導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇能源與經(jīng)濟增長，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傳導影響大

在調(diào)整中發(fā)展是未來兩年中國宏觀經(jīng)濟的基調(diào)，我們預測2005年GDP增長為8-8.5%，固定資產(chǎn)投資增長為18-20%。

大國經(jīng)濟在每一個成長時期都有一些明顯的關鍵點，2005年把握中國經(jīng)濟脈搏的將是能源和金融。能源和金融維系著中國經(jīng)濟增長的底線，解決好能源和銀行問題事關全局。

能源價格上漲向下游傳導

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

2003、2004年對電力行業(yè)的大規(guī)模投資或許可以在未來兩年內(nèi)部分解決用電緊張問題，但是中國能源緊缺的問題卻不會因為電力投資而得到解決。

中國的能源結構以燃煤火電為主，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限制地增長。

能源問題的復雜性在于，它對財政政策和貨幣政策的變化并不敏感，僅對下游的需求有彈性，而且作為能源上游產(chǎn)品的石油對中國經(jīng)濟而言是一種輸入型因素。由于能源產(chǎn)品的價格傳導作用，其定價具有牽制其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展的先行指標的功能，影響其他行業(yè)的盈利和產(chǎn)業(yè)布局。2004年工業(yè)品價格（PPI）上漲大大高于居民消費品價格（CPI），上下游產(chǎn)品價格背離現(xiàn)象嚴重，能源等上游產(chǎn)品價格上漲向下游傳導只是時間問題，PPI對CPI的傳導將是2004年留給2005年的難題。

我們預計2005年石油價格的回落不會減輕中國能源的壓力。如何制定一個有效的能源政策，改善中國的能源結構，是2005年繞不開的問題，否則實現(xiàn)經(jīng)濟增長遠景目標的努力將失去基礎。

經(jīng)濟增長依賴資本投入凸顯金融安全問題

近年來中國經(jīng)濟增長更多地依賴資本投入和資本形成機制，資本密集型產(chǎn)業(yè)的增長速度明顯快于勞動密集型的增長速度。2005年，固定資產(chǎn)投資增速會降低，但財政投資過大、投資回報率低、資本價格扭曲、銀行運行機制不暢等在2004年被進一步揭示的問題，需要在2005給予重點解決。

篇2

1研究背景

1949年以來，特別是1978年以后，我國經(jīng)濟飛速發(fā)展，GDP從1978年的3678.70億元增長至2019年的990865.10億元，30年間增長約269倍，但在經(jīng)濟增長的同時環(huán)境問題也日益尖銳，究其根源就是我國經(jīng)濟增長是以能源的大量消耗為基礎，致使環(huán)境問題日益嚴重。張玉林（2014）指出我國近年來嚴重的霧霾天氣主要是由于經(jīng)濟快速增長大量消耗不可再生能源造成的環(huán)境問題。杜曉叢（2018）認為人類的日常生活對于能源的依賴也是環(huán)境問題的一個主要原因，應該提高國民對于環(huán)境問題的深刻認識。所以，應高度重視環(huán)境問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致的嚴峻的環(huán)境問題，使公眾認識到環(huán)境問題與我們息息相關，并提出相關解決措施。

2我國能源消耗的現(xiàn)狀

當前，判斷一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的主要標準就是該國的工業(yè)發(fā)展水平，工業(yè)化是一個國家經(jīng)濟發(fā)展的必經(jīng)之路，而一個國家發(fā)展工業(yè)不僅需要資本、勞動力等生產(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)化的初級階段是決定經(jīng)濟是否增長的直接因素。當前我國的工業(yè)化仍然需要大量的能源投入，屬于粗放式的能源消耗結構，我國高速的經(jīng)濟增長仍然依賴于能源的高投入，從而對環(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)境問題。目前，我國是第二大能源消耗國，表1是我國改革開放以來的能源消耗情況。從1980-2019年的能源消耗表可以看出，能源消耗總量一直以來都是持續(xù)增長的，而且表中明顯反映出我國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。我國是產(chǎn)煤大國，煤炭資源可以實現(xiàn)自給自足，不需要從別的國家進口，但大量燃燒導致空氣污染十分嚴重。相反，我國的石油資源主要依賴進口，近幾年的消費占能源消耗總量的18%左右，而天然氣和其他清潔能源的消費總量不到10%。從數(shù)據(jù)分析可以看出，天然氣、風能和水電等能源沒有很好的利用。從圖1可以看出，2008年以前我國的能源消耗增長速度雖然有增有減，但一直維持一個較高的增長速度，2008年以后增速有所放緩，2013年以來的能源消耗總量增速一直保持一個較低的水平。但是為穩(wěn)定經(jīng)濟增長，前期能源的大量投入以及后續(xù)各種的持續(xù)投入導致環(huán)境的承載能力下降出現(xiàn)了大量的環(huán)境問題，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，我國大部分地區(qū)出現(xiàn)了嚴重的霧霾天氣，相關報道持續(xù)出現(xiàn)在新聞上面。2013年1月北京霧霾天氣持續(xù)達25天，而一直到6月份霧霾天氣持續(xù)達18天。其實不只是經(jīng)濟發(fā)展較好的一線城市霧霾較為嚴重，新一線城市西安多年來的霧霾一直較嚴重，2017年西安的霧霾全國第三。造成霧霾嚴重的原因歸根結底還是發(fā)展經(jīng)濟大量投入煤炭、石油、天然氣等能源造成大量有害氣體排放。

3我國能源消費中存在的問題

能源實現(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，把我國一直以來嚴重依賴不可再生能源的消費方式轉變?yōu)閷τ诟鞣N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，又可以保護生態(tài)環(huán)境。面對嚴峻的環(huán)境問題，我國已經(jīng)在新能源產(chǎn)品市場取得了一定的進展，但對于新能源的探索并沒有及時抑制各種環(huán)境問題的產(chǎn)生，能源的可持續(xù)發(fā)展依舊存在諸多問題。

3.1經(jīng)濟增長主要依靠不可再生資源

我國目前能源的開發(fā)技術水平不是很高，而在GDP中占比較大的產(chǎn)業(yè)又嚴重依賴能源的大量投入，能源的開發(fā)產(chǎn)生嚴重浪費再加上排污嚴重而廢棄物的處理利用率又比較低，一味地追求經(jīng)濟增長而忽視了產(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環(huán)境生態(tài)平衡破壞嚴重。

3.2傳統(tǒng)生活方式和消費方式依然占主體

我國的生產(chǎn)方式和消費方式主要依靠能源的大量消耗，由于技術水平較低等原因造成能源利用率低，浪費嚴重，我國每年需要投入大量財政資金和技術人員處理這些廢氣物以及廢水等問題，但是由于技術水平較低，處理結果也不是那么理想，所以我們應該深刻反思這種傳統(tǒng)的生產(chǎn)生活方式應該怎樣轉變?nèi)ミm應當今的可持續(xù)發(fā)展這個時代主題，然后還可以緩解我國當前所面臨的環(huán)境問題。

3.3可再生能源的開發(fā)技術水平不高

我國對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有大幅度地替代不可再生能源投入生產(chǎn)領域。就風力發(fā)電而言，雖然風力發(fā)電裝置在世界上遙遙領先，但是由于沒有達到規(guī)模化經(jīng)營水平，行業(yè)普及率不是很高。另外，國家高度重視對清潔能源的開發(fā)和利用，例如，國家投入大量財政資金以及優(yōu)惠政策來開展太陽能產(chǎn)業(yè)，但是由于技術水平還不是很成熟，依然處于起步階段。

4對環(huán)境問題提出相關建議

4.1完善我國環(huán)境法律體系，從源頭治理環(huán)境污染問題

完善環(huán)境法律體系，提高執(zhí)法力度，是保護環(huán)境的最實質(zhì)也是最有效的方式。但我國的環(huán)境法律體系依然存在嚴重的漏洞，如環(huán)境稅，在美國等發(fā)達國家環(huán)境稅已經(jīng)取得了巨大的成果，但我國的環(huán)境稅一方面由于起步較晚，另一方面重費輕稅，二者混合征收，造成環(huán)境稅形同虛設。所以我們不僅要借鑒美國、澳大利亞等環(huán)境法律體系較為完善的國家來完善我國的法律體系，還應根據(jù)我國國情和環(huán)境問題的現(xiàn)狀來制定可實際操作的、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)的能源消費結構

