導(dǎo)言：作為寫作愛好者，不可錯(cuò)過(guò)為您精心挑選的10篇能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

CPI 受PPI傳導(dǎo)影響大

在調(diào)整中發(fā)展是未來(lái)兩年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的基調(diào)，我們預(yù)測(cè)2005年GDP增長(zhǎng)為8-8.5%，固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)為18-20%。

大國(guó)經(jīng)濟(jì)在每一個(gè)成長(zhǎng)時(shí)期都有一些明顯的關(guān)鍵點(diǎn)，2005年把握中國(guó)經(jīng)濟(jì)脈搏的將是能源和金融。能源和金融維系著中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的底線，解決好能源和銀行問(wèn)題事關(guān)全局。

能源價(jià)格上漲向下游傳導(dǎo)

2004年煤、電、油、運(yùn)的全面緊張向我們傳遞出清晰的信號(hào)，即能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)了脫節(jié)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)的任何波動(dòng)都改變不了增長(zhǎng)全面啟動(dòng)、經(jīng)濟(jì)處在重化工業(yè)長(zhǎng)周期的上升初期這一基本事實(shí)，這決定了中國(guó)對(duì)能源的高度依賴，而目前的能源總量供給卻跟不上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的需求，能源瓶頸將繼續(xù)存在。

2003、2004年對(duì)電力行業(yè)的大規(guī)模投資或許可以在未來(lái)兩年內(nèi)部分解決用電緊張問(wèn)題，但是中國(guó)能源緊缺的問(wèn)題卻不會(huì)因?yàn)殡娏ν顿Y而得到解決。

中國(guó)的能源結(jié)構(gòu)以燃煤火電為主，電力很大程度上受制于煤炭產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而煤炭這種不可再生資源不可能無(wú)限制地增長(zhǎng)。

能源問(wèn)題的復(fù)雜性在于，它對(duì)財(cái)政政策和貨幣政策的變化并不敏感，僅對(duì)下游的需求有彈性，而且作為能源上游產(chǎn)品的石油對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)而言是一種輸入型因素。由于能源產(chǎn)品的價(jià)格傳導(dǎo)作用，其定價(jià)具有牽制其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展的先行指標(biāo)的功能，影響其他行業(yè)的盈利和產(chǎn)業(yè)布局。2004年工業(yè)品價(jià)格（PPI）上漲大大高于居民消費(fèi)品價(jià)格（CPI），上下游產(chǎn)品價(jià)格背離現(xiàn)象嚴(yán)重，能源等上游產(chǎn)品價(jià)格上漲向下游傳導(dǎo)只是時(shí)間問(wèn)題，PPI對(duì)CPI的傳導(dǎo)將是2004年留給2005年的難題。

我們預(yù)計(jì)2005年石油價(jià)格的回落不會(huì)減輕中國(guó)能源的壓力。如何制定一個(gè)有效的能源政策，改善中國(guó)的能源結(jié)構(gòu)，是2005年繞不開的問(wèn)題，否則實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)遠(yuǎn)景目標(biāo)的努力將失去基礎(chǔ)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴資本投入凸顯金融安全問(wèn)題

近年來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多地依賴資本投入和資本形成機(jī)制，資本密集型產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)速度明顯快于勞動(dòng)密集型的增長(zhǎng)速度。2005年，固定資產(chǎn)投資增速會(huì)降低，但財(cái)政投資過(guò)大、投資回報(bào)率低、資本價(jià)格扭曲、銀行運(yùn)行機(jī)制不暢等在2004年被進(jìn)一步揭示的問(wèn)題，需要在2005給予重點(diǎn)解決。

篇2

1研究背景

1949年以來(lái)，特別是1978年以后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，GDP從1978年的3678.70億元增長(zhǎng)至2019年的990865.10億元，30年間增長(zhǎng)約269倍，但在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)環(huán)境問(wèn)題也日益尖銳，究其根源就是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是以能源的大量消耗為基礎(chǔ)，致使環(huán)境問(wèn)題日益嚴(yán)重。張玉林（2014）指出我國(guó)近年來(lái)嚴(yán)重的霧霾天氣主要是由于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)大量消耗不可再生能源造成的環(huán)境問(wèn)題。杜曉叢（2018）認(rèn)為人類的日常生活對(duì)于能源的依賴也是環(huán)境問(wèn)題的一個(gè)主要原因，應(yīng)該提高國(guó)民對(duì)于環(huán)境問(wèn)題的深刻認(rèn)識(shí)。所以，應(yīng)高度重視環(huán)境問(wèn)題及其制定合理的解決措施。本文以霧霾為例引出因能源消耗而導(dǎo)致的嚴(yán)峻的環(huán)境問(wèn)題，使公眾認(rèn)識(shí)到環(huán)境問(wèn)題與我們息息相關(guān)，并提出相關(guān)解決措施。

2我國(guó)能源消耗的現(xiàn)狀

當(dāng)前，判斷一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主要標(biāo)準(zhǔn)就是該國(guó)的工業(yè)發(fā)展水平，工業(yè)化是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必經(jīng)之路，而一個(gè)國(guó)家發(fā)展工業(yè)不僅需要資本、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素的大量投入，能源也是不可或缺的投入品，其在工業(yè)化的初級(jí)階段是決定經(jīng)濟(jì)是否增長(zhǎng)的直接因素。當(dāng)前我國(guó)的工業(yè)化仍然需要大量的能源投入，屬于粗放式的能源消耗結(jié)構(gòu)，我國(guó)高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然依賴于能源的高投入，從而對(duì)環(huán)境造成巨大沖擊，生態(tài)環(huán)境承載力日益下降，產(chǎn)生了一系列能源環(huán)境問(wèn)題。目前，我國(guó)是第二大能源消耗國(guó)，表1是我國(guó)改革開放以來(lái)的能源消耗情況。從1980-2019年的能源消耗表可以看出，能源消耗總量一直以來(lái)都是持續(xù)增長(zhǎng)的，而且表中明顯反映出我國(guó)的能源消耗以煤炭資源為主，到2019年煤炭消耗比重還占據(jù)62.80%的高位。我國(guó)是產(chǎn)煤大國(guó)，煤炭資源可以實(shí)現(xiàn)自給自足，不需要從別的國(guó)家進(jìn)口，但大量燃燒導(dǎo)致空氣污染十分嚴(yán)重。相反，我國(guó)的石油資源主要依賴進(jìn)口，近幾年的消費(fèi)占能源消耗總量的18%左右，而天然氣和其他清潔能源的消費(fèi)總量不到10%。從數(shù)據(jù)分析可以看出，天然氣、風(fēng)能和水電等能源沒(méi)有很好的利用。從圖1可以看出，2008年以前我國(guó)的能源消耗增長(zhǎng)速度雖然有增有減，但一直維持一個(gè)較高的增長(zhǎng)速度，2008年以后增速有所放緩，2013年以來(lái)的能源消耗總量增速一直保持一個(gè)較低的水平。但是為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，前期能源的大量投入以及后續(xù)各種的持續(xù)投入導(dǎo)致環(huán)境的承載能力下降出現(xiàn)了大量的環(huán)境問(wèn)題，例如，近幾年大部分地區(qū)出現(xiàn)的持續(xù)的霧霾天氣。自2012年冬季以來(lái)，我國(guó)大部分地區(qū)出現(xiàn)了嚴(yán)重的霧霾天氣，相關(guān)報(bào)道持續(xù)出現(xiàn)在新聞上面。2013年1月北京霧霾天氣持續(xù)達(dá)25天，而一直到6月份霧霾天氣持續(xù)達(dá)18天。其實(shí)不只是經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的一線城市霧霾較為嚴(yán)重，新一線城市西安多年來(lái)的霧霾一直較嚴(yán)重，2017年西安的霧霾全國(guó)第三。造成霧霾嚴(yán)重的原因歸根結(jié)底還是發(fā)展經(jīng)濟(jì)大量投入煤炭、石油、天然氣等能源造成大量有害氣體排放。

3我國(guó)能源消費(fèi)中存在的問(wèn)題

能源實(shí)現(xiàn)可持續(xù)利用的基本條件是可再生能源的開發(fā)與利用，把我國(guó)一直以來(lái)嚴(yán)重依賴不可再生能源的消費(fèi)方式轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)于各種清潔能源的依賴，這樣既可以使不可再生能源可持續(xù)發(fā)展，又可以保護(hù)生態(tài)環(huán)境。面對(duì)嚴(yán)峻的環(huán)境問(wèn)題，我國(guó)已經(jīng)在新能源產(chǎn)品市場(chǎng)取得了一定的進(jìn)展，但對(duì)于新能源的探索并沒(méi)有及時(shí)抑制各種環(huán)境問(wèn)題的產(chǎn)生，能源的可持續(xù)發(fā)展依舊存在諸多問(wèn)題。

3.1經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠不可再生資源

我國(guó)目前能源的開發(fā)技術(shù)水平不是很高，而在GDP中占比較大的產(chǎn)業(yè)又嚴(yán)重依賴能源的大量投入，能源的開發(fā)產(chǎn)生嚴(yán)重浪費(fèi)再加上排污嚴(yán)重而廢棄物的處理利用率又比較低，一味地追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而忽視了產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展。石油、煤炭、天然氣等不可再生能源的大量使用對(duì)環(huán)境生態(tài)平衡破壞嚴(yán)重。

3.2傳統(tǒng)生活方式和消費(fèi)方式依然占主體

我國(guó)的生產(chǎn)方式和消費(fèi)方式主要依靠能源的大量消耗，由于技術(shù)水平較低等原因造成能源利用率低，浪費(fèi)嚴(yán)重，我國(guó)每年需要投入大量財(cái)政資金和技術(shù)人員處理這些廢氣物以及廢水等問(wèn)題，但是由于技術(shù)水平較低，處理結(jié)果也不是那么理想，所以我們應(yīng)該深刻反思這種傳統(tǒng)的生產(chǎn)生活方式應(yīng)該怎樣轉(zhuǎn)變?nèi)ミm應(yīng)當(dāng)今的可持續(xù)發(fā)展這個(gè)時(shí)代主題，然后還可以緩解我國(guó)當(dāng)前所面臨的環(huán)境問(wèn)題。

3.3可再生能源的開發(fā)技術(shù)水平不高

我國(guó)對(duì)新能源展開了全方位的探索，但是目前由于各種客觀條件的限制沒(méi)有大幅度地替代不可再生能源投入生產(chǎn)領(lǐng)域。就風(fēng)力發(fā)電而言，雖然風(fēng)力發(fā)電裝置在世界上遙遙領(lǐng)先，但是由于沒(méi)有達(dá)到規(guī)模化經(jīng)營(yíng)水平，行業(yè)普及率不是很高。另外，國(guó)家高度重視對(duì)清潔能源的開發(fā)和利用，例如，國(guó)家投入大量財(cái)政資金以及優(yōu)惠政策來(lái)開展太陽(yáng)能產(chǎn)業(yè)，但是由于技術(shù)水平還不是很成熟，依然處于起步階段。

4對(duì)環(huán)境問(wèn)題提出相關(guān)建議

4.1完善我國(guó)環(huán)境法律體系，從源頭治理環(huán)境污染問(wèn)題

完善環(huán)境法律體系，提高執(zhí)法力度，是保護(hù)環(huán)境的最實(shí)質(zhì)也是最有效的方式。但我國(guó)的環(huán)境法律體系依然存在嚴(yán)重的漏洞，如環(huán)境稅，在美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家環(huán)境稅已經(jīng)取得了巨大的成果，但我國(guó)的環(huán)境稅一方面由于起步較晚，另一方面重費(fèi)輕稅，二者混合征收，造成環(huán)境稅形同虛設(shè)。所以我們不僅要借鑒美國(guó)、澳大利亞等環(huán)境法律體系較為完善的國(guó)家來(lái)完善我國(guó)的法律體系，還應(yīng)根據(jù)我國(guó)國(guó)情和環(huán)境問(wèn)題的現(xiàn)狀來(lái)制定可實(shí)際操作的、完善的法律體系。

