經(jīng)濟(jì)信息管理論文征稿長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析———基于協(xié)整分析和狀態(tài)空間模型的估計(jì)

1、經(jīng)濟(jì)信息管理論文征稿：長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析基于協(xié)整分析和狀態(tài)空間模型的估計(jì)摘 要：以協(xié)整分析和狀態(tài)空間模型為分析視角，本文對(duì)1990-2008年長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果顯示：從協(xié)整分析來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，并且當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量受當(dāng)期能源消耗增長(zhǎng)量和前一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有29.98%的自動(dòng)修復(fù)能力。從空間狀態(tài)模型來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)彈性曲線圖呈現(xiàn)出“倒U型”，大約在0.633-0.664之間波動(dòng)，在1999年達(dá)到最低點(diǎn)，1990-1999年出現(xiàn)震蕩下滑，而1999-2005年小幅度反彈，2005年以后

2、能源消費(fèi)彈性趨向于收斂。在此基礎(chǔ)上，得到三點(diǎn)啟示。關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整分析；狀態(tài)空間模型一、引言1，總體上能源消費(fèi)增長(zhǎng)慢于GDP增長(zhǎng)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與GD基本上是同向增長(zhǎng)的，能源消耗是經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了重要的物質(zhì)保障。GDP和能源消耗年平均增長(zhǎng)率見(jiàn)表1。圖1可以看出：第一，長(zhǎng)三角地區(qū)能源消耗與GDP基本是同向變化，都有不斷上升趨勢(shì)；第二，從趨勢(shì)來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)能源消耗與GDP變化并沒(méi)有呈現(xiàn)喇叭口狀態(tài)，而是一個(gè)同步增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)對(duì)能源需求也在相應(yīng)地增加，能源消耗增長(zhǎng)速度并沒(méi)有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度快，這為筆者進(jìn)一步研究能源消費(fèi)與

3、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析提供了現(xiàn)實(shí)背景。 基于上述現(xiàn)實(shí)考慮，本文將從兩個(gè)層面來(lái)解析長(zhǎng)三角地區(qū)的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。一方面，采用協(xié)整分析長(zhǎng)三角地區(qū)國(guó)民生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)之間的短期與長(zhǎng)期均衡關(guān)系；另一方面，將不可觀測(cè)的變量加入到估算模型中也就是說(shuō)，采用變系數(shù)的狀態(tài)空間模型對(duì)能源消費(fèi)彈性進(jìn)行了估計(jì)，推算了長(zhǎng)三角能源消費(fèi)彈性的趨勢(shì)，試圖反映長(zhǎng)三角地區(qū)能源利用情況，從而更深刻地揭示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系。 二、分析框架1理論基礎(chǔ)能源是人類社會(huì)賴以生存和發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系：一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源存在依賴性，即大量的能源投入促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

4、促成了能源的大規(guī)模開(kāi)發(fā)和利用，也為發(fā)展能源提供了資金支持。與此同時(shí)，能源的開(kāi)發(fā)利用促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)而極大地推進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是，快速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可避免地加劇了對(duì)資源消耗、環(huán)境保護(hù)的壓力，能源過(guò)度消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的兩難沖突。與此同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)具有正負(fù)效應(yīng)。如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式建立在能源消耗低、環(huán)境污染少的基礎(chǔ)上時(shí)，經(jīng)濟(jì)將持續(xù)穩(wěn)定，資源合理開(kāi)發(fā)并能優(yōu)化生態(tài)環(huán)境；如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式建立在能源消耗偏高、破壞環(huán)境的不可持續(xù)能力上，經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展會(huì)導(dǎo)致對(duì)能源資源的過(guò)度消耗，伴隨著對(duì)資源開(kāi)發(fā)進(jìn)一步加劇，最終制約經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，進(jìn)入經(jīng)濟(jì)發(fā)展和資源開(kāi)發(fā)的非良性循環(huán)。因此，要促進(jìn)經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展，必