目前為止，我國的經(jīng)濟增長嚴重依賴不可再生能源，能源消費結構主要以煤炭為主，石油、天燃氣等其他一次性能源為輔，這些能源大多都會對環(huán)境產(chǎn)生巨大危害。所以我們應該轉換傳統(tǒng)能源的消費方式，轉而提高對風能、太陽能等可再生、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企業(yè)以減少排污量，還應該大力提倡全民使用此類清潔能源，減少生活廢氣、廢物對環(huán)境的污染。另外，應該繼續(xù)投入人力、物力及財力繼續(xù)探索對新能源的開采和利用，既兼顧源頭治理，又不放棄對目前環(huán)境問題的治理。

篇3

能源是人類生存和發(fā)展的重要物質(zhì)基礎，是維系中國經(jīng)濟社會持續(xù)快速發(fā)展的重要保障。正確認識能源供給與經(jīng)濟發(fā)展之間的內(nèi)在關系，對于深入把握當前我國能源供給現(xiàn)狀、科學規(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)濟運行與能源產(chǎn)量、各類能源產(chǎn)量以及能源缺口量之間的關系，進行量化評價。所涉及數(shù)據(jù)為：①國內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP1）、能源生產(chǎn)總量（LE），時間跨度為1978年至2005年；②國內(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），時間跨度為1978年至2004年；③國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（LRGDP）、能源缺口量占能源總產(chǎn)量比重（LEG），時間跨度為1992年至2005年。（以上數(shù)據(jù)均選取對數(shù)值）。

1.ADF檢驗

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

表1 ADF檢驗結果

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

2.Granger檢驗

根據(jù)數(shù)據(jù)處理需要，采用Granger檢驗，對以上三類變量內(nèi)部的相互影響關系進行分析。根據(jù)檢驗結果（見表2），LGDP1變動會引起LE變動，LGDP2變動會分別引起LC、LO、LN變動，LRGDP變動會引起LEG變動，但LGDP2卻與LH之間不存在這一關系。

表2 Granger檢驗結果

3.協(xié)整檢驗

在ADF檢驗、Granger檢驗的基礎上，采用EG檢驗進行協(xié)整分析，以進一步明確變量之間的因果關系及其長期穩(wěn)定性（見表3）。

表3 協(xié)整方程系數(shù)估計結果

同時，再次采用ADF檢驗，對協(xié)整方程（1）至（5）殘差的平穩(wěn)性進行檢驗。經(jīng)檢驗（見表4），除方程（4）外，其余4個方程均為平穩(wěn)序列。即，LGDP1與LE，LGDP2分別與LC、LO，以及LRGDP與LEG之間的因果關系，具備長期穩(wěn)定性。

表4 協(xié)整方程系數(shù)估計結果

分析表3中的DW值可以發(fā)現(xiàn)，協(xié)整方程（1）至（3）的誤差項存在正自相關。這主要是由于我國能源產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟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AR（1）、AR（2），對這一影響進行濾除。表5表明，通過添加自回歸項，協(xié)整方程誤差項的自相關問題得以解決，同時，經(jīng)調(diào)整后的協(xié)整方程的擬合優(yōu)度有所提高，標準誤差有所下降。

表5 廣義最小二乘法估計結果

二、基本分析結論

依據(jù)協(xié)整分析結果，我國能源供給的宏觀經(jīng)濟影響主要呈現(xiàn)出以下特點：

首先，從長期看，國內(nèi)生產(chǎn)總值變化會引發(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，受我國能源結構比例影響，GDP對于煤炭產(chǎn)量的影響要高于對石油的影響。

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

再次，我國現(xiàn)階段能源生產(chǎn)缺口對經(jīng)濟發(fā)展影響不大，且隨著經(jīng)濟增長率的提升，缺口會逐漸縮小。通過能源進口，可以彌補由于能源生產(chǎn)不足造成的缺口。

2002年以來，隨著我國經(jīng)濟的迅速增長，能源需求呈現(xiàn)出大幅攀升態(tài)勢，能源缺口量不斷提升（見表6）。造成這一現(xiàn)實情況與以上協(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)濟角度考察能源供求情況，而未涉及價格因素，但在現(xiàn)實中，由于我國能源價格形成機制還不能實現(xiàn)完全市場化配置，扭曲的能源價格不能直接反映能源供求情況，致使能夠被經(jīng)濟增長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)實數(shù)據(jù)與協(xié)整分析的不一致。以石油價格為例，目前我國原油價格已與國際市場價格接軌，而國內(nèi)成品油價格卻仍由國家發(fā)改委調(diào)控，中石油、中石化等企業(yè)的價格自主調(diào)控范圍很小。因此當國際油價上漲時，國內(nèi)原油價格隨之調(diào)整，但成品油價格卻滯后于這一調(diào)整，造成原油和成品油價格“倒掛”，嚴重影響了國內(nèi)企業(yè)成品油的生產(chǎn)能力。

表6 2005年至2006年我國主要一次能源缺口情況統(tǒng)計表

資料來源：根據(jù)《BP世界能源統(tǒng)計2007》有關數(shù)據(jù)整理，省略。

三、主要政策建議

隨著未來中國經(jīng)濟的持續(xù)高速發(fā)展，對能源供給的拉動作用將逐步加大，能源消費需求將不斷提高。為此，迫切需要從宏觀層面，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展與能源供給的關系，逐步建立起適應我國國情的能源供求保障機制。

1.完善能源供給結構

只有充分利用各種可以規(guī)模利用的能源資源，才能優(yōu)化能源結構，滿足未來能源需求。發(fā)達國家已經(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。我國能源也需要走多元發(fā)展的道路，加快能源結構調(diào)整，增加石油供應，顯著提高天然氣、核能、可再生能源在能源生產(chǎn)和消費中的比重，努力做到新增能源供應以高效能源、清潔能源、新能源和可再生能源等低碳或無碳優(yōu)質(zhì)能源為主。

2.理順能源價格機制

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

篇4

本文選取1978~2009年的煤炭、石油、天然氣、水電消費經(jīng)濟數(shù)據(jù)（單位：萬噸標準煤），與重慶GDP（單位：億元）數(shù)據(jù)來研究經(jīng)濟增長與能源消費之間的關系。利用1978以及1979年以后數(shù)據(jù)進行移動平均處理對1979年數(shù)據(jù)估測。為消除物價變動的影響，對GDP進行物價平減處理。分別以gdp、tec、oil、coal、gas、ew表示重慶地區(qū)生產(chǎn)總值、能源消費總量、石油消費總量、天然氣消費總量以及水電能源消費總量（單位：萬噸標準煤）。同時為減輕可能存在的多重共線性以及降低數(shù)據(jù)的波動性以便對協(xié)整方程進行解釋，本文將其各個指標取對處理。

重慶經(jīng)濟增長與能源消費之間關系的實證分析

對數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗法對重慶1978~2009年lngdp、lntec、lnoil、lncoal、lngas、lnew經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗（見表1）。結果表明原變量均是非平穩(wěn)的時間序列，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)整關系是指變量間的長期穩(wěn)定均衡關系。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變量之間協(xié)整關系存與否的Johansen檢驗法（JJ檢驗法）。第一，經(jīng)濟增長與能源消費總量之間的協(xié)整檢驗。鑒于1978~2009之間的樣本容量大于30，我們采用EG兩步法對lngdp與lntec之間協(xié)整關系進行檢驗。第一步利用OLS法估計方程為lngdp=-6.505705+1.591032lntec，t=（36.74754）（方程1）。其中R2=0.977542，說明方程的擬合程度較好，t統(tǒng)計量顯示變量系數(shù)值通過10%顯著水平檢驗從而證實了變量lngdp對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，然后對該殘差序列進行單位根檢驗（表2），結果表明在SIC原則下，其在10%水平上是顯著的，從而可以得出GDP與能源消費總量具有長期均衡關系的結論。對協(xié)整方程實證分析表明：排除投資、出口以及能源之外消費對重慶經(jīng)濟增長的影響，長期來看經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為1.59，經(jīng)濟增長對能源消費的依存度較高。

第二，對重慶GDP增長與能源消費結構關系的協(xié)整分析。由于1978~2009年間涉及32個樣本，應采用JJ檢驗法對lngdp與lncoal，lnoil，lngas，lnew的長期關系進行檢驗。因為JJ檢驗對VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)選取比較敏感，應采取相關準則確定最優(yōu)滯后階數(shù)。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)比無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)小1的結論，首先應確定無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，鑒于LR、FPE、AIC、SC、HQ五個指標中有四個指標最優(yōu)滯后期數(shù)為1，可以確定Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為0。參考能耗時間序列皆為I（1）的結論并根據(jù)檢驗的相關原則，我們選取不含截距項c和含有趨勢項t的模型對多變量VAR模型進行顯著性為1%上的檢驗，根據(jù)最大特征根與跡檢驗結果結果，得出一個符合條件的協(xié)整方程：