4.2重視可再生能源的開發(fā)和利用，改變傳統(tǒng)的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)

目前為止，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嚴(yán)重依賴不可再生能源，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)主要以煤炭為主，石油、天燃?xì)獾绕渌淮涡阅茉礊檩o，這些能源大多都會(huì)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生巨大危害。所以我們應(yīng)該轉(zhuǎn)換傳統(tǒng)能源的消費(fèi)方式，轉(zhuǎn)而提高對(duì)風(fēng)能、太陽(yáng)能等可再生、清潔能源的開發(fā)與利用。因此，我們要將清潔能源投入相關(guān)企業(yè)以減少排污量，還應(yīng)該大力提倡全民使用此類清潔能源，減少生活廢氣、廢物對(duì)環(huán)境的污染。另外，應(yīng)該繼續(xù)投入人力、物力及財(cái)力繼續(xù)探索對(duì)新能源的開采和利用，既兼顧源頭治理，又不放棄對(duì)目前環(huán)境問(wèn)題的治理。

篇3

能源是人類生存和發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，是維系中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)持續(xù)快速發(fā)展的重要保障。正確認(rèn)識(shí)能源供給與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的內(nèi)在關(guān)系，對(duì)于深入把握當(dāng)前我國(guó)能源供給現(xiàn)狀、科學(xué)規(guī)劃能源發(fā)展戰(zhàn)略都具有十分重要的意義。

一、數(shù)據(jù)協(xié)整分析

本文采用協(xié)整分析方法，就宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行與能源產(chǎn)量、各類能源產(chǎn)量以及能源缺口量之間的關(guān)系，進(jìn)行量化評(píng)價(jià)。所涉及數(shù)據(jù)為：①國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP1）、能源生產(chǎn)總量（LE），時(shí)間跨度為1978年至2005年；②國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP2）、煤炭產(chǎn)量（LC）、石油產(chǎn)量（LO）、天然氣產(chǎn)量（LN）、水電產(chǎn)量（LH），時(shí)間跨度為1978年至2004年；③國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率（LRGDP）、能源缺口量占能源總產(chǎn)量比重（LEG），時(shí)間跨度為1992年至2005年。（以上數(shù)據(jù)均選取對(duì)數(shù)值）。

1.ADF檢驗(yàn)

根據(jù)數(shù)據(jù)處理需要，采用ADF檢驗(yàn)，對(duì)所涉及數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并做相應(yīng)處理，以消除虛假回歸。經(jīng)檢驗(yàn)（見表1），所有數(shù)據(jù)均滿足協(xié)整分析要求。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

數(shù)據(jù)說(shuō)明：***代表1％的顯著水平，**代表5％的顯著水平，下表同。

2.Granger檢驗(yàn)

根據(jù)數(shù)據(jù)處理需要，采用Granger檢驗(yàn)，對(duì)以上三類變量?jī)?nèi)部的相互影響關(guān)系進(jìn)行分析。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果（見表2），LGDP1變動(dòng)會(huì)引起LE變動(dòng)，LGDP2變動(dòng)會(huì)分別引起LC、LO、LN變動(dòng)，LRGDP變動(dòng)會(huì)引起LEG變動(dòng)，但LGDP2卻與LH之間不存在這一關(guān)系。

表2 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

3.協(xié)整檢驗(yàn)

在ADF檢驗(yàn)、Granger檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用EG檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整分析，以進(jìn)一步明確變量之間的因果關(guān)系及其長(zhǎng)期穩(wěn)定性（見表3）。

表3 協(xié)整方程系數(shù)估計(jì)結(jié)果

同時(shí)，再次采用ADF檢驗(yàn)，對(duì)協(xié)整方程（1）至（5）殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)（見表4），除方程（4）外，其余4個(gè)方程均為平穩(wěn)序列。即，LGDP1與LE，LGDP2分別與LC、LO，以及LRGDP與LEG之間的因果關(guān)系，具備長(zhǎng)期穩(wěn)定性。

表4 協(xié)整方程系數(shù)估計(jì)結(jié)果

分析表3中的DW值可以發(fā)現(xiàn)，協(xié)整方程（1）至（3）的誤差項(xiàng)存在正自相關(guān)。這主要是由于我國(guó)能源產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)影響具有一定滯后性，致使協(xié)整方程中部分重要解釋變量有所忽略造成的。這里引入廣義最小二乘法，在協(xié)整方程中加入自回歸項(xiàng)AR（1）、AR（2），對(duì)這一影響進(jìn)行濾除。表5表明，通過(guò)添加自回歸項(xiàng)，協(xié)整方程誤差項(xiàng)的自相關(guān)問(wèn)題得以解決，同時(shí)，經(jīng)調(diào)整后的協(xié)整方程的擬合優(yōu)度有所提高，標(biāo)準(zhǔn)誤差有所下降。

表5 廣義最小二乘法估計(jì)結(jié)果

二、基本分析結(jié)論

依據(jù)協(xié)整分析結(jié)果，我國(guó)能源供給的宏觀經(jīng)濟(jì)影響主要呈現(xiàn)出以下特點(diǎn)：

首先，從長(zhǎng)期看，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化會(huì)引發(fā)能源生產(chǎn)總量,以及各類能源產(chǎn)量的變化，且其變化方向是一致的。同時(shí)，受我國(guó)能源結(jié)構(gòu)比例影響，GDP對(duì)于煤炭產(chǎn)量的影響要高于對(duì)石油的影響。

其次，從短期看，能源生產(chǎn)總量、煤炭產(chǎn)量、石油產(chǎn)量均會(huì)受到自回歸項(xiàng)影響，其中滯后一期的AR（1）對(duì)能源生產(chǎn)存在正向影響，而滯后二期的AR（2）則對(duì)能源生產(chǎn)存在反向影響，且滯后二期系數(shù)的絕對(duì)值小于滯后一期的系數(shù)，這說(shuō)明我國(guó)能源生產(chǎn)具有很大的慣性。因此，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源生產(chǎn)慣性的雙重作用下，我國(guó)年能源生產(chǎn)總量、煤炭產(chǎn)量和石油產(chǎn)量都將會(huì)持續(xù)增加。

再次，我國(guó)現(xiàn)階段能源生產(chǎn)缺口對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響不大，且隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提升，缺口會(huì)逐漸縮小。通過(guò)能源進(jìn)口，可以彌補(bǔ)由于能源生產(chǎn)不足造成的缺口。

2002年以來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速增長(zhǎng)，能源需求呈現(xiàn)出大幅攀升態(tài)勢(shì)，能源缺口量不斷提升（見表6）。造成這一現(xiàn)實(shí)情況與以上協(xié)整分析存在較大差異的主要原因在于：本文僅是從宏觀經(jīng)濟(jì)角度考察能源供求情況，而未涉及價(jià)格因素，但在現(xiàn)實(shí)中，由于我國(guó)能源價(jià)格形成機(jī)制還不能實(shí)現(xiàn)完全市場(chǎng)化配置，扭曲的能源價(jià)格不能直接反映能源供求情況，致使能夠被經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)弱化的能源缺口不降反升，從而抑制了能源供給的提升，造成現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)與協(xié)整分析的不一致。以石油價(jià)格為例，目前我國(guó)原油價(jià)格已與國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格接軌，而國(guó)內(nèi)成品油價(jià)格卻仍由國(guó)家發(fā)改委調(diào)控，中石油、中石化等企業(yè)的價(jià)格自主調(diào)控范圍很小。因此當(dāng)國(guó)際油價(jià)上漲時(shí)，國(guó)內(nèi)原油價(jià)格隨之調(diào)整，但成品油價(jià)格卻滯后于這一調(diào)整，造成原油和成品油價(jià)格“倒掛”，嚴(yán)重影響了國(guó)內(nèi)企業(yè)成品油的生產(chǎn)能力。

表6 2005年至2006年我國(guó)主要一次能源缺口情況統(tǒng)計(jì)表

資料來(lái)源：根據(jù)《BP世界能源統(tǒng)計(jì)2007》有關(guān)數(shù)據(jù)整理，省略。

三、主要政策建議

隨著未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高速發(fā)展，對(duì)能源供給的拉動(dòng)作用將逐步加大，能源消費(fèi)需求將不斷提高。為此，迫切需要從宏觀層面，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源供給的關(guān)系，逐步建立起適應(yīng)我國(guó)國(guó)情的能源供求保障機(jī)制。

1.完善能源供給結(jié)構(gòu)

只有充分利用各種可以規(guī)模利用的能源資源，才能優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，滿足未來(lái)能源需求。發(fā)達(dá)國(guó)家已經(jīng)完成了化石能源的優(yōu)質(zhì)化，現(xiàn)在又開始大力發(fā)展低碳能源，向更高層次的能源優(yōu)質(zhì)化推進(jìn)。我國(guó)能源也需要走多元發(fā)展的道路，加快能源結(jié)構(gòu)調(diào)整，增加石油供應(yīng)，顯著提高天然氣、核能、可再生能源在能源生產(chǎn)和消費(fèi)中的比重，努力做到新增能源供應(yīng)以高效能源、清潔能源、新能源和可再生能源等低碳或無(wú)碳優(yōu)質(zhì)能源為主。

2.理順能源價(jià)格機(jī)制

各種常規(guī)能源特別是化石能源，大都是不可再生資源。能源價(jià)格應(yīng)當(dāng)充分反映資源稀缺程度，反映市場(chǎng)供需狀況，反映生態(tài)保護(hù)和環(huán)境治理成本，這樣才能向各類市場(chǎng)主體傳遞正確信號(hào)，從根本上促進(jìn)能源節(jié)約和合理利用。應(yīng)完善能源產(chǎn)品價(jià)格形成機(jī)制，逐步與國(guó)際能源市場(chǎng)互接互補(bǔ)；還應(yīng)完善資源有償使用制度、生態(tài)環(huán)境補(bǔ)償機(jī)制，體現(xiàn)資源所有者、使用者和公共環(huán)境保護(hù)者的權(quán)利與義務(wù)，促進(jìn)能源資源利用效率的提高，彌補(bǔ)能源資源開發(fā)帶來(lái)的生態(tài)環(huán)境損失。

篇4

本文選取1978~2009年的煤炭、石油、天然氣、水電消費(fèi)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)（單位：萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤），與重慶GDP（單位：億元）數(shù)據(jù)來(lái)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系。利用1978以及1979年以后數(shù)據(jù)進(jìn)行移動(dòng)平均處理對(duì)1979年數(shù)據(jù)估測(cè)。為消除物價(jià)變動(dòng)的影響，對(duì)GDP進(jìn)行物價(jià)平減處理。分別以gdp、tec、oil、coal、gas、ew表示重慶地區(qū)生產(chǎn)總值、能源消費(fèi)總量、石油消費(fèi)總量、天然氣消費(fèi)總量以及水電能源消費(fèi)總量（單位：萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。同時(shí)為減輕可能存在的多重共線性以及降低數(shù)據(jù)的波動(dòng)性以便對(duì)協(xié)整方程進(jìn)行解釋，本文將其各個(gè)指標(biāo)取對(duì)處理。

重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間關(guān)系的實(shí)證分析

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)重慶1978~2009年lngdp、lntec、lnoil、lncoal、lngas、lnew經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（見表1）。結(jié)果表明原變量均是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但是其一階差分序列變量都是平穩(wěn)的，所以他們均是非平穩(wěn)的一階單整序列I（1）。

