中国能源贸易与经济增长关系的实证研究
中国能源消费与经济增长实证研究
能源消 费与经济增长 之间 因果 关系 的实证研究 扩展到 了英 国、 国 、 大利 、 拿大 、 国 、 德 意 加 法 日本 、 国等发 韩
第 ５期 总 第 ２ １ １ 期
２ ０ 年 ５月 ０９
商
业
经
济
与
管
理
Ｎｏ ５ ． Ｖｏ ． １ １２ ｌ
Ｍａ ｙ．２ ０ ０９
Ｊ ｏＵＲＮＡＬ ＯＦ Ｂ Ｉ Ｓ ＣＯＮＯＭ Ｉ Ｓ ＵＳ ＮＥ ＳＥ Ｃ
中国能源消费与经济增长实证研究
施 凤 丹
（ 家统计局 统计科 学研 究所 ，北京 １０ ２） 国 ０ ８６
在双 向 因果关 系 ， 但不存 在长期协 整性 。 章认为该结 果符合 能源经 济之 间的经 济理论 ： 文 作为一 种要 素 ， 能
源投 入的增加会 带来经济 产出 的增加 ； 同样 ， 当经济 总量扩大 时 ， 能源要 素的 引致需求 也会增 加 。 对 王海 鹏 等 （０ ５ ｐ实证 研究 了中国 １ ５ — ０ ２年 电力 消费 与经 济增长 之 间的 协整关 系 和 因果关 系 ， ２ ０ ） ９ ２ ２０ 结果 表 明两 者之 间存在长 期协 整性和 双向 因果关 系 。 周少 甫等 （０ ５ ［ 能源分 为煤炭 、 ２ ０ ） ８ ３ 将 石油 、 天然气 和水 电 ， 通过 对
能源消 费与经济增 长之间存 在何种形式 的 因果 关系对 于能源 政策 的制定具 有重要 的影 响。如果 能源 消 费对经济增 长不存 在 因果关 系 ． 则节 能措施 的实 施不 会对 经济 增长 产生 负面影 响 ； 反之 ， 降低 能源 消费 可 能会 在一定程 度上制 约经济增 长速度 。 然 已有学 者对 中国的能 源消 费和经济 增长进 行 了研 究 ， 这两 虽 但 者之 间的因果关系会随着研 究时期 的改 变而发 生变化 。 比如 Ｙ ｕ和 Ｈ ａ ｇ １ ８ ） ｗ ｎ （９ ４ 在 和 Ｋ ａｔ１ ７ ） ｒｆ ９ ８ … （
我国区域能源消费与经济增长关系的实证分析
我国区域能源消费与经济增长关系的实证分析作者：国涓车淑琴来源：《沿海企业与科技》2008年第07期［摘要］文章运用Panel Data的单位根检验、协整检验及误差修正模型对我国东、中、西部三个地区的国内生产总值和能源消费之间的关系进行论证分析。
结果表明，我国三个地区的GDP和能源消费之间都存在长期协整关系。
通过进一步的Granger因果关系检验发现：在5%显著性水平下，东部地区存在由能源消费到GDP单向的短期因果关系，西部地区短期内则存在能源消费与GDP的双向因果关系。
不仅如此，长期来看，西部地区存在由GDP到能源消费的单向因果关系，中部地区的检验结果不同于东部和中部地区，无论是在长期还是短期，中部地区的GDP和能源消费之间不存在任何长期或短期的因果关系。
最后提出相应的政策建议。
［关键词］能源消费；经济增长；Panel Data；单位根检验；Panel Data；协整检验［基金项目］国家社会科学基金项目（项目号：05BJY013）［作者简介］国涓，大连理工大学系统工程研究所，东北财经大学数学与数量经济学院，辽宁大连，116024；车淑琴，东北财经大学数学与数量经济学院，辽宁大连，116025［中图分类号］ F127 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1007-7723（2008）07-0077-0006一、前言目前我国已经成为世界上仅次于美国的第二大能源消费国，能源消费总量约占世界能源消费总量的10%左右。
由于我国产业结构、能源消费结构（多以煤炭、石油为主）的不合理以及粗放的经济增长方式等因素的影响，其能源消耗强度比许多发达国家都要高，这就使得我国的经济增长表现出高能耗的特征。
在经济发展中我国必然面临着不断增长的能源需求和能源稀缺性问题，以及由于能源效率低下、能源消耗量巨大而带来的环境污染等一系列负面问题，能源问题正成为我国未来经济发展的瓶颈问题，成为制约我国经济发展的一个重要因素。
