導(dǎo)語：如何才能寫好一篇能源與經(jīng)濟(jì)增長，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

固定資產(chǎn)投資增長 18-20%

CPI 受PPI傳導(dǎo)影響大

在調(diào)整中發(fā)展是未來兩年中國宏觀經(jīng)濟(jì)的基調(diào)，我們預(yù)測(cè)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(jì)在每一個(gè)成長時(shí)期都有一些明顯的關(guān)鍵點(diǎn)，2005年把握中國經(jīng)濟(jì)脈搏的將是能源和金融。能源和金融維系著中國經(jīng)濟(jì)增長的底線，解決好能源和銀行問題事關(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)增長出現(xiàn)了脫節(jié)。中國經(jīng)濟(jì)的任何波動(dòng)都改變不了增長全面啟動(dòng)、經(jīng)濟(jì)處在重化工業(yè)長周期的上升初期這一基本事實(shí)，這決定了中國對(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(huì)因?yàn)殡娏ν顿Y而得到解決。

中國的能源結(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限制地增長。

能源問題的復(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)減輕中國能源的壓力。如何制定一個(gè)有效的能源政策，改善中國的能源結(jié)構(gòu)，是2005年繞不開的問題，否則實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長遠(yuǎn)景目標(biāo)的努力將失去基礎(chǔ)。

經(jīng)濟(jì)增長依賴資本投入凸顯金融安全問題

近年來中國經(jīng)濟(jì)增長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)的增長速度明顯快于勞動(dòng)密集型的增長速度。2005年，固定資產(chǎn)投資增速會(huì)降低，但財(cái)政投資過大、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)一步揭示的問題，需要在2005給予重點(diǎn)解決。

國有商業(yè)銀行以上市為重點(diǎn)，尋求正面突破，將是2005年金融改革的重中之重。

篇2

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長 能源消費(fèi) 相關(guān)性 重慶市

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：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤），與重慶GDP（單位：億元）數(shù)據(jù)來研究經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(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)增長的影響，長期來看經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)為1.59，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源消費(fèi)的依存度較高。

第二，對(duì)重慶GDP增長與能源消費(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)增長約為0.25%，可見煤炭資源的消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正向作用，然而因經(jīng)濟(jì)增長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0.63%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有明顯的正效應(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0.44%，顯示出了清潔能源在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面強(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)。

對(duì)能源結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長granger因果關(guān)系的實(shí)證分析及政策建議

篇3

[關(guān)鍵詞]能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；能源價(jià)格；最優(yōu)能源強(qiáng)度

一、引言

近年來，隨著能源價(jià)格以及我國能源消費(fèi)彈性的不斷上升，降低經(jīng)濟(jì)增長中過高的能耗已經(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)增長引起了能源消費(fèi)的增長，而且表明經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源消費(fèi)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(fèi)將損害經(jīng)濟(jì)增長。例如，當(dāng)年美國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)必然損害美國的經(jīng)濟(jì)增長。[2](17-21)因此，對(duì)中國來說，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)增長無疑應(yīng)該是第一任務(wù)，節(jié)能降耗必須在不影響經(jīng)濟(jì)增長的前提下逐步推行。由此我們所提出的問題是，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(gè)內(nèi)生增長模型對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行分析，以證實(shí)使經(jīng)濟(jì)增長率最大化的能源強(qiáng)度的存在性。在此基礎(chǔ)上，我們估計(jì)了近年來我國最優(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)，如果能源投入沒有相應(yīng)的增長，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，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)增長率的熟悉形式：①