協(xié)整分析。協(xié)整關(guān)系是指變量間的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。一般有兩種研究方法：基于大樣本的Engel-Granger兩步法以及基于VAR模型采用極大似然法檢驗(yàn)變量之間協(xié)整關(guān)系存與否的Johansen檢驗(yàn)法（JJ檢驗(yàn)法）。第一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)總量之間的協(xié)整檢驗(yàn)。鑒于1978~2009之間的樣本容量大于30，我們采用EG兩步法對(duì)lngdp與lntec之間協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。第一步利用OLS法估計(jì)方程為lngdp=-6.505705+1.591032lntec，t=（36.74754）（方程1）。其中R2=0.977542，說(shuō)明方程的擬合程度較好，t統(tǒng)計(jì)量顯示變量系數(shù)值通過(guò)10%顯著水平檢驗(yàn)從而證實(shí)了變量lngdp對(duì)lntec的優(yōu)良解釋能力；第二步首先定義殘差序列resi=lngdp+6.505705-1.591032lntec，然后對(duì)該殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（表2），結(jié)果表明在SIC原則下，其在10%水平上是顯著的，從而可以得出GDP與能源消費(fèi)總量具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系的結(jié)論。對(duì)協(xié)整方程實(shí)證分析表明：排除投資、出口以及能源之外消費(fèi)對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，長(zhǎng)期來(lái)看經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為1.59，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的依存度較高。

第二，對(duì)重慶GDP增長(zhǎng)與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)關(guān)系的協(xié)整分析。由于1978~2009年間涉及32個(gè)樣本，應(yīng)采用JJ檢驗(yàn)法對(duì)lngdp與lncoal，lnoil，lngas，lnew的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。因?yàn)镴J檢驗(yàn)對(duì)VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)選取比較敏感，應(yīng)采取相關(guān)準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)比無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)小1的結(jié)論，首先應(yīng)確定無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，鑒于LR、FPE、AIC、SC、HQ五個(gè)指標(biāo)中有四個(gè)指標(biāo)最優(yōu)滯后期數(shù)為1，可以確定Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為0。參考能耗時(shí)間序列皆為I（1）的結(jié)論并根據(jù)檢驗(yàn)的相關(guān)原則，我們選取不含截距項(xiàng)c和含有趨勢(shì)項(xiàng)t的模型對(duì)多變量VAR模型進(jìn)行顯著性為1%上的檢驗(yàn)，根據(jù)最大特征根與跡檢驗(yàn)結(jié)果結(jié)果，得出一個(gè)符合條件的協(xié)整方程：

Lngdp=0.249497lncoal-0.004691lnoil+0.629444lngas+0.440221lnew+0.004982t（方程2）

對(duì)方程的實(shí)證分析表明：排除其他經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素變動(dòng)，實(shí)際能源消費(fèi)中煤炭資源支出每增加1%經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約為0.25%，可見煤炭資源的消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向作用，然而因經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算體系的改革煤炭資源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)并不明顯；石油能源消費(fèi)每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降0.005%，可能是由于石油能源的開發(fā)擠占了對(duì)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度較大的能源開發(fā)預(yù)算而達(dá)不到政策目的，石油能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)度不大。天然氣能源消費(fèi)每增加1%經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.63%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯的正效應(yīng)，這是由于城市居民生活能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，開始以天然氣以及電力等清潔能源為導(dǎo)向；水電能源消費(fèi)支出每增加1%經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.44%，顯示出了清潔能源在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面強(qiáng)大后勁。

格蘭杰因果檢驗(yàn)

采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)重慶能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與GDP之間的granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

篇5

[中圖分類號(hào)]F124 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1009-5349（2015）05-0029-02

隨著全球經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，對(duì)能源的消費(fèi)也急劇上升，表現(xiàn)為，20世紀(jì)70年代初全球能源消費(fèi)量?jī)H為57.3億噸油當(dāng)量，到2013年已經(jīng)超過(guò)100億噸油當(dāng)量，為127.30億噸油當(dāng)量，總量上翻了一番。但是由于傳統(tǒng)的能源結(jié)構(gòu)已經(jīng)不能滿足當(dāng)今社會(huì)發(fā)展的要求，所以可再生能源部門由以前的政府支持已經(jīng)轉(zhuǎn)變成為多國(guó)的能源平衡不可分割的一部分。

據(jù)2013年國(guó)際能源機(jī)構(gòu)分析，到2017年預(yù)計(jì)將會(huì)有70個(gè)國(guó)家在國(guó)家電力部門使用可再生能源技術(shù)?？稍偕茉词菧p少二氧化碳（CO2）和局部污染物的排放，同時(shí)，可再生能源也可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，加強(qiáng)能源安全和多樣化的能源消費(fèi)，改善單一的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。但是可再生能源依然比化石能源的使用要貴，這也是束縛可再生能源發(fā)展的一個(gè)重要因素。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2010年可再生能源利用包括傳統(tǒng)生物質(zhì)能的利用為16.84億噸油當(dāng)量，占一次能源利用的13%。能源在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用表現(xiàn)在供給和需求兩個(gè)方面。在供給方面，節(jié)約能源是消費(fèi)決定是否購(gòu)買，并最大化產(chǎn)品效用的因素之一。在供給方面，在發(fā)揮各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展中，除了資本，勞動(dòng)力和材料投入這些關(guān)鍵因素之外，能源的生產(chǎn)被認(rèn)為是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生活水平的另一關(guān)鍵因素。這表明，應(yīng)該對(duì)能源消費(fèi)和國(guó)民收入（GDP）的因果關(guān)系進(jìn)行分析，是能源消耗拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)還是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加大了能源消耗，一直都是學(xué)界比較關(guān)心的問(wèn)題。

一、文獻(xiàn)綜述

有很多的關(guān)于能源消耗和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)的文章，采用的方法包括以下幾種：Granger因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、向量自回歸模型（Vector Autoregressive，以下簡(jiǎn)稱VAR模型）、誤差修正模型（Vector Error Correction，以下簡(jiǎn)稱VEC模型）、0型等。即使在同一種方法下，由于針對(duì)不同國(guó)家的、國(guó)家發(fā)展階段上的差異以及同一國(guó)家同一階段由于采取的數(shù)據(jù)樣本的存在的差異，得出的結(jié)論也不盡相同。

最早的研究是Kraft and Kraft（1978）[1]，他們使用1947―1974年美國(guó)的宏觀數(shù)據(jù)，用Sims因果檢驗(yàn)來(lái)考察整個(gè)社會(huì)總產(chǎn)出到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了社會(huì)總產(chǎn)出的增長(zhǎng)將帶動(dòng)能源消費(fèi)的結(jié)論。Akarca和Long（1980）[2]1973―

1978年美國(guó)的數(shù)據(jù)，他們分別采用不同時(shí)間段的數(shù)據(jù)，對(duì)不同對(duì)象的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明GDP和能源消費(fèi)之間不存在因果關(guān)系。

最近有好多這種問(wèn)題研究的分析學(xué)家，比如：Masih和Mansih（1996）[3]闡述了長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在可以用Granger因果檢驗(yàn)協(xié)整分析。從六個(gè)國(guó)家檢驗(yàn)了能源消耗和真實(shí)的收入之間的協(xié)整關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有印度、巴基斯坦和印度尼西亞存在協(xié)整的。暫時(shí)的因果關(guān)系表明至少是一種的Granger因果關(guān)系，或者是單項(xiàng)或者是雙向。

Asafu-Adjaye（2000）[4]用印度、印度尼西亞1973―1995，菲律賓以及泰國(guó)1971―1995的年度數(shù)據(jù)使用協(xié)整和AEC模型估計(jì)了能源消費(fèi)和收入之間的關(guān)系。結(jié)果表明，短期內(nèi)，從印度和印度尼西亞能源到收入存在單項(xiàng)的Granger因果關(guān)系。而在泰國(guó)和菲律賓的數(shù)據(jù)表明，能源消耗和收入存在雙向的Granger因果關(guān)系?？紤]到泰國(guó)和菲律賓能源，收入以及價(jià)格之間互為因果。本文的研究不能支持能源和收入是中立的，但是有個(gè)例外是印度尼西亞在短期來(lái)看是中立的。

Ugur Soytasa，Ramazan Sari（2003）[5]使用了能源消耗和GDP的時(shí)間時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用VDCs和VEC模型，重新估計(jì)了前10位新興經(jīng)濟(jì)體和G7國(guó)家包括了中國(guó)在能源消耗和收入之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在阿根廷存在一個(gè)雙向的因果關(guān)系，印度和韓國(guó)單項(xiàng)因果關(guān)系從GDP到能源消耗，土耳其、法國(guó)、德國(guó)、日本正好是反向的因果關(guān)系。最后文章還指出，在最后四個(gè)國(guó)家中能源保留對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在阻礙作用。Nodo和Kahsai（2009）[6]用COMESA國(guó)家（包括19個(gè)非洲國(guó)家）1980―2005數(shù)據(jù)，論文結(jié)論表明長(zhǎng)期和短期的因果關(guān)系是單項(xiàng)的從GDP到能源消耗。

二、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先，應(yīng)該對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，看看這些變量否是含有單位根。ADF檢驗(yàn)是在時(shí)間序列分析當(dāng)中比較普遍，結(jié)果也是很真確的。ADF檢驗(yàn)從Dickey-Fuller檢定擴(kuò)張修改而來(lái)。ADF檢定優(yōu)點(diǎn)在于，它透過(guò)納入落后期的一階向下差分項(xiàng)，排除了自相關(guān)的影響。

即ADF檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)Lgdp、Loil、Lgas、Lcoal、Lren、Lhydro和Lnuclear序列的平穩(wěn)性。俄羅斯ADF檢驗(yàn)結(jié)果，檢驗(yàn)的原假設(shè)是：時(shí)間序列變量“存在單位根”，如果ADF值比臨界值小時(shí)拒絕原假設(shè)，就是變量平穩(wěn)。在10%的顯著水平（-2.630）下俄羅斯的實(shí)際GDP（-0.251）、石油（-1.864）、天然氣（-1.207）、可再生能源（-1.617）、水電（-1.923）消費(fèi)消費(fèi)的ADF值比臨界值大，由此說(shuō)明該時(shí)間序列存在著單位根，總體保持不平穩(wěn)?？墒嵌砹_斯煤炭（-2.729）、核能（-3.106）消費(fèi)變量都拒絕“存在單位根”的原假設(shè)。然后對(duì)數(shù)序列進(jìn)行差分變換，上表中dLgdp、dLoil、dLgas、dLren、dLhydro是指各相關(guān)變量對(duì)數(shù)序列的一階差分，然后再做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在臨界值水平下，除了可再生能源以外其他的變量基本都是平穩(wěn)的。對(duì)協(xié)整和因果關(guān)系檢驗(yàn)分析，變量的階應(yīng)該屬于同階，這樣滿足檢驗(yàn)的條件，而上面單位根檢驗(yàn)顯示變量單整階數(shù)不同，所以不能進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，對(duì)俄羅斯能用Lgdp、Loil、Lgas、Lhydro。這些變量屬于同階，那可以進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

JJ協(xié)整檢驗(yàn)表示如果序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)而這一組的線組合，意思是這個(gè)租序列就是協(xié)整的，即有一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。非平穩(wěn)的時(shí)間序列協(xié)整分析包括兩個(gè)方法：第一，對(duì)兩個(gè)變量之間協(xié)整關(guān)系學(xué)家用Engle和Granger（EG）兩步法，他們的步法是基于回歸殘差協(xié)整檢驗(yàn)；第二，對(duì)兩個(gè)多變量之間協(xié)整關(guān)系來(lái)說(shuō)，比較長(zhǎng)用Johansen檢驗(yàn)法，JJ檢驗(yàn)法是基于回歸系數(shù)協(xié)整檢驗(yàn)。

本文的研究包括兩個(gè)多變量可以正確通過(guò)檢驗(yàn)出協(xié)整向量的數(shù)目，協(xié)整檢驗(yàn)方法采用被廣泛使用的Johansen檢驗(yàn)法。做對(duì)俄羅斯變量協(xié)整分析，檢驗(yàn)見下面表：俄羅斯GDP和能源消費(fèi)的協(xié)整性分析。