因此，如何在能源约束下实现经济可持续发展、经济与能源的协调发展等是我国经济发展中亟待解决的问题。
我国能源消费与经济增长关系实证分析
【 摘 要 】本文选取１７．０９ 的能源消费与Ｇ Ｐ ９８ ０年 ２ Ｄ 的时间序列数据进行分析 ，认识能源消费与经济增长的关系，并为我国的能源发展 战略提出政策建议。 【 关键词 ｌ能源消费；经济增长；实证分析
随着 改革 开 放 以来 经 济 的 高速 增 长 ，我 国对 能源 的需 求 与 日 俱 增 ， 从 １ ９ 年 开始 ，我 国能 源 消 费量 开 始 高 于 能源 产 量 ，成 为 ９２ 能 源 净 进 口国 ，在 这 种 背 景 下研 究 能源 消 费 与 经 济 增长 之 间 的关 系 ，有 利 于 中 国 能源 发 展 战 略 政 策 的制 定 ，确 保 中 国经 济 健 康 、 稳 定 、持 续地 发展 。 我 国能 源消 费情 况 现状 ２ ０ 年 ， 我 国 成 为 仅 次 于 美 国 的 全 球 第 二 能 源 消 费大 国 ； ０２ ２ １ 年 ， 我 国 一 次 能源 消 费 量 为 ３ ． 亿 吨 标 准 煤 ， 同 比增 长 了 ０Ｏ ２５ ５ ９ ，煤 炭 消 费量 增 长５ ３ ，原油 消 费量 增 长 １ ． ％ ．％ ．％ ２ ９ ，天 然气 消 费 量 增长 ｌ ． ％， 电力 消 费 量增 长 １ ． ％ ８２ ３ １ ①，我 国 成为 全 球第 一 能源 消 费大 国 ，能 耗 强度 进 一 步 降 低 ， 单位 产 值 能源 消 费量 下 降４ 。但 ％ 是 不 容 忽视 的是 ， 即便 在 如 此形 势下 我 国能 源 消耗 强度 仍 偏 高 ， 是 美 国 的３ 、 日本 的５ ，２ １ 年 ，我 国Ｇ Ｐ 倍 倍 ００ Ｄ 总量 首 次超 过 日本 ， 但 日本 的能 源 消 费总 量是 ６ ６ 吨标 准 煤 ；我 国出 口在 ２ ｌ 年 超 过 ．亿 ００ 德 国，但 德 国 的能源 消 费是４ ４ 吨 标准 煤＠。 ．亿 １ ９ － ０ ８ 间 ，我 国各 类 能 源 消 费 增 长 比世 界 的平 均 水 平 ９８２ ０年 高 ，近 ｌ 年 来 ， 石 油 需求 增 长 率 比世 界需 求 增 长 率 高５ ；天 然 气 Ｏ ％ 需 求 增 长率 比世 界高 １ ％；煤炭 需 求增 长 率 比世 界 高 ３ ０ ％；水 电 需求 增 长 率 比世 界 高７ ＠ ％ 。从 下图 可 以看 出 ，煤 炭仍 是 我 国 的主要 消 费 能 源 ，其 次 是石 油 ，而 核 能 从 １ ９ 年 开始 成 为 我 国 能源 消费 的来 ９３ 源 之一 ，并不 断增 加 其在 能源 消费 中的 比例 。 二 、文 献 回顾 王 风 云 （ ０ ８）运用 Ｇ ａ ｇ ｒ 因果 关 系 检 验 、协 整 检 验 分 ２０ ｒｎ ｅ￣ 析 和 误 差修 正 模 型分 析 我 国一 次 能源 供 需￣ Ｇ Ｐ 间 的短 期 波动 向 ＩＤ 之 长 期 均 衡 关 系 调 整 的变 动 过 程 。实 证研 究 表 明 ，长 期均 衡 关 系 在 Ｇ Ｐ 能源 生产 总 量 调整 过 程 中起 到 了显 著 的 “ 正 ”作 用 ，但 是 Ｄ和 修 修 正系 数 较 小 ， 短期 波 动 向长 期 均衡 调 整 的效 用 较 小 。刘 小 丽 、 卢 风 君 （ ０ ７）基于 １ ８ ２ ０ 年 中 国Ｇ Ｐ 能源 消 费 量 及 能源 行 ２０ ９ 卜 ０４ Ｄ、 业 固定 资产 投 资 等统 计 数 据 ，利 用 格 兰杰 因果 关 系 和误 差修 正 模 型检 验 能源 消 费 量 与经 济 之 间 的 关 系 ， 结果 表 明在 短 期 内 ， 能源 固 定 资产 投 资 对 经 济 增长 具 有 正 向促 进作 用 ，但 不 具 有 长期 均 衡 关 系 ， 而 能源 消耗 量 与 Ｇ Ｐ 间 不仅 具有 一 定 的协 整 关系 ，还 存在 Ｄ之 着从ＧＰ Ｕ Ｄ ￣ 能源 消耗 量 的 单 向Ｇ ａ ｇ ｒ 果 关系 。