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

對方程的實證分析表明：排除其他經(jīng)濟增長影響因素變動，實際能源消費中煤炭資源支出每增加1%經(jīng)濟增長約為0.25%，可見煤炭資源的消費對經(jīng)濟增長有正向作用，然而因經(jīng)濟增長核算體系的改革煤炭資源消費對經(jīng)濟貢獻并不明顯；石油能源消費每增加1%，經(jīng)濟增長下降0.005%，可能是由于石油能源的開發(fā)擠占了對經(jīng)濟貢獻度較大的能源開發(fā)預算而達不到政策目的，石油能源消費與經(jīng)濟增長關聯(lián)度不大。天然氣能源消費每增加1%經(jīng)濟增長0.63%，對經(jīng)濟增長有明顯的正效應，這是由于城市居民生活能源消費結構的優(yōu)化，開始以天然氣以及電力等清潔能源為導向；水電能源消費支出每增加1%經(jīng)濟增長0.44%，顯示出了清潔能源在促進經(jīng)濟增長方面強大后勁。

格蘭杰因果檢驗

采用Granger因果關系檢驗法對重慶能源消費結構與GDP之間的granger因果關系進行檢驗。

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[中圖分類號]F124 [文獻標識碼]A [文章編號]1009-5349（2015）05-0029-02

隨著全球經(jīng)濟規(guī)模的不斷擴大，對能源的消費也急劇上升，表現(xiàn)為，20世紀70年代初全球能源消費量僅為57.3億噸油當量，到2013年已經(jīng)超過100億噸油當量，為127.30億噸油當量，總量上翻了一番。但是由于傳統(tǒng)的能源結構已經(jīng)不能滿足當今社會發(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)轉變成為多國的能源平衡不可分割的一部分。

據(jù)2013年國際能源機構分析，到2017年預計將會有70個國家在國家電力部門使用可再生能源技術?？稍偕茉词菧p少二氧化碳（CO2）和局部污染物的排放，同時，可再生能源也可促進經(jīng)濟發(fā)展，加強能源安全和多樣化的能源消費，改善單一的能源消費結構。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)展的一個重要因素。據(jù)統(tǒng)計，2010年可再生能源利用包括傳統(tǒng)生物質(zhì)能的利用為16.84億噸油當量，占一次能源利用的13%。能源在經(jīng)濟增長中的作用表現(xiàn)在供給和需求兩個方面。在供給方面，節(jié)約能源是消費決定是否購買，并最大化產(chǎn)品效用的因素之一。在供給方面，在發(fā)揮各國經(jīng)濟增長和社會發(fā)展中，除了資本，勞動力和材料投入這些關鍵因素之外，能源的生產(chǎn)被認為是促進經(jīng)濟增長和生活水平的另一關鍵因素。這表明，應該對能源消費和國民收入（GDP）的因果關系進行分析，是能源消耗拉動了經(jīng)濟增長還是經(jīng)濟增長加大了能源消耗，一直都是學界比較關心的問題。

一、文獻綜述

有很多的關于能源消耗和經(jīng)濟增長之間的因果關系檢驗的文章，采用的方法包括以下幾種：Granger因果檢驗、協(xié)整檢驗、向量自回歸模型（Vector Autoregressive，以下簡稱VAR模型）、誤差修正模型（Vector Error Correction，以下簡稱VEC模型）、0型等。即使在同一種方法下，由于針對不同國家的、國家發(fā)展階段上的差異以及同一國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年美國的宏觀數(shù)據(jù)，用Sims因果檢驗來考察整個社會總產(chǎn)出到能源消費的單向因果關系，發(fā)現(xiàn)了社會總產(chǎn)出的增長將帶動能源消費的結論。Akarca和Long（1980）[2]1973―

1978年美國的數(shù)據(jù)，他們分別采用不同時間段的數(shù)據(jù)，對不同對象的能源消費與經(jīng)濟增長進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果表明GDP和能源消費之間不存在因果關系。

最近有好多這種問題研究的分析學家，比如：Masih和Mansih（1996）[3]闡述了長期均衡關系，在能源消費和經(jīng)濟增長之間存在可以用Granger因果檢驗協(xié)整分析。從六個國家檢驗了能源消耗和真實的收入之間的協(xié)整關系。結果發(fā)現(xiàn)，只有印度、巴基斯坦和印度尼西亞存在協(xié)整的。暫時的因果關系表明至少是一種的Granger因果關系，或者是單項或者是雙向。

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

Ugur Soytasa，Ramazan Sari（2003）[5]使用了能源消耗和GDP的時間時間序列數(shù)據(jù)，運用VDCs和VEC模型，重新估計了前10位新興經(jīng)濟體和G7國家包括了中國在能源消耗和收入之間的關系。結果發(fā)現(xiàn)在阿根廷存在一個雙向的因果關系，印度和韓國單項因果關系從GDP到能源消耗，土耳其、法國、德國、日本正好是反向的因果關系。最后文章還指出，在最后四個國家中能源保留對經(jīng)濟增長存在阻礙作用。Nodo和Kahsai（2009）[6]用COMESA國家（包括19個非洲國家）1980―2005數(shù)據(jù)，論文結論表明長期和短期的因果關系是單項的從GDP到能源消耗。

二、能源消費與經(jīng)濟增長的因果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

首先，應該對每個變量進行平穩(wěn)性檢驗，看看這些變量否是含有單位根。ADF檢驗是在時間序列分析當中比較普遍，結果也是很真確的。ADF檢驗從Dickey-Fuller檢定擴張修改而來。ADF檢定優(yōu)點在于，它透過納入落后期的一階向下差分項，排除了自相關的影響。

即ADF檢驗方法來檢驗Lgdp、Loil、Lgas、Lcoal、Lren、Lhydro和Lnuclear序列的平穩(wěn)性。俄羅斯ADF檢驗結果，檢驗的原假設是：時間序列變量“存在單位根”，如果ADF值比臨界值小時拒絕原假設，就是變量平穩(wěn)。在10%的顯著水平（-2.630）下俄羅斯的實際GDP（-0.251）、石油（-1.864）、天然氣（-1.207）、可再生能源（-1.617）、水電（-1.923）消費消費的ADF值比臨界值大，由此說明該時間序列存在著單位根，總體保持不平穩(wěn)。可是俄羅斯煤炭（-2.729）、核能（-3.106）消費變量都拒絕“存在單位根”的原假設。然后對數(shù)序列進行差分變換，上表中dLgdp、dLoil、dLgas、dLren、dLhydro是指各相關變量對數(shù)序列的一階差分，然后再做平穩(wěn)性檢驗，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。對協(xié)整和因果關系檢驗分析，變量的階應該屬于同階，這樣滿足檢驗的條件，而上面單位根檢驗顯示變量單整階數(shù)不同，所以不能進行相關檢驗，對俄羅斯能用Lgdp、Loil、Lgas、Lhydro。這些變量屬于同階，那可以進行Johansen協(xié)整檢驗。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

JJ協(xié)整檢驗表示如果序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)而這一組的線組合，意思是這個租序列就是協(xié)整的，即有一種長期的均衡關系。非平穩(wěn)的時間序列協(xié)整分析包括兩個方法：第一，對兩個變量之間協(xié)整關系學家用Engle和Granger（EG）兩步法，他們的步法是基于回歸殘差協(xié)整檢驗；第二，對兩個多變量之間協(xié)整關系來說，比較長用Johansen檢驗法，JJ檢驗法是基于回歸系數(shù)協(xié)整檢驗。

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

表1 俄羅斯的變量的Johansen協(xié)整檢驗結果

特征根跡檢驗

原假設協(xié)整方程的個數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計量 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

原假設協(xié)整方程的個數(shù) 特征值 跡統(tǒng)計量 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

從上結果發(fā)現(xiàn)了對俄羅斯來說：Lgdp、Loil、Lgas和Lhydro四個變量之間存在協(xié)整關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗的原理如下：

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

LGDP、Loil、Lgas、Lhydro雖然是非平穩(wěn)變量，由于對俄羅斯來說LGDP、Loil、Lgas和Lhydro是存在協(xié)整關系，所以可以對他們進行格蘭杰因果關系檢驗。本文利用格蘭杰因果檢驗研究俄羅斯GDP與能源消費之間的關系，通過STATA 用格蘭杰因果檢驗分析結果。

表2 俄羅斯變量格蘭杰因果關系檢驗結果

Equation Excluded 帶后階數(shù) Chi2 P值 檢驗結果

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，對俄羅斯的一次能源消費與經(jīng)濟增長之間的格蘭杰因果關系檢驗可以看出，在5%的顯著性水平下，天然氣、水電能源消費與經(jīng)濟增長之間的因果關系很明顯。對于“Loil不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Loil的格蘭杰因”的原假設，能接受一個原假設就是經(jīng)濟增長不是石油消費的格蘭杰因，即石油消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰因。