表1 俄羅斯的變量的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

特征根跡檢驗(yàn)

原假設(shè)協(xié)整方程的個(gè)數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值

0 - 66.2154 47.21

1 0.71531 38.5753 29.68

2 0.58915 19.0057 15.41

3 0.49516 3.9682 3.76

最大特征根跡檢驗(yàn)

原假設(shè)協(xié)整方程的個(gè)數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值

0 - 27.6401 27.07

1 0.71531 19.5696 20.97

2 0.58915 15.0375 14.07

3 0.49516 3.9682 3.76

從上結(jié)果發(fā)現(xiàn)了對(duì)俄羅斯來(lái)說(shuō)：Lgdp、Loil、Lgas和Lhydro四個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的原理如下：

Et=ln（Et）， yt=ln（Yt）， Et為第t期的能源消費(fèi)，Yt為世紀(jì)GDP，都是水平數(shù)據(jù)。

LGDP、Loil、Lgas、Lhydro雖然是非平穩(wěn)變量，由于對(duì)俄羅斯來(lái)說(shuō)LGDP、Loil、Lgas和Lhydro是存在協(xié)整關(guān)系，所以可以對(duì)他們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。本文利用格蘭杰因果檢驗(yàn)研究俄羅斯GDP與能源消費(fèi)之間的關(guān)系，通過(guò)STATA 用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析結(jié)果。

表2 俄羅斯變量格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Equation Excluded 帶后階數(shù) Chi2 P值 檢驗(yàn)結(jié)果

LGDP Loil 2 10.612 0.005 Loil是LGDP的Granger因

LGDP Lgas 2 7.1129 0.029 Lgas是LGDP的Granger因

LGDP Lhydro 2 1.1892 0.552 Lhydro不是LGDP的Granger因

Loil LGDP 2 1.6574 0.437 LGDP不是Loil的Granger因

Lgas LGDP 2 1.7772 0.411 LGDP不是Lgas的Granger因

Lhydro LGDP 2 8.1318 0.017 LGDP是Lhydro的Granger因

在表2中，對(duì)俄羅斯的一次能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以看出，在5%的顯著性水平下，天然氣、水電能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系很明顯。對(duì)于“Loil不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Loil的格蘭杰因”的原假設(shè)，能接受一個(gè)原假設(shè)就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是石油消費(fèi)的格蘭杰因，即石油消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰因。

“Lgas不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Lgas的格蘭杰因”的原假設(shè)結(jié)果是，天然氣消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰因，就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴天然氣消費(fèi)。

關(guān)于“Lhydro不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Lhydro的格蘭杰因”的原假設(shè)。意思是水電消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)的格蘭杰因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是水電消費(fèi)的格蘭杰因。意思是經(jīng)濟(jì)發(fā)展是非水電能源依賴型的，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)水電能源消費(fèi)率會(huì)有影響。

四、結(jié)論與政策含義

從1990年到2013 年有蘇聯(lián)解體，兩個(gè)很重的危機(jī)，俄羅斯的能源消費(fèi)蘇聯(lián)解體以后下降，20世紀(jì)末有積極增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。這都是對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展有影響。2013年GDP比1990年GDP增長(zhǎng)了4倍，一次能源消費(fèi)增長(zhǎng)了0.8倍，就是2013年一次能源消費(fèi)比1990年一次能源消費(fèi)小。2000年以后俄羅斯能源消費(fèi)穩(wěn)定增長(zhǎng)，也是可再生能源消費(fèi)慢慢增長(zhǎng)。根據(jù)格蘭杰的檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于俄羅斯而言，石油和天然氣與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著明顯的單向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)水電消費(fèi)存在著顯著的單向因果關(guān)系，即俄羅斯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴于石油和天然氣的， 而水電能源消費(fèi)是依賴于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的。

【參考文獻(xiàn)】

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[9]魏一鳴，焦建玲.高級(jí)能源經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.

篇6

一、引言

能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有密切的關(guān)系，正如羅森伯格（Nanthan. Rosenberg）所說(shuō)：“回顧能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的歷史，其最突出的特點(diǎn)是什么？居于首位且最重要的可能是日益擴(kuò)大的能源使用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的密切聯(lián)系?！弊允臀C(jī)以來(lái)，研究能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，探索究竟是經(jīng)濟(jì)發(fā)展領(lǐng)先于能源消費(fèi)還是能源消費(fèi)促進(jìn)著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，一直是經(jīng)濟(jì)家和政策分析家感興趣的問(wèn)題，因?yàn)樗麄冎g的關(guān)系直接影響政府能源政策的制定。然而關(guān)于能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)變量之間的因果性方向長(zhǎng)期以來(lái)都是一個(gè)頗有爭(zhēng)議的問(wèn)題。

二、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究文獻(xiàn)綜述

國(guó)外最早對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間因果關(guān)系研究的是Kraft，他（1978）使用美國(guó)1947—1974的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究表明：美國(guó)存在GDP到能源消費(fèi)之間的單向因果關(guān)系；然而，Akarca and Long（1980）利用原來(lái)的數(shù)據(jù)，只是增加兩年的樣本，卻得出了相反的結(jié)論：GDP與能源消費(fèi)之間不存在因果關(guān)系。Yu和Choi（1985）對(duì)世界上其他國(guó)家進(jìn)行能源經(jīng)濟(jì)間的因果關(guān)系實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)韓國(guó)存在 GDP 對(duì)能源消費(fèi)方向的因果關(guān)系，而菲律賓存在反向因果關(guān)系，美國(guó)、英國(guó)、波蘭 GDP 與能源消費(fèi)不存在因果關(guān)系。Yu 和 Jin（1992） 對(duì)美國(guó)研究發(fā)現(xiàn)能源與經(jīng)濟(jì)二者不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。Stern（1993）使用 4 變量（GDP、勞動(dòng)力、資本和能源）的向量自回歸模型，對(duì)美國(guó) 1947—1990 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)因果關(guān)系檢驗(yàn)。Stern 發(fā)現(xiàn)雖然不存在總能源消費(fèi)到 GDP 的 Granger 因果關(guān)系，但若對(duì)最終能源消費(fèi)測(cè)量根據(jù)燃料構(gòu)成進(jìn)行調(diào)整，就會(huì)發(fā)現(xiàn)能源消費(fèi)和 GDP 的 Granger 因果關(guān)系。Stern（2000）進(jìn)一步使用單方程靜態(tài)協(xié)整分析和多方程動(dòng)態(tài)協(xié)整分析法擴(kuò)展了自己 1993 年的因果關(guān)系分析，發(fā)現(xiàn)能源在解釋 GDP 中具有顯著效果。Ghali 和 El—Sakka（2004）使用新古典生產(chǎn)C—D函數(shù)，考慮資本、勞動(dòng)力、能源的三要素投入，分析加拿大能源投入與產(chǎn)出的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)存在能源到經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的雙向因果關(guān)系。Wei（2007）同樣利用C—D形式的生產(chǎn)函數(shù)分析了能源效率對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并利用兩部門的一般均衡模型分析了能源效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。2007 年，Mehrara利用了面板單位根和面板協(xié)整技術(shù)檢驗(yàn)了 11 個(gè)石油輸出國(guó)的人均能源消費(fèi)和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，結(jié)果表明兩者存在著從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到能源消費(fèi)單向強(qiáng)格來(lái)杰因關(guān)系。

我國(guó)內(nèi)地主要研究文獻(xiàn)有：趙麗霞、魏巍賢（1998）在C—D生產(chǎn)函數(shù)引入了新的變量能源消費(fèi)，通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)能源已成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中不可完全替代的限制性要素。林伯強(qiáng)（2001）以勞動(dòng)力、資本、能源消費(fèi)三要素為生產(chǎn)函數(shù)，應(yīng)用協(xié)整分析和VCEM模型研究了中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著某種因果聯(lián)系，對(duì)其有著一定的促進(jìn)作用。盧萬(wàn)青（2002）通過(guò)對(duì)改革開放以來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)過(guò)程中幾個(gè)實(shí)物變量之間因果關(guān)系的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的一個(gè)重要因素。楊冠瓊（2006）以山東省為樣本，通過(guò)對(duì)能源消費(fèi)變量和產(chǎn)出變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，利用Granger因果關(guān)系模型檢驗(yàn)了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，得出兩者互為因果的結(jié)論。吳玉鳴和李建霞（2008）應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析了2002—2005年中國(guó)省域的能源消費(fèi)及影響因素。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)省域能源消費(fèi)的彈性系數(shù)為正。王鋒等（2010）利用“脫鉤理論”論證了中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展當(dāng)前所存在的關(guān)系。為構(gòu)建實(shí)現(xiàn)紅過(guò)能源消費(fèi)脫鉤管理模式、實(shí)現(xiàn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供了一種新的研究視角和方法。

由以上的研究成果可知，各國(guó)就能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究沒(méi)有達(dá)成一致的結(jié)論，不同模型的建立和樣本時(shí)間段的選取都會(huì)驗(yàn)證出不同的結(jié)果。本文將采用生產(chǎn)模型，對(duì)中國(guó)的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

三、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的構(gòu)建與分析

在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，生產(chǎn)函數(shù)是表示生產(chǎn)投入與生產(chǎn)產(chǎn)出之間技術(shù)經(jīng)濟(jì)關(guān)系的一個(gè)重要的理論模型。傳統(tǒng)地，一個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)關(guān)系可以用柯布—道格拉斯（Cobb—Douglas）齊次方程式表示：

Y=AKαLβ（4-1）

式（4-1）中α，β是資本份額與勞工份額的彈性系數(shù)；A為技術(shù)進(jìn)步，包括結(jié)合性和非結(jié)合性的技術(shù)進(jìn)步。上述C—D生產(chǎn)函數(shù)在解釋生產(chǎn)過(guò)程中只考慮了兩個(gè)生產(chǎn)要素，即資本和勞動(dòng)力，但是在當(dāng)今社會(huì)，由于能源因素在生產(chǎn)過(guò)程中的重要性日漸增大，在研究生產(chǎn)過(guò)程中忽略能源的影響將會(huì)產(chǎn)生很大的誤差，所以有必要對(duì)C—D生產(chǎn)函數(shù)加以改進(jìn)。

首先分析總量模型在此將C—D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行擴(kuò)展，以GDP作為產(chǎn)出量，即被解釋變量，將以下參數(shù)作為解釋變量：以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資作為資本投入量，以就業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)投入量，以能源消費(fèi)總量作為能源投入量。則擴(kuò)展的C—D生產(chǎn)函數(shù)為：

GDP=AKαLβEγeμ（4-2）

其中，K為全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，L為就業(yè)人數(shù)，E為能源消費(fèi)總量，A，α，β，γ為未知參數(shù)，根據(jù)C—D函數(shù)的假定，一般情形是0

由于C—D函數(shù)是非線性的，通過(guò)對(duì)數(shù)變換可以使之線性化。因此對(duì)（4-2）式兩邊取對(duì)數(shù)，則有：

LnGDP=lnA+αlnK+αlnK+βlnL+γlnE+μ（4-3）

令Y=lnGDP，■=lnA，■=lnK，■=lnL，■=lnE，則有：

Y=■+α■+β■+γ■+μ（4-4）

其中α、β、γ分別為資金、勞動(dòng)投入和能源消費(fèi)對(duì)GDP的增長(zhǎng)彈性。

其次分析增量模型：對(duì)（4-3）式求時(shí)間t的導(dǎo)數(shù)，則：

■

（4-5）

增加滿足標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)的常數(shù)項(xiàng)和誤差項(xiàng)，（4-5）式變?yōu)椋?/p>

Yt=C+αKt+βLt+γEt+Ut（4-6）

其中， ■ = Yt， ■ =Kt，■=Lt，■=Et。式（4-6）中Yt、Kt、Lt、Et分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、資本增值率、勞動(dòng)增值率及能源增長(zhǎng)率，常數(shù)C用來(lái)反映Hicks中性技術(shù)進(jìn)步可能的生產(chǎn)率。