三、我國最優(yōu)能源強(qiáng)度分析

根據(jù)理論分析，我們將考察近年來我國最優(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，所以無法通過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法通過(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)增長率γ的關(guān)系是倒U字型，所以可以通過γt=c+α1τt+α2τ2t+εt來估計(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（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元）和τ1985=10.9689（萬噸標(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）。通過觀察1978-1987年我國的經(jīng)濟(jì)增長率可以發(fā)現(xiàn)，最大化經(jīng)濟(jì)增長率的確出現(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，并將其作為基期來計(jì)算我國近年來的最優(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)、能源輸出國家的市場(chǎng)支配力量、超級(jí)大國和國際大資本對(duì)國際能源價(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年為基期的我國各年燃料類商品零售價(jià)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(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10萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元以上降低到近幾年的4-6萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元，但是能源強(qiáng)度不斷降低的趨勢(shì)并沒有持續(xù)下去，在2001年達(dá)到歷年來的最低值4.6980萬噸標(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)階段我國工業(yè)化的進(jìn)程中，經(jīng)濟(jì)增長仍然具有明顯的數(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

本文首先通過一個(gè)內(nèi)生增長模型對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的分析，以證實(shí)使經(jīng)濟(jì)增長率最大化的最優(yōu)能源強(qiáng)度的存在性。在此基礎(chǔ)上，我們估計(jì)了近年來我國最優(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，近幾年我國實(shí)際能源強(qiáng)度高于最優(yōu)值達(dá)3萬噸標(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(jì)增長嚴(yán)重依賴于能源的消費(fèi),而能源的消費(fèi)形勢(shì)必將制約著我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展,經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(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的能源強(qiáng)度降低。從定性分析來看,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,一般說來,這部分消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(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高的能源消耗。具體來說,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）通過價(jià)格調(diào)整來引導(dǎo)企業(yè)和個(gè)人對(duì)能源的使用。由于目前我國對(duì)能源價(jià)格的管制，導(dǎo)致能源價(jià)格偏低，使能源價(jià)格無法反映供需關(guān)系，也無法調(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）國家可以在短期間內(nèi)通過節(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，從長期來看，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。由于我國的能源強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)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(xiàn)中，學(xué)者們常常將我國的能源強(qiáng)度與發(fā)達(dá)國家或世界平均水平相比，以強(qiáng)調(diào)我國節(jié)能降耗的必要性和緊迫性。但是我們認(rèn)為，由于各國國情不盡相同，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)，我國節(jié)能降耗的標(biāo)準(zhǔn)尚不能按照發(fā)達(dá)國家或者世界平均水平來設(shè)計(jì)，而應(yīng)立足中國國情，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)增長的前提下降低能源消耗。而在長期中，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，我國的能耗最終會(huì)降低到發(fā)達(dá)國家或世界平均水平，但這應(yīng)該是一個(gè)循序漸進(jìn)的過程,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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[4]張明慧，李永峰．論我國能源與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2004（4）．

Optimal Energy Intensity and China's Economic Growth

Ding JianxunAbstract: Using an endogenous growth model, this paper analyzes the relationship of energy consumption and economic growth, it proves that the optimal energy intensity that maximizes economic growth rate exists and the optimal energy intensity and energy price change in opposite directions. Based on that, we estimates China's optimal energy intensity and calculates the gap of the actual energy intensity and optimal energy intensity. The result shows that China's actual energy intensity is about thirty thousand tons of SCE/hundred million Yuan. In conclusion, we bring forward the suggestion of reducing energy consumption under the precondition of keeping the optimal energy intensity.

篇4

【關(guān)鍵詞】能源消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)增長，彈性系數(shù)，能源消費(fèi)強(qiáng)度

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6619.56萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增長到7040.75萬噸標(biāo)準(zhǔn)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(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，1995-2008年，能源消費(fèi)量由8892.41萬噸標(biāo)煤增加到24225.68萬噸標(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172.86萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2007年的585.50萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長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5315.02萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2007年的18049.16萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年均增長15.79%，在能源消費(fèi)總量中所占比重自2005年以來一直城70%以上，并呈上升趨勢(shì)?？梢姡诙a(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540.13萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到2007年的1471.63萬噸標(biāo)準(zhǔn)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(shí)到第二產(chǎn)業(yè)過重，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，隨之也帶來了嚴(yán)重的環(huán)境污染問題。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)能力和國家的競(jìng)爭(zhēng)能力。因此，當(dāng)前世界各國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“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)崮堋⑻柲芎蜕镔|(zhì)能。河北省為風(fēng)能資源大省，同時(shí)地?zé)豳Y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(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)層面來節(jié)能，通過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)，是未來經(jīng)濟(jì)中最具潛力的新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，也是今后一段時(shí)期國家財(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)模化、集約化經(jīng)營，提高經(jīng)濟(jì)效益和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。