“Lgas不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Lgas的格蘭杰因”的原假設結果是，天然氣消費是經(jīng)濟增長的格蘭杰因，就是經(jīng)濟增長依賴天然氣消費。

關于“Lhydro不是LGDP的格蘭杰因”和“LGDP不是Lhydro的格蘭杰因”的原假設。意思是水電消費不是經(jīng)濟的格蘭杰因，而經(jīng)濟增長是水電消費的格蘭杰因。意思是經(jīng)濟發(fā)展是非水電能源依賴型的，而經(jīng)濟發(fā)展對水電能源消費率會有影響。

四、結論與政策含義

從1990年到2013 年有蘇聯(lián)解體，兩個很重的危機，俄羅斯的能源消費蘇聯(lián)解體以后下降，20世紀末有積極增長的態(tài)勢。這都是對能源消費和經(jīng)濟發(fā)展有影響。2013年GDP比1990年GDP增長了4倍，一次能源消費增長了0.8倍，就是2013年一次能源消費比1990年一次能源消費小。2000年以后俄羅斯能源消費穩(wěn)定增長，也是可再生能源消費慢慢增長。根據(jù)格蘭杰的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，對于俄羅斯而言，石油和天然氣與經(jīng)濟增長之間存在著明顯的單向因果關系，經(jīng)濟增長對水電消費存在著顯著的單向因果關系，即俄羅斯的經(jīng)濟增長依賴于石油和天然氣的， 而水電能源消費是依賴于經(jīng)濟增長的。

【參考文獻】

[1]Kraft J.，Kraft.A.On the relationship between energy and GNP[J].Journal of Energy and Development，1978（03）：401-403.

[2]Akarca，Long.On the relationship between energy and GNP：a reexamination[J].Journal of Energy Development，1997（05）：326-331.

[3]Masih，A.M.M.and Mansih R. Energy Consumption，Real Income and Temporal Causality： Results from a Multi-Country Study Based on Cointegration and Error-Correction Modeling Techniques[J].Energy Economics，1996（18）：165-183.

[4]John Asafu-Adjaye.The relationship between energy consumption，energy prices and economic growth：Time series evidence from Asian developing countries.Energy Economics，2000（22）：615-62.

[5]Ugur Soytasa，Ramazan Sari.Energy consumption and GDP：causality relationship in G-7 countries and emerging markets[J].Energy Economics，2003（25）：33-37.

[6]Chali Nondo，Mulugeta Kahsai.Energy consumption and economic growth：Evidence from COMESA Country[D].Agricultural Economics Association Annual Meeting，2009.

[7]Alain D.Ayong Le Kama.Sustainable growth，renewable resources and pollution[J].Journal of Economic Dynamics & Control25，2001（14）：1911-1918.

[8]林伯強.中國能源政策[M].北京：中國財政經(jīng)濟出版社，2009.

[9]魏一鳴，焦建玲.高級能源經(jīng)濟學[M].北京：清華大學出版社，2009.

篇6

一、引言

能源消費與經(jīng)濟增長具有密切的關系，正如羅森伯格（Nanthan. Rosenberg）所說：“回顧能源與經(jīng)濟增長的歷史，其最突出的特點是什么？居于首位且最重要的可能是日益擴大的能源使用與經(jīng)濟增長之間的密切聯(lián)系?！弊允臀C以來，研究能源消費和經(jīng)濟增長之間的因果關系，探索究竟是經(jīng)濟發(fā)展領先于能源消費還是能源消費促進著經(jīng)濟的增長，一直是經(jīng)濟家和政策分析家感興趣的問題，因為他們之間的關系直接影響政府能源政策的制定。然而關于能源消費和經(jīng)濟變量之間的因果性方向長期以來都是一個頗有爭議的問題。

二、能源消費與經(jīng)濟增長關系研究文獻綜述

國外最早對能源消費與經(jīng)濟增長之間因果關系研究的是Kraft，他（1978）使用美國1947—1974的數(shù)據(jù)進行研究表明：美國存在GDP到能源消費之間的單向因果關系；然而，Akarca and Long（1980）利用原來的數(shù)據(jù)，只是增加兩年的樣本，卻得出了相反的結論：GDP與能源消費之間不存在因果關系。Yu和Choi（1985）對世界上其他國家進行能源經(jīng)濟間的因果關系實證研究，發(fā)現(xiàn)韓國存在 GDP 對能源消費方向的因果關系，而菲律賓存在反向因果關系，美國、英國、波蘭 GDP 與能源消費不存在因果關系。Yu 和 Jin（1992） 對美國研究發(fā)現(xiàn)能源與經(jīng)濟二者不存在長期的均衡關系。Stern（1993）使用 4 變量（GDP、勞動力、資本和能源）的向量自回歸模型，對美國 1947—1990 年的數(shù)據(jù)進行了標準因果關系檢驗。Stern 發(fā)現(xiàn)雖然不存在總能源消費到 GDP 的 Granger 因果關系，但若對最終能源消費測量根據(jù)燃料構成進行調(diào)整，就會發(fā)現(xiàn)能源消費和 GDP 的 Granger 因果關系。Stern（2000）進一步使用單方程靜態(tài)協(xié)整分析和多方程動態(tài)協(xié)整分析法擴展了自己 1993 年的因果關系分析，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、勞動力、能源的三要素投入，分析加拿大能源投入與產(chǎn)出的關系，發(fā)現(xiàn)存在能源到經(jīng)濟產(chǎn)出的雙向因果關系。Wei（2007）同樣利用C—D形式的生產(chǎn)函數(shù)分析了能源效率對能源消費和經(jīng)濟增長的影響，并利用兩部門的一般均衡模型分析了能源效率對經(jīng)濟增長的影響。2007 年，Mehrara利用了面板單位根和面板協(xié)整技術檢驗了 11 個石油輸出國的人均能源消費和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關系，結果表明兩者存在著從經(jīng)濟增長到能源消費單向強格來杰因關系。

我國內(nèi)地主要研究文獻有：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，通過實證研究發(fā)現(xiàn)能源已成為中國經(jīng)濟發(fā)展過程中不可完全替代的限制性要素。林伯強（2001）以勞動力、資本、能源消費三要素為生產(chǎn)函數(shù)，應用協(xié)整分析和VCEM模型研究了中國能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系。發(fā)現(xiàn)能源消費與經(jīng)濟增長之間存在著某種因果聯(lián)系，對其有著一定的促進作用。盧萬青（2002）通過對改革開放以來我國經(jīng)濟波動過程中幾個實物變量之間因果關系的實證研究，發(fā)現(xiàn)能源消費是經(jīng)濟波動的一個重要因素。楊冠瓊（2006）以山東省為樣本，通過對能源消費變量和產(chǎn)出變量進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，利用Granger因果關系模型檢驗了能源消費與經(jīng)濟增長之間的因果關系，得出兩者互為因果的結論。吳玉鳴和李建霞（2008）應用計量經(jīng)濟學方法分析了2002—2005年中國省域的能源消費及影響因素。結果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長對省域能源消費的彈性系數(shù)為正。王鋒等（2010）利用“脫鉤理論”論證了中國能源消費與經(jīng)濟發(fā)展當前所存在的關系。為構建實現(xiàn)紅過能源消費脫鉤管理模式、實現(xiàn)中國經(jīng)濟可持續(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，各國就能源消費與經(jīng)濟增長關系的研究沒有達成一致的結論，不同模型的建立和樣本時間段的選取都會驗證出不同的結果。本文將采用生產(chǎn)模型，對中國的能源消費與經(jīng)濟增長關系進行實證研究。

三、能源消費與經(jīng)濟增長模型的構建與分析

在經(jīng)濟學中，生產(chǎn)函數(shù)是表示生產(chǎn)投入與生產(chǎn)產(chǎn)出之間技術經(jīng)濟關系的一個重要的理論模型。傳統(tǒng)地，一個地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)關系可以用柯布—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為技術進步，包括結合性和非結合性的技術進步。上述C—D生產(chǎn)函數(shù)在解釋生產(chǎn)過程中只考慮了兩個生產(chǎn)要素，即資本和勞動力，但是在當今社會，由于能源因素在生產(chǎn)過程中的重要性日漸增大，在研究生產(chǎn)過程中忽略能源的影響將會產(chǎn)生很大的誤差，所以有必要對C—D生產(chǎn)函數(shù)加以改進。

首先分析總量模型在此將C—D生產(chǎn)函數(shù)進行擴展，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)作為勞動投入量，以能源消費總量作為能源投入量。則擴展的C—D生產(chǎn)函數(shù)為：