根據(jù)1991—2011年期間我國(guó)的GDP、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、勞動(dòng)就業(yè)人數(shù)以及能源消費(fèi)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用EViews6.0計(jì)量分析軟件，用OLS方法對(duì)（4-4）式進(jìn)行分析，結(jié)果表示如下：

Y=-8.121415+0.583204■+0.17811■+1.04298■

從R2=0.997455可以判斷建立的回歸方程擬合程度較好，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資系數(shù)、勞動(dòng)力投入系數(shù)和能源消費(fèi)系數(shù)為正，符合實(shí)際情況，DW=1.324235

四、結(jié)論及政策建議

通過(guò)模型分析，我們得出了比較一致的結(jié)果：我國(guó)的能源消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是正相關(guān)的，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)之間存在著密切的關(guān)系。能源對(duì)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展毫無(wú)疑問(wèn)是有影響的，但并不是說(shuō)增加能源投入就一定可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速和持續(xù)增長(zhǎng)。因此，我們應(yīng)該認(rèn)真處理好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源供給或能源消費(fèi)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。

1、確保能源與經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展

目前我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雖然大體協(xié)調(diào)，能源供給略有不足，但還是出現(xiàn)了階段性、地區(qū)性、結(jié)構(gòu)性的能源供給“短缺”，從而限制了能源消費(fèi)。出現(xiàn)這種情況，有對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的預(yù)測(cè)不準(zhǔn)、能源管理體制不順、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理等多方面的因素。因此，我們?cè)诖罅Ω脑靷鹘y(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)的同時(shí)，要積極發(fā)展各種新能源，提高能源產(chǎn)業(yè)的科技含量；同時(shí)要處理好能源產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展問(wèn)題，堅(jiān)決制止各種短期行為。

2、確定合理的能源發(fā)展戰(zhàn)略

正如我國(guó)《能源中長(zhǎng)期發(fā)展規(guī)劃綱要》所指出的：“必須堅(jiān)持把能源作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略重點(diǎn)，為全面建設(shè)小康社會(huì)提供穩(wěn)定、經(jīng)濟(jì)、清潔、可靠、安全的能源保障，以能源的可持續(xù)發(fā)展和有效利用支持我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展”。

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篇7

一、引言

近年來(lái)，隨著能源價(jià)格以及我國(guó)能源消費(fèi)彈性的不斷上升，降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中過(guò)高的能耗已經(jīng)成為社會(huì)共識(shí)，節(jié)能降耗逐漸蔚然成風(fēng)。然而，有一點(diǎn)不容忽視的是，許多學(xué)者如John Asafu-Adjaye（2000）的實(shí)證研究表明，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著雙向因果關(guān)系。[1](615-625)這不僅意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起了能源消費(fèi)的增長(zhǎng)，而且表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)存在依賴性。因此，如果節(jié)能降耗超過(guò)一定界限，繼續(xù)控制能源消費(fèi)將損害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。例如，當(dāng)年美國(guó)之所以退出京都議定書, 其主要原因就是因?yàn)橄拗颇茉聪M(fèi)必然損害美國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。[2](17-21)因此，對(duì)中國(guó)來(lái)說(shuō)，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)尚處于人均1500美元的低發(fā)展水平下，加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)疑應(yīng)該是第一任務(wù)，節(jié)能降耗必須在不影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前提下逐步推行。由此我們所提出的問(wèn)題是，我們應(yīng)該將能源消費(fèi)降低到什么程度？是否存在這樣的最優(yōu)能源消費(fèi)規(guī)模――這個(gè)最優(yōu)能源消費(fèi)既能保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率最大化的實(shí)現(xiàn)，又能杜絕能源浪費(fèi)？如果存在,最優(yōu)能源消費(fèi)規(guī)模是什么？這在以往的研究中并沒(méi)有給予充分的回答。

為了解決上述問(wèn)題,我們擬做一嘗試，首先通過(guò)一個(gè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析，以證實(shí)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率最大化的能源強(qiáng)度的存在性。在此基礎(chǔ)上，我們估計(jì)了近年來(lái)我國(guó)最優(yōu)能源強(qiáng)度，測(cè)算了實(shí)際能源強(qiáng)度與最優(yōu)值的差距，并指出相應(yīng)的政策含義。

二、理論框架

我們假定一個(gè)封閉經(jīng)濟(jì)，并且假設(shè)一個(gè)呈現(xiàn)出對(duì)資本和能源的不變規(guī)模報(bào)酬的科布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：[3](189-200)

其中Yt為產(chǎn)出；Kt為廣義資本存量，它既包括人力資本也包括物資資本；Et為能源投入；0＜α＜1；在上述生產(chǎn)函數(shù)中，生產(chǎn)只對(duì)Kt和Et兩種投入表現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬不變的特點(diǎn)，如果能源投入沒(méi)有相應(yīng)的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)仍將面臨著對(duì)廣義資本Kt的積累的報(bào)酬遞減。我們還要注意到從能源投入Et的增加可以提高資本的邊際產(chǎn)出的意義上說(shuō)，生產(chǎn)函數(shù)的這個(gè)形式意味著能源投入與資本投入是互補(bǔ)的。即是，能源作為生產(chǎn)過(guò)程中的必要投入，并不能被其他要素容易的替代。

能源強(qiáng)度τt=Et/Yt是能源投入與產(chǎn)出的比率，它意味著每生產(chǎn)一單位的產(chǎn)出需要多少單位的能源。定義用貨幣表示的能源支出為Rt=βtEt=βtτtYt,其中Rt為能源支出，βt為能源價(jià)格。

假定產(chǎn)出可被用于消費(fèi)、廣義資本的積累以及能源支出。為了簡(jiǎn)單，假定資本的折舊為零。因此資本積累方程為：

我們知道一個(gè)把家庭與企業(yè)截然分開的模型與一個(gè)其中家庭直接從事生產(chǎn)的理論框架是等價(jià)的。如果我們采用家庭同時(shí)也是產(chǎn)品生產(chǎn)者的規(guī)定，則漢密爾頓方程（當(dāng)人口增長(zhǎng)率為零時(shí)）為：

其中λ為拉格朗日乘子；ρ＞0為消費(fèi)者的主觀時(shí)間偏好率。我們采用通常的效用函數(shù)形式，U(Ct)=(C1-θt-1)/(1-θ)，其中θ＞0為邊際效用彈性，它是跨期替代彈性的倒數(shù)。我們很容易就可以得到消費(fèi)增長(zhǎng)率的熟悉形式：①

三、我國(guó)最優(yōu)能源強(qiáng)度分析

根據(jù)理論分析，我們將考察近年來(lái)我國(guó)最優(yōu)能源強(qiáng)度，并計(jì)算出實(shí)際能源強(qiáng)度對(duì)最優(yōu)值的偏離。由于不能得到能源價(jià)格βt，所以無(wú)法通過(guò)τ=(1-α)/βt直接計(jì)算最優(yōu)能源強(qiáng)度。但是我們可以借鑒Young-Seok Moon,Yang_Hoon Soon（1996）的思路，先計(jì)算一個(gè)基期最優(yōu)能源強(qiáng)度τ基期，然后通過(guò)τt=(1-α)/(EPIt•β基期)=[(1-α)/β基期]/EPIt=τ*基期/EPIt就可以得到第t年的最優(yōu)能源強(qiáng)度，其中EPIt為能源價(jià)格定基指數(shù)，本文用燃料類商品零售價(jià)格定基指數(shù)近似表示（見圖3）。

實(shí)際上，我們?nèi)匀粺o(wú)法通過(guò)(1-α)/β基期計(jì)算出基期最優(yōu)能源強(qiáng)度τ基期。但從1978―2004年我國(guó)燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)曲線（見圖3）可以看到，燃料價(jià)格在1978―1987年間變動(dòng)卻非常小。如果我們忽略這個(gè)微小的變動(dòng)，假設(shè)1978―1987年燃料價(jià)格是不變的，那么這個(gè)粗略的假設(shè)就向我們提供了一個(gè)可能性：由于能源強(qiáng)度τt和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率γ的關(guān)系是倒U字型，所以可以通過(guò)γt=c+α1τt+α2τ2t+εt來(lái)估計(jì)這一既定的未知價(jià)格下的最優(yōu)能源強(qiáng)度。雖然估計(jì)時(shí)可用的樣本容量很小，但我們還是可以得到1978―1987年間的最優(yōu)能源強(qiáng)度為τ＝11.4204（萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元）。④將這個(gè)最優(yōu)能源強(qiáng)度與1978―1987年間我國(guó)實(shí)際能源強(qiáng)度對(duì)照后發(fā)現(xiàn)，它應(yīng)處于τ1984=11.5089（萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元）和τ1985=10.9689（萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元）之間，而1984年的實(shí)際能源強(qiáng)度更接近于這個(gè)最優(yōu)值（見表1）。通過(guò)觀察1978-1987年我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率可以發(fā)現(xiàn)，最大化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的確出現(xiàn)在1984年（見圖4），因此這一估計(jì)結(jié)果還是可信的。我們用這一最優(yōu)能源強(qiáng)度近似地表示τ1984=(1-α)/β1984，并將其作為基期來(lái)計(jì)算我國(guó)近年來(lái)的最優(yōu)能源強(qiáng)度。

由于能源價(jià)格并不總是處于一個(gè)基本穩(wěn)定的狀態(tài)，常常受各種各樣因素的影響而發(fā)生變動(dòng)，其中最主要的是國(guó)內(nèi)政府以征稅和補(bǔ)貼等方式所進(jìn)行的干預(yù)、能源輸出國(guó)家的市場(chǎng)支配力量、超級(jí)大國(guó)和國(guó)際大資本對(duì)國(guó)際能源價(jià)格的操縱和控制等。⑤因此，在眾多因素的影響下，我國(guó)燃料類商品零售價(jià)格在1988年開始迅速上升，尤其近幾年急劇上漲的趨勢(shì)更加明顯。而與能源價(jià)格上漲相對(duì)應(yīng)，最優(yōu)能源強(qiáng)度必將下降。下面我們將大體計(jì)算能源價(jià)格上漲后我國(guó)的最優(yōu)能源強(qiáng)度以及實(shí)際能源強(qiáng)度與最優(yōu)值的差距。我們首先計(jì)算出以1984年為基期的我國(guó)各年燃料類商品零售價(jià)格指數(shù)EPIt，然后通過(guò)τt=τ1984/EPIt就可以得到第t年的最優(yōu)能源強(qiáng)度，其中1995―2004年的具體數(shù)值見表2。⑥

表2中數(shù)據(jù)表明，我國(guó)實(shí)際能源強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于最優(yōu)值，并且二者差距的演變軌跡為：大小大。從第（1）欄中實(shí)際能源強(qiáng)度數(shù)據(jù)可以看到，在2002年以前，由于經(jīng)濟(jì)體制改革對(duì)能源X低效率的改進(jìn)、產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和能源品種結(jié)構(gòu)的優(yōu)化以及能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化等原因，我國(guó)能耗下降很快，實(shí)際能源強(qiáng)度從20世紀(jì)80年代的10萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元以上降低到近幾年的4-6萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元，但是能源強(qiáng)度不斷降低的趨勢(shì)并沒(méi)有持續(xù)下去，在2001年達(dá)到歷年來(lái)的最低值4.6980萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元后，從2002年起重新開始上升。那么這是否意味著2001年的能源強(qiáng)度已經(jīng)小于最優(yōu)值，而其后的回升是向著最優(yōu)值的回歸呢？答案是否定的。第（3）欄的最優(yōu)能源強(qiáng)度數(shù)值顯示，2001年我國(guó)的實(shí)際能源強(qiáng)度仍然大于其最優(yōu)值，并且之后實(shí)際能源強(qiáng)度不斷偏離相應(yīng)價(jià)格下的最優(yōu)值。到2004年，實(shí)際能源強(qiáng)度高于最優(yōu)值已經(jīng)達(dá)到了3萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元以上。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因是什么呢？表3的數(shù)據(jù)給予了很好的解釋：近幾年各行業(yè)能源強(qiáng)度的普遍上升導(dǎo)致了總體能源強(qiáng)度不斷提高；而工業(yè)過(guò)高的能源強(qiáng)度對(duì)總體能源強(qiáng)度處于較高的水平起了舉足輕重的作用。這表明，在現(xiàn)階段我國(guó)工業(yè)化的進(jìn)程中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然具有明顯的數(shù)量擴(kuò)展特點(diǎn)，高度依賴于能源的供應(yīng)和消費(fèi)，工業(yè)化的高耗能特征依然沒(méi)有完全改變。因此，節(jié)能降耗任重而道遠(yuǎn)。