贲 兴 振 ，杨 宝 臣 ｒｎｅ因 （ ０ ５）检 验 中 国的 能源 消 费总 量 以及 各 组成 部 分 的 消 费量 和 国 ２０ 内 生产 总值 之 间 的 关系 ， 实证 表 明 中 国的 能源 消 费总 量 与Ｇ Ｐ 间 Ｄ之 存在 协 整 关 系 ，能源 消 费促 进 经 济 增 长 ，但 中 国的 能 源 消 费 结构 需 要 改 善 。马 超 群 、储 慧 斌 、 李 科 、 周 四清 （ ０ ４ ２ ０ ）研 究 了 中 国 从 １ ５ － ０ ３ 间年 度Ｇ Ｐ Ｄ 源 总 消费 以及 能源 消 费各 构 成 部分 ９４２０年 Ｄ￣能 之 间的 长期 均 衡 关 系 ，研 究结 果表 明Ｇ Ｐ 别 与 能源 总 消 费、 煤炭 Ｄ分 总 消费 之 间存 在 协 整关 系 ，而 Ｇ Ｐ 石 油 、天 然气 和 和水 电之 间不 Ｄ与 存 在协 整 关 系 ， 进而 分 别 建 立 了Ｇ Ｐ 能 源 总 消 费 以及 Ｇ Ｐ Ｄ与 Ｄ 与煤 炭 消 费 之 间 的误 差 校 正 模 型 。韩 智 勇 、 魏 一 鸣 、焦 建 玲 、 范英 、张 九 天 （ ０ ４）运 用 １ ７ － ０ ０ 的数 据 对 中 国能源 消 费 与经 济 增长 ２０ ９ ８ ２０ 年 之 间 的 协整 性 和 因果 关 系进 行 研 究 ，得 出 结论 ： 中 国能 源 消 费 与 经 济增 长之 间存在 双 向 的因果 关 系 ，但不 具有 长 期 的协 整性 。 三 、实证 分析 １ 变 量选 取 与数 据 收集 ． 本 文 选取 代 表 经济 增 长 的因变 量 为我 国的 国 内生产 总值 （Ｄ Ｇ Ｐ，亿 元 ） ，数 据 来 源 于 《中 国统 计 年 鉴 ２ Ｏ 。 目前 我 国 Ｏ１ 》 消 费 的 能源 主 要 有 五 种 ： 石 油 、天 然 气 、 煤 炭 、核 能和 水 电 ，由 于 核 能 使用 的 时 间相 对 于 其他 能源 来 说 ，时 间 较短 ，在 总 能 源 消 费 中 占 比 较 低 ， 因此 选 取 石 油 （ Ｈ Ｓ Ｙ） 、天 然 气 （ Ｒ Ｔ Ｑ） 、煤 炭 （ Ｅ ） 、水 电 （ Ｈ ）作 为 代 表 能源 消 费 情 况 的 自变 量 ，数 据来 ＭＩ ＳＤ 源 于Ｂ 能源 的世 界 能源 数 据 库 ， 由Ｅ Ｓ 理 ，其 中石 油 消 费单 位 ： Ｐ Ｐ整 百 万 吨 ，天 然气 、煤 、水 电消 费单 位 ：百 万 吨 石 油 当量 。样 本 时 间范 围为 １ ７ — ０ ９ 。 ９８ ２ ０年 ２ 实 证 分析 ． 对 原始 数据 取 对 数 消除 可 能存 在 的异 方 差 ，然 后用 Ｅ ｉ ｗ ６ ０ ｖ ｅ ｓ ． 进 行Ｏ Ｓ 归 ，得 到 ： Ｌ回
能源对中国经济增长贡献的实证研究
Ｅ＝ｆ ｋ， （ Ｌ ） （ １）
有量较低 。资源勘探相 对滞后 ，影响了能 源生产能 力的提高 。同时 ，我国能源资源
分 布 很不 平 衡 ， 响 了 能源 工业 协 调 发 展 。 影 资源 相 对 不 足 ，使 得 我 们 在 立 足 国 内 生产 保 障供 给 的 同 时 ，扩 大 国 际能 源 合 作 。但
和周 少甫 （ ０ ５） ２ ０ 等分别研究 了ＧＤＰ 和能 源 消费、天然气消费和能源消费之问的协
整关 系与 因果 关 系 。
台对 国济 长 献 皂 中经 增 贡 的 源 实 研究 证
■ 司训 练 教授 侯 莉 （ 西安石油大学经济管理 学院 西安 ７０６ １０ ５） ▲ 基金 项 目：陕西省软科 学研 究基 金项 目 （ ０ ８ ２ ０ ＫＲ１ ） ９ ；西安 石油大 学
◆ 中 图 分 类 号 ：Ｆ ２ 文 献 标 识 码 ：Ａ １４
之 问存 在 着 比较 强 的相 关 关 系 。 随 着 能 源 内容 摘 要 ：能 源 对 国 民 经 济 发 展 和 人 民 生 活 水 平 提 高起 基 础 性 保 障 作 用 。
．
提高 了能源的开发利用效率。 目前 ，不可 再生能源的逐渐耗竭及能源生产 、利用过
（ ２）
油 、 天 然 气 ，这 也 是 影 响 我 国 经 济 发 展 的