五、結(jié)論

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關(guān)鍵詞：資源詛咒；能源供求比；經(jīng)濟(jì)增長

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(07BJY110)

作者簡(jiǎn)介：陳仲常(1949-)，女，重慶人，重慶大學(xué)貿(mào)易與行政學(xué)院，教授、博士生導(dǎo)師，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與人口、資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

中圖分類號(hào)：F127；F224．0　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1006-1096(2008)03-0057-04　收稿日期：2008-03-28

發(fā)展與貧困是當(dāng)今世界的主題之一，許多自然稟賦豐富的國家或地區(qū)，未必是經(jīng)濟(jì)增長最快的區(qū)域，甚至相反，自然稟賦豐富的國家或地區(qū)，卻成為落后的區(qū)域，形成了所謂的“富饒的貧困”。經(jīng)濟(jì)學(xué)家們將這種現(xiàn)象解釋為“資源詛咒”，其涵義是指自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了限制作用，資源豐裕經(jīng)濟(jì)體的增長速度往往慢于資源貧乏的經(jīng)濟(jì)體。

一、關(guān)于此問題研究的基本情況

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關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；關(guān)聯(lián)性實(shí)證分析

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收錄日期：2016年1月28日

一、研究背景

近年來，新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，能源消耗比往年增長19.2%，而煤炭消費(fèi)占消費(fèi)總量的68.4%，大量的煤炭利用加重了環(huán)境的污染。為此，加快優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)并使其高效轉(zhuǎn)型是未來新疆能源發(fā)展應(yīng)該抓住的重點(diǎn)，亦是可持續(xù)發(fā)展的必然訴求。

二、新疆能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長統(tǒng)計(jì)分析

本節(jié)主要從新疆能源消費(fèi)以及經(jīng)濟(jì)增長的增長率指標(biāo)出發(fā)，分析兩者的變動(dòng)趨勢(shì)，從而推斷出新疆能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在的因果聯(lián)系，為實(shí)證分析做準(zhǔn)備。

（一）能源消費(fèi)增長率趨勢(shì)分析。從圖1可以看出，變動(dòng)最為劇烈的是天然氣的增長率，從2000年的負(fù)增長在2001年有了很大的提升之后又趨于緩慢，這可能是在亞洲金融危機(jī)之后在其他能源增長率都低的情況下采用天然氣來替代其他能源；而石油增長率在2005年得到了快速的增長，在2009年又下降至最低增長率點(diǎn)。到了2012年，除了水電增長率一直在增加以外，其余能源增長率都開始呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，這可能是因?yàn)槲覈?jīng)濟(jì)不再追求速度而是注重節(jié)能環(huán)保、低碳發(fā)展。（圖1）

新疆形成了以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，但由于技術(shù)落后、經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后等原因，新疆能源利用效率與全國有很大差距。新疆在追求經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，除了盡量減少能源消費(fèi)量外，還應(yīng)更注重能源利用效率的提高。

（二）經(jīng)濟(jì)增長率趨勢(shì)分析。從圖2可以看出，新疆GDP增長率趨勢(shì)緊緊圍繞著全國GDP增長率變動(dòng)而變動(dòng)。且有時(shí)快于全國生產(chǎn)總值增長率。2008年兩者同時(shí)呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，且下降趨勢(shì)十分嚴(yán)重，這都是由于全球金融危機(jī)導(dǎo)致的。新疆GDP增長率下降到了13年以來的最低點(diǎn)。這對(duì)新疆的經(jīng)濟(jì)增長造成了嚴(yán)重的影響。而從2009年開始又開始急速上漲達(dá)到了13年以來的增長速度最高點(diǎn)。然而在2010年又隨著全國GDP增長率的下降又開始下滑。這可能是新疆開始發(fā)展節(jié)能減排經(jīng)濟(jì)、注重調(diào)整優(yōu)化能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)所造成的結(jié)果。（圖2）

