（单位：亿元人民币）从产业结构上来看，三次产业仍以第二产业占居绝对优势。1978年，浙江省GDP为124亿元，其中第一、二、三产业增加值分别为47亿元、54亿元和23亿元，三次产业结构为38.1：43.2：18.7。因此，在改革开放之初，浙江仍是典型的农业省份。到2009年，全省GDP达22990亿元，三次产业增加值比重为5

20、.1：51.8：43.1，19792009年GDP年均增长13.0%，其中第一、第二、第三产业增加值年均分别增长4.0%、15.7%和13.8%，第二产业对GDP增长的贡献率最高，达到52.7%，第三产业为42.7%。因此，经过30年的发展，浙江的产业结构发生了深刻变化。从典型的农业社会到第二产业占据绝对主导地位，再到第三产业比重逐步提高。尽管浙江省第三产业增加值占GDP的比重从80年代占20%以上，到90年代占30%以上，再到2002年以来基本在40%左右徘徊。但第二产业对全省经济的拉动作用仍是主要的，自1993年以来浙江省第二产业增加值占GDP比重一直在50%以上。直到2009年，由于工业

21、增长速度的迅速回落，导致第三产业对经济增长的贡献率首次超过第二产业，但这是暂时的。7（三）浙江能源消费与经济增长关系的指标分析从浙江目前的能源消费与经济增长走势来看，二者均具有非常强劲的上升趋势，那么他们之间的关系又是如何变化的呢？可以通过分析浙江能源消耗强度和消耗弹性系数这两个统计指标，来研究能源消耗与经济增长的关系。1、能源消耗强度能源消耗强度（即单位GDP能耗），是指能源消耗总量与国内生产总值的比值，是反映综合能源利用效率的重要指标。图4 1990-2007年浙江省能源消耗强度趋势图由图4可知，19902007年浙江省能源消耗强度系数逐渐减小，1990年能源消耗强度系数为3，说明浙江省能

22、源需求量大，消耗比例高，能源资源利用率低。随着经济的增长，以及浙江省对能源资源的调控，19901996年期间能源消耗强度的跌幅超过50，说明浙江省经济增长速度大于能源消耗速度。19962007年期间，能源消耗强度趋于1，基本保持平稳，表明浙江省能源资源利用率相对提升。8两者的变化趋势几乎相同，保持长期的均衡关系。2、能源消费弹性系数能源消费弹性系数属于加速度比率，是能源消费增长速度与经济增长速度之间的比值，主要用来衡量单位经济增长所需要的能耗变化。受能源消费系数的变化周期影响，能源消费弹性系数的数值一般在1上下波动。当能源利用水平较低且高能耗产业比重大的情况下，经济产生1的增长需要多于1的能源

23、投入增量，即能源消费弹性系数大于1；反之，能源消费弹性系数则会小于1；但从长远来看，能源消费弹性系数应该是与1持平的，此时能源消费与经济增长将保持长期的均衡关系。9从近年浙江省的能源消费弹性系数来看（图5），浙江省的能源消费弹性系数呈现出较强的波动变化。1990-1998年期间浙江省能源消耗弹性系数呈下降趋势，低于0.8。能源消耗平均增长速度小于GDP平均速度，经济增长利用能源效率高。19982002年能源消耗弹性系数呈曲线上增，由0.38增加到1.12，这是因为省工业化发展和企业数量增加，使得能源需求增大。2003年出现电荒，浙江省供电情况转变成经常性、整体性供应紧张，因此开始对电力、煤炭、

24、天然气实行政策性控制。能源消耗对经济增长比重有所下降。820032009年期间能源利用率提高，能源消耗弹性系数由1.02降至0.34。图5 1990-2009年浙江省能源消费弹性系数二、浙江能源消费及构成对经济增长影响的计量分析通过上面对浙江能源消费与经济增长的描述性统计分析可以看出，能源消费总量与经济增长在相当长的一段时间内均保持着同向的变化趋势，而能源消费构成的不断调整对二者关系也产生了一定的波动性影响，但是还无法精确地衡量出能源消费及构成对浙江经济增长的影响和作用程度的大小，因此还需要利用现代计量经济手段作进一步深入的定量实证研究。以下将运用协整理论，建立简单的回归模型，对变量进行平稳性

25、检验、协整检验和格兰杰因果检验，揭示变量之间的数量关系，精确衡量能源消费及构成对浙江经济的影响程度。（一）模型的建立与变量的选取1、模型的建立1928年，美国数学家Charles Cobb和经济学家Paul Dauglas导出了著名的CobbDauglas双要素生产函数模型：Y=AKL 式（2.1）其中，Y代表国内生产总值，K代表全社会固定资产投资，L代表劳动力投入总量，A代表技术进步所带来的产出率，和分别表示资本和劳动的产出弹性。尽管CobbDauglas生产函数模型已被应用于无数的经济理论研究中，但其仅简单考虑了两个生产要素，即资本和劳动力，由于近年工业化步伐的加快，能源在生产过程中所做出