煤 炭 、石 油 、 天 然 气 的 生产 与 消 费 关 系 着 整个 国 民经 济 的命 脉 ，能源 消 费 有 着 不可 替 代 的地 位 。 另一 方 面 ，要 实现 能源 的 可
持续发展 ，需 以经济 的增长 为前提 。经济 增长 意味 着高附加值 技术 和资金 的引入 ，
能源消费与经济增长动态关系的实证分析
能源消费与经济增长动态关系的实证分析1能源消费与经济增长动态关系概述随着经济社会的发展，能源是经济增长发展中不可或缺的重要因素，由此，能源消费与经济增长之间的关系一直受到研究者的重视，而在这方面，中国自1949年以来的经济发展又是一个很好的研究示范。
从“三步走发展战略”开始，中国积极发展能源消费，并大力实施能源消费结构调整，中国经济已经走上快速增长的轨道，但能源消费对这种增长的贡献又有多少呢?本文试图从实证的角度，分析能源消费与经济增长动态关系，并提出相应的合理建议。
2方法与数据来源为了得出能源消费与经济增长之间的动态关系，本文使用VAR模型进行实证分析。
实证分析的数据来源主要有：中国居民家庭消费金额（CPI），社会综合生产总值（GDP），工业增加值（IVA），固定资产投资（FAI），以及全社会能源消费量（TEC）等，这一组数据均涉及五年期（2014-2018），取自中国统计年鉴、中国能源统计年鉴及国家统计局、国家能源局和财政部等部门公布的数据。
3结果与分析根据数据分析和实证研究表明，从2014年到2018年，中国社会综合生产总值以年均增长7.86%的超高的速度发展，其同期全社会能源消费量年均增幅上升到2.83%。
从多元线性回归检验来看，由此可见，能源消费量与中国经济的发展有较强的相关性，其中2014年能源消费量与2014年社会综合生产总值之间的系数（0.925）最大，这说明能源消费在中国经济发展中发挥着巨大的作用。
同时，VAR模型也验证了此结论，2014-2018年全社会能源消费量、社会综合生产总值等变量的自相关性较高，当其中一种变量发生变化时，其他变量也会随之反映，充分说明了能源消费量在中国经济发展中发挥的重要作用。
4结论与建议综上所述，从实证上看，能源消费与经济增长之间存在深刻的动态关系，中国经济发展快速增长的背后，是能源消费量保持良好的发展。
在此基础上，如果能够提高能源消费效率、实行更加可持续的能源消费模式，就可以提高能源消费量对经济发展的贡献，进而推动中国经济发展的更快发展。
中国能源消费与经济增长关系的实证研究
３
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０ ３ ＡＬ ４＋ ０ ８ ９ ． ８ Ｅ ． ０ ＡＬＹ 】 ，
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由于误差修 正项 的系数 显著 ，因此 表 明在短期 内能 源 需 求对均 衡偏 离进行 调整 。Ｆ 计量 用 于检 验短 期 的因果 统 效 应 ，ｔ 统计 量用 于检 验 长期 效 应 ，最优 的 滞后 阶数来 源 于 Ｓ Ｃ准则 。ｔ Ｂ 统计 量 显示 ，在 ５ 的水 平 上存 在 能源 消 ％ 费 到经济增 长 Ｇａｇｒ ｒ ｅ 因果 关 系。 ｎ
实 物 翥 黧》 量 器 来 ０ ０ 米 ９ 了 位 ｚ ＿ 是 署 经 赫 济 等 三 见其 ，嚣 ； ？
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相关的随机干扰项。误差修正模型形式的 Ｇａｇｒ ｒ ｅ 因果关 ｎ 系检 验是 标 准 Ｇａｇｒ 果 关 系 检 验 的 推 广 。 在 该 模 型 ｒ ｅ因 ｎ
中， 或Ｌ Ｙ变 量 的短期 波 动 △ 或 Ａ Ｙ由稳 定 的 长期 加 Ｌ 趋 势 （ 整关 系 ） 和短 期 波 动 共 同决 定 ，短 期 内系 统 对 协 均衡状 态 的偏 离程 度 直接 决 定 了波 动 幅度 ，而 从 长期 看 ， 系数 ａ或 Ｊ反 映变 量对均 衡偏离 的调 整速度 。根据 协整 理 ８ 论 ，若 变量之 间存 在协整 关系 ，则可 以采用 误差修 正模 型 对 短期 波动和 长期 均衡进行 描述 ： Ａ Ｌ ＝０ ０ ５＋０ ３ ５ 一 一０ ４ ６ Ｌ Ｌ ．７ ．５ △ ｌ ．４ Ａ Ｅ一 ２＋