新疆經(jīng)濟(jì)增長相對(duì)還是比較迅速（除2009年金融危機(jī)）。經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)理論上具有一定的關(guān)系，但是否確實(shí)具有緊密相關(guān)的聯(lián)系，需要做相應(yīng)的關(guān)聯(lián)性實(shí)證分析。

三、新疆能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)性實(shí)證分析

（一）新疆能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。本節(jié)以經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)作為研究對(duì)象，探討能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。在選擇經(jīng)驗(yàn)函數(shù)形式的時(shí)候，本文選取Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

Y=KαLβEγ

為簡(jiǎn)化起見，將此式化為線性方程（取對(duì)數(shù)），且估計(jì)出來的參數(shù)可代表彈性。

lnY=αlnK+βlnL+γlnE

進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)首先要確定變量是否平穩(wěn)，如果平穩(wěn)則直接進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以及采用OLS進(jìn)行回歸估計(jì)出參數(shù)即GDP能源彈性；如果變量非平穩(wěn)，則建立嶺回歸模型來對(duì)其進(jìn)行分析。因此，選擇2000～2013年的新疆能源消費(fèi)總量與新疆GDP（以2013年的不變價(jià)格平減）以及就業(yè)人口總量和固定資產(chǎn)投資（以2013年為不變價(jià)格平減）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并依次將其設(shè)為“E”（能源消費(fèi)總量）、“G”（新疆GDP）、“L（新疆就業(yè)人口總量）”、“K”（固定資產(chǎn)投資）。（圖3）

從圖3可以看出，所有變量在取對(duì)數(shù)后都呈現(xiàn)出逐漸上升趨勢(shì)，其中能源消費(fèi)總量、國內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資上升幅度較大，而就業(yè)人口總量增長相對(duì)較緩，它們之間可能存在著相關(guān)趨勢(shì)，但是序列是否存在平穩(wěn)則需要進(jìn)行相關(guān)的檢驗(yàn)。因此，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)來對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)分析。（表1）

上述檢驗(yàn)結(jié)果可以大致看出，原始變量中只有l(wèi)nG數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的，而lnE、lnK及l(fā)nL在差分之后都平穩(wěn)，其中l(wèi)nK為二階平穩(wěn)，其余為一階平穩(wěn)，故不能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。所以將lnG作為因變量，其余變量作為自變量對(duì)其進(jìn)行線性模型估計(jì)得出結(jié)果，如表2所示。（表2）

從上述結(jié)果可以看出，DW檢驗(yàn)接近于2，證明這個(gè)變量間不存在自相關(guān)問題，而從vif的值中可以大致看出，lnE和lnL的值較大而lnK的值相對(duì)較小，證明存在較大的多重共線性。接下來建立嶺回歸模型得出結(jié)果，如圖4所示。（圖4）

默認(rèn)的k從0～1，步長為0.05。從圖4結(jié)果可以看出大致k從0.03步長開始后，嶺跡開始大致的呈現(xiàn)出平穩(wěn)狀況。故我們?nèi)=0.03，爾后繼續(xù)做嶺回歸，得出結(jié)果如表3所示。（表3）

從上述結(jié)果中我們可以得到模型的未標(biāo)準(zhǔn)化和模型的標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程：