26、的贡献越来越大，其重要性也日渐凸现，若抛弃能源因素依旧仅依靠资本和劳动力因素来研究经济的产出效益，那么将会产生极大的误差。所以我们将Cobb-Dauglas生产函数进行改进，将能源(E)作为一项单独要素引入生产函数模型，考虑时间因素后，形成以下形式的三要素生产函数模型：Yt=AKtLtEt 式（2.2）其中，Yt、Kt、Lt、Et分别表示考虑时间因素的产出以及技术、劳动力和能源的投入，、，则分别表示技术、劳动力以及能源对产出的弹性,A依旧代表中性的技术进步所带来的生产率。10对上式方程的两边取对数，得到如下模型：时间序列模型：lnY=lnA+lnKt+lnLt+InEt 式（2.3）滞后时间序

27、列模型：lnY=lnA+lnKt+lnLt+lnEt+1lnE(t-1)+ 2lnE(t-2) + 3lnE(t-3)+ 式（2.4）其中，表示随即误差模型。2、变量的选取经济理论中影响能源消费和经济增长的因素很多，例如产业结构的变动、技术进步等因素，因此二者之间更可能的是呈非同比例的同向关系。但本文为了更清楚的分析能源消费及构成对经济增长的贡献，对除了资本与劳动力投入之外的其他因素进行选择性忽略，选取能源消费总量、煤炭消费、石油消费以及电力消费来分别与省内的经济增长指标做定量的相关性分析并进行横向比较，阐述能源消费与经济增长之间的关系，以及说明究竟是哪一种能源消费对浙江近二十年的经济增长所做

28、的贡献最为显著，并据此提出可行的能源消费结构调整策略。由于本文所研究的能源消费量与国内生产总值最为相关，所以选取浙江1990-2009年国内生产总值(GDP)作为代表经济增长的指标来进行分析。（二）浙江能源消费总量对经济增长影响的计量分析以下所用数据均来源于历年浙江统计年鉴，选取了四个研究变量：国内生产总值GDP、固定资产投资K、历年从业人员总数L以及能源消费总量E。所有检验结果均采用计量分析软件Eviews5.0进行多次重复回归分析所得。为了避免数据序列所产生的异方差问题，我们对GDP、K、L和E四个变量的原始时间序列取对数，得到如下的对数序列样本曲线：图6 GDP、资本（K）、劳动（L）、

29、能源（E）的对数序列走势图从图6可以看出，lnGDP、lnK、lnL和lnE序列随时间的变化曲线走势非常类似，均显示出较为平缓的增长趋势。我们根据lnGDP与lnK、lnL、lnE之间明显具有的同趋势性可以预测浙江省的GDP与资本投入要素、劳动力要素以及能源消费是具有协整关系的。同时对比浙江省能源消费与经济增长的时间序列走势图可以看出，浙江省的能源消费增长趋势与GDP增长趋势很相似，结合浙江近几年的实际情况推断，浙江省能源消费量的大幅度增长与经济增长之间是有一定关系的，但是到底这种关系是不是长期的均衡关系，以及二者之间究竟存在怎样的因果关系，还需要对浙江省近年的能源消费与经济增长数据进行详细的

30、实证分析才可以确定。下面将进行实证检验，以证明假设的准确性。1、变量的平稳性分析本文采用ADF（Augmentedoickey一Fuller）法检验变量时间序列的平稳性。如果变量的原序列是非平稳的，则要对其进行差分的平稳性检验，若n阶差分是平稳的，则称其为n阶单整序列。所有变量的同阶平稳是协整检验与格兰杰检验的前提条件，所以，在分析是否具有协整关系之前，首先对其进行时间序列的单位根检验。利用Eviews5.0分析软件中的ADF单位根检验，选取包含常数项与时间趋势项，对lnGDP、lnK、lnL 和lnE序列进行平稳性检验。首先，对各变量原序列的时间趋势项T和截距项C进行ADF检验，其滞后期数K

31、为1。然后判断C和T的Prob.数值是否小于0.05，若大于，则剔除；若小于，则判断其DW值是否接近于2（一般经验应该是在1.8-2.1之间），若不接近，则选择滞后期数为2（以此类推K=1，2，3）；若DW值在上面的范围内，则比较ADF的值与5%显著水平下的值，如果小于，那么该数列为原序列平稳；如果大于，再选择一阶差分或二阶差分进行检验。根据以上判定步骤，lnGDP、lnK、lnL和lnE序列的ADF检验结果表明，各变量的二阶差分序列均平稳，都可以在5%的显著水平上检验通过，因此，lnGDP、lnK、lnL和lnE序列均满足I（2）过程，属于二阶单整序列，满足协整检验的前提，其检验结果如下表：