能源消费与经济增长均衡关系的实证研究
能源消费与经济增长均衡关系的实证研究【摘要】能源是国民经济的支柱，是经济发展和社会活动的基础，关系一国可持续发展和国家安全。
如何协调好能源消费和经济发展的内在关系，并在经济发展同时实现能源合理有效利用、保护环境，是目前世界各国研究的热点。
本文在进行单位根检验的基础上，运用协整检验的方法，求得中国能源需求与经济增长之间的误差修正模型，并证明了两者存在长期的均衡关系；最后结合我国的实际情况给出了能源发展的若干对策建议，以优化能源产业结构、适应现行低碳环保型可持续发展经济模式。
【关键词】能源消费；经济增长；ADF检验；协整；误差修正模型（ECM）【Abstract】Energy is the pillar of our national economy and the basis of economic development and social activites，which has a close connection with a country’s sustainable growth and nationak security. How to coordinate the inherent relationship between energy consumption and economic development，how to make rational and efficient use of energy as well as protect our environment at the same time while developing our economy are hotspots of research all around the world. This article based on the use of unit root tests，with the help of cointegration test，has come to the China’s error correction model between energy demand and economic growth.Furthermore，it has proven that there is a long-term equilibrium relationship exists between the Chinese energy demand and economic growth. Lastly，a number of suggestions to adapt the existing low-carbon sustainable development of environment-friendly economic has also been given to combined with the actual situation of China’s energy development.【Key words】Energy demand；Augmented Dickey-Fuller；Cointegration；ECM；Granger causality test0 引言1）研究背景、相关政策及研究意义（1）问题背景中国现阶段正处于工业化快速发展时期，能源需求快速增长，能源的消费年均增长率较高；特别是新世纪以来，年增长率约为9%，高于世界上其他任何国家。
中国能源消费与经济增长之关系的实证研究
采用最小二乘法（OLS）进行参数估计，利用统计软件进行 数据处理和模型分析。
模型结果及解释
模型结果
经过数据处理和模型估计，得出中国能源 消费与经济增长之间存在正相关的结论。 具体而言，能源消费每增加1个单位， GDP增加0.75个单位。
VS
结果解释