未標(biāo)準(zhǔn)化：lnG=-9.4479+0.3350lnE+1.0113lnE+0.9679lnL

標(biāo)準(zhǔn)化：lnG=0.3492lnK+0.3039lnL+0.3411lnE

故標(biāo)準(zhǔn)化后的模型方程即為消除共線性后的模型。且從各變量的參數(shù)值中我們可以看出，固定資本對(duì)新疆GDP的影響力最大，而能源消費(fèi)對(duì)GDP的影響次之，影響最小的則是就業(yè)人口（勞動(dòng)力）。

從上述一系列的模型分析中我們可以看出，雖然能源消費(fèi)對(duì)gdp的影響不如固定資本對(duì)GDP的影響，但是還是會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)的增長，故新疆能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有一定的影響。

（二）新疆經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源消費(fèi)的影響。為了反映新疆經(jīng)濟(jì)對(duì)能源的依賴程度，本節(jié)對(duì)能源消費(fèi)量和新疆生產(chǎn)總值兩個(gè)變量做協(xié)整分析，數(shù)據(jù)使用的是2001～2013年主要年份的能源消費(fèi)總量和新疆GDP。

分別對(duì)“E”（新疆能源消費(fèi)總量）變量和“G”（新疆國內(nèi)生產(chǎn)總值-不考慮價(jià)格因素）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。為了消除可能存在的異方差，將兩變量分別取對(duì)數(shù)并設(shè)為lnE、lnG；但是去對(duì)數(shù)可能會(huì)造成虛假回歸，故先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（單位根檢驗(yàn)法）得出的結(jié)果如表4所示。（表4）

從以上對(duì)LNE、LNG兩變量進(jìn)行不含截距項(xiàng)與趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)過程中得出它們?cè)?%水平下都拒絕原假設(shè)。這表明LNE、LNG的二階差分都是平穩(wěn)序列。

通過單根檢驗(yàn)可知兩變量為同階單整，可考慮兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。先得到協(xié)整回歸方程，后對(duì)模型殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。對(duì)2001～2013年主要年份的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整回歸。（表5）

由表5可知其回歸方程為：LNE=3.24271+0.675915LNG+et

R-squared=0.980398，F(xiàn)=600.1705。從R2可以看出模型的擬合度相當(dāng)?shù)母?，比較接近于1，所以此回歸擬合度比較好。若要得到LNE與LNG具有協(xié)整關(guān)系，則需對(duì)其殘差序列et進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。（表6）

如表6的二階差分單檢驗(yàn)結(jié)果所示：序列et在沒有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)下ADF值為-3.710284，均小于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，故殘差et是平穩(wěn)的，因此LNE與LNG之間存在協(xié)整關(guān)系，LNE和LNG長期均衡。

可知，新疆生產(chǎn)總值每增加一個(gè)百分點(diǎn)將使能源消費(fèi)量增加0.675915個(gè)百分點(diǎn)。由此可以看到，長期以來新疆經(jīng)濟(jì)增長都對(duì)能源消費(fèi)有很大的依賴性，要想實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，則需要消耗大量的能源。

為了探討LNE與LNG之間存在的因果關(guān)系，因?yàn)閮勺兞吭诙A為平穩(wěn)變量，故我們用LNG2、LNE2表示二階差分后的變量并用來進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。并且將變量LNG2滯后一期為LNG1，再將LNG1與LNE進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)后得出結(jié)果如表7所示。（表7）

從上述結(jié)果可以看出，LNG1不是LNE2的格蘭杰原因在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，而LNE2不是LNG1的格蘭杰原因不拒絕原假設(shè)。LNG1是LNE2的格蘭杰原因，即下一期經(jīng)濟(jì)增長對(duì)當(dāng)期的能源具有強(qiáng)烈的依賴性。經(jīng)濟(jì)快速增長是會(huì)刺激能源供給的。這也說明新疆的經(jīng)濟(jì)增長仍然處于依賴大能源消費(fèi)數(shù)量的階段。