GDP=AKαLβEγeμ（4-2）

其中，K為全社會固定資產(chǎn)投資，L為就業(yè)人數(shù)，E為能源消費總量，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，通過對數(shù)變換可以使之線性化。因此對（4-2）式兩邊取對數(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、勞動投入和能源消費對GDP的增長彈性。

其次分析增量模型：對（4-3）式求時間t的導數(shù)，則：

■

（4-5）

增加滿足標準假設的常數(shù)項和誤差項，（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)濟增長率、資本增值率、勞動增值率及能源增長率，常數(shù)C用來反映Hicks中性技術進步可能的生產(chǎn)率。

根據(jù)1991—2011年期間我國的GDP、全社會固定資產(chǎn)投資、勞動就業(yè)人數(shù)以及能源消費量的相關數(shù)據(jù)，利用EViews6.0計量分析軟件，用OLS方法對（4-4）式進行分析，結果表示如下：

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，全社會固定資產(chǎn)投資系數(shù)、勞動力投入系數(shù)和能源消費系數(shù)為正，符合實際情況，DW=1.324235

四、結論及政策建議

通過模型分析，我們得出了比較一致的結果：我國的能源消費量與經(jīng)濟增長是正相關的，能源消費與經(jīng)濟的增長之間存在著密切的關系。能源對一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展毫無疑問是有影響的，但并不是說增加能源投入就一定可以促進經(jīng)濟的快速和持續(xù)增長。因此，我們應該認真處理好經(jīng)濟增長與能源供給或能源消費之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。

1、確保能源與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展

目前我國能源消費與經(jīng)濟增長雖然大體協(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、結構性的能源供給“短缺”，從而限制了能源消費。出現(xiàn)這種情況，有對經(jīng)濟發(fā)展的預測不準、能源管理體制不順、產(chǎn)業(yè)結構和能源消費結構不合理等多方面的因素。因此，我們在大力改造傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)的同時，要積極發(fā)展各種新能源，提高能源產(chǎn)業(yè)的科技含量；同時要處理好能源產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展問題，堅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《能源中長期發(fā)展規(guī)劃綱要》所指出的：“必須堅持把能源作為經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略重點，為全面建設小康社會提供穩(wěn)定、經(jīng)濟、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經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展”。

參考文獻：

[1]Barbier. Investing in Natural capital： The Ecological Economics Approach to Sustainability [M]. Washington DC： Island Press，1994

[2]Boyce. Scarcity Resource Price Uncertainty and Economic Growth[J]. Land Economics，1996 （72）

[3]Valente. S. Sustainable De-

velopment，Renewable Resources a-

nd Technological.

[4]Progress [J]. Environmental

& Resource Economics. 2005（1）

[5]Solow， R， M. Intergenerat-

ional Equity and Exhaustible Resources[J]. Review of Economic Studies，1974（41）

[6]趙麗霞，魏巍賢. 能源與經(jīng)濟增長模型研究[J]. 預測，1998（6）

[7]黃飛. 能源消費與國民經(jīng)濟發(fā)展的灰色關聯(lián)分析[J]. 能源研究與利用，2000（3）

[8]林伯強. 中國能源需求的計量經(jīng)濟分析[J]. 統(tǒng)計研究，2001（10）

[9]林伯強.結構變化效率改進與能源需求預測—以中國電力行業(yè)為例[J].經(jīng)濟研究，2003（5）

[10]林伯強. 電力消費與中國經(jīng)濟增長[J].管理世界， 2003（11）

篇7

一、引言

近年來，隨著能源價格以及我國能源消費彈性的不斷上升，降低經(jīng)濟增長中過高的能耗已經(jīng)成為社會共識，節(jié)能降耗逐漸蔚然成風。然而，有一點不容忽視的是，許多學者如John Asafu-Adjaye（2000）的實證研究表明，能源消費與經(jīng)濟增長存在著雙向因果關系。[1](615-625)這不僅意味著經(jīng)濟增長引起了能源消費的增長，而且表明經(jīng)濟增長對能源消費存在依賴性。因此，如果節(jié)能降耗超過一定界限，繼續(xù)控制能源消費將損害經(jīng)濟增長。例如，當年美國之所以退出京都議定書, 其主要原因就是因為限制能源消費必然損害美國的經(jīng)濟增長。[2](17-21)因此，對中國來說，在當前經(jīng)濟尚處于人均1500美元的低發(fā)展水平下，加快經(jīng)濟增長無疑應該是第一任務，節(jié)能降耗必須在不影響經(jīng)濟增長的前提下逐步推行。由此我們所提出的問題是，我們應該將能源消費降低到什么程度？是否存在這樣的最優(yōu)能源消費規(guī)模――這個最優(yōu)能源消費既能保證經(jīng)濟增長率最大化的實現(xiàn)，又能杜絕能源浪費？如果存在,最優(yōu)能源消費規(guī)模是什么？這在以往的研究中并沒有給予充分的回答。

為了解決上述問題,我們擬做一嘗試，首先通過一個內(nèi)生增長模型對能源消費與經(jīng)濟增長的關系進行分析，以證實使經(jīng)濟增長率最大化的能源強度的存在性。在此基礎上，我們估計了近年來我國最優(yōu)能源強度，測算了實際能源強度與最優(yōu)值的差距，并指出相應的政策含義。

二、理論框架

我們假定一個封閉經(jīng)濟，并且假設一個呈現(xiàn)出對資本和能源的不變規(guī)模報酬的科布－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Kt和Et兩種投入表現(xiàn)出規(guī)模報酬不變的特點，如果能源投入沒有相應的增長，經(jīng)濟仍將面臨著對廣義資本Kt的積累的報酬遞減。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，生產(chǎn)函數(shù)的這個形式意味著能源投入與資本投入是互補的。即是，能源作為生產(chǎn)過程中的必要投入，并不能被其他要素容易的替代。

能源強度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為能源價格。

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

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

其中λ為拉格朗日乘子；ρ＞0為消費者的主觀時間偏好率。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增長率的熟悉形式：①

三、我國最優(yōu)能源強度分析

根據(jù)理論分析，我們將考察近年來我國最優(yōu)能源強度，并計算出實際能源強度對最優(yōu)值的偏離。由于不能得到能源價格βt，所以無法通過τ=(1-α)/βt直接計算最優(yōu)能源強度。但是我們可以借鑒Young-Seok Moon,Yang_Hoon Soon（1996）的思路，先計算一個基期最優(yōu)能源強度τ基期，然后通過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)能源強度，其中EPIt為能源價格定基指數(shù)，本文用燃料類商品零售價格定基指數(shù)近似表示（見圖3）。

實際上，我們?nèi)匀粺o法通過(1-α)/β基期計算出基期最優(yōu)能源強度τ基期。但從1978―2004年我國燃料類商品零售價格指數(shù)曲線（見圖3）可以看到，燃料價格在1978―1987年間變動卻非常小。如果我們忽略這個微小的變動，假設1978―1987年燃料價格是不變的，那么這個粗略的假設就向我們提供了一個可能性：由于能源強度τt和經(jīng)濟增長率γ的關系是倒U字型，所以可以通過γt=c+α1τt+α2τ2t+εt來估計這一既定的未知價格下的最優(yōu)能源強度。雖然估計時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)能源強度為τ＝11.4204（萬噸標準煤/億元）。④將這個最優(yōu)能源強度與1978―1987年間我國實際能源強度對照后發(fā)現(xiàn)，它應處于τ1984=11.5089（萬噸標準煤/億元）和τ1985=10.9689（萬噸標準煤/億元）之間，而1984年的實際能源強度更接近于這個最優(yōu)值（見表1）。通過觀察1978-1987年我國的經(jīng)濟增長率可以發(fā)現(xiàn)，最大化經(jīng)濟增長率的確出現(xiàn)在1984年（見圖4），因此這一估計結果還是可信的。我們用這一最優(yōu)能源強度近似地表示τ1984=(1-α)/β1984，并將其作為基期來計算我國近年來的最優(yōu)能源強度。

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

表2中數(shù)據(jù)表明，我國實際能源強度遠遠大于最優(yōu)值，并且二者差距的演變軌跡為：大小大。從第（1）欄中實際能源強度數(shù)據(jù)可以看到，在2002年以前，由于經(jīng)濟體制改革對能源X低效率的改進、產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品結構和能源品種結構的優(yōu)化以及能源消費結構變化等原因，我國能耗下降很快，實際能源強度從20世紀80年代的10萬噸標準煤/億元以上降低到近幾年的4-6萬噸標準煤/億元，但是能源強度不斷降低的趨勢并沒有持續(xù)下去，在2001年達到歷年來的最低值4.6980萬噸標準煤/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)能源強度數(shù)值顯示，2001年我國的實際能源強度仍然大于其最優(yōu)值，并且之后實際能源強度不斷偏離相應價格下的最優(yōu)值。到2004年，實際能源強度高于最優(yōu)值已經(jīng)達到了3萬噸標準煤/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)能源強度的普遍上升導致了總體能源強度不斷提高；而工業(yè)過高的能源強度對總體能源強度處于較高的水平起了舉足輕重的作用。這表明，在現(xiàn)階段我國工業(yè)化的進程中，經(jīng)濟增長仍然具有明顯的數(shù)量擴展特點，高度依賴于能源的供應和消費，工業(yè)化的高耗能特征依然沒有完全改變。因此，節(jié)能降耗任重而道遠。

