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1、（ 2011 届）毕业论文题 目： 嘉兴能源消耗与经济增长的实证分析 姓名： 学 院： 专业： 经 济 学 班级： 学 号： 指导教师： 导师学科： 导师职称： 诚 信 声 明我声明，所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证，除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不包含为获得 或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺，论文中的所有内容均真实、可信。论文作者签名： 签名日期： 年 月 日 授 权 声 明学校有权保留送交论文的原件，允许论文被查阅和借阅，学校可以公布论文的全部或部分内容，可以影印、缩印或其他复制手段
2、保存论文，学校必须严格按照授权对论文进行处理，不得超越授权对论文进行任意处置。论文作者签名： 签名日期： 年 月 日 摘 要随着经济的全球化，能源问题对于经济发展的制约作用越来越明显，低碳经济的发展成为一种必要。近年来，嘉兴经济蓬勃发展，但能源消耗量也持续增长。能源消耗与经济增长之间是否存在着某种因果关系？如果存在,是单向因果关系，还是双向因果关系？为了回答这些问题，本文利用嘉兴1996-2009年能源消耗与经济增长的相关数据,首先就嘉兴的经济发展情况和能源消耗情况做了初步描述，然后对嘉兴能源消耗和经济增长的相关性和能源消耗强度进行分析，进而采用协整分析,Granger因果关系检验,运用Evi
3、ews 5.0软件进行计量分析,得到嘉兴能源消耗与经济增长之间存在长期的单向因果关系。在前面分析的基础上，最后有针对性地提出如何更好的利用能源，减少能源消耗，发挥能源消耗对经济增长促进作用的若干政策建议。关键词：能源消耗、经济增长、协整分析 、Granger因果检验ABSTRACTWith economic globalization, the restraining effect of energy constraints to economic development has becoming more and more obvious and the low-carbon economy
4、 has became a necessity.In recent years, Jiaxings economy is developed fast, but energy consumption has continued to grow.Is there a causal relationship between energy consumption and economic growth ?If there is,is a unidirectional causality, or bidirectional causality?In order to answer these ques
5、tions, this paper use Jiaxing 1996-2009 energy consumption and economic growth in the relevant data, first of all to give a tinitial description to the economic development of Jiaxing and energy consumption, then analyzed the correlation between energy consumption and economic growth in Jiaxing and
6、the energy consumption intensity. Proceed to the next step using cointegration analysis, Granger causality test and Eviews 5.0 software for measurement analysis,finally arrivalling at a conclusionenergy that there is a long-term one-way causality relationship between energy consumption and economic