從上述對(duì)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量之間的關(guān)系進(jìn)行研究后得到：能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一定的關(guān)系：一方面經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源具有一定的依賴性，能源短缺會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長帶來嚴(yán)重的負(fù)面影響；另一方面經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展將會(huì)刺激能源的需求?？偠灾?，經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)之間是密切相關(guān)的。故應(yīng)采取相應(yīng)的措施來使兩者之間產(chǎn)生積極的相關(guān)影響且不受阻礙，這樣才能促使新疆在經(jīng)濟(jì)能源變革的背景下以更快、更好、更有效的方式發(fā)展經(jīng)濟(jì)。

四、相關(guān)對(duì)策建議

（一）實(shí)施可持續(xù)能源發(fā)展戰(zhàn)略。新疆經(jīng)濟(jì)的發(fā)展很大程度依賴于能源消費(fèi)，如何使能源使用、經(jīng)濟(jì)增長不彼此沖突，這就需要實(shí)施正確而有效的能源發(fā)展戰(zhàn)略。首先應(yīng)長期實(shí)施節(jié)能優(yōu)先戰(zhàn)略，由政府機(jī)構(gòu)制定相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)政策如能源價(jià)格制定政策和清晰的能源鼓勵(lì)政策來支持清潔能源和可再生能源的使用，貫徹執(zhí)行并保障政策的執(zhí)行力度，從而實(shí)現(xiàn)能源的可持續(xù)發(fā)展。

（二）推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，提升能源效率，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)。學(xué)會(huì)對(duì)新能源和可再生能源的合理開采技術(shù)；開發(fā)出新能源后又要積極有效率的利用新能源，將其用在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生效益的方面。實(shí)現(xiàn)“資源―產(chǎn)品―廢棄物―再生資源”的循環(huán)過程能更有效的利用資源，以小能耗成本實(shí)現(xiàn)大的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)效益。

（三）樹立節(jié)能減排意識(shí)。節(jié)能減排與人民的生活息息相關(guān)，宣傳節(jié)能減排意識(shí)，并通過政府、社會(huì)組織等部門引導(dǎo)人民廣泛參與節(jié)能減排活動(dòng)，樹立節(jié)約、綠色消費(fèi)觀念，提高人民節(jié)能減排意識(shí)，讓節(jié)能減排意識(shí)深入民心，實(shí)現(xiàn)全方位的節(jié)能減排目標(biāo)。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]楊冠瓊.經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)――山東省的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)管理，2006.22.

[2]趙進(jìn)文，范繼濤.經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)內(nèi)在依從關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007.8.

[3]齊紹洲，羅威.中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)強(qiáng)度差異分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007.7.

[4]謝松，劉慶和.貴州的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長[J].貴州社會(huì)科學(xué)，2007.12.

篇7

關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；面板數(shù)據(jù)；參數(shù)估計(jì)

一、引言

目前，中國經(jīng)濟(jì)正處于高速增長時(shí)期，也是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、城市化水平、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯變化的階段。這一系列的變化刺激了我國能源消費(fèi)的急速增長。2014年，中國能源消費(fèi)總量36億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比上年增長5.9%。2014年，中國進(jìn)口原油3.08億噸，同比增長9.4%，居世界第二位，原油對(duì)外依存度達(dá)到60%。同時(shí)，中國也是世界第二大煤炭進(jìn)口國。工業(yè)生產(chǎn)高能耗的粗放增長方式必然導(dǎo)致能源短缺，使得能源供需不平衡的狀況日益突出，這種能源短缺反過來又會(huì)制約經(jīng)濟(jì)的增長。因此，處理能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系成為十分重要的課題。

二、研究方法

1.變量選取

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)系的重要理論模型。Nerlove（1965）將原來的C-D生產(chǎn)函數(shù)擴(kuò)展為：。這在原有C-D生產(chǎn)函數(shù)的結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)上增加了和能源投入有關(guān)的乘子，能源因素的影響從C-D生產(chǎn)函數(shù)中剝離了出來，形成獨(dú)立的第三要素。根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，為我國經(jīng)濟(jì)增長提供能源消費(fèi)支持的主要是煤炭、石油和電力（曾勝，2008）?？紤]到內(nèi)生增長模型以技術(shù)進(jìn)步為核心，因此本文以Lucas（1998）的內(nèi)生增長模型為指導(dǎo)，把能源消費(fèi)量的投入細(xì)分為煤炭、石油、電力，則擴(kuò)展的C-D生產(chǎn)函數(shù)為：。

