论能源消费和工业废气排放量对经济发展的影响.doc

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1、论能源消耗和工业废气排放量对经济发展的影响摘要：经济快速增长带来能源的大量消耗和工业废气的大量排放，在资源环境约束条件下，研究能源消耗、工业废气排放量与经济增长的关系有重要的意义本文采用中国23个省1990-2010年年度的面板数据，在eviews7中，采用了协整检验方法研究能源消耗、工业废气排放量与经济增长的关系。实证研究结果表明：能源消耗、工业废气排放量与经济增长均存在长期均衡关系，省份之间的总体变化趋势是相同的，但是个体之间具有差异性。各地区的经济与能源消耗、工业废气排放量之间具有显著的差异性。关键字：单位根检验 协整检验一、 引言能源是人类赖以生存和经济发展不可或缺的物质基础，作为重要

2、的生产资料和生活资料，能源是国民经济发展的重要保证。而在经济发展消耗大量能源的同时也产生了大量的工业废气，在保护环境的同时也对经济的发展产生了一定的影响，研究它们和经济增长之间的关系和演变规律成为各国政府和学者关注的重要问题，同样对能源政策的制定，促进能源使用效率的提高，减少工业废气排放量，实现经济社会持续、健康、协调、快速发展起着重要的作用。面板数据（Panel Data）综合了时间序列数据和截面数据的特点，提供了更多与客观现实相关的信息，并控制了个体的异质性，增大了自由度和减小了变量间的多重共线性。相对于单纯的时间序列数据和截面数据而言，在动态分析、个体分析等方面面板数据都具有其无可比拟的

3、优势。因此，本文采用面板数据，在eviews7中对能源消耗、工业废气排放量与经济增长的关系，进行了实证分析。二、 模型的估计与检验2.1 数据的平稳性检验建立面板数据模型，首先需要用图形对23个省能源消耗，工业废气排放量以及GDP数据的平稳性进行大致检验。检验结果如图1所示：图1 变量趋势图各个省份的变量的变化趋势似乎并不一致。 从各个变量的变化趋势图中可以看出，这些变量似乎是非平稳的，但是为进一步确定其平稳性我们需要使用面板数据的单位根检验对数据的平稳性进行检验，首先对原序列的检验结果如表1所示：表1 原序列单位根检验结果变量检验方法StatisticProb.有无单位根检验结果GDPLLC

4、检验20.94561.0000有不平稳BRE检验14.71641.0000有不平稳IPS检验20.08831.0000有不平稳Fisher ADF检验2.691611.0000有不平稳Fisher PP检验8.555871.0000有不平稳Hadri 检验11.62420.0000有不平稳能源消耗LLC检验3.861060.9999有不平稳BRE检验8.789191.0000有不平稳IPS检验8.426941.0000有不平稳Fisher ADF检验4.972681.0000有不平稳Fisher PP检验3.957301.0000有不平稳Hadri 检验11.18730.0000有不平稳工业废

5、气排放量LLC检验5.504981.0000有不平稳BRE检验9.832101.0000有不平稳IPS检验6.829801.0000有不平稳Fisher ADF检验27.97720.9834有不平稳Fisher PP检验15.19561.0000有不平稳Hadri 检验12.54850.0000有不平稳从表1的检验结果可以得出，原序列是不平稳的。所以对原序列数据我们进行一阶差分，对其一阶差分序列进行平稳性检验，采用同样的检验方法，得出检验结果如表2所示：表2 一阶差分序列单位根检验结果变量检验方法StatisticProb.有无单位根检验结果GDPLLC检验0.680790.7520无不平稳B

6、RE检验7.260601.0000有不平稳IPS检验1.183160.8816有不平稳Fisher ADF检验72.73030.0072无平稳Fisher PP检验109.0680.0000无平稳Hadri 检验11.63890.0000有不平稳能源消耗LLC检验-6.010270.0000无平稳BRE检验-6.384100.0000无平稳IPS检验-5.959930.0000无平稳Fisher ADF检验111.6150.0000无平稳Fisher PP检验116.2180.0000无平稳Hadri 检验2.811390.0025有不平稳工业废气排放量LLC检验-5.397180.0000无