5、須樹(shù)立科學(xué)發(fā)展理念，走“資源節(jié)約型、環(huán)境友好型”發(fā)展路徑。2研究方法（1）協(xié)整分析第一步，平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)而言，平穩(wěn)性是核心。通過(guò)ADF檢驗(yàn)各變量差分序列是否平穩(wěn)。若各變量都存在同階單整序列，則可以考察變量之間協(xié)整關(guān)系。第二步，采用Engle和Granger（1987）提出的協(xié)整檢驗(yàn)的方法。在各變量序列都是同階單整序列前提下，建立回歸方程：Ln（ECt）=0+1Ln（GDPt）+t（t=1990-2008），其中，EC表示能源消費(fèi)總量作為被解釋變量，GDP表示長(zhǎng)三角地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為解釋變量（下同）。運(yùn)用ADF檢驗(yàn)來(lái)判斷殘差序列贊t是否平穩(wěn)。如果殘差序列是平穩(wěn)的，則可以確定回歸方

6、程中的兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，并且協(xié)整向量為（1，-贊0，-贊1）；否則兩個(gè)變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。第三步，ECM分析。沿用E-G兩步法思想，模型設(shè)定為L(zhǎng)n（ECt）=1Ln（GDt）+2Ln（ECt-1）+ecmt-1+tecmt-1=Ln（ECt-1）-贊0-贊1Ln（GDPt-1）：其中為調(diào)整系數(shù)。它表示當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)回到均衡狀態(tài)。第四步，Granger因果檢驗(yàn)。運(yùn)用Granger（1969）提出的Granger因果檢驗(yàn)，基本思想是：若X的變化引起Y的變化，則X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y的變化之前。也就是說(shuō)“X變化是引起Y變化的Granger因果關(guān)系”。反

7、之，若Y的變化引起X的變化，則Y的變化應(yīng)該發(fā)生在X變化之前。也就是說(shuō)，Y變化是引起X變化的Granger因果關(guān)系。（2）狀態(tài)空間模型在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，狀態(tài)空間模型（State SpaceModel）用來(lái)估計(jì)不可觀測(cè)的時(shí)間變量：理性預(yù)期、測(cè)量誤差、長(zhǎng)期收入和不可觀測(cè)因素（趨勢(shì)和循環(huán)要素）。許多時(shí)間序列模型，包括典型的線性回歸模型和ARIMA模型都能作為特例寫成狀態(tài)空間形式并估計(jì)參數(shù)值。利用狀態(tài)空間形式表示動(dòng)態(tài)系統(tǒng)主要有兩個(gè)優(yōu)點(diǎn)：第一，狀態(tài)空間模型將不可觀測(cè)的變量（狀態(tài)變量）并入可觀測(cè)模型，并與其一起得到估計(jì)結(jié)果；第二，狀態(tài)空間模型是利用強(qiáng)有力的迭代算法卡爾曼濾波（KalmanFilter）來(lái)估計(jì)的

8、，卡爾曼濾波可以用來(lái)估計(jì)單變量和多變量的ARMA模型、馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型和變參數(shù)模型等（高鐵梅，2009）。本文采用變系數(shù)的計(jì)量模型，以狀態(tài)空間模型進(jìn)行估計(jì)，可以反映出能源消費(fèi)彈性隨時(shí)間的變動(dòng)情況。一般來(lái)說(shuō)，狀態(tài)空間模型是由一組測(cè)量（Observation）方程和狀態(tài)（State）方程構(gòu)成。以狀態(tài)空間模型考察GDP與能源消費(fèi)的關(guān)系，建立如下形式模型：測(cè)量方程：Ln（ECt）=dt+tLn（GDPit）+t（t=1，2，T）（1）；狀態(tài)方程：t+ct=Ttt-1+t（t=1，2，T）（2）方程（1）為測(cè)量方程，表示能源消費(fèi)與GD之間的一般關(guān)系，其中：可變參數(shù)是不可觀測(cè)變量，稱為狀態(tài)變量，其變化反映