2.數(shù)據(jù)處理和來源

本文利用我國29個(gè)省或直轄市1995-2013年的面板數(shù)據(jù)（由于數(shù)據(jù)原因未包括重慶和）。數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)量等指標(biāo)與人口數(shù)量密切相關(guān)，且我國各地區(qū)人口數(shù)量差異較大，為了真實(shí)反映個(gè)指標(biāo)的真實(shí)水平，本文均使用平均數(shù)據(jù)。為便于數(shù)據(jù)可比較和減少異方差，所有數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)，其中各變量的具體數(shù)據(jù)及構(gòu)造如下。

（1）人均GDP：為消除物價(jià)變動(dòng)影響，以1978年作為基期，記為lnY。

（2）人均資本存量：采用永續(xù)盤存法計(jì)算，記為K。

（3）人均有效勞動(dòng)投入：將勞動(dòng)力投入量L與人力資本水平H相乘得到各地區(qū)有效勞動(dòng)投入量，記為HL。

（4）人均能源消費(fèi)：本文分別引入了各地區(qū)人均煤炭消費(fèi)量C、人均電力消費(fèi)量E和人均原油消費(fèi)量O。

3.本文研究方法

本文以能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響為著眼點(diǎn)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)參數(shù)模型，研究煤炭、電力和石油消費(fèi)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的影響。本文首先使用面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)來檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，最后建立面板數(shù)據(jù)模型，使用最小二乘虛擬變量進(jìn)行回歸參數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)，揭示我國能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

三、實(shí)證研究

1.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸的發(fā)生，本文將面板數(shù)據(jù)中各變量的橫截面序列作為整體進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性。根據(jù)對(duì)單位根同（異）質(zhì)性假定的不同，所有的檢驗(yàn)可分為兩類。為了檢驗(yàn)的全面性，本文采用LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)這五種方法進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量lnGDP、lnK、ln（HL）、lnC、lnE、lnO在5%的顯著水平下均不平穩(wěn)。變量相應(yīng)的一階差分項(xiàng)存各種檢驗(yàn)方法中均能夠在5%的水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明6個(gè)變量均為一階單整序列，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整分析。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Pedroni提出的7個(gè)檢驗(yàn)面板變量協(xié)整關(guān)系的統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。其中，Panelv、Panelρ、PanelPP和PanelADF這4個(gè)統(tǒng)計(jì)量是用聯(lián)合組內(nèi)維度描述，假設(shè)不同橫截面具有相同的自回歸系數(shù)。Groupρ、GroupPP和GroupADF這3個(gè)統(tǒng)計(jì)量運(yùn)用組間維度描述，假設(shè)不同的橫截面具有不同的自回歸系數(shù)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，除Grouρ指標(biāo)以外，6種指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量都在5%的顯示性水平下拒絕了變量間不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。本文認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長、資本存量、人力資本、煤炭消費(fèi)、電力消費(fèi)和原油消費(fèi)等變量之間具有協(xié)整關(guān)系，下面將對(duì)其做進(jìn)一步的面板數(shù)據(jù)參數(shù)估計(jì)。