7、平稳BRE检验2.479900.9934有不平稳IPS检验-9.441400.0000无平稳Fisher ADF检验176.3120.0000无平稳Fisher PP检验302.2050.0000无平稳Hadri 检验7.510040.0000有不平稳从表2的检验结果可以看出，GDP的一阶序列是不平稳的，能源消耗和工业废气排放量的一阶序列是平稳的，对此我对原始数据进行处理，先取对数在进行平稳性检验。首先用图形对23个省能源消耗，工业废气排放量以及GDP数据的平稳性进行大致检验。检验结果如图2所示：检验结果如图2各个省份的变量的变化趋势似乎并不一致。为了使结果更清晰。本文原始序列取对数单位根检验

8、结果，如表3表3 原始序列取对数单位根检验结果变量检验方法StatisticProb.有无单位根检验结果GDPLLC检验0.691970.7555有不平稳BRE检验4.733841.0000有不平稳IPS检验16.60871.0000有不平稳Fisher ADF检验21.68910.9991有不平稳Fisher PP检验41.55810.6586有不平稳Hadri 检验4.370660.0000有不平稳能源消耗LLC检验-0.288700.3864有不平稳BRE检验-0.722230.2351有不平稳IPS检验-0.048900.4805有不平稳Fisher ADF检验45.39160.497

9、6有不平稳Fisher PP检验25.53920.9938有不平稳Hadri 检验8.996170.0000有不平稳工业废气排放量LLC检验-1.018470.1542有不平稳BRE检验3.244290.9994有不平稳IPS检验-0.229820.4091有不平稳Fisher ADF检验55.86580.1512有不平稳Fisher PP检验53.28510.2143有不平稳Hadri 检验10.54380.0000有不平稳从表3的检验结果可以得出，原序列取对数都是不平稳的。所以对原序列取对数数据我们进行一阶差分，对其一阶差分序列进行平稳性检验，采用同样的检验方法，得出检验结果如表4所示：表

10、4 一阶差分对数序列单位根检验结果东部地区变量检验方法StatisticProb.有无单位根检验结果GDPLLC检验-9.465570.0000无平稳BRE检验-4.37460.0000无平稳IPS检验-11.0730.0000无平稳Fisher ADF检验142.3150.0000无平稳Fisher PP检验114.4190.0000无平稳Hadri 检验4.83160.0000有不平稳能源消耗LLC检验-6.049520.0000无平稳BRE检验-1.511740.0653有不平稳IPS检验-6.165400.0000无平稳Fisher ADF检验83.45770.0000无平稳Fishe

11、r PP检验314.8950.0000无平稳Hadri 检验4.474510.0000有不平稳工业废气排放量LLC检验-7.661730.0000无平稳BRE检验-2.180480.0146有不平稳IPS检验-7.764860.0000无平稳Fisher ADF检验94.60620.0000无平稳Fisher PP检验123.0600.0000无平稳Hadri 检验15.62990.0000有不平稳从表4的检验结果可以看出，能源消耗，工业废气排放量以及GDP数据取对数一阶序列是平稳的。因此我们可以说我国经济与能源消耗、工业废气排放量及GDP呈一阶单整，在一阶单整得基础上便可以对变量进行协整检验

12、。 2.2 面板数据模型的协整检验 2.2.1检验原理： 面板数据模型的协整检验按方法分为两类。 （1）由EG（Engle-Granger）两步法推广而成的面板数据协整检验方法。如Pedroni协整检验法、Kao协整检验法。 （2）由Johansen迹统计量推广而成的面板数据协整检验方法。如Fisher协整检验法。 面板数据模型的协整检验按原假设不同分为两类。 （1）原假设为“不存在协整关系”。如Pedroni协整检验法、Kao协整检验法。 （2）原假设为“存在协整关系”。如Choi（崔仁）协整检验法。 2.2.2 协整检验结果（1）东部地区GDP与能源消耗协整检验 Pedroni检验，结果如

13、图3所示图3 Pedroni检验 从图3可以看出，4个统计量中有3个统计量的伴随概率小于0.05，不能接受原假设，即GDP与能源消耗存在协整关系。 Kao检验，结果如图4所示：图4 Kao检验、 从图4可以看出，伴随概率0.0000小于0.05，不能接受原假设，即GDP与能源消耗存在协整关系。 Fisher（combined Johanson）检验，结果如图5所示：图5 Fisher（combined Johanson）检验从图5可以看出，伴随概率小于0.05，不能接受原假设，即GDP与能源消耗存在协整关系。综上所述，GDP与能源消耗存在协整关系，即二者具有长期稳定的关系。1） 中部地区GDP