9、除GDP以外的其他因素對(duì)能源消費(fèi)和GDP關(guān)系的綜合影響；dt是具有固定參數(shù)的解釋變量。方程（2）稱為狀態(tài)方程或轉(zhuǎn)換（Transition）方程描述了狀態(tài)變量的生成過(guò)程。在方程（2）中，假定參數(shù)t服從于AR（1）模型。t，t分別是測(cè)量方程和狀態(tài)方程的擾動(dòng)項(xiàng)，相互獨(dú)立，且服從均值為零、方差是常數(shù)的正態(tài)分布。3變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源本文研究過(guò)程采用1990-2008年的長(zhǎng)三角地區(qū)國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1990年為基期的國(guó)民生產(chǎn)總值指數(shù)對(duì)GDP進(jìn)行縮減，以消除物價(jià)因素影響。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時(shí)削弱可能的異方差，對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)處理。數(shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)年度的上海

10、統(tǒng)計(jì)年鑒、江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒、浙江統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒。三、實(shí)證分析1.長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)運(yùn)用Eviews5.1對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。表2顯示：變量Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF統(tǒng)計(jì)值都大于5%顯著水平的臨界值，因此不能拒絕原假設(shè)；Ln（GDP）和Ln（EC）都是一個(gè)非平穩(wěn)序列。Ln（GDP）和Ln（EC）的ADF統(tǒng)計(jì)值都是大于5%顯著水平的臨界值，因此也不能拒絕原假設(shè)。但是2Ln（GDP）和2Ln（EC）的ADF統(tǒng)計(jì)值都是小于5%顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，從而認(rèn)為變量2Ln（GDP）和2Ln（Y）都是2階單

11、整序列，即Ln（GDP）I（2），Ln（EC）I（2）。（2）協(xié)整關(guān)系運(yùn)用Eviews5.1OLS回歸方程為:LnEC=4.3141+0.6158LnGDP+贊t（3）t=（14.89）（19.66）R2=0.9578 DW=0.16回歸方程中0.6158表示：在1990-2008年，平均而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1%會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)增長(zhǎng)0.6158%。運(yùn)用Eviews5.1對(duì)回歸方程（3）估計(jì)的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。表3顯示：殘差序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定殘差序列是平穩(wěn)序列。長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗之間存在協(xié)整關(guān)系，并且協(xié)整向量為（1，4.3

12、14，0.6158），說(shuō)明在樣本期間內(nèi)，長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。（3）ECM分析運(yùn)用Eviews5.1的OLS回歸方程為:LnECt=-0.0809+0.6342LnGDPt+0.9423LnECt-1-0.2998ecmt-1（4）t=（-2.71）（2.92）（6.77）（-4.12）R2=0.8185 Adjusted R2=0.7766 DW=2.16其中，ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-1回歸方程（4）表明：第一，在5%的顯著性水平下，短期內(nèi)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加1%，當(dāng)期能源消費(fèi)增長(zhǎng)量也會(huì)相應(yīng)增加0.6342%；前一期能源

13、消費(fèi)增長(zhǎng)量增加1%，當(dāng)期能源消費(fèi)增長(zhǎng)量也會(huì)增加0.9423%。第二，0.2998表示：當(dāng)能源消費(fèi)總量短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)候，以0.2998調(diào)整速度向均衡點(diǎn)靠近，也就是說(shuō)，將以0.2998的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。第三，當(dāng)ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-10時(shí)，即第t-1期能源消費(fèi)總量向上偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，調(diào)整系數(shù)會(huì)以0.2998的速度減少第t期能源消費(fèi)總量的增量，從而調(diào)整第t期的能源消費(fèi)總量向長(zhǎng)期均衡靠近；當(dāng)ecmt-1=LnECt-1-4.314-0.6158LnGDPt-10時(shí)，即第t-1期能源消費(fèi)總量向下偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，調(diào)整系數(shù)會(huì)以0.29