32、表1 lnGDP、lnK、lnL和lnE序列的ADF检验结果变量ADF检验值检验类型（c，t，k）5%临界值结论Dln(GDP，2)-2.259952（0，0，2）-1.966270平稳Dln(K，2)-2.000096（0，0，2）-1.966270平稳Dln(L，2)-2.502356（0，0，2）-1.966270平稳Dln(E，2)-2.450983（0，0，4）-1.970978平稳注：检验类型(c，t，k)分别表示ADF检验中的常数项、时间趋势项以及滞后阶数2、协整检验根据上述分析结果看出，lnGDP与lnK、lnL、lnE的变化趋势大致相同，并且都是二阶单整，四者之间存在协整关系

33、的可能性非常高，所以我们对lnGDP、lnK、lnL和lnE序列作进一步的协整关系检验，再对各变量进行回归分析。以下采用Johansen协整检验法展开协整检验。Johansen协整检验法以VAR模型为基础，具有非常好的小样本特性，是检验多变量之间协整关系的常用方法。由于协整检验对于滞后阶数的选取很敏感，在进行Johansen协整检验之前应先确定协整检验的最优滞后阶数；而Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型（VAR）的检验方法，且Johansen协整检验的最优滞后阶数比其对应的无约束VAR模型的最优滞后阶数小1。可见，有必要首先弄清无约束VAR模型的最优滞后阶数。由表2可知，LR、F

34、PE、AIC、SC和HQ这5个信息认为，lnGDP、lnK、lnL和lnE序列应建立无约束VAR（2）模型，即无约束VAR模型的最优滞后期应为2。因而可以确定协整检验的最优滞后阶数应为1。表2lnGDP、lnK、lnL和lnE的无约束VAR模型滞后期的选择标准表5lnGDP、lnK、lnL和lnCOAL的无约束VAR模型滞后期的选择标准LagLogLLRFPEAICSCHQ09.829988NA0.001289-0.978748-0.882175-0.973803176.04691107.60255.45e-07-8.755863-8.466143-8.741027290.6833720.12

35、513*1.49e-07*-10.08542*-9.602553*-10.06069*393.242742.8792931.94e-07-9.905342-9.229327-9.870725497.185803.4501732.32e-07-9.898224-9.029062-9.853716由表3可以看出，当原假设为没有协整关系时，Trace Statistic的值为88.46957，大于5%显著水平的临界值40.17493，说明至少有一个协整关系存在，即四个变量lnGDP、lnK、lnL和lnE之间存在协整关系。也就是说lnGDP与lnE之间存在长期稳定关系，即能源消费总量与浙江省的经济增

36、长具有共同的增长趋势，保持长期稳定的均衡关系。表3 lnGDP与lnE、lnK、lnL的ADF检验结果HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.91427288.4695740.174930.0000At most 1 *0.79509444.2512424.275960.0001At most 2 *0.38876615.7175812.320900.0130At most 3 *0.3167696.8566104.1299060.0105利用OLS法估计lnGDP、lnK、

37、lnL和lnE间的线性组合，得到如下回归方程：LnGDP=-2.259459+0.616073lnK+0.379588lnL+0.356587lnE 式（2.5）DW=0.518474，模型存在自相关，考虑加入适当的滞后项，通过构建动态分布滞后模型来估计lnGDP和lnE二者间的长期均衡关系，现构建模型如下：lnY=lnA+lnKt+lnLt+1lnE(t-1) +3lnE(t-3) 式（2.6）同样使用1990-2009年的数据，运用Eviews5.0软件得出回归模型：LnGDP=2.11244+0.449308lnK-0.283395lnL+0.857758lnE(-1)+0.926858

38、lnE(-3) 式（2.7）R2=0.999169 Adjusted-R2=0.998671 DW=1.976991 从检验结果可以看出，可决系数与调整后的可决系数均达到99%以上，说明此方程的拟合度较优，显著性非常高，对于经济增长具有全局的解释作用，从回归结果可以得出，滞后一期的E每增加1%，则带来当期GDP增加0.858%，同时线性模型中滞后三期的E对当期的GDP也存在影响。所以，时间序列的回归结果表明浙江省的能源消费对经济增长存在着显著的促进作用。3、格兰杰因果关系检验由前面所做的协整检验可以确定lnE和lnGDP序列之间是存在协整关系，即浙江省的能源消费和经济增长之间存在长期的均衡关系