7、growth in Jiaxing . Based on front analysis, put forward how to make better use of energy and reduce energy consumption and give policy recommendations how to play a role in promoting economic growth of energy consumption. Key words: Energy consumption, Economic growth, Cointegration，Granger Causali
8、ty Test 目 录摘 要IABSTRACTII引 言1一、嘉兴能源消耗与经济增长的基本状况2 (一）嘉兴能源消耗的变动情况2（二）嘉兴经济增长的基本情况4二、嘉兴能源消耗与经济增长关系的描述性统计分析5（一）能源消耗与经济增长的相关性分析5（二）能源消耗与经济增长的关系：基于能源消耗强度的指标6三、嘉兴能源消耗与经济增长关系的计量分析8（一）变量和数据的选取8（二）单位根检验8（三）协整分析9（四）Granger因果关系检验11四、结论及政策建议12参考文献16附 录19引 言“低碳经济”是通过更少的自然资源消耗和更少的环境污染，不但为发展、应用和输出先进技术创造了机会，同时也能创造新的商
9、机和更多的就业机会。因此，“低碳经济”对提高我国的能源效率，环境保护，具有重要的战略地位，低碳经济的发展已经成为一种必然1。能源消耗与经济增长的关系是能源经济学的研究核心之一。关于能源消耗和经济增长的关系问题，国际学术界有两种不同的观点，一种观点认为经济增长与能源供应有着固定的联系。比如，在发展中国家，能源供给和经济增长存在正相关性。另一种观点则相反，认为可通过采用节能技术和调整经济结构等手段控制对能源的需求，经济增长并不一定需要能源供给的同步增长，因此能源供给和经济增长不一定存在相关性。与第一种观点相一致，中国作为发展中国家，其能源需求的增长是由其经济增长导致的2。从能源消耗情况看，过去20
10、年，我国万元GDP对应的能耗有了大幅度降低。1985年，万元GDP的标准煤能耗为8.48吨，1990年下降到4.56吨，1995年是1.94吨，2000年进一步下降到1.52吨。到2006年，这一数字已降低为1.16吨，2007年可降低到1.04吨。如果2011年降低到0.95吨的水平，已低于国家预期的1.0的指标。那么，到2011年，我国标煤能耗大约需要36亿吨。即20072011年的4年，增长了40%。浙江能源资源匮乏，自给率低，大部分靠进口，而且浙江的能源消耗增长速度高于全国，1993年浙江为16.07，高出全国近8个百分点；1994年至1998年期间，能源消耗增长率从11.19下降至3
11、.86；1998年至2003年期间，随着企业数目增加，能源消耗量增长速度依然强劲，在2003年能源消耗增长速度达到15.01%；2003年开始，能源资源受到瓶颈因素，出现电荒现象，导致供需不足，能源消耗增长速度有所下降，到2009年，能源消耗增长速度只有3.04%3。近几年，嘉兴市工业能源消耗增长速度高于经济增长，能源约束矛盾越来越突出。2010年，嘉兴全市规模以上工业企业能源消耗量953.5万吨标准煤，比上年增长0.6%；万元工业增加值能耗下降6.4%。198家年耗能5000吨标准煤及以上重点能耗企业能源消耗量567.3万吨标准煤，下降3.8%，单耗下降6.9%。化学需氧量、二氧化硫排放量分
12、别下降4.5%、3.6%4。此外，根据嘉兴市第一次经济普查和其他相关资料，嘉兴市能源利用水平逐年提升，嘉兴市单位产值能耗明显高于全省平均水平，能源利用效率还有较大潜力可挖。因此嘉兴经济应尽快从目前粗放型的能源消耗向集约型转变，逐步缩小高能耗、高污染产业在国民经济中的比重，加快发展低能耗、低污染高新技术产业，实现产业结构优化升级，全面落实科学发展观，促进经济增长与能源协调发展。目前嘉兴正处于经济高速成长阶段，经济的高速增长，尤其是高耗能的粗放型经济增长方式，必然导致能源短缺。这种能源短缺反过来又会制约经济的增长。正确处理能源消耗和经济增长之间的关系，对于嘉兴乃至各区域的可持续发展都非常重要。嘉兴