四、政策建議

本文首先通過一個內(nèi)生增長模型對能源消費與經(jīng)濟增長關系的分析，以證實使經(jīng)濟增長率最大化的最優(yōu)能源強度的存在性。在此基礎上，我們估計了近年來我國最優(yōu)能源強度，并測算了實際能源強度與最優(yōu)值的差距。結果表明，近幾年我國實際能源強度高于最優(yōu)值達3萬噸標準煤/億元左右，并且有逐漸擴大的趨勢。因此，這一結論所帶來的政策含義可能值得我們注意：

首先，要迅速降低能源消耗。我國經(jīng)濟增長嚴重依賴于能源的消費,而能源的消費形勢必將制約著我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展,經(jīng)濟增長與能源消費之間存在著極不和諧的狀況。為了實現(xiàn)經(jīng)濟增長與能源消費的協(xié)調(diào)發(fā)展，必須采取必要措施使我國的能源強度降低。從定性分析來看,能源消費包括兩部分:一部分是由生產(chǎn)技術水平所決定的,一般說來,這部分消費與經(jīng)濟增長的關系在短期內(nèi)不會發(fā)生較大變化；另一部分是由管理水平、市場環(huán)境等因素決定的，這部分能源消費在短期內(nèi)的可變性較大。因此，有必要采取相應的、行之有效的措施降低過高的能源消耗。具體來說,在短期內(nèi)，應該采用市場與管理相結合的手段實現(xiàn)節(jié)能降耗：（1）通過價格調(diào)整來引導企業(yè)和個人對能源的使用。由于目前我國對能源價格的管制，導致能源價格偏低，使能源價格無法反映供需關系，也無法調(diào)節(jié)能源的使用，這對節(jié)能降耗是不利的。因此，要充分利用市場形成能源價格來調(diào)節(jié)能源的供求，以引導企業(yè)與個人的能源消費；（2）國家可以在短期間內(nèi)通過節(jié)能以及稅收等政策措施進行嚴格管理，使能源浪費嚴重的現(xiàn)象得到有效控制。當然，從長期來看，節(jié)能降耗最終必須依靠技術進步。大量的實證研究都已證實了這一點。國家應調(diào)整現(xiàn)有的科研體制和科技政策，將政策重點傾斜在研究和采用有利于能源開發(fā)、利用的新技術,并通過政策引導和鼓勵企業(yè)進行創(chuàng)新、應用并推廣節(jié)能技術,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)品和實現(xiàn)產(chǎn)品的升級換代，實現(xiàn)能耗的降低。

其次，節(jié)能降耗必須以保持最優(yōu)能源強度為前提。由于我國的能源強度遠遠高于發(fā)達國家或世界平均水平（如2002年我國比美國高出4.1倍、比英國高出6.2倍、比日本高出13.3倍、比澳大利亞高出4.7倍），所以在以往的文獻中，學者們常常將我國的能源強度與發(fā)達國家或世界平均水平相比，以強調(diào)我國節(jié)能降耗的必要性和緊迫性。但是我們認為，由于各國國情不盡相同，生產(chǎn)技術存在很大差異，因此至少在目前的一段時期內(nèi)，我國節(jié)能降耗的標準尚不能按照發(fā)達國家或者世界平均水平來設計，而應立足中國國情，以既定技術水平下的最優(yōu)能源強度為前提，在不影響經(jīng)濟增長的前提下降低能源消耗。而在長期中，伴隨著生產(chǎn)技術不斷提高，能源強度將會不斷降低，我國的能耗最終會降低到發(fā)達國家或世界平均水平，但這應該是一個循序漸進的過程,不能期望在短時間內(nèi)立竿見影。我們應該全面而正確地理清、認真地處理好能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系,使二者得以有效的協(xié)調(diào)、兼顧，防止從一個極端走到另一個極端，從盲目追求經(jīng)濟增長的數(shù)字指標轉移到盲目追求節(jié)能降耗的數(shù)字指標，從而顧此失彼，這對能源和經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展都極端重要，這也是中國政府在制定經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和經(jīng)濟政策以及能源戰(zhàn)略和能源政策時必須考慮的問題。

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（4）式求關于τt的導數(shù)并令γτt=0，然后經(jīng)過簡單計算就可以得到。

③圖2僅僅是為了顯示能源價格變動后最優(yōu)能源強度的變動情況，而最優(yōu)能源強度變動后相對應的最大化經(jīng)濟增長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關于τt的二階導數(shù)2γt/τ2t=2α2應該小于0，即α2＜0。其中最優(yōu)能源強度規(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結果為：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、孫長清（2005）的方法。

⑤從這個意義上講，理論分析中的封閉經(jīng)濟是一個很不真實的假設。盡管這一假設很極端，但由于我們所關注的是能源價格上漲對最優(yōu)能源強度的影響，而不是分析能源價格上漲的原因，所以封閉經(jīng)濟的假設可以簡化理論分析，而不會對結論產(chǎn)生影響。

⑥在上文中我們假設用估計的最優(yōu)能源強度近似表示由(1-α)/β1984計算得到的τ1984，但是如果二者完全不相等，那么由我國能源浪費嚴重的實際情況可以肯定，計算得到的最優(yōu)值τ1984一定小于通過估計得到的最優(yōu)值。因此可以推測，如果用計算得到的最優(yōu)值τ1984作為基期，表2中1995―2004年的最優(yōu)能源強度會更低，實際能源強度與最優(yōu)值的差距會更大。

主要參考文獻：

[1]John Asafu-Adjaye.The relationship between energy consumption, energy price and economic growth: time series evidence from Asian developing countries[J]. Energy Economics,2000(22).

[2]韓智勇, 魏一鳴, 焦建玲, 范 英，張九天．中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關系分析[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．論我國能源與經(jīng)濟增長關系[J]．工業(yè)技術經(jīng)濟，2004（4）．

Optimal Energy Intensity and China's Economic Growth

篇8

最早研究能源消費和經(jīng)濟增長之間關系的是美國學者Kraft J.和Kraft A.，他們用Sim方法對美國1947―1974年能源消費和經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)進行實證分析。隨后，許多學者用不同時間段和不同的檢驗方法做過實證研究。本文運用協(xié)整理論來研究陜西省能源消費和經(jīng)濟增長的關系。

一、研究方法

協(xié)整分析法首先對經(jīng)濟時間序列做平穩(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）。

如果確定了兩個變量的單整階數(shù)是相同的，下一步的任務是檢驗二者之間是否存有協(xié)整或者說長期均衡的關系。本文采用EG兩步法來檢驗，檢驗的主要步驟如下：

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

第二步，檢驗殘差序列?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檢驗來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個變量（y1t，y2t，y3t，…，ykt）之間存在協(xié)整關系。

協(xié)整表明了能源消費與經(jīng)濟增長之間存在因果關系，還沒有指明這種因果關系的方向，格蘭杰因果關系的定義是：X稱為Y的“格蘭杰原因”當且僅當利用X的過去值比不用它時能夠更好地來預測Y。簡言之，如果標量X能夠有效地幫助預測Y，那么X就稱為Y的“格蘭杰原因”。

根據(jù)格蘭杰定理，如果兩個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關系，則這兩個變量必有誤差修正模型表達式存在。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，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Δyt＝β0＋α?t-1＋β2Δxt＋εt用OLS方法估計其參數(shù)。

二、數(shù)據(jù)選取及實證分析

本文數(shù)據(jù)取自1978―2008年陜西省統(tǒng)計年鑒，樣本包括1978―2008年的能源消費量和GDP，能源消費量的單位是萬噸標準煤，GDP的單位是億元人民幣。

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

（一）穩(wěn)定性檢驗

因為LnGDP和LnEC都具有非零均值和上升趨勢，所以在對序列LGDP和LEC做單位根檢驗時應包含截距項和時間趨勢。由于LnGDP和LnEC的一階差分序列已經(jīng)消除時間趨勢，所以檢驗時不包含時間趨勢項。滯后期的選擇根據(jù)AIC準則來確定, 最大滯后量取7，回歸與檢驗的計算過程通過計量經(jīng)濟軟件Eviews 6完成。結果見表1差分滯后項個數(shù)的選擇以DW值接近2為標準。