14、98的速度增加第t期能源消費(fèi)總量的增量，從而調(diào)整t期的能源消費(fèi)總量向長(zhǎng)期均衡靠近。（4）Granger因果檢驗(yàn)運(yùn)用Eviews5.1做Granger因果檢驗(yàn)分析長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗內(nèi)在關(guān)系，結(jié)果見(jiàn)表4。表4顯示：假設(shè)H2能源消耗變化不會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化，在兩種情況下都不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)能源消耗并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生變量。而假設(shè)H1經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化不會(huì)引起能源消耗的變化，在三種情況下都被拒絕。結(jié)論顯示：長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗具有單向的Granger因果關(guān)系，說(shuō)明在一定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上，表現(xiàn)出對(duì)能源更高的直接需求，同時(shí)也預(yù)示著未來(lái)單位GDP能耗的下降速度要減緩，資源消耗要增加

15、。2長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的狀態(tài)空間模型分析運(yùn)用Eviews5.1對(duì)1990-2008年長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行變參數(shù)狀態(tài)空間模型進(jìn)行估計(jì)，以卡爾曼濾波算法可以得到如下測(cè)量方程和狀態(tài)方程。測(cè)量方程：Ln（ECt）=4.0163+tLn（GDPit）（5）；se=（0.4583*）狀態(tài)方程：t=0.1829+0.7189tt-1（6）se=（0.013*）（0.010*）式中：EC為長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)總量；t為變參數(shù)，表示能源消費(fèi)彈性，括號(hào)中為估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差，*、*分別表示在5%、10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。狀態(tài)方程（6）中的系數(shù)T的估計(jì)值顯著不為零，說(shuō)明不為常數(shù)而存在自相

16、關(guān)性，也就是說(shuō)，除GDP以外的其他因素對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)關(guān)系的影響是比較明顯的。參數(shù)t隨時(shí)間變動(dòng)較大，說(shuō)明采用變系數(shù)模型刻畫長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)彈性系數(shù)變化的必要性。圖2給出了采用狀態(tài)空間模型方法估算了長(zhǎng)三角地區(qū)1990-2008年能源消費(fèi)彈性系數(shù)的變化趨勢(shì)。從圖中可以看出在樣本期間長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)彈性曲線圖呈現(xiàn)出“倒U型”，大約在0.633-0.664之間波動(dòng)。當(dāng)GDP每增加100億元，將大約有63.3-66.4萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤能源被用于消費(fèi)。在1999年達(dá)到最低點(diǎn)，1990-1999年出現(xiàn)震蕩下滑，而1999-2005年卻小幅度反彈，在2005年以后在0.655上下波動(dòng)，能源消費(fèi)彈性趨向于

17、收斂。1990-1999年能源消費(fèi)彈性系數(shù)的下降表明同比例增長(zhǎng)的產(chǎn)出增長(zhǎng)需要更小的能源消費(fèi)增加比例。估計(jì)結(jié)果一定程度上表明：長(zhǎng)期以來(lái)，特別是改革開(kāi)放以后，我國(guó)能源的高投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)功不可沒(méi)，單位能源消費(fèi)帶來(lái)的GDP增加呈上升趨勢(shì)，而且能源利用的效率總體上在提高。但是，我們也應(yīng)看到：1999年以來(lái)長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)彈性系數(shù)持續(xù)上升，這期間為長(zhǎng)三角地區(qū)重工業(yè)增長(zhǎng)最快的時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城市化帶來(lái)的大規(guī)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)體制刺激了對(duì)重工業(yè)的投資，投資增長(zhǎng)過(guò)猛、高耗能產(chǎn)業(yè)迅速擴(kuò)張和高耗能產(chǎn)品產(chǎn)量大幅增長(zhǎng)。伴隨著長(zhǎng)三角地區(qū)“膨脹病”問(wèn)題日益嚴(yán)重，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)已經(jīng)推上重要的議程，在加