13、能源消耗与经济增长之间的关系究竟是怎样？是否存在着某种因果关系？如果存在，是单向因果关系，还是双向因果关系？为了解释这些问题，本文将在前人研究基础上，采用合理的计量模型分析嘉兴能源消耗与经济增长之间的关系，以便从定量角度较为精确地揭示能源消耗与经济增长之间的关系，并在此基础上提出更具针对性的对策措施，以更好的利用能源，推动嘉兴经济的蓬勃发展。一、嘉兴能源消耗与经济增长的基本状况 (一）嘉兴能源消耗的变动情况1.工业企业能源消耗规模不断扩大1996年以来，嘉兴工业企业能源消耗量呈不断上升的趋势，如图1所示。2003年以来，伴随着全市工业生产的快速增长，工业企业能源消耗规模逐年扩大，增加的趋势更加
14、明显。直到2006年，能源消耗量的才得到有效的控制。2009年全市工业企业综合能耗1033.4万吨标煤，单位产出的能源消耗水平总体有所降低，万元工业增加值综合能耗总体呈下降趋势，有力地支持了工业经济高速增长。2006年全市国有及年产品销售500万元以上的非国有企业（简称规模以上工业企业，下同）万元工业增加值综合能耗（按2005年价格计算）由2002年的1.95吨标准煤降至2006年的1.86吨标准煤，下降4.4%，年均下降1.1%5。表明嘉兴坚持“减量化、再利用、资源化”的原则，努力减少资源消耗，提高资源使用效率，节能降耗工作取得初步成效。表1 嘉兴19962009年规模以上工业企业能源消耗量
15、 （单位：万吨标准煤）年份1996199719981999200020012002能源消耗量188.28 195.70 373.24 482.6543.0544.0663.0年份2003200420052006200720082009能源消耗量804.1998.71157.31466.11473.41469.31474.4数据来源：嘉兴统计年鉴（1997-2010年）图1 嘉兴19962009年能源消耗量趋势图2、工业企业能源消耗的行业结构2009年，全市规模以上工业企业综合能源消耗量为954.0万吨标准煤，从分行业看，耗能主要集中在五大行业，它们分别为纺织业，耗能217.5万吨标准煤，占工业
16、综合耗能的22.8%，非金属矿物制品业综合耗能123.8万吨标准煤，占工业综合耗能的13.0%。造纸及纸制品业耗能102.7万吨标准煤，占工业综合耗能的10.8%，化学原料及化学制品制造业耗能91.9万吨标准煤，占工业综合耗能的9.63%，电力、热力的生产和供应业，耗能88.5万吨标准煤，占工业综合耗能的9.28%，这五大行业耗能总量为624.4万吨标准煤，占工业综合耗能总量的65.5%。3、工业企业能源消耗的地区结构嘉兴规模以上工业企业综合能源消耗量的地区分布很不均匀，2009年，能源消耗量最多的是桐乡市，为217.04万吨标准煤，占综合能源消耗量的22.8%，而最少的是海盐县，只有93.9
17、4万吨标准煤，占综合能源消耗量的9.85%。表2 2009年嘉兴分地区综合能源消耗量 （单位：万吨标准煤）地区南湖区秀洲区嘉善县海盐县海宁市平湖市桐乡市综合能源消耗量106.59137.71105.2693.94155.86137.62217.04数据来源：2010年嘉兴统计年鉴 2011年，嘉兴工业企业进一步贯彻落实科学发展观，切实转变经济发展方式，积极调整结构，扎实推进节能降耗工作。节能降耗是提高资源利用效率、转变经济增长方式、建设节约型社会的重要举措。受人民币升值、出口退税政策的调整、原材料价格的上涨等综合因素的影响，全市工业生产增速趋缓，企业生产经营成本上升，盈利空间压缩。同时，由于新
18、增高耗能项目的投产，电力消费仍然居高不下，单位工业增加值能耗降幅减缓，完成嘉兴节能降耗目标形势仍十分严峻。（二）嘉兴经济增长的基本情况嘉兴是长三角的重要交通枢纽。区位优势独特，东接上海，北邻苏州，西连杭州，南濒杭州湾，处于沪苏杭“金三角”的中心。嘉兴是重要的先进制造业基地。嘉兴的块状特色经济比较发达，形成了海宁皮革、桐乡羊毛衫、嘉善木业、平湖服装、海盐标准件、秀洲丝织、南湖建材等传统优势产业集群。同时，以电子信息、新材料、生物工程等为主的高新技术产业集群，以石化、能源、新型建材、船舶修造等为主的临港产业集群，以汽车零部件、机械标准件、电器成套设备等为主的装备制造业集群发展迅速。嘉兴是城乡一体化