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

（二）協(xié)整檢驗

首先建立LnE和LnGDP之間的回歸方程，由OLS估計我們得到下面的方程（方程下面小括號內(nèi)t為統(tǒng)計量，n為觀測次數(shù)，R2為相關系數(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LnGDPt系數(shù)的符號同我們的預期一致，并且系數(shù)也是顯著的。

再使用ADF檢驗來確定殘差是否含有單位根，從殘差的散點圖來看，殘差圍繞0波動，因此對殘差的單位根檢驗時，我們設定回歸式中不含截矩項和時間趨勢（見表2）。

檢驗結果表明，ADF檢驗值小于臨界值，回歸殘差序列是平穩(wěn)的，因而LEC和LGDP存在協(xié)整關系。也就是說存在LnEC和LnGDP的平穩(wěn)線性組合，即能源消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上確定了LnEC和LnGDP均為I（1）過程而且存在協(xié)整關系，下面對LnEC和LnGDP之間進行格蘭杰因果關系檢驗。EVIEWS6檢驗結果如表3所示。

由表3所示，我們發(fā)現(xiàn)零假設能源消費不是經(jīng)濟增長（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，因此，能源消費是經(jīng)濟增長的“格蘭杰原因”。零假設能源消費不是經(jīng)濟增長的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.4679，因此可以看出該零假設應該被接受，也即經(jīng)濟增長不是能源消費的“格蘭杰原因”。

（四）誤差修正模型

即使兩個變量之間有長期均衡關系，但在短期內(nèi)也會出現(xiàn)失衡（例如受突發(fā)事件的影響）。此時，我們可以用誤差修正模型來對這種短期失衡加以糾正（方程下面小括號內(nèi)t為統(tǒng)計量，n為觀測次數(shù)，R2為相關系數(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，差分項反映了短期波動的影響。能源消費的短期波動可以分為兩部分：一部分是短期GDP波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響，誤差調(diào)整項Ut-1的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值來看，短期內(nèi)，陜西省GDP每增加1%，能源消費量增加0.430006%，而當短期波動偏離長期均衡時，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、結論

第一，陜西省能源消費和GDP之間存在著協(xié)整關系，也就是說盡管在短期內(nèi),我國能源消費與GDP之間存在波動關系，但是從長期來看，能源消費與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。通過誤差修正模型進而發(fā)現(xiàn)，誤差修正項的系數(shù)為負，符合反向修正機制。當能源消費短期偏離均衡狀態(tài)時，誤差修正項將能源消費向長期均衡狀態(tài)收斂。

第二，通過格蘭杰因果關系檢驗可知，能源消費是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因，我國能源消費的增加直接導致GDP的增加。但是，GDP并不是能源消費的格蘭杰原因。■

參考文獻：

①Kraft,J., Kraft,A. On the relationship between energy and GNP[J].Journal of Energy and Development，1978（3）：401―403

②張曉峒. 計量經(jīng)濟學基礎[M]．天津：南開大學出版社，2007

篇9

［中圖分類號］F127 ［文獻標識碼］A ［文章編號］2095-3283(2012)04-0083-03

一、重慶市能源消費現(xiàn)狀

（一）重慶市能源資源現(xiàn)狀

1.原煤。重慶市是全國大中城市中礦產(chǎn)資源最富集的地區(qū)之一。西南鋁業(yè)集團原煤探明儲量為33億噸，是我國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量增長迅速，對經(jīng)濟增長的抑制作用已逐步顯現(xiàn)。

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

4.發(fā)電量。重慶市境內(nèi)江河縱橫，水網(wǎng)密布，水能蘊藏量巨大，極具開發(fā)潛力。以600余公里長江干流為主線，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第一，水能資源理論蘊藏量為1438.28萬千瓦，可開發(fā)量750萬千瓦，全市每平方公里擁有可開發(fā)水電總裝機容量是全國平均數(shù)的3倍，水能資源開發(fā)量在全國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）重慶市能源消費總量及結構現(xiàn)狀

重慶市作為我國西部地區(qū)的直轄市，改革開放以來，伴隨經(jīng)濟的迅猛發(fā)展，能源消費總量呈波動上升趨勢。

根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析，1957—2010年重慶市能源消費總量呈上升趨勢，1957年能源消費總量為263.73萬噸標準煤，2010為7117.41萬噸標準煤。1962—1965年能源消費總量呈下降趨勢，1962年能源消費總量為476.37萬噸標準煤，1965年為342.88萬噸標準煤。1965—1980年能源消費總量開始穩(wěn)步上升，1965年能源消費總量為342.88萬噸標準煤，1980年為985.59萬噸標準煤，年均增長40.17萬噸標準煤。1995—2010年重慶市能源消費總量出現(xiàn)快速增長，1995年能源消費總量為1776.91萬噸標準煤，2010年為7117.41萬噸標準煤，年均增長333.79萬噸標準煤。

從能源消費比例可以看出，煤炭在重慶市能源消費結構中一直居主導地位，其原因是煤炭資源在開發(fā)利用方面具有價格和成本低的天然優(yōu)勢。隨著科技的發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整以及居民生活方式變化，對天然氣和油料的消費需求日益增加，能源消費結構趨向多元化，從圖2可以看出煤炭在重慶市能源消費結構中的比例逐步降低。1957年煤炭消費量占能源消費總量的94.02%，2010年該比例降為68.25%。近年來，隨著國家大力提倡環(huán)境保護，人們的環(huán)保意識也越來越強，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，天然氣消費量一直呈上升趨勢，在1995年達到峰值，天然氣消費量占總能源消費量14.54%，2010年油料消費量占能源消費總量的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，電力的消費量也呈上升趨勢，1957年電力消費占能源消費總量2.04%，而到了2010年該比例上升為10.79%。

（三）重慶市能源消費強度現(xiàn)狀

重慶市綜合能耗在西部地區(qū)相對較少，總體形勢相對較好，但與全國及發(fā)達地區(qū)相比仍有較大差距，同世界平均水平相比，差距更大。圖3為按可比價計算的1990—2010年重慶市萬元GDP能耗的變化趨勢。

從圖3可以看出，1990年以來，重慶市能耗總體呈下降趨勢，1990年是5.08噸標準煤/萬元，2010年為1.127噸標準煤/萬元，年均下降0.23噸標準煤/萬元。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噸標準煤/萬元，2005年GDP耗能1.42噸標準煤/萬元。出現(xiàn)上述情況的原因有：產(chǎn)業(yè)結構不合理，高耗能產(chǎn)業(yè)比重過大；技術結構水平落后，增長方式粗放。

（四）重慶市能源消費彈性系數(shù)

關于能源消費彈性系數(shù)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出：重慶市能源消費彈性系數(shù)一直處于劇烈波動之中。其中，1990年的能源消費彈性系數(shù)為-0.45，數(shù)值為負值，這主要是由能源消費量下降引起的，出現(xiàn)這種情況的原因有：能源生產(chǎn)量和消費量下降；能源產(chǎn)品需求減少；產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化帶來能源消費下降的效果開始顯現(xiàn)。

數(shù)據(jù)顯示，1987年、2004年和2005年重慶市能源消費彈性系數(shù)均大于1，即能源消費增長速度大于經(jīng)濟增長速度。出現(xiàn)這種情況的原因有：一是重慶市經(jīng)濟發(fā)展主要依靠工業(yè)拉動，“十五”以來，工業(yè)發(fā)展迅速，在工業(yè)結構中，高耗能的重化工業(yè)比重偏大，導致經(jīng)濟增長過度依賴能源和資源消耗。二是居民生活水平日益提高推動居民日常生活能源消費快速增長。從2002年開始，手機、計算機和私人汽車普遍或大量進入居民家庭，家用電器銷售量快速增長，同時由于煤炭和天然氣在日常生活中的廣泛使用，帶動了整個能源消費的快速增長。

二、重慶市經(jīng)濟增長現(xiàn)狀

（一）重慶市實際GDP及其增長率的變化趨勢

經(jīng)濟增長通常是指在一個較長的時間跨度上，一個國家人均產(chǎn)出（或人均收入）的持續(xù)增加。經(jīng)濟增長率的高低體現(xiàn)了一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)經(jīng)濟總量的增長速度，也是衡量一個國家或地區(qū)總體經(jīng)濟實力的標志。用現(xiàn)價計算的GDP，可以反映一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模，用不變價計算的GDP可以用來計算經(jīng)濟增長速度。重慶市作為我國西部的直轄市，改革開放后，尤其是國家實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，其國民經(jīng)濟一直保持持續(xù)快速發(fā)展。根據(jù)1985年人民幣不變價計算，25年里，重慶市GDP增長了4723%，平均增幅達188.92%。圖4是重慶市1985—2010年實際GDP及其增長率的變化趨勢，其中GDP是以1985年不變價計算的。