14、与能源消耗协整检验Pedroni检验Kao检验Fisher（combined Johanson）检验2） 西部地区GDP与能源消耗协整检验Pedroni检验Kao检验Fisher（combined Johanson）检验（2）东部地区GDP与工业废气排放量，Pedroni检验，结果如图6所示：图6 Pedroni检验 从图6可以看出，4个统计量中有3个统计量的伴随概率小于0.05，不能接受原假设，即GDP与工业废气排放量存在协整关系。 Kao检验，结果如图7所示：图7 Kao检验 从图7可以看出，伴随概率小于0.05，接受原假设，即GDP与工业废气排放量存在协整关系。 Fisher（combi

15、ned Johanson）检验，结果如图8所示：图8 Fisher（combined Johanson）检验从图8可以看出，伴随概率小于0.05，不能接受原假设，即GDP与工业废气排放量存在协整关系。综上所述，3种检验方法全部表明GDP与工业废气排放量存在协整关系，所以二者具有长期稳定的关系。3） 中部地区GDP与废气协整检验Pedroni检验Kao检验Fisher（combined Johanson）检验4） 西部地区GDP与废气协整检验Pedroni检验Kao检验Fisher（combined Johanson）检验三、模型的建立 3.1 豪斯曼检验运用豪斯曼检验判断模型是固定的还是随机的

16、。豪斯曼检验的原假设是解释变量和个体效应不相关（即随机效应），检验结果如9所示：中部地区图9 豪斯曼件检验结果中部地区西部地区检验结果中的伴随概率为0.0000小于0.05，则表示拒绝原假设：模型为随机效应模型。所以本文适合建立固定效应模型，考虑到个体的异质性，便可建立个体效应固定模型。3.2 固定模型3.21 固定效应模型的简介在面板数据散点图中，如果对于不同的截面或不同的时间序列，模型的截距是不同的，则可以采用在模型中加虚拟变量的方法估计回归参数，称此种模型为固定效应模型（fixed effects regression model）。本文采用个体固定效应模型（entity fixed e

17、ffects regression model）个体固定效应模型就是对于不同的个体有不同截距的模型。如果对于不同的时间序列（个体）截距是不同的，但是对于不同的横截面，模型的截距没有显著性变化，那么就应该建立个体固定效应模型，表示如下， yit = b1 xit +g1 W1 + g2 W2 + +gN WN +eit, t = 1, 2, , T (3)其中Wi =eit, i = 1, 2, , N; t = 1, 2, , T，表示随机误差项。yit, xit, i = 1, 2, , N; t = 1, 2, , T分别表示被解释变量和解释变量。模型（3）或者表示为 y1t = g1 +

18、b1 x1t +e1t, i = 1（对于第1个个体，或时间序列），t = 1, 2, , T y2t = g2 +b1 x2t +e2 t, i = 2（对于第2个个体，或时间序列），t = 1, 2, , T yN t = gN +b1 xN t +e N t, i = N（对于第N个个体，或时间序列），t = 1, 2, , T写成矩阵形式，y1 = (1 x1)+e1 = g1 + x1 b +e1yN = (1 xN)+eN = gN + xN b +eN上式中yi，gi，ei，xi都是N1阶列向量。b为标量。当模型中含有k个解释变量时，b为k1阶列向量。进一步写成矩阵形式，= +b

19、 + 上式中的元素1，0都是T1阶列向量。 3.2.2变截距不变系数的固定模型东部地区建立变截距不变系数的固定模型如下：Substituted Coefficients:=LNGDP_BEIJING = 0. - 3. + 1.*LNENERGY_BEIJING + 0.4*LNFEIQI_BEIJINGLNGDP_GUANGDONG = -0.4 - 3. + 1.*LNENERGY_GUANGDONG + 0.4*LNFEIQI_GUANGDONGLNGDP_HAINAN = 0.6 - 3. + 1.*LNENERGY_HAINAN + 0.4*LNFEIQI_HAINANLNGDP_H

20、EBEI = -0.1 - 3. + 1.*LNENERGY_HEBEI + 0.4*LNFEIQI_HEBEILNGDP_LIAONI = -0.3 - 3. + 1.*LNENERGY_LIAONI + 0.4*LNFEIQI_LIAONILNGDP_JIANGSU = -0.6 - 3. + 1.*LNENERGY_JIANGSU + 0.4*LNFEIQI_JIANGSULNGDP_FUJIAN = 0.2 - 3. + 1.*LNENERGY_FUJIAN + 0.4*LNFEIQI_FUJIANLNGDP_SHANGHAI = 0.57 - 3. + 1.*LNENERGY_SHA