19、的先行之地。素有“鱼米之乡”、“丝绸之府”之美誉7。改革开放以来特别是近年来，嘉兴的发展更是充满生机与活力，全面小康社会总体实现程度超过83%。经济和社会之间发展均衡、协调。社会发展水平列浙江省第三位，仅次于杭州和宁波，市和所辖五县（市）全部进入全国科技进步先进行列，全部荣获省级文明城市（县城）、省级教育强县（市）称号。城市和农村之间发展均衡、协调。城乡之间的差别比较小，农村和城市居民的人均年收入比为1比1.99，远低于全国平均水平，也低于浙江省1比2.5的水平。各县之间发展均衡、协调。所辖五个县（市）全部进入全国百强县前32强7。 1998年以来，嘉兴的国内生产总值一直处于增长的趋势，如图1
20、所示。由于受到亚洲金融风暴的影响，嘉兴19982002年经济增长缓慢，2003以后，经济开始渐渐复苏，并在2003年GDP增长率达到16.9%的顶峰。2007年的美国次贷危机，使嘉兴的经济又受到了重创，2008年和2009年的GDP增长率只有10.7%和9.3%。 表3 嘉兴19962009年国内生产总值 （单位：亿元）年份1996199719981999200020012002GDP369.96408.83433.39460.31524.03586.73677.65年份2003200420052006200720082009GDP823.541002.411158.381345.181586
21、.001819.781918.03数据来源：2010嘉兴统计年鉴 图2 嘉兴19962009年国内生产总值趋势2010年，嘉兴深入贯彻落实科学发展观，扎实开展“项目推进年、两新工程年”活动，按照市委、市政府 “调结构稳增长、抓统筹推转型、优环境强基础、重民生促和谐”的总体要求，努力推进发展方式转变，经济增长的内生动力和活力较强，经济社会转型发展取得积极成效，主要经济指标基本实现预期目标，从而为“十二五”规划开局奠定了良好基础。据省统计局初步核算结果：全年全市生产总值2296亿元，按可比价格计算，增长13.7%，增幅比前三季度回落0.5个百分点，但仍高出去年同期4.4个百分点。全市第一产业增加值
22、126.3亿元，增长3.3%，第二产业增加值1342.12亿元，增长15.4%，其中工业增加值1191.02亿元，增长16.2%，第三产业增加值827.58亿元，增长12.5%4。二、嘉兴能源消耗与经济增长关系的描述性统计分析（一）能源消耗与经济增长的相关性分析利用国内生产总值和能源消耗两个指标，选取1996-2009 年间的数据为样本，利用统计软件分析嘉兴能源消耗与经济增长的相关性。数据来源于嘉兴统计年鉴(如表4所示)表4 嘉兴市国内生产总值和能源消耗量（亿元，万吨标准煤）年份ECGDP1996188.28369.961997195.7408.831998373.24433.39199948
23、2.6460.312000543524.032001544586.732002663677.652003804.1823.542004998.71002.4120051157.31158.3820061466.11345.1820071473.4158620081469.31819.7820091474.41918.03数据来源：嘉兴统计局及统计年鉴 利用EViews 5.0 软件分析嘉兴市GDP与能源消耗的相关性。根据表5所示的结果可以看出，嘉兴市GDP 与能源消耗的相关系数为0.96595，说明两者具有较强的相关性，即嘉兴市国内生产总值与能源消耗之间，具有高度的正向相关关系。 表5GDP
24、与能源消费的相关性分析结果GDP能源消耗量GDP1.000000.95992能源消耗量0.959921.00000注：表中数据均采用Eviews 5.0软件计算所得（二）能源消耗与经济增长的关系：基于能源消耗强度的指标能源消耗强度(万元GDP能耗)是反映能源消耗经济成果的重要指标，指一定时期内一个国家或地区万元国内生产总值所消耗的能源，计算公式为：能源消耗强度=能源消耗总量/万元GDP(不变价)8。1998年以来, 嘉兴市的经济增长发展迅速，从总体上来看，能源消耗与经济增长的关系比较稳定，两者的波动方向基本是一致的，没有发生异常变动，如图3所示。嘉兴市能源消耗量由1996 年的188.28万吨