这个结果表明，中国经济增长在一定程度 上依赖于能源消费，而这种依赖关系是正 向的。这也验证了中国经济高速增长背后 的能源消费支撑作用。尽管如此，这种依 赖关系并非绝对，因为能源消费对经济增 长的影响受到多种因素的影响，如能源利 用效率、产业结构、政策调控等。
同时，经济增长对能源消费的影响可能受到多种 因素的影响，如技术进步、产业结构调整等，因 此其影响并不显著。
05
中国能源消费与经济增长的对策建议
提高能源利用效率
能源利用效率的提高是实现经 济增长与能源消费平衡发展的 关键。
通过技术创新、设备更新和优 化管理等手段，提高能源利用 效率，降低单位国内生产总值 能耗和能源消费量。
04
中国能源消费与经济增长的因果分析
Granger因果检验原理及步骤
首先，建立VAR模型，并确定模型的阶数。
最后，根据检验结果，判断变量之间的因果 关系。
Granger因果检验是一种基于向量自回归模 型（VAR）的统计方法，用于检验两个时间 序列之间的因果关系。
然后，利用F检验或似然比检验，对模型中 的变量进行逐个显著性检验。
能源消费现状
能源消费总量
中国的能源消费总量在逐年增长，其中以煤炭、石油和天然气等传统能源为主。
能源消费结构
传统能源消费仍占据中国能源消费的主导地位，但清洁能源和可再生能源的消费比例逐渐提高。
能源利用效率
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中国能源贸易与经济增长关系的实证研究刘剑锋浙江大学经济学院，杭州 (310058)E-mail：ljfzju@摘要：一国的能源贸易不仅是一国对外贸易的有机组成部分，更重要的是其涉及到一国的能源安全以及经济安全。
因此，本文从能源经济的角度出发，以计量实证的方法，通过建立经济总量与进口能源总量及出口能源总量的计量模型讨论了中国能源贸易与经济发展的关系。
对模型Granger因果检验的结果说明，相对而言，能源出口是我国经济增长的Granger 原因，而能源进口与经济增长没有必然的因果联系。
从误差修正模型（ECM）中可以看出，能源出口与经济增长的这种单向因果关系更为显著。
关键词：能源贸易，弹性系数，Ganger因果关系，误差修正1.引言能源是一国经济发展的物质基础。
能源贸易不仅是国家对外贸易的有机组成部分，更是一国参与国际能源流通与再生产的重要形式，也是各国参与世界范围内能源再分配的主要方式。
面对全球能源短缺和资源枯竭的预言，能源的输入与流出活动将关系到国家的能源安全乃至经济安全。
世界范围的经验数据表明，在经济高速发展的同时，往往伴随着高能耗与高能源贸易的现象。
伴随全球一体化的深化以及世界能源价格的频繁波动，能源贸易已摆上各国贸易谈判的重要议程。
传统的经济理论及经验数据表明，发展中国家为了获得较快的经济增长速度并在全球经济一体化中获得更多的利益，必须加快其工业化进程的步伐。
工业化发展的初期意味着能源生产与消耗的增长。
与此同时，能源的输入与输出也更为频繁。
一方面，能源的大规模生产带动了本国工业化进程，另一方面，工业化进程的人为加速也促使能源不断的流入与流出，以便发挥本国的相对资源优势，即能源禀赋。
国际化能源开发投资与跨越国界的能源合作项目正是基于资源禀赋的国际经济合作形式。
中国正处于工业化发展的中期，能源消费结构仍处于粗放型阶段，经济发展仍有赖于高投入、高消耗、高产出的能源消费模式。
定量的研究对外能源贸易对经济发展的贡献或制约机制有利于把握能源消费模式，促进能源结构的合理调整。
2.模型基础与构建以往的经济研究表明，能源投入对经济增长有明显的影响。
与劳动、资本、原材料相同，能源也是一种生产要素，因此也可以作为生产函数中的投入要素。
Hogan和Manne（1977）的研究假设了一个使用能源作为投入要素的CES型生产函数。
他们的结论是：如果能源与其他所有投入品总和的替代弹性在0.3至0.5之间，那么能源供应对经济没有太大影响；如果弹性是0.1至0.2之间，则能源投入将对经济有显著影响。
经济学家还通常把能源价格增长与经济衰退联系在一起。
例如，Eastwood（1998）就给出了一个能源价格对宏观经济冲击的模型。