39、，但这两个变量之间是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，还需作进一步的分析。根据赤池信息准则（AIC）确定各变量的滞后阶数为2，显著水平均设为5%。检验结果如表4所示：表4 lnE和InGDP的格兰杰因果关系检验结果滞后期数零假设F统计值P值结论滞后两期lnE不是lnGDP的Granger原因8.829320.00378拒绝lnGDP不是lnE的Granger原因3.023340.08352不拒绝从表4的检验结果可以得出，零假设“lnE不是lnGDP的Granger原因”发生的概率很小，可以在5的显著性水平下拒绝，这说明能源消费是经济增长显著的Granger原因；通过检验还可以看出，零假设“

40、lnGDP不是lnE的Granger原因”不能被拒绝，表明经济增长不是能源消费的Granger原因。因此，可以得出以下结论：能源消费是引起经济增长的显著的Granger原因，而经济增长不是引起能源消费的Granger原因，两者存在单向的因果关系。（三）浙江能源消费构成对经济增长影响的计量分析以下所用数据均来源于历年浙江统计年鉴、浙江省人民政府的浙江省能源利用状况白皮书和省经委浙江能源与利用状况和节能降耗工作，数据选择的样本区间为1990年至2009年。由于浙江引进天然气时间较短，较难分析，所以不对天然气进行定量分析，以下用到的变量共有六个：国内生产总值GDP、固定资产投资K、历年从业人员总数L

41、以及浙江省煤炭消费量COAL、石油消费量OIL和电力消费量ELEC。为了避免数据序列产生的异方差问题，对GDP、K、L、COAL、OIL、ELEC六个变量分别取对数，得到如下对数序列样本曲线：图7 变量GDP、K、L、COAL、OIL和ELEC的对数序列走势图从图7可以看出，六个序列的对数走势图大致保持了同方向变化，都显示出较为平缓的增长趋势，因此，我们可以推测，在考虑资本投入因素与劳动力投入因素的情况下，浙江省的GDP增长与煤炭消费、石油消费以及电力消费是具有协整关系的。1、变量的平稳性分析这部分同样采用ADF检验法来检验变量之间的平稳性，由于表1已经列出了lnGDP与lnK、lnL的ADF

42、检验结果，下面仅对三类能源消费的对数序列作ADF检验，运用Eviews5.0软件，检验结果如下：表5 lnCOAL、lnOIL和lnELEC序列的ADF检验结果变量ADF检验值检验类型（c，t，k）5%临界值结论lnCOAL-2.442941（c，t，1）-3.690814不平稳lnOIL-2.307830（c，t，1）-3.690814不平稳lnELEC-2.466170（c，t，1）-3.690814不平稳DlnCOAL-1.303126（0，0，1）-1.962813不平稳DlnOIL-1.804035（0，0，1）-1.962813不平稳DlnELEC-0.924725（0，0，1）-

43、1.9622813不平稳Dln(COAL,2)-3.024633（0，0，1）-1.964418平稳Dln(OIL,2)-4.266415（0，0，1）-1.964418平稳Dln(ELEC,2)-3.058344（0，0，1）-1.964418平稳注：检验类型(c，t，k)分别表示ADF检验中的常数项、时间趋势相以及滞后阶数由表5的结果可以看出，lnCOAL、lnOIL和lnELEC的原序列和一阶差分序列都不平稳，而二阶差分均平稳，都可以在5%的显著水平上检验通过，因此，lnCOAL、lnOIL和lnELEC序列均满足I（2）过程，属于二阶单整序列，而由表1结果可知，lnGDP、lnK和ln

44、L序列也都是二阶单整序列，满足协整检验的前提。2、协整检验从图7可以看出：lnGDP和lnCOAL、lnOIL、lnELEC的变化趋势大致相同，从曲线图可以预测lnGDP与lnCOAL、lnOIL和lnELEC之间都应该存在协整关系。以下也采用Johansen协整检验法展开协整检验。由表6可知，LR、FPE、AIC、SC和HQ这5个信息标准一致认为，lnGDP、lnK、lnL和lnCOAL序列应建立无约束VAR（3）模型，即无约束VAR模型的最优滞后期应为3。因而可以确定协整检验的最优滞后阶数应为2。表6lnGDP、lnK、lnL和lnCOAL的无约束VAR模型滞后期的选择标准LagLogLL

45、RFPEAICSCHQ052.70798NA3.82e-08-5.730351-5.534301-5.7108631155.3877144.95961.53e-12-15.92796-14.94771-15.830522188.422831.091863.09e-13-17.93209-16.16764-17.756703269.744838.26918*6.14e-16*-25.61703*-23.06838*-25.36369*由表7可知，LR、FPE、AIC、SC和HQ这5个信息标准一致认为，lnGDP、lnK、lnL和lnOIL序列应建立无约束VAR（3）模型，即无约束VAR模型的最优滞后期应为3。因而可以确定协整检验的最优滞后阶数应为2。表7lnGDP、lnK、lnL和lnOIL的无约束VAR模型滞后期的选择标准LagLogLLRFPEAICSCH