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

重慶市經(jīng)濟增長的主要原因應歸結為工業(yè)實力的增強。雖然從2001年開始，重慶市國民經(jīng)濟呈飛躍式發(fā)展，但與北京、上海、廣州直轄市相比，總體實力依然較弱。主要表現(xiàn)為：經(jīng)濟總量占全國的份額偏小；經(jīng)濟總量位次在全國居中下游。

（二）重慶市三次產(chǎn)業(yè)GDP及其結構變化的基本趨勢

根據(jù)重慶市三次產(chǎn)業(yè)GDP增長趨勢及結構比例統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析，1985年以來，重慶市三次產(chǎn)業(yè)GDP持續(xù)增長，2010年重慶市GDP為7925.58億元，比上年增長21.37％。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值78.58億元，增長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16.43％，占生產(chǎn)總值的36.4％。

從產(chǎn)業(yè)結構看，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，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)能源消費量及能源消費強度變化趨勢

圖5反映了重慶市1985—2010年三次產(chǎn)業(yè)能源消費量的變化趨勢。1985—1992年，重慶市能源消費總量保持相對穩(wěn)定，1995年以后，呈快速增長態(tài)勢。1995年能源消費總量1123.06萬噸標準煤，2010年達7925.58萬噸標準煤，年均增長37.86%。這與三次產(chǎn)業(yè)能源消費量的增加密不可分，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)能源消費量均增長迅速。經(jīng)濟增長和能源消費的趨勢決定了重慶市能源消費強度的變化趨勢。

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［參考文獻］

［1］重慶市統(tǒng)計年鑒2011［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2011.

［2］北京市計劃委員會能源處.北京市能源供需的現(xiàn)狀與問題［J］.北京節(jié)能，1998（1）：6-7.

［3］陳榕.福建能源消費增長與經(jīng)濟增長關系分析［J］.發(fā)展研究，1998（8）:22-23.

［4］朱躍中.我國能源與經(jīng)濟增長關系現(xiàn)狀分析［J］.經(jīng)濟研究參考，2002（72）:26-32.

［5］徐博，劉芳.產(chǎn)業(yè)結構變動對能源消費的影響［J］.遼寧工程技術大學學報（社會科學版），2004，6（5）:499-501.

［6］李俊.中國區(qū)域能源供求及其因素分析［J］.資源科學，1994（4）:34-40.

［7］趙麗霞，魏巍賢.能源與經(jīng)濟增長模型研究［J］.預測，1998（6）:32-35.

［8］王禎.中國能源消費的總量與結構分析［J］.市場周刊，2005（2）:103-105.

篇10

一、能源生產(chǎn)結構與生產(chǎn)規(guī)模

1、能源生產(chǎn)結構。1995-2008年，河北省能源生產(chǎn)量呈現(xiàn)逐步上升趨勢，從6619.56萬噸標準煤增長到7040.75萬噸標準煤，但能源生產(chǎn)基本沒有改變。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)投資總的來說沒有明顯規(guī)律，但自2002年之后呈逐年加大的趨勢。在2000年能源行業(yè)投資曾高達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。從河北省能源行業(yè)的投資來看，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)結構在逐漸弱化，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)，但煤炭消費尤其是煤炭發(fā)電去路在強化。

二、能源消費結構

1、分品種能源消費結構。河北省能源消費量隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展也在大幅度增長，1995-2008年，能源消費量由8892.41萬噸標煤增加到24225.68萬噸標煤。以煤為主的能源生產(chǎn)結構決定了河北省能源消費結構也是以煤為主，并且近20年來各種能源的消費比重變化不大，能源消費結構穩(wěn)定，1999年以來煤炭在能源消費總量中的比重一直高達85%以上。

2、產(chǎn)業(yè)能源消費結構。

河北省第一產(chǎn)業(yè)能源消費量從2000年的172.86萬噸標準煤增加到2007年的585.50萬噸標準煤，年均增長6.35%，在能源消費總量中所占比重很小，保持在1%～3%；第二產(chǎn)業(yè)能源消費量由2000年的5315.02萬噸標準煤增加到2007年的18049.16萬噸標準煤，年均增長15.79%，在能源消費總量中所占比重自2005年以來一直城70%以上，并呈上升趨勢?？梢?，第二產(chǎn)業(yè)仍然是主要的能源消費產(chǎn)業(yè)，要想實現(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，必須逐步降低第二產(chǎn)業(yè)能源消費量；第三產(chǎn)業(yè)能源消費量由2000年的540.13萬噸標準煤增加到2007年的1471.63萬噸標準煤，年均增長6.66%，但能耗增長速度慢于第二產(chǎn)業(yè)的能耗增長速度。由此，河北省雖然已意識到第二產(chǎn)業(yè)過重，也一直在倡導減小第二產(chǎn)業(yè)比例，但還并未實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，相反卻增加了第二產(chǎn)業(yè)的比重。

三、能源消費特征

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

2、天然氣和水電消耗長期處于較低水平。天然氣和水電是比煤炭和石油更干凈高效的能源，而石油供應短缺趨勢嚴重，所以加強天然氣和水電的開發(fā)利用已成為當務之急，即使受自然資源的限制，也應加大調(diào)入力度。

3、能源消費在三產(chǎn)中的結構不合理。三產(chǎn)業(yè)能源消費中，第二產(chǎn)業(yè)占了絕大部分比重，超過了70%，并且這一比重還有增大的趨勢。這和河北省目前正處于工業(yè)化中期、型經(jīng)濟發(fā)展和重工業(yè)、高耗能產(chǎn)業(yè)所占比重大都有直接關系，隨之也帶來了嚴重的環(huán)境污染問題。由此當前節(jié)能降耗工作的重中之重仍然是調(diào)整經(jīng)濟結構，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與經(jīng)濟增長協(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)品的競爭能力和國家的競爭能力。因此，當前世界各國均把提高能源與資源利用率作為技術創(chuàng)新的核心和主要目標。我國“十一五”規(guī)劃中，明確提出了把增強自主創(chuàng)新能力作為國家戰(zhàn)略。依靠自主創(chuàng)新實現(xiàn)能源工業(yè)的技術進步、提高能源利用效率，首先要加強能源領域的基礎研究，前沿技術研究和社會公益性科技研究，使我國在節(jié)能等重點領域和關鍵環(huán)節(jié)取得技術突破；其次是要以企業(yè)為中心，形成產(chǎn)學研相結合的技術創(chuàng)新體系；第三是要運用多種鼓勵手段，促進科技成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力的轉化。

2、開發(fā)可再生能源。要解決能源問題就必須大力開發(fā)可再生能源，從目前以煤為主的能源結構，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構。河北省的可再生能源主要有風能、地熱能、太陽能和生物質(zhì)能。河北省為風能資源大省，同時地熱資源、太陽能資源、生物質(zhì)能也很豐富，這些可再生能源都有無污染，可再生的特點，其進一步發(fā)展，既需要優(yōu)惠的政策支持，也需要強大的資金支持，證券市場金融資本、外資和民間資本的積極進入，能夠有效推動能源和可再生能源行業(yè)的發(fā)展。

3、調(diào)整經(jīng)濟結構。河北省的能源利用效率還有很大的提升空間，這應該從兩方面來抓。一方面努力調(diào)整經(jīng)濟結構。增加第三產(chǎn)業(yè)比例，尤其要大力發(fā)展現(xiàn)代化服務業(yè)，即從以生活型服務業(yè)為主轉向發(fā)展生產(chǎn)型服務業(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，降低設備能耗和單位產(chǎn)品能耗，從技術層面來節(jié)能，通過建立健全能源加工轉換數(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 技術保障和物質(zhì)基礎，是未來經(jīng)濟中最具潛力的新的經(jīng)濟增長點，也是今后一段時期國家財政支持的重點。因此，我們要利用這一有利時機，加快環(huán)保產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，促進結構優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)升級。鞏固和提高具有比較優(yōu)勢、國內(nèi)市場需求量大的環(huán)保技術和產(chǎn)品，依法淘汰設計不合理、性能落后、市場供大于求的生產(chǎn)技術、工藝和產(chǎn)品。培育在環(huán)保產(chǎn)業(yè)中具有較強競爭力的重點企業(yè)，實現(xiàn)環(huán)保產(chǎn)業(yè)規(guī)模化、集約化經(jīng)營，提高經(jīng)濟效益和市場競爭力。