四、政策建議

本文首先通過(guò)一個(gè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的分析，以證實(shí)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率最大化的最優(yōu)能源強(qiáng)度的存在性。在此基礎(chǔ)上，我們估計(jì)了近年來(lái)我國(guó)最優(yōu)能源強(qiáng)度，并測(cè)算了實(shí)際能源強(qiáng)度與最優(yōu)值的差距。結(jié)果表明，近幾年我國(guó)實(shí)際能源強(qiáng)度高于最優(yōu)值達(dá)3萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元左右，并且有逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)。因此，這一結(jié)論所帶來(lái)的政策含義可能值得我們注意：

首先，要迅速降低能源消耗。我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嚴(yán)重依賴于能源的消費(fèi),而能源的消費(fèi)形勢(shì)必將制約著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)之間存在著極不和諧的狀況。為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)的協(xié)調(diào)發(fā)展，必須采取必要措施使我國(guó)的能源強(qiáng)度降低。從定性分析來(lái)看,能源消費(fèi)包括兩部分:一部分是由生產(chǎn)技術(shù)水平所決定的,一般說(shuō)來(lái),這部分消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系在短期內(nèi)不會(huì)發(fā)生較大變化；另一部分是由管理水平、市場(chǎng)環(huán)境等因素決定的，這部分能源消費(fèi)在短期內(nèi)的可變性較大。因此，有必要采取相應(yīng)的、行之有效的措施降低過(guò)高的能源消耗。具體來(lái)說(shuō),在短期內(nèi)，應(yīng)該采用市場(chǎng)與管理相結(jié)合的手段實(shí)現(xiàn)節(jié)能降耗：（1）通過(guò)價(jià)格調(diào)整來(lái)引導(dǎo)企業(yè)和個(gè)人對(duì)能源的使用。由于目前我國(guó)對(duì)能源價(jià)格的管制，導(dǎo)致能源價(jià)格偏低，使能源價(jià)格無(wú)法反映供需關(guān)系，也無(wú)法調(diào)節(jié)能源的使用，這對(duì)節(jié)能降耗是不利的。因此，要充分利用市場(chǎng)形成能源價(jià)格來(lái)調(diào)節(jié)能源的供求，以引導(dǎo)企業(yè)與個(gè)人的能源消費(fèi)；（2）國(guó)家可以在短期間內(nèi)通過(guò)節(jié)能以及稅收等政策措施進(jìn)行嚴(yán)格管理，使能源浪費(fèi)嚴(yán)重的現(xiàn)象得到有效控制。當(dāng)然，從長(zhǎng)期來(lái)看，節(jié)能降耗最終必須依靠技術(shù)進(jìn)步。大量的實(shí)證研究都已證實(shí)了這一點(diǎn)。國(guó)家應(yīng)調(diào)整現(xiàn)有的科研體制和科技政策，將政策重點(diǎn)傾斜在研究和采用有利于能源開發(fā)、利用的新技術(shù),并通過(guò)政策引導(dǎo)和鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新、應(yīng)用并推廣節(jié)能技術(shù),提高能源的使用效率，降低單位產(chǎn)值的能耗，以及開發(fā)節(jié)能產(chǎn)品和實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品的升級(jí)換代，實(shí)現(xiàn)能耗的降低。

其次，節(jié)能降耗必須以保持最優(yōu)能源強(qiáng)度為前提。由于我國(guó)的能源強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國(guó)家或世界平均水平（如2002年我國(guó)比美國(guó)高出4.1倍、比英國(guó)高出6.2倍、比日本高出13.3倍、比澳大利亞高出4.7倍），所以在以往的文獻(xiàn)中，學(xué)者們常常將我國(guó)的能源強(qiáng)度與發(fā)達(dá)國(guó)家或世界平均水平相比，以強(qiáng)調(diào)我國(guó)節(jié)能降耗的必要性和緊迫性。但是我們認(rèn)為，由于各國(guó)國(guó)情不盡相同，生產(chǎn)技術(shù)存在很大差異，因此至少在目前的一段時(shí)期內(nèi)，我國(guó)節(jié)能降耗的標(biāo)準(zhǔn)尚不能按照發(fā)達(dá)國(guó)家或者世界平均水平來(lái)設(shè)計(jì)，而應(yīng)立足中國(guó)國(guó)情，以既定技術(shù)水平下的最優(yōu)能源強(qiáng)度為前提，在不影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前提下降低能源消耗。而在長(zhǎng)期中，伴隨著生產(chǎn)技術(shù)不斷提高，能源強(qiáng)度將會(huì)不斷降低，我國(guó)的能耗最終會(huì)降低到發(fā)達(dá)國(guó)家或世界平均水平，但這應(yīng)該是一個(gè)循序漸進(jìn)的過(guò)程,不能期望在短時(shí)間內(nèi)立竿見影。我們應(yīng)該全面而正確地理清、認(rèn)真地處理好能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,使二者得以有效的協(xié)調(diào)、兼顧，防止從一個(gè)極端走到另一個(gè)極端，從盲目追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)字指標(biāo)轉(zhuǎn)移到盲目追求節(jié)能降耗的數(shù)字指標(biāo)，從而顧此失彼，這對(duì)能源和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展都極端重要，這也是中國(guó)政府在制定經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略和經(jīng)濟(jì)政策以及能源戰(zhàn)略和能源政策時(shí)必須考慮的問(wèn)題。

注 釋：

①將Yt=AKαtE1-αt代入Et=τtYt得到Et=τ1/αtA1/αKt，然后將其代入Η/Κt，整理后就可得到。

②對(duì)（4）式求關(guān)于τt的導(dǎo)數(shù)并令γτt=0，然后經(jīng)過(guò)簡(jiǎn)單計(jì)算就可以得到。

③圖2僅僅是為了顯示能源價(jià)格變動(dòng)后最優(yōu)能源強(qiáng)度的變動(dòng)情況，而最優(yōu)能源強(qiáng)度變動(dòng)后相對(duì)應(yīng)的最大化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是上升還是降低并不確定。

④根據(jù)函數(shù)有極大值的條件可知，γ關(guān)于τt的二階導(dǎo)數(shù)2γt/τ2t=2α2應(yīng)該小于0，即α2＜0。其中最優(yōu)能源強(qiáng)度規(guī)模由下式?jīng)Q定：α1+2α2τt=0，即τt=-α1/2α2。因此采用最小二乘法最終估計(jì)結(jié)果為：γt=-1.7930(2.6035)+0.3586(2.8778)τt-0.0157(-2.9901)τ2t+[AR(2)=-0.1740(-2.6961)],R2=0.5331。所用真實(shí)GDP等于名義GDP除以GDP平減指數(shù),其中GDP平減指數(shù)法借鑒馬樹才、孫長(zhǎng)清（2005）的方法。

⑤從這個(gè)意義上講，理論分析中的封閉經(jīng)濟(jì)是一個(gè)很不真實(shí)的假設(shè)。盡管這一假設(shè)很極端，但由于我們所關(guān)注的是能源價(jià)格上漲對(duì)最優(yōu)能源強(qiáng)度的影響，而不是分析能源價(jià)格上漲的原因，所以封閉經(jīng)濟(jì)的假設(shè)可以簡(jiǎn)化理論分析，而不會(huì)對(duì)結(jié)論產(chǎn)生影響。

⑥在上文中我們假設(shè)用估計(jì)的最優(yōu)能源強(qiáng)度近似表示由(1-α)/β1984計(jì)算得到的τ1984，但是如果二者完全不相等，那么由我國(guó)能源浪費(fèi)嚴(yán)重的實(shí)際情況可以肯定，計(jì)算得到的最優(yōu)值τ1984一定小于通過(guò)估計(jì)得到的最優(yōu)值。因此可以推測(cè)，如果用計(jì)算得到的最優(yōu)值τ1984作為基期，表2中1995―2004年的最優(yōu)能源強(qiáng)度會(huì)更低，實(shí)際能源強(qiáng)度與最優(yōu)值的差距會(huì)更大。

主要參考文獻(xiàn)：

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[2]韓智勇, 魏一鳴, 焦建玲, 范 英，張九天．中國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J]．系統(tǒng)工程，2004（12）．

[3]Young-Seok Moon,Yang_Hoon Soon.Productive energy consumption and economic growth: An endogenous growth model and its empirical application[J].Resource and Energy Economics,1996(18).

[4]張明慧，李永峰．論我國(guó)能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2004（4）．

Optimal Energy Intensity and China's Economic Growth

篇8

最早研究能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的是美國(guó)學(xué)者Kraft J.和Kraft A.，他們用Sim方法對(duì)美國(guó)1947―1974年能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。隨后，許多學(xué)者用不同時(shí)間段和不同的檢驗(yàn)方法做過(guò)實(shí)證研究。本文運(yùn)用協(xié)整理論來(lái)研究陜西省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

一、研究方法

協(xié)整分析法首先對(duì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列做平穩(wěn)性分析。我們稱平穩(wěn)序列為0階單整序列，表示為I（0），如果序列經(jīng)過(guò)d次差分后具有平穩(wěn)性，則稱該序列為d階單整序列，表示為I（d）。

如果確定了兩個(gè)變量的單整階數(shù)是相同的，下一步的任務(wù)是檢驗(yàn)二者之間是否存有協(xié)整或者說(shuō)長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。本文采用EG兩步法來(lái)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的主要步驟如下：

第一步，若k個(gè)序列y1t和y2t，y3t，…，ykt都是一階單整序列，建立回歸方程：y1t ＝β2y2t＋β3y3t＋…＋βiyit＋ut，模型估計(jì)的殘差為：?t＝y(tǒng)1t－β2y2t－β3y3t－…－βiyit

第二步，檢驗(yàn)殘差序列?t是否平穩(wěn)，也就是判斷序列?t是否含有單位根。通常用 ADF檢驗(yàn)來(lái)判斷殘差序列是否是平穩(wěn)的；

第三步，如果殘差序列是平穩(wěn)的，即確定回歸方程中的k個(gè)變量（y1t，y2t，y3t，…，ykt）之間存在協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整表明了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在因果關(guān)系，還沒(méi)有指明這種因果關(guān)系的方向，格蘭杰因果關(guān)系的定義是：X稱為Y的“格蘭杰原因”當(dāng)且僅當(dāng)利用X的過(guò)去值比不用它時(shí)能夠更好地來(lái)預(yù)測(cè)Y。簡(jiǎn)言之，如果標(biāo)量X能夠有效地幫助預(yù)測(cè)Y，那么X就稱為Y的“格蘭杰原因”。

根據(jù)格蘭杰定理，如果兩個(gè)非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，則這兩個(gè)變量必有誤差修正模型表達(dá)式存在。建立誤差修正模型，其基本思想如下：

第一步，求模型：yt＝k1xt＋ut（t＝1，2，…，T）的OLS估計(jì)，又稱協(xié)整回歸，得到k1及殘差序列：?t＝y(tǒng)t－k1xt（t＝1，2，…，T）；