同时有些研究也提出随机波动模型，认为经济波动与能源价格之间没有必然的联系。
中国学者刘强（2005）通过建立一个商业周期范式的两部门混合经济模型，探讨了石油价格波动对中国各经济变量的影响以及影响的传导机制，模型证明消费结构、相对真实石油价格和生产技术结构共同决定了GDP变化的方向。
何念如和朱润龙（2006）通过V AR的计量模型分析，得出中国国内生产总值对世界原油价格变化的弹性系数是-0.188，即世界原油价格上涨1%将引起中国国内生产总值下降0.188%，并在后续滞后时间内下降0.107%。
此外，更多学者的研究集中在能源消耗对经济增长的贡献以及二者之间的因果关系上。
Eden S. H. Yu and Been-Kwei Hwang（1984）所考察的1947年－1979年间美国的能源消耗与GNP之间的关系表明，能源消耗与经济增长间并没有必然的因果联系。
然而Dinesh Desai （1986）所建立的旨在考察发展中国家（LDC）的GDP与能源消耗关系的模型表明，发展中国家经济活动和经济结构是能源消耗的原因，并且这一关系并不单一，表现为能源弹性系数的差异。
Li Hong和Zhang Pei Dong等人（2007）把贸易因素引入了具体化的能源变量（embodied energy），考察了1996年至2004年间中国的实际能源消耗与进出口情况，从另一个角度说明了能源贸易的重要性，但另一方面却缺少能源贸易与经济之间关系的研究。
本文试图将能源贸易引入分析框架，采用经济变量时间序列建模的动态研究方法，以中国1986年至2005年进口能源总量、出口能源总量以及GDP总量的年度数据为样本，通过对GDP与能源流出及流入总量进行协整关系分析，以及构建与长期均衡相适应的反映短期波动的误差修正模型，来探讨中国国际能源贸易与经济发展之间的关系。
在假定其他经济因素不变的情况下，某一时期经济增长率与能源消耗增长率的比例称为能源弹性系数。
能源弹性系数可以表征经济增长和能源消耗之间的数量关系。
同理，进口能源弹性系数与出口能源弹性系数可以分别衡量能源进口与出口对经济发展的影响程度。
这一关系可以通过构建GDP与能源流出及流入总量的计量经济模型得以说明。
GDP与eim、eex三个变量分别代表经济总量与能源进口、出口总量。
其1986－2005的年度数据（附表1）来源于“中经专网”数据网站。
表征三者之间关系的计量模型可如下构造：lnGDP=c(1)+c(2)lneim+c(3)lneex+u其中lnGDP、lneim、lneex分别代表GDP、eim、eex的自然对数，以便于弹性分析和消除回归模型的异方差性；c(1)是常数项，c(2)、c(3)是GDP对能源进口贸易和能源出口贸易的弹性系数；u代表变量以外的随机扰动。
利用已知变量的时间序列数据，通过OLS估计方法可以方便的得出参数c(1)、c(2)、c(2)的估计值。
在随机扰动项u满足经典统计假定的前提下，OLS估计所得到的参数估计式是最佳线形无偏估计，可以很好的拟合真实值。
因此，我们将使用OLS估计法来估计模型lnGDP=c(1)+c(2)lneim+c(3)lneex+u的参数。
3.实证分析3.1 数据选取与样本空间的确定本文所选经济数据(附表1)均来源于“中经专网”数据网站，由“中经专网”依据国家发展改革委员会、国家统计局、国家信息中心公布数据整理得到。
其中，GDP为以1978年价格水平为基准所计算出的实际GDP值，以亿元人民币作为量纲，eim与eex以标准万吨煤作为量纲。
统计意义上，1986年－2005年20年间的样本容量已满足分析需要。
3.2 图形分析与单位根检验变量lnGDP、lneim、lneex的时间分布图（图1）表明，三个变量存在着时间趋势。
随着时间的推移，lnGDP、lneim、lneex都有增长的迹象。
因此，三个变量的时间序列并不平稳，可能存在着单位根。
在利用协整理论对三个经济变量进行分析之前，需要检验出变量间共同的单位根个数。
图1 lnGDP 、lneim 、lneex 的时间趋势图单位根检验的零假设与备择假设分别为H 0：被检验序列存在单位根；H 1：被检验序列不存在单位根。