25、标准煤增加到2009年的1474.4万吨标准煤，GDP 从1996年的369.96亿元增加到2009年的1918.03亿元(按照1980年的不变价格计算) 。能源的消耗强度在2006年之后大幅下降，数据如表6所示，变化趋势如图4所示。图31998-2009 年嘉兴市GDP 与能源消耗量表6 1998-2009 年嘉兴能源消耗强度( ECI) (吨标准煤/ 万元GDP)年份1996199719981999200020012002ECI0.510.48 0.861.05 1.04 0.93 0.98 年份2003200420052006200720082009ECI0.98 1.00 1.00 1
26、.09 0.93 0.81 0.77 图4 1996-2009年嘉兴能源消耗强度根据图4可以看出，嘉兴19962009年能源消耗强度呈“M”字形，在1997年和2009年出现最低点，1998年之前能源消耗强度小的原因是能源消耗量统计的不完全，得到的能源消耗量是一些主要能源的统计值，不包含全部的能源，导致能源的利用率偏高。2009年出现最低点是因为嘉兴积极响应国家节能减排的号召，努力发展低碳经济，使单位能耗所产出的GDP不断增长，能源利用效率提高。但是，在经济发展过程中，能源消耗强度也存在波动，如19982007年期间，能源消耗强度一直在1的上下徘徊，能源利用的效率不高。这期间虽然经济发展较快，
27、但是能源消耗强度一直居高不下，表明经济的发展是通过消耗更多的能源实现的。2008年以后，嘉兴市努力采取节能减排的措施，响应国家低碳政策的号召，提高能源利用效率，降低能源消耗强度，能源消耗强度持续下降。但是，嘉兴市降低单位能耗，提高能源利用效率的任务仍然很艰巨。三、嘉兴能源消耗与经济增长关系的计量分析（一）变量和数据的选取原始数据来源于嘉兴统计年鉴。数据区间是19962009年，能源消耗总量(TEC)是个实物指标，单位是万吨标准煤；国内生产总值(GDP)是以1978年为基期的不变价格。为了消除数据间的波动，对生产总值和能源消耗总量分别取对数，并记为LGDP和LEC。（二）单位根检验传统的计量经济
28、模型一般假定都建立在平稳的经济过程基础上，美国学者Nelson与Plosser(1982)指出9，多数的宏观经济时间序列都是不稳定的，stock(1987)的研究则表明因果性检验对序列的稳定性非常敏感10。如果把非平稳的研究过程当成平稳过程，这对计量回归分析的有效性有很大影响，会导致分析、检验和预测的结果都是无效的。因此在具体应用协整理论进行分析时，首先要对能源消耗和GDP的时间序列进行平稳性检验。从图3可以看出，能源消耗总量(EC)和国内生产总值(GDP)是带有趋势的、非平稳的、未经差分的序列的非平稳序列。由于实际的经济序列通常不会是一个简单的一阶自相关过程，这里用ADF检验方法对序列进行单
29、位根检验来判断其平稳性。首先，对LEC和LGDP原序列的时间趋势项T和截距项C进行ADF检验，其滞后阶数K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值接近2，则判断ADF的值是否小于5%显著水平下的值，如果小于，那么该数列为零阶差分；如果大于，则选择一阶差分或二阶差分。根据检验结果，如表7所示，LEC和LGDP的二阶差分序列是平稳的，可以在5%的显著水平上通过检验，因此LEC和LGDP序列满足I（2）过程，属于单整阶数，符合协整检验
30、的前提。表7 LEC和LGDP序列的单位根检验变量差分次数ADF检验值检验类型（c、t、k）5%临界值结论lnEC2-4.290230（0、0、2）-1.988198平稳lnGDP2-4.019464（c、t、1）-4.008157平稳注1：表中数据均采用Eviews 5.0软件计算所得注2：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（三）协整分析协整的基本思想认为，尽管两个或者两个以上的变量中每个都是非平稳的，但它们的线性组合有可能相互抵消趋势项的影响，使该组合成为一个平稳的变量。协整理论为两个或两个以上非平稳变量之间寻找均衡关系，以及为用存在协整关系的变量建
