新能源消費與經濟提升關聯實例研究

《新能源消費與經濟提升關聯實例研究》由會員分享，可在線閱讀，更多相關《新能源消費與經濟提升關聯實例研究（5頁珍藏版）》請在裝配圖網上搜索。

1、新能源消費與經濟提升關聯實例研究 一、引言 能源問題在理論上的研究可以追索到20世紀70年代早期“羅馬俱樂部”的一系列研究，其最具代表的《增長的極限》一書，著重強調了能源對經濟增長和社會發(fā)展的制約作用。這種研究成果進而引起了各個國家的廣泛關注，能源與經濟之間的關系也逐步成為各國經濟學家們的重要研究方向。rashe(1977)首次將能源使用引入柯布－道格拉斯生產函數(c－D函數)中，證明了能源的消費與經濟增長之間確實存在著一定的關系，進而定量地描述能源與經濟發(fā)展的關系[1]。張明慧(2021)運用計量經濟的方法證明了能源對國民經濟的增長存在著granger因果關系[2]。韓智勇(2021

2、)等人在得出能源消費和經濟增長間存在雙向因果關系的結果，但它們之間不存在長期協(xié)整性[3－4]。郭志軍(2021)通過用協(xié)整方法實證了三次產業(yè)結構與能源消費間也存在著相關關系[5]。隨著能源需求量的不斷增加，不可再生能源儲量卻逐漸減少，能源安全問題成了許多國家面臨的一大挑戰(zhàn)。同時大量使用石化能源造成環(huán)境污染，碳排放增加，引起全球氣候變暖，使我們賴以生存的地球家園環(huán)境惡化，這是人類面臨的另一重大挑戰(zhàn)。因此，面對經濟增長與保護環(huán)境的二難選擇，研究和發(fā)現新的能源，進而尋求以代替以往的傳統(tǒng)礦物質能源，以最小環(huán)境代價來獲取高速的經濟增長，既是一個重要的理論問題，又是一個亟待解決的現實問題。新能源是指以新技

3、術、新工藝為基礎正在積極研究或正處于開發(fā)利用階段，有待推廣的可再生能源。目前中國已經形成一定產能的新能源產業(yè)，主要包括太陽能、核能、風能、水能及生物質能在內的其他可再生能源。 二、數據來源 本文選取1990－2021年份中的中國國內生產總值(gDp)和新能源(水電、核電、風電)消費數據和傳統(tǒng)礦物能源消費量來自各年的中國統(tǒng)計年鑒和中國能源統(tǒng)計年鑒等，數據如表1所示: 三、新能源與經濟增長的格蘭杰因果關系檢驗 通過granger因果關系檢驗來分析能源與經濟增長的關系，其granger因果關系檢驗的基本思想是:如果變量x的變化引起Y的變化，則x的變化應發(fā)生在Y的變化之前，在說明x是引起Y的g

4、ranger變化。granger因果關系模型中，檢驗的程序是決定因變量的加入是否顯著地增強了回歸方程的解釋能力，它僅采用因變量和自變量的滯后值。為檢驗能源與經濟增長之間的因果關系，本文假設以下的兩組回歸方程:△Yt=∑α1i△Yt－i+∑α2i△et－iμt(1)△et=∑β1i△Yt－i+∑β2i△et－iνt(2)其中，△Yt=△Yt－△Yt－1，△et=△et－△et－1，Yt為國內生產總值(gDp);et為新能源消耗(本文以2021年國家統(tǒng)計年鑒中的水電、核電、風電作為新能源)。則回歸方程(1)和(2)因自變量的系數不同，有以下四種可能的因果關系:如果∑αm2t=0且∑β1t≠0，則Y

5、t對et存在單一的因果關系;如果∑αm2t=0且∑β1t=0，則Yt與et之間不存在因果關系;如果∑αm2t≠0且∑β1t≠0，則et對Yt存在單一的因果關系;如果∑αm2t≠0且∑β1t≠0，則et與Yt之間存在互為因果關系。本文用eviews5．0軟件對新能源消費與我國國內生產總值數據進行granger因果關系檢驗，選取滯后期為2時的檢驗結果如圖1所示:由圖1的granger因果關系檢驗結果可知，新能源的消費確實與國內生產總值的增長之間存在著單一的granger因果關系。因此，新能源的消費是引起國內生產總值增加的原因之一。但是，隨著滯后期的增加，本文研究發(fā)現，當滯后期5期及以后時，國內生產

6、總的增加也會帶動新能源的消費變化。滯后5期的格蘭杰檢驗結果如圖2所示:通過圖1和圖2檢驗結果的分析，我們可以得出以下結論，在短期內，新能源的消費是促進國內經濟發(fā)展的一大動力，但是從長期來講，國內經濟的高速發(fā)展也促進了新能源行業(yè)的快速發(fā)展。因此，為了使國家經濟能夠持續(xù)高速的發(fā)展，新能源的開發(fā)和研究是必不可缺少的因素。所以，我們必須轉變發(fā)展理念和價值觀，把發(fā)展以新能源為主的低碳經濟和構建低碳社會作為長遠的發(fā)展目標。要接受以新能源為主的低碳經濟概念，在新能源發(fā)展的基礎上促進gDp的增長，實現gDp和新能源的雙向發(fā)展。 四、新能源與經濟增長的計量經濟分析 在本文中，為探討傳統(tǒng)礦物質能源消費與新能源

7、的消費兩者之間，究竟是為國家經濟的發(fā)展帶來相同的發(fā)展效果，還是新能源的消費更能促進國家經濟的發(fā)展？本文建立了以新能源和傳統(tǒng)礦物質能源為自變量，國內生產總值為因變量的經典線性回歸模型，回歸模型形式如下:gDp=c1newenergy+c2fossilenergy+c(3)其中，gDp表示國內生產總值，newenergy表示新能源的消費量，fossilenergy表示傳統(tǒng)礦物質能源的消費量，數據來源于2021年國家統(tǒng)計年鑒，本文選取1990－2021年間的數據，如表1所示。本文運用eviews5．0軟件，按表1數據對模型(3)進行線性回歸分析，分析結果如圖3所示:由上圖可以看出，回歸方程(3)其余

8、檢驗結果均符合標準，只有自相關檢驗值(Durbin－watson值)為1．18，與標準值2相差較遠，說明存在自相關關系，為消除回歸模型(3)的自相關問題，本文將回歸方程(3)進行如下改進，加入一階自相關項Ar(1)，如下所示:gDp=c1newenwrgy+c2fossilenergy+Ar(1)+c(4)然后對(4)式進行回歸分析，結果如下:由圖4可知，改進后的關系式自相關已經得到了很好的解決，其他檢驗標也均已達到合格。通過以上分析，可得出國內生產總值為能源消費之間的關系式可寫為:gDp=12．1newenergy+0．49fossilenergy－92155．42065+[Ar(1)=0．72](5)由回歸方程(5)可知，新能源和傳統(tǒng)礦物能源的消費均能促進我國經濟的增長，但新能源對國內生產總值增長的貢獻率大約是傳統(tǒng)礦物質能源的24．7倍(12．1/0．49)。因此，只有大力發(fā)展和探索新能源，并逐漸地用新能源代替?zhèn)鹘y(tǒng)能源，才是保持我國經濟高速增長的有效途徑。 第 5 頁 共 5 頁