21、NGHAI + 0.4*LNFEIQI_SHANGHAILNGDP_JIEZHE = 0.25 - 3. + 1.*LNENERGY_JIEZHE + 0.4*LNFEIQI_JIEZHELNGDP_SHANDONG = 0.3 - 3. + 1.*LNENERGY_SHANDONG + 0.4*LNFEIQI_SHANDONGLNGDP_TIANJIN = 0.4 - 3. + 1.*LNENERGY_TIANJIN + 0.4*LNFEIQI_TIANJIN3.2.3 变变系不截距数的固定模型建立变系数不变截距的固定模型 形如：Substituted Coefficients:=LNGDP

22、_BEIJING = -5. - 3. + 3.*LNENERGY_BEIJING + 0.56*LNFEIQI_BEIJINGLNGDP_GUANGDONG = 1. - 3. + 2.*LNENERGY_GUANGDONG - 0.1*LNFEIQI_GUANGDONGLNGDP_HAINAN = 4. - 3. - 0.85*LNENERGY_HAINAN + 0.5*LNFEIQI_HAINANLNGDP_HEBEI = -1. - 3. + 3.*LNENERGY_HEBEI - 0.9*LNFEIQI_HEBEILNGDP_LIAONI = -2. - 3. + 2.*LNENER

23、GY_LIAONI - 0.6*LNFEIQI_LIAONILNGDP_JIANGSU = 1. - 3. + 0.*LNENERGY_JIANGSU + 0.5*LNFEIQI_JIANGSULNGDP_FUJIAN = 1. - 3. + 1.*LNENERGY_FUJIAN + 0.7*LNFEIQI_FUJIANLNGDP_SHANGHAI = -1. - 3. + 2.*LNENERGY_SHANGHAI - 0.6*LNFEIQI_SHANGHAILNGDP_JIEZHE = 0.6 - 3. + 2.*LNENERGY_JIEZHE - 0.*LNFEIQI_JIEZHELNGD

24、P_SHANDONG = 2. - 3. + 1.*LNENERGY_SHANDONG - 0.3*LNFEIQI_SHANDONGLNGDP_TIANJIN = -0.6 - 3. + 1.*LNENERGY_TIANJIN + 0.3*LNFEIQI_TIANJIN中部地区建立变截距不变系数的固定模型如下Substituted Coefficients:=LNGDP_HUBEI = 0. - 2. + 0.4*LNENERGY_HUBEI + 0.1*LNFEIQI_HUBEILNGDP_JIANGXI = 0.9 - 2. + 0.4*LNENERGY_JIANGXI + 0.1*LNF

25、EIQI_JIANGXILNGDP_ANHUI = -0.4 - 2. + 0.4*LNENERGY_ANHUI + 0.1*LNFEIQI_ANHUILNGDP_HENAN = 0.58 - 2. + 0.4*LNENERGY_HENAN + 0.1*LNFEIQI_HENANLNGDP_HUNAN = -0.5 - 2. + 0.4*LNENERGY_HUNAN + 0.1*LNFEIQI_HUNANLNGDP_HEILONGJIANG = 0.2 - 2. + 0.4*LNENERGY_HEILONGJIANG + 0.1*LNFEIQI_HEILONGJIANGLNGDP_JILIN

26、= 0.24 - 2. + 0.4*LNENERGY_JILIN + 0.1*LNFEIQI_JILIN建立变系数不变截距的固定模型Substituted Coefficients:=LNGDP_HUBEI = 0.1 - 4. + 2.*LNENERGY_HUBEI - 0.8*LNFEIQI_HUBEILNGDP_JIANGXI = 0.3 - 4. + 2.*LNENERGY_JIANGXI - 0.*LNFEIQI_JIANGXILNGDP_ANHUI = 0.8 - 4. + 1.*LNENERGY_ANHUI + 0.8*LNFEIQI_ANHUILNGDP_HENAN = -2.