18、之，我國(guó)在“十一五”提出落實(shí)科學(xué)發(fā)展重要戰(zhàn)略的推進(jìn)，2005年以來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)彈性趨向于收斂，這主要在于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整與區(qū)域能源政策共同推進(jìn)作用。在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面，將一系列高污染、高耗能的企業(yè)關(guān)、停、并、轉(zhuǎn)，積極扶持低污染、低能耗、高附加值的產(chǎn)業(yè)，重點(diǎn)發(fā)展新能源、污染較低的高級(jí)服務(wù)業(yè)。以江蘇為例，近幾年來(lái)，江蘇省新能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，在一些關(guān)鍵領(lǐng)域取得突破，產(chǎn)業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力顯著提高。2008年，江蘇省新能源產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)值近900億元，特別是光伏產(chǎn)業(yè)規(guī)模躍居全國(guó)第一。從政策角度來(lái)看，2006年底長(zhǎng)三角地區(qū)開(kāi)始籌建長(zhǎng)三角能源平臺(tái)，建設(shè)統(tǒng)一的區(qū)域能源交易市場(chǎng)，以健全長(zhǎng)三角能源保障機(jī)制，優(yōu)化區(qū)域能源

19、項(xiàng)目布局，提高能源利用效率。長(zhǎng)三角能源平臺(tái)著眼于打破投資、流通壁壘，建立統(tǒng)一的區(qū)域能源交易市場(chǎng)，構(gòu)建煤炭、油品、電力等交易中心；推動(dòng)跨省區(qū)能源企業(yè)合作，促進(jìn)能源中介機(jī)構(gòu)、節(jié)能服務(wù)公司的發(fā)展；并探索建立國(guó)際化能源供應(yīng)體系和國(guó)際能源合作機(jī)制。隨著我國(guó)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)，節(jié)能減排將面臨著較大的壓力。四、結(jié)論與啟示本文對(duì)1990-2008年長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，基本結(jié)論如下：從協(xié)整分析來(lái)看，從短期來(lái)看，當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量受當(dāng)期能源消耗增長(zhǎng)量和前一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的影響，并且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有29.98%自動(dòng)修復(fù)能力。從長(zhǎng)期來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1%會(huì)導(dǎo)致能源消耗增長(zhǎng)0.6158%。Gra

20、nger因果檢驗(yàn)表明：長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消耗具有單向的Granger因果關(guān)系，說(shuō)明在一定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上，表現(xiàn)出對(duì)能源更高的直接需求，同時(shí)也預(yù)示著未來(lái)單位GDP能耗的下降速度要減緩，資源消耗要增加。從空間狀態(tài)模型來(lái)看，1990-2008年長(zhǎng)三角地區(qū)能源消費(fèi)彈性曲線圖呈現(xiàn)出“倒U型”，大約在0.633-0.664之間波動(dòng)。當(dāng)GDP每增加100億元，將大約有63.3-66.4萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤能源被用于消費(fèi)。在1999年達(dá)到最低點(diǎn)，1990-1999年出現(xiàn)震蕩下滑，而1999-2005年小幅度反彈，2005年以后在0.655上下波動(dòng)，能源消費(fèi)彈性趨向于收斂。根據(jù)以上的實(shí)證分析，我們得到以下三點(diǎn)啟示。第一，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量角度，落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀的重要性?？茖W(xué)發(fā)展觀強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要性。人類要達(dá)到可持續(xù)發(fā)展所要求的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，就必須改變傳統(tǒng)的能源和資源利用開(kāi)發(fā)方式，改變以“高投入、高消耗、高污染”為特征的生產(chǎn)消費(fèi)模式和思維方式，實(shí)施可持續(xù)的生產(chǎn)和消費(fèi)模式，改變“先污染后治理”的傳統(tǒng)發(fā)展模式，實(shí)施可持續(xù)發(fā)展所要求的發(fā)展模式，從而減少經(jīng)濟(jì)發(fā)展所造成對(duì)能源消耗的壓力。第二，調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、從而轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整維度來(lái)看，調(diào)整的方向應(yīng)該是加速發(fā)展服務(wù)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)。以經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整為源頭，控制能源投入強(qiáng)度，促進(jìn)能源合理開(kāi)發(fā)與