31、立动态模型奠定了理论基础。协整分析，主要用于短期动态关系易受随机扰动的影响，而长期关系又受经济均衡关系约束的经济系统。协整检验的常用方法有EG(EngleGranger，1987)两步法和JOHANSON(Johansen，1988)检验法。约翰森检验法常用于基于向量自回归模型的多变量之间的协整分析13。两步检验法是由恩格尔(Engle)和格兰杰(Grange)于1987年提出的14，通常用于检验两变量之间的协整关系对于两个都是随机游走的变量序列，如果它们的某个线性组合是平稳的，则称这两个序列为协整的；如果是非平稳的，则求出两变量单整的阶，且两个序列具有相同的单整阶数，是序列之间具有协整性的必
32、要条件。如果两个序列单整的阶相同，则可以利用最小二乘法对协整回归方程的残差是否平稳的检验来判断和的协整性。如果是平稳序列，说明是协整的，反之不协整。此法适用于能源消耗与国内生产总值之间的协整关系的分析。由单位根检验可知，LEC和LGDP时间序列都是二阶平稳的，协整检验分两步进行。第一步，通过最小二乘法回归（结果如表8所示）得到两者之间的协整回归方程为 (1) (3.202328) (9.703601)表8 LEC和LGDP的回归检验结果Dependent Variable: LNGDPMethod: Least SquaresDate: 05/21/11 Time: 09:49Sample:
33、1996 2009Included observations: 14VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C1.6658210.5201913.2023280.0076LNEC0.7678190.0791279.7036010.0000R-squared0.886963Mean dependent var6.685879Adjusted R-squared0.877543S.D. dependent var0.581546S.E. of regression0.203505Akaike info criterion-0.214687Sum s
34、quared resid0.496972Schwarz criterion-0.123393Log likelihood3.502806F-statistic94.15987Durbin-Watson stat0.567567Prob(F-statistic)0.000000从估计结果来看，该方程的拟合优度R2为0886963，调整后的R2为0877543，F=94.15987，t统计量和F统计量都很显著，说明模型的拟合效果很好。其中D.W.=0.567567。但是DW值小于dL，说明残差序列没有消除自相关。不能再用普通最小二乘法估计模型。下面采用科克伦-奥科特（C-O）迭代法对序列相关性进行
35、修正。在选用普通最小二乘法估计参数时，引进AR(1)，,AR(p)作为解释变量，其中AR(p)表示随机误差项的p阶自回归。表9是整理了引进AR(1)，AR(2)后的回归结果。表9 C-O迭代法对序列相关性的修正结果引进AR(p)DW值F统计值AR(1)0.8036360.9931660.991800726.6717AR(1)，AR(2)1.2699620.9800020.972503130.6805通过表9可以看出，当引进解释变量增加到AR(2)时从检验结果可以看出，DW值为1.269962，查DW统计量表可得，DL=1.06，DU=1.35，DLDW4-DU，说明残差序列已消除自相关，基本上
36、通过检验。根据表10得到的结果，可以得到修正后的回归模型方程如下： （2） (-0.5196) (10.6904) (2.6085) (-1.3595) 0.980002 0.972503 1.269962 130.6805表10 引入AR(1)，AR(2)后得到的回归结果VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.3541860.681636-0.5196120.6174LNEC1.0606580.09921610.690400.0000AR(1)0.4271960.1637692.6085190.0312AR(2)-0.2201270.