27、 - 4. + 3.*LNENERGY_HENAN - 0.*LNFEIQI_HENANLNGDP_HUNAN = 2. - 4. + 0.8*LNENERGY_HUNAN + 1.*LNFEIQI_HUNANLNGDP_HEILONGJIANG = 2. - 4. + 0.12*LNENERGY_HEILONGJIANG + 1.*LNFEIQI_HEILONGJIANG西部地区建立变截距不变系数的固定模型如下LNGDP_SHAXI = 0.3 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_SHAXI - 0.91*LNFEIQI_SHAXILNGDP_CHONGQING

28、 = 0.3 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_CHONGQING - 0.91*LNFEIQI_CHONGQINGLNGDP_GANSU = -0.1 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_GANSU - 0.91*LNFEIQI_GANSULNGDP_SICHUAN = 0.1 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_SICHUAN - 0.91*LNFEIQI_SICHUANLNGDP_QINGHAI = -0.6 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_QINGHAI - 0

29、.91*LNFEIQI_QINGHAILNGDP_GUIZHOU = -0.7 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_GUIZHOU - 0.91*LNFEIQI_GUIZHOULNGDP_XINJIANG = -0.06 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_XINJIANG - 0.91*LNFEIQI_XINJIANGLNGDP_GUANGXI = 0.6 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_GUANGXI - 0.91*LNFEIQI_GUANGXILNGDP_NINGXIA = -0. + PER_

30、EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_NINGXIA - 0.91*LNFEIQI_NINGXIALNGDP_YUNNAN = 0. + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_YUNNAN - 0.91*LNFEIQI_YUNNANLNGDP_NEIMENGGU = 0.32 + PER_EFFECT + 2. + 0.9*LNENERGY_NEIMENGGU - 0.91*LNFEIQI_NEIMENGGU建立变系数不变截距的固定模型LNGDP_SHAXI = -0.7 + PER_EFFECT + 3. + 0.5*LNENERGY_SHAXI +

31、0.631*LNFEIQI_SHAXILNGDP_CHONGQING = 0.724 + PER_EFFECT + 3. + 0.3*LNENERGY_CHONGQING - 0.5*LNFEIQI_CHONGQINGLNGDP_GANSU = 0. + PER_EFFECT + 3. - 0.1*LNENERGY_GANSU + 0.31*LNFEIQI_GANSULNGDP_SICHUAN = 0.9 + PER_EFFECT + 3. - 0.9*LNENERGY_SICHUAN - 0.15*LNFEIQI_SICHUANLNGDP_QINGHAI = -0.1 + PER_EFFEC

32、T + 3. - 0.9*LNENERGY_QINGHAI + 0.2*LNFEIQI_QINGHAILNGDP_GUIZHOU = 0. + PER_EFFECT + 3. - 0.9*LNENERGY_GUIZHOU + 0.22*LNFEIQI_GUIZHOULNGDP_XINJIANG = 0.2 + PER_EFFECT + 3. + 0.5*LNENERGY_XINJIANG - 0.2*LNFEIQI_XINJIANGLNGDP_GUANGXI = 0.8 + PER_EFFECT + 3. - 0.09*LNENERGY_GUANGXI - 0.97*LNFEIQI_GUANG

33、XILNGDP_NINGXIA = -0.3 + PER_EFFECT + 3. + 0.31*LNENERGY_NINGXIA + 0.56*LNFEIQI_NINGXIALNGDP_YUNNAN = 0.6 + PER_EFFECT + 3. + 0.67*LNENERGY_YUNNAN - 0.5*LNFEIQI_YUNNANLNGDP_NEIMENGGU = -0.2 + PER_EFFECT + 3. + 0.*LNENERGY_NEIMENGGU + 0.36*LNFEIQI_NEIMENGGU面板VAR4 结论 本文的协整检验表明，存在着经济增长和能源消耗、工业废气排放量的长期均衡关系，说明经济的增长带来了快速的能源需求，同时也增加了工业废气的排放量。 每个模型方程的系数不变，但是截距项发生变化，因此我们可以得出省份之间的总体变化趋势是相同的，但是个体之间具有差异性。各省份的经济与能源消耗之间具有显著的差异性。每个模型方程的系数变，但是截距项不变，因此我们可以得出省份之间的个体影响和结构变化。因此我们可以通过模型对两者做出量化，将两者之间的关系通过具体的关系式表示，这对我国的能源调整具有很大的建议性。参考文献1 王志刚.面板数据模型及其在经济分析中的应用M.经济科学出版社2 周洪山.能源消费与经济增长：基于省际面板数据的协整和因果检验J.暨南大学产业经济研究院