第二步，用?t-1替換yt－k1xt，對(duì)Δyt＝β0＋α?t-1＋β2Δxt＋εt用OLS方法估計(jì)其參數(shù)。

二、數(shù)據(jù)選取及實(shí)證分析

本文數(shù)據(jù)取自1978―2008年陜西省統(tǒng)計(jì)年鑒，樣本包括1978―2008年的能源消費(fèi)量和GDP，能源消費(fèi)量的單位是萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，GDP的單位是億元人民幣。

1978―2008年陜西省能源消費(fèi)與GDP具有加速增長(zhǎng)的特征，類似于指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，因此在建模前考慮對(duì)原始序列取對(duì)數(shù)。取對(duì)數(shù)之后的序列呈線性增長(zhǎng)的趨勢(shì)。

（一）穩(wěn)定性檢驗(yàn)

因?yàn)長(zhǎng)nGDP和LnEC都具有非零均值和上升趨勢(shì)，所以在對(duì)序列LGDP和LEC做單位根檢驗(yàn)時(shí)應(yīng)包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)。由于LnGDP和LnEC的一階差分序列已經(jīng)消除時(shí)間趨勢(shì)，所以檢驗(yàn)時(shí)不包含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。滯后期的選擇根據(jù)AIC準(zhǔn)則來(lái)確定, 最大滯后量取7，回歸與檢驗(yàn)的計(jì)算過(guò)程通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews 6完成。結(jié)果見表1差分滯后項(xiàng)個(gè)數(shù)的選擇以DW值接近2為標(biāo)準(zhǔn)。

結(jié)果表明，LnGDP和LnEC的ADF檢驗(yàn)值均大于臨界值，所以接受單位根假設(shè)，因此它們都是不平穩(wěn)的單位根過(guò)程，但其一階差分是平穩(wěn)的。以上檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明這兩個(gè)序列具有相同的協(xié)整階數(shù)――均為I(1)過(guò)程。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

首先建立LnE和LnGDP之間的回歸方程，由OLS估計(jì)我們得到下面的方程（方程下面小括號(hào)內(nèi)t為統(tǒng)計(jì)量，n為觀測(cè)次數(shù)，R2為相關(guān)系數(shù)的平方）。

LnEC＝5.518094＋0.35832×LnGDPt＋Ut （1）

（45.95163） （19.73894）

n＝31 R2＝0.930726

方程右側(cè)LnGDPt系數(shù)的符號(hào)同我們的預(yù)期一致，并且系數(shù)也是顯著的。

再使用ADF檢驗(yàn)來(lái)確定殘差是否含有單位根，從殘差的散點(diǎn)圖來(lái)看，殘差圍繞0波動(dòng)，因此對(duì)殘差的單位根檢驗(yàn)時(shí)，我們?cè)O(shè)定回歸式中不含截矩項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)（見表2）。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，ADF檢驗(yàn)值小于臨界值，回歸殘差序列是平穩(wěn)的，因而LEC和LGDP存在協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)存在LnEC和LnGDP的平穩(wěn)線性組合，即能源消費(fèi)總量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

以上確定了LnEC和LnGDP均為I（1）過(guò)程而且存在協(xié)整關(guān)系，下面對(duì)LnEC和LnGDP之間進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。EVIEWS6檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表3所示，我們發(fā)現(xiàn)零假設(shè)能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.0757，如此小概率的事件拒絕了零假設(shè)，因此，能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“格蘭杰原因”。零假設(shè)能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.4679，因此可以看出該零假設(shè)應(yīng)該被接受，也即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是能源消費(fèi)的“格蘭杰原因”。

（四）誤差修正模型

即使兩個(gè)變量之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)也會(huì)出現(xiàn)失衡（例如受突發(fā)事件的影響）。此時(shí)，我們可以用誤差修正模型來(lái)對(duì)這種短期失衡加以糾正（方程下面小括號(hào)內(nèi)t為統(tǒng)計(jì)量，n為觀測(cè)次數(shù)，R2為相關(guān)系數(shù)的平方）。

建立的誤差修正模型如下：

DLnECt＝0.430006DLnGDPt－0.075920Ut-1 （2）

（5.919111） （-0.839900）

n＝30

R2＝0.157625

Ut＝LnECt－0.358325×LnGDPt－5.518094 （3）

在誤差修正模型中，差分項(xiàng)反映了短期波動(dòng)的影響。能源消費(fèi)的短期波動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期GDP波動(dòng)的影響；一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響，誤差調(diào)整項(xiàng)Ut-1的系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值來(lái)看，短期內(nèi)，陜西省GDP每增加1%，能源消費(fèi)量增加0.430006%，而當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以-0.075920的調(diào)整力度把非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論

第一，陜西省能源消費(fèi)和GDP之間存在著協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)盡管在短期內(nèi),我國(guó)能源消費(fèi)與GDP之間存在波動(dòng)關(guān)系，但是從長(zhǎng)期來(lái)看，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通過(guò)誤差修正模型進(jìn)而發(fā)現(xiàn)，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。當(dāng)能源消費(fèi)短期偏離均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)將能源消費(fèi)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)收斂。

第二，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，能源消費(fèi)是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因，我國(guó)能源消費(fèi)的增加直接導(dǎo)致GDP的增加。但是，GDP并不是能源消費(fèi)的格蘭杰原因?！?/p>

參考文獻(xiàn)：

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②張曉峒. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[M]．天津：南開大學(xué)出版社，2007

篇9

［中圖分類號(hào)］F127 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A ［文章編號(hào)］2095-3283(2012)04-0083-03

一、重慶市能源消費(fèi)現(xiàn)狀

（一）重慶市能源資源現(xiàn)狀

1.原煤。重慶市是全國(guó)大中城市中礦產(chǎn)資源最富集的地區(qū)之一。西南鋁業(yè)集團(tuán)原煤探明儲(chǔ)量為33億噸，是我國(guó)南方重要的煤炭生產(chǎn)基地。

2.油料。重慶市石油資源匱乏，油料全部從省外調(diào)入，目前重慶市油料消費(fèi)量增長(zhǎng)迅速，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用已逐步顯現(xiàn)。

3.天然氣。重慶市天然氣探明儲(chǔ)量為3200億立方米，其中墊江臥龍河氣田開采量居全國(guó)首位。

4.發(fā)電量。重慶市境內(nèi)江河縱橫，水網(wǎng)密布，水能蘊(yùn)藏量巨大，極具開發(fā)潛力。以600余公里長(zhǎng)江干流為主線，匯集嘉陵江、渠江、涪江、烏江和大寧河五大支流及上百條小河流。年平均水資源總量在5000億立方米左右，每平方公里水面積居全國(guó)第一，水能資源理論蘊(yùn)藏量為1438.28萬(wàn)千瓦，可開發(fā)量750萬(wàn)千瓦，全市每平方公里擁有可開發(fā)水電總裝機(jī)容量是全國(guó)平均數(shù)的3倍，水能資源開發(fā)量在全國(guó)大中城市中名列前茅。此外，還有豐富的地下熱能和飲用礦泉水，開發(fā)潛力巨大。

（二）重慶市能源消費(fèi)總量及結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

重慶市作為我國(guó)西部地區(qū)的直轄市，改革開放以來(lái)，伴隨經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，能源消費(fèi)總量呈波動(dòng)上升趨勢(shì)。

根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析，1957—2010年重慶市能源消費(fèi)總量呈上升趨勢(shì)，1957年能源消費(fèi)總量為263.73萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，2010為7117.41萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。1962—1965年能源消費(fèi)總量呈下降趨勢(shì)，1962年能源消費(fèi)總量為476.37萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，1965年為342.88萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。1965—1980年能源消費(fèi)總量開始穩(wěn)步上升，1965年能源消費(fèi)總量為342.88萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，1980年為985.59萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)40.17萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。1995—2010年重慶市能源消費(fèi)總量出現(xiàn)快速增長(zhǎng)，1995年能源消費(fèi)總量為1776.91萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，2010年為7117.41萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)333.79萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

從能源消費(fèi)比例可以看出，煤炭在重慶市能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中一直居主導(dǎo)地位，其原因是煤炭資源在開發(fā)利用方面具有價(jià)格和成本低的天然優(yōu)勢(shì)。隨著科技的發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及居民生活方式變化，對(duì)天然氣和油料的消費(fèi)需求日益增加，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨向多元化，從圖2可以看出煤炭在重慶市能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比例逐步降低。1957年煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的94.02%，2010年該比例降為68.25%。近年來(lái)，隨著國(guó)家大力提倡環(huán)境保護(hù)，人們的環(huán)保意識(shí)也越來(lái)越強(qiáng)，天然氣作為一種優(yōu)質(zhì)高效的新型能源在日常生活中已被普遍使用。因此，天然氣消費(fèi)量一直呈上升趨勢(shì)，在1995年達(dá)到峰值，天然氣消費(fèi)量占總能源消費(fèi)量14.54%，2010年油料消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的10.41%。重慶市的水電資源十分豐富，由于重慶三峽水電站的建成及使用，電力的消費(fèi)量也呈上升趨勢(shì)，1957年電力消費(fèi)占能源消費(fèi)總量2.04%，而到了2010年該比例上升為10.79%。

（三）重慶市能源消費(fèi)強(qiáng)度現(xiàn)狀

重慶市綜合能耗在西部地區(qū)相對(duì)較少，總體形勢(shì)相對(duì)較好，但與全國(guó)及發(fā)達(dá)地區(qū)相比仍有較大差距，同世界平均水平相比，差距更大。圖3為按可比價(jià)計(jì)算的1990—2010年重慶市萬(wàn)元GDP能耗的變化趨勢(shì)。

從圖3可以看出，1990年以來(lái)，重慶市能耗總體呈下降趨勢(shì)，1990年是5.08噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，2010年為1.127噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，年均下降0.23噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元。1990—1995年重慶市能耗降幅最大，但是，2004年由于重慶市能源利用效率降低，能耗水平甚至出現(xiàn)小幅反彈。2004年GDP耗能1.1噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，2005年GDP耗能1.42噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元。出現(xiàn)上述情況的原因有：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，高耗能產(chǎn)業(yè)比重過(guò)大；技術(shù)結(jié)構(gòu)水平落后，增長(zhǎng)方式粗放。

（四）重慶市能源消費(fèi)彈性系數(shù)

關(guān)于能源消費(fèi)彈性系數(shù)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看出：重慶市能源消費(fèi)彈性系數(shù)一直處于劇烈波動(dòng)之中。其中，1990年的能源消費(fèi)彈性系數(shù)為-0.45，數(shù)值為負(fù)值，這主要是由能源消費(fèi)量下降引起的，出現(xiàn)這種情況的原因有：能源生產(chǎn)量和消費(fèi)量下降；能源產(chǎn)品需求減少；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化帶來(lái)能源消費(fèi)下降的效果開始顯現(xiàn)。

數(shù)據(jù)顯示，1987年、2004年和2005年重慶市能源消費(fèi)彈性系數(shù)均大于1，即能源消費(fèi)增長(zhǎng)速度大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。出現(xiàn)這種情況的原因有：一是重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依靠工業(yè)拉動(dòng)，“十五”以來(lái)，工業(yè)發(fā)展迅速，在工業(yè)結(jié)構(gòu)中，高耗能的重化工業(yè)比重偏大，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)度依賴能源和資源消耗。二是居民生活水平日益提高推動(dòng)居民日常生活能源消費(fèi)快速增長(zhǎng)。從2002年開始，手機(jī)、計(jì)算機(jī)和私人汽車普遍或大量進(jìn)入居民家庭，家用電器銷售量快速增長(zhǎng)，同時(shí)由于煤炭和天然氣在日常生活中的廣泛使用，帶動(dòng)了整個(gè)能源消費(fèi)的快速增長(zhǎng)。