37、161913-1.3595360.2111R-squared0.980002Mean dependent var6.806301Adjusted R-squared0.972503S.D. dependent var0.537116S.E. of regression0.089066Akaike info criterion-1.737676Sum squared resid0.063462Schwarz criterion-1.576040Log likelihood14.42606F-statistic130.6805Durbin-Watson stat1.269962Prob(F-sta
38、tistic)0.000000Inverted AR Roots.21+.42i.21-.42i上式体现的经济意义为：嘉兴能源消耗与经济增长之间存在长期稳定性，通过协整回归方程可以看出，当能源消耗量每上升一个百分比时，全市国内生产总值增加1.0607个百分比。第二步，检验的单整性，看看残差是否是平稳序列。对残差进行单位根检验，按照AIC定阶准则和Eviews 5.0运算确定滞后阶数，通过单位根的检验发现，发现残差的二阶差分，不带有截距项和时间趋势项，滞后阶数为1的模型最适合。由对残差稳定性的检验结果可以看出，ADF值为-2.660373，小于显著性水平为5、10水平下的临界值，说明残差序列是平
39、稳序列。也就是说1998-2009年嘉兴能源消耗与GDP统计数据之间具有协整关系。（四）Granger因果关系检验格兰杰因果关系检验的基本思想为：假定变量X的变化是变量l，发生的原因，则X的变化应该发生在y的变化之前，而且在预测y的回归模型中，引入变量x的过去观测值作为独立变量应该在统计上显著地增加模型的解释能力。交换x与y，做同样的回归估计，检验y是引起x变化的原因8。常用的模型为 （3） （4）白噪声和假定为不相关的。用最小二乘法进行参数估计，用F统计量来进行格兰杰因果关系分析，F检验的原假设分别为 若F统计量的计算值比临界值大，则x不能导致y的原假设不成立，也就是说X是y的Granger
40、原因。根据VAR模型和赤池准则(Akaike into criterion)可以确定最优滞后阶数为4检验结果如表11所示。表11 LEC和LGDP的最优滞后阶数检验LagLogLLRFPEAICSCHQ04.383198NA0.002131-0.476640-0.416123-0.543027133.4171740.647561.48e-05-5.483433-5.301882-5.682594236.162772.7456022.23e-05-5.232554-4.929969-5.564489346.773336.3663349.53e-06-6.554665-6.131046-7.019
41、3744266.208843.88709*9.33e-24*-49.64176*-49.09710*-50.23924*然后，对LEC和LGDP进行格兰杰因果检验结果如下：表12 LEC和LGDP的格兰杰因果关系检验检验 滞后阶数观察值 F值P值结论LGDP不是LEC的Granger原因4103. 5675 0.37548接受LEC不是LGDP的Granger原因 236.112 0.04877拒绝注：表中数据均采用Eviews 5.0软件计算所得由表10可以看出，在滞后阶数为4的时候，对于LGDP不是LEC的格兰杰原因的假设相伴概率为0.37548，表明至少在5的显著性水平下接受原假设，即可
42、以认为LGDP不是LEC的格兰杰原因，说明经济的增长不能带来能源消耗的增加。而对于LEC不是LGDP的格兰杰原因的相伴概率只有0.04877，表明至少在5的显著性水平下，拒绝原假设，即可以认为LEC是LGDP的格兰杰原因，说明能源消耗将带来经济增长的变化。能源消耗与经济增长之间存在显著的Granger单向因果关系，这种因果关系与嘉兴的实际情况是相符合的。能源消耗对嘉兴的经济增长起到了极大的促进与推动作用。经济增长依托于能源的消耗，而产出增加又会进一步刺激对能源需求的扩大。近年来，嘉兴市着力构建以传统特色优势产业、发达国家和地区及上海先进制造业的配套产业、临港型工业和都市农业四大产业，积极发展低
43、能耗型经济。但是，嘉兴的产业结构中还有一部分以能源原材料等高耗能重型工业为主，并依赖政府投资来扩大规模，这些产业对能源具有较强的依赖性，能源的消耗促进了经济增长。四、结论及政策建议本文主要分析嘉兴能源消耗和经济增长之间的关系，根据1996年到2009年期间的相关数据，运用Eviews 5.0，建立相关模型对数据进行计量分析，得出以下一些结论：第一，嘉兴能源消耗与经济增长之间存在较强的相关性，通过能源消耗强度的分析，可以看出嘉兴能源消耗强度在出现一个转折之后实现了大幅的降低，即单位能耗所产出的GDP 在不断增长，能源利用效率在不断提高。第二，通过协整分析可以得出，嘉兴能源消耗与经济增长之间存在长期稳定