ADF 单位根检验的结果及结论如表1所示。
表1 ADF 单位根检验结果临界值序列 趋势类型（c t ∗） ADF 检验的t 统计量0.01 0.05 0.10 检验 结论 lnGDP （c t 0） −2.8235 −4.8001 −3.7912 −3.3423 不平稳 lneim （c t 0） −2.5421 −4.5716 −3.6908 −3.2869 不平稳 lneex （c t 0） −3.4444 −4.7284 −3.7597 −3.3250 不平稳 ∆ lnGDP(-2) （0 0 2）−3.1232 −2.7081 −1.9628 −1.6061 平 稳 ∆ lneim(-2) （0 0 2） −3.7745 −2.7550 −1.9710 −1.6037 平 稳 ∆ lneex(-2)（0 0 2）−8.2180−2.7283 −1.9663 −1.6050平 稳注：(1)表中数据由Eviews5.0统计得到；(2)c ，t 分别表示带有常数项和趋势项，∗表示滞后阶数表中检验结果表明，lnGDP 、lneim 和lneex 本身都是非平稳序列，存在2个单位根。
经二阶差分后变为平稳序列。
所以，可以进一步对他们进行协整分析。
3.3 协整检验在三个变量都存在2阶单整的的情况下，利用Engle －Granger 两步法对lnGDP 和lneim 、lneex 进行协整检验可以避免伪回归现象。
对lnGDP 和lneim 、lneex 进行的回归结果如下： lnGDP = 0.5900∗lneim + 0.6500∗lneex t （14.9862） （16.0188） R 2＝0.9681 DW=1.3292静态回归结果表明，模型的拟合度较好，且参数都通过了显著性检验。
但需要对残差进行进一步检验，以确定残差序列是否存在异方差、自相关以及单整现象。
对静态回归所得残差序列进行的ADF 检验结果（表2）表明，残差不再具有单整现象，是平稳的序列。
表2 静态回归所得残差序列的ADF 检验结果临界值序列 趋势类型（c t ∗） ADF 检验的t 统计量0.01 0.05 0.10 检验 结论 ECM（0 0 0）−3.1512−2.6824 −1.9602 −1.6071平稳注：(1)ECM 代表静态回归的残差序列；(2)c ，t 分别表示带有常数项和趋势项，∗表示滞后阶数由于残差序列的ADF检验统计量拒绝原假设，也即证明残差序列是不带常数项和趋势项的平稳序列，因此lnGDP、lneim、lneex三个变量间存在协整关系，所得静态回归避免了伪回归现象。
3.4 异方差检验与自相关检验通过对残差序列进行的异方差检验和自相关检验，可以进一步说明残差序列的良好特性以及参数估计结果的无偏性和一致性。
White异方差检验可以帮助我们检验残差序列是否满足同方差的经典假设。
其零假设为H0：残差序列不存在异方差性；备择假设为H1：残差序列存在异方差。
检验结果如表3所示。
表3 残差序列的White异方差检验结果F-statistic 1.617646 Probability 0.219444Obs*R-squared 7.323565 Probability 0.197667注：本表是由Eviews5.0对带有交叉项的White检验生成的检验结果的F统计量和R2统计量均远小于5％水平下的临界值，因此原假设是显著的，即残差序不存在异方差性。
自相关检验可以通过LM检验来实现。
其原假设和备择假设分别为H0：在设定的滞后阶数下，残差序列不存在自相关性；备择假设为H1：残差序列存在自相关性。
这里我们设定其滞后阶数为2阶，以减少样本信息损失。
检验结果如表4所示。
表4 残差序列的LM检验结果F-statistic 0.941808 Probability 0.410504Obs*R-squared 2.105119 Probability 0.349043注：本表是由Eviews5.0对滞后两阶的LM检验生成的自相关检验结果也佐证了残差项不存在单整现象的结论。