二、重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀

（一）重慶市實(shí)際GDP及其增長(zhǎng)率的變化趨勢(shì)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通常是指在一個(gè)較長(zhǎng)的時(shí)間跨度上，一個(gè)國(guó)家人均產(chǎn)出（或人均收入）的持續(xù)增加。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的高低體現(xiàn)了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)速度，也是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力的標(biāo)志。用現(xiàn)價(jià)計(jì)算的GDP，可以反映一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模，用不變價(jià)計(jì)算的GDP可以用來(lái)計(jì)算經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。重慶市作為我國(guó)西部的直轄市，改革開放后，尤其是國(guó)家實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來(lái)，其國(guó)民經(jīng)濟(jì)一直保持持續(xù)快速發(fā)展。根據(jù)1985年人民幣不變價(jià)計(jì)算，25年里，重慶市GDP增長(zhǎng)了4723%，平均增幅達(dá)188.92%。圖4是重慶市1985—2010年實(shí)際GDP及其增長(zhǎng)率的變化趨勢(shì)，其中GDP是以1985年不變價(jià)計(jì)算的。

從圖4可以看到，1985—1991年重慶市GDP增長(zhǎng)緩慢，1993—2001年GDP增長(zhǎng)平穩(wěn)，2001—2009年GDP增長(zhǎng)迅速。1989—2001年增幅波動(dòng)較大，之后總體呈上升趨勢(shì)。

重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要原因應(yīng)歸結(jié)為工業(yè)實(shí)力的增強(qiáng)。雖然從2001年開始，重慶市國(guó)民經(jīng)濟(jì)呈飛躍式發(fā)展，但與北京、上海、廣州直轄市相比，總體實(shí)力依然較弱。主要表現(xiàn)為：經(jīng)濟(jì)總量占全國(guó)的份額偏??；經(jīng)濟(jì)總量位次在全國(guó)居中下游。

（二）重慶市三次產(chǎn)業(yè)GDP及其結(jié)構(gòu)變化的基本趨勢(shì)

根據(jù)重慶市三次產(chǎn)業(yè)GDP增長(zhǎng)趨勢(shì)及結(jié)構(gòu)比例統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析，1985年以來(lái)，重慶市三次產(chǎn)業(yè)GDP持續(xù)增長(zhǎng)，2010年重慶市GDP為7925.58億元，比上年增長(zhǎng)21.37％。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值78.58億元，增長(zhǎng)12.95％，占生產(chǎn)總值的8.6％；第二產(chǎn)業(yè)增加值910.35億元，增長(zhǎng)26.40％，占生產(chǎn)總值的55.0％；第三產(chǎn)業(yè)增加值406.64億元，增長(zhǎng)16.43％，占生產(chǎn)總值的36.4％。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，2010年，重慶市三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重為114.23：726.52：480.18，由此可以看出，第二產(chǎn)業(yè)比重偏高，第一、三產(chǎn)業(yè)比重偏低。1985年以來(lái)，重慶市第一產(chǎn)業(yè)所占比重均持續(xù)下降，1985年第一產(chǎn)業(yè)所占比重為32.7%，2010年該比重為8.6%。第二產(chǎn)業(yè)所占比重快速提高，1985年第二產(chǎn)業(yè)所占比重為44.7%，2010年該比重為55.0%。第三產(chǎn)業(yè)比重也略有提高，1985年第三產(chǎn)業(yè)所占比重為22.6%，2010年為36.4%，2002年達(dá)到峰值42.9%，2006年以后略有下降。

（三）重慶市三次產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量及能源消費(fèi)強(qiáng)度變化趨勢(shì)

圖5反映了重慶市1985—2010年三次產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量的變化趨勢(shì)。1985—1992年，重慶市能源消費(fèi)總量保持相對(duì)穩(wěn)定，1995年以后，呈快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。1995年能源消費(fèi)總量1123.06萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，2010年達(dá)7925.58萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)37.86%。這與三次產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量的增加密不可分，其中第二產(chǎn)業(yè)所占比重最大。2006年以后第二、三產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量均增長(zhǎng)迅速。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)的趨勢(shì)決定了重慶市能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化趨勢(shì)。



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篇10

一、能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)規(guī)模

1、能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。1995-2008年，河北省能源生產(chǎn)量呈現(xiàn)逐步上升趨勢(shì)，從6619.56萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤增長(zhǎng)到7040.75萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，但能源生產(chǎn)基本沒(méi)有改變。原煤在能源生產(chǎn)總量中一直保持在85%以上；石油產(chǎn)量比重到2008年為13.05%；天然氣比重2008年0.28%；由于河北省水力資源缺乏，水電比重一直低于1%，2008年為0.28%。

2、能源生產(chǎn)規(guī)模。河北省能源行業(yè)固定資產(chǎn)投資總的來(lái)說(shuō)沒(méi)有明顯規(guī)律，但自2002年之后呈逐年加大的趨勢(shì)。在2000年能源行業(yè)投資曾高達(dá)166億元，但之后的4年里都未超100億元，最近兩年呈上升趨勢(shì)。從河北省能源行業(yè)的投資來(lái)看，以煤炭發(fā)電為主的投資指向是明顯的，而以煤為主的能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)在逐漸弱化，石油和天然氣開采業(yè)由于受自然資源的限制其投資也逐漸減小，這種投資取向雖然弱化了煤炭生產(chǎn)，但煤炭消費(fèi)尤其是煤炭發(fā)電去路在強(qiáng)化。

二、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)

1、分品種能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。河北省能源消費(fèi)量隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展也在大幅度增長(zhǎng)，1995-2008年，能源消費(fèi)量由8892.41萬(wàn)噸標(biāo)煤增加到24225.68萬(wàn)噸標(biāo)煤。以煤為主的能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)決定了河北省能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)也是以煤為主，并且近20年來(lái)各種能源的消費(fèi)比重變化不大，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，1999年以來(lái)煤炭在能源消費(fèi)總量中的比重一直高達(dá)85%以上。

2、產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

河北省第一產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量從2000年的172.86萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2007年的585.50萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)6.35%，在能源消費(fèi)總量中所占比重很小，保持在1%～3%；第二產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量由2000年的5315.02萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2007年的18049.16萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)15.79%，在能源消費(fèi)總量中所占比重自2005年以來(lái)一直城70%以上，并呈上升趨勢(shì)?？梢?，第二產(chǎn)業(yè)仍然是主要的能源消費(fèi)產(chǎn)業(yè)，要想實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展減少環(huán)境污染，完成十一五節(jié)能減排目標(biāo)，必須逐步降低第二產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量；第三產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)量由2000年的540.13萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2007年的1471.63萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長(zhǎng)6.66%，但能耗增長(zhǎng)速度慢于第二產(chǎn)業(yè)的能耗增長(zhǎng)速度。由此，河北省雖然已意識(shí)到第二產(chǎn)業(yè)過(guò)重，也一直在倡導(dǎo)減小第二產(chǎn)業(yè)比例，但還并未實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，相反卻增加了第二產(chǎn)業(yè)的比重。

三、能源消費(fèi)特征

1、能源消費(fèi)總量隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)直線上升的趨勢(shì)。1990—2007年，河北省能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)了三倍多，主要是由于占能源總消費(fèi)量80%以上的煤炭消費(fèi)量增長(zhǎng)了三倍多，石油消費(fèi)量增速略高于煤炭增速，電力消費(fèi)量增長(zhǎng)了近5倍，其增速遠(yuǎn)大于煤炭和石油。

2、天然氣和水電消耗長(zhǎng)期處于較低水平。天然氣和水電是比煤炭和石油更干凈高效的能源，而石油供應(yīng)短缺趨勢(shì)嚴(yán)重，所以加強(qiáng)天然氣和水電的開發(fā)利用已成為當(dāng)務(wù)之急，即使受自然資源的限制，也應(yīng)加大調(diào)入力度。

3、能源消費(fèi)在三產(chǎn)中的結(jié)構(gòu)不合理。三產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)中，第二產(chǎn)業(yè)占了絕大部分比重，超過(guò)了70%，并且這一比重還有增大的趨勢(shì)。這和河北省目前正處于工業(yè)化中期、型經(jīng)濟(jì)發(fā)展和重工業(yè)、高耗能產(chǎn)業(yè)所占比重大都有直接關(guān)系，隨之也帶來(lái)了嚴(yán)重的環(huán)境污染問(wèn)題。由此當(dāng)前節(jié)能降耗工作的重中之重仍然是調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，降低第二產(chǎn)業(yè)的比重，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。

四、提升河北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展的舉措

1、降低能源消耗。能源效率直接影響產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)能力和國(guó)家的競(jìng)爭(zhēng)能力。因此，當(dāng)前世界各國(guó)均把提高能源與資源利用率作為技術(shù)創(chuàng)新的核心和主要目標(biāo)。我國(guó)“十一五”規(guī)劃中，明確提出了把增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力作為國(guó)家戰(zhàn)略。依靠自主創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)能源工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步、提高能源利用效率，首先要加強(qiáng)能源領(lǐng)域的基礎(chǔ)研究，前沿技術(shù)研究和社會(huì)公益性科技研究，使我國(guó)在節(jié)能等重點(diǎn)領(lǐng)域和關(guān)鍵環(huán)節(jié)取得技術(shù)突破；其次是要以企業(yè)為中心，形成產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系；第三是要運(yùn)用多種鼓勵(lì)手段，促進(jìn)科技成果向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化。

2、開發(fā)可再生能源。要解決能源問(wèn)題就必須大力開發(fā)可再生能源，從目前以煤為主的能源結(jié)構(gòu)，調(diào)整為以可再生能源為主、天然氣、石油和煤炭共存的多元能源結(jié)構(gòu)。河北省的可再生能源主要有風(fēng)能、地?zé)崮?、太?yáng)能和生物質(zhì)能。河北省為風(fēng)能資源大省，同時(shí)地?zé)豳Y源、太陽(yáng)能資源、生物質(zhì)能也很豐富，這些可再生能源都有無(wú)污染，可再生的特點(diǎn)，其進(jìn)一步發(fā)展，既需要優(yōu)惠的政策支持，也需要強(qiáng)大的資金支持，證券市場(chǎng)金融資本、外資和民間資本的積極進(jìn)入，能夠有效推動(dòng)能源和可再生能源行業(yè)的發(fā)展。

3、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。河北省的能源利用效率還有很大的提升空間，這應(yīng)該從兩方面來(lái)抓。一方面努力調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。增加第三產(chǎn)業(yè)比例，尤其要大力發(fā)展現(xiàn)代化服務(wù)業(yè)，即從以生活型服務(wù)業(yè)為主轉(zhuǎn)向發(fā)展生產(chǎn)型服務(wù)業(yè)，減小第二產(chǎn)業(yè)及其內(nèi)部高耗能行業(yè)的比例，從總體上減小能耗。另一方面提高能源生產(chǎn)利用率，降低設(shè)備能耗和單位產(chǎn)品能耗，從技術(shù)層面來(lái)節(jié)能，通過(guò)建立健全能源加工轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)。

4、大力發(fā)展環(huán)保產(chǎn)業(yè)。環(huán)保產(chǎn)業(yè)是環(huán)境保氕 技術(shù)保障和物質(zhì)基礎(chǔ)，是未來(lái)經(jīng)濟(jì)中最具潛力的新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，也是今后一段時(shí)期國(guó)家財(cái)政支持的重點(diǎn)。因此，我們要利用這一有利時(shí)機(jī)，加快環(huán)保產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，促進(jìn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)升級(jí)。鞏固和提高具有比較優(yōu)勢(shì)、國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求量大的環(huán)保技術(shù)和產(chǎn)品，依法淘汰設(shè)計(jì)不合理、性能落后、市場(chǎng)供大于求的生產(chǎn)技術(shù)、工藝和產(chǎn)品。培育在環(huán)保產(chǎn)業(yè)中具有較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的重點(diǎn)企業(yè)，實(shí)現(xiàn)環(huán)保產(chǎn)業(yè)規(guī)?；?、集約化經(jīng)營(yíng)，提高經(jīng)濟(jì)效益和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。