3.面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)參數(shù)模型

一般的，面板數(shù)據(jù)模型可表示為：

注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

由上述估計(jì)結(jié)果可知，本文所選五個(gè)要素的產(chǎn)出彈性從大到小的順序依次為人均電力消費(fèi)產(chǎn)出彈性、人均勞動(dòng)投入產(chǎn)出彈性、人均資本產(chǎn)出彈性、人均煤炭消費(fèi)產(chǎn)出彈性、人均原油消費(fèi)產(chǎn)出彈性。其中，人均電力消費(fèi)產(chǎn)出彈性最大且為正，顯示了其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長最大的促進(jìn)作用。人均煤炭消費(fèi)產(chǎn)出彈性為負(fù)，表明煤炭這種高污染能源的使用對(duì)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)有一定的制約作用。相比其他因素產(chǎn)出彈性，人均煤炭消費(fèi)產(chǎn)出彈性和人均原油消費(fèi)產(chǎn)出彈性要小得多。這說明了盡管我國是煤炭和石油消費(fèi)，但我國煤炭和石油的消費(fèi)屬于粗放型能源利用方式，能源利用效率沒有明顯的改善，與現(xiàn)代集約經(jīng)濟(jì)的發(fā)展要求還有很大的差距。

四、結(jié)論

本文基于全國29個(gè)省、市、自治區(qū)（除重慶、）的面板數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)參數(shù)模型，運(yùn)用最小二乘虛擬變量法對(duì)人均資本產(chǎn)出彈性、人均勞動(dòng)投入產(chǎn)出彈性、人均電力消費(fèi)產(chǎn)出彈性、人均煤炭消費(fèi)產(chǎn)出彈性和人均原油消費(fèi)產(chǎn)出彈性進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)。主要結(jié)果總結(jié)如下：一方面，人均電力消費(fèi)產(chǎn)出彈性最大，作為相對(duì)清潔的能源，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)電力的依賴越來越重。另一方面，人均原油消費(fèi)產(chǎn)出彈性、人均煤炭消費(fèi)產(chǎn)出彈性比較小。這說明盡管我國是世界最大煤炭生產(chǎn)國與消費(fèi)國，我國對(duì)石油的敏感度越來越高，但是我國的煤炭和石油消費(fèi)還屬于粗放型能源利用方式，能源利用效率較低，石油供需矛盾問題越來越突出。這已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。

參考文獻(xiàn)：

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[2]張琳，何煉成.我國區(qū)域能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長-基于省際面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型的實(shí)證分析[J].江海學(xué)刊，2010（1）：79-85.

篇8

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長；可再生能源；水能；協(xié)整

一、引言

可再生能源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，是近些年國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)者重點(diǎn)研究的熱點(diǎn)問題之一。能源是人類賴以生存和發(fā)展不可缺少的物質(zhì)基礎(chǔ)，它對(duì)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展起著重要的作用，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)能源存在著一定的依賴性。傳統(tǒng)化石能源對(duì)人類社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展作出了重大貢獻(xiàn)，但化石能源儲(chǔ)量有限，這可能會(huì)給經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成一定的約束，而這種稀缺性也就決定了它的價(jià)格呈現(xiàn)整體上升的趨勢(shì)?？偭考s束和價(jià)格約束，使得新的可再生能源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的重要作用會(huì)逐漸顯現(xiàn)出來。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，已有大量學(xué)者利用不同的國家、不同的地區(qū)、不同的時(shí)間段的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)能源經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。

林伯強(qiáng)（2001）運(yùn)用JJ協(xié)整檢驗(yàn)的方法分析了中國1953-1994年能源消費(fèi)和國內(nèi)生產(chǎn)總值、能源價(jià)格、人口增長之間的關(guān)系，證明了變量之間存在協(xié)整關(guān)系，但未基于誤差修正模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

馬超群等（2004）采用EG兩步法研究了中國從1954-2003年間年度GDP和能源總消費(fèi)以及能源消費(fèi)各構(gòu)成部分（包括煤、石油、天然氣和水電力等）之間的長期均衡關(guān)系。

郭海華、夏志均、周元（2010）研究了1985-2009年中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，通過基于誤差修正模型的格蘭杰因果關(guān)系分析，證明了我國能源消費(fèi)是國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)的增長就必須以能源消費(fèi)為代價(jià)，但是經(jīng)濟(jì)增長并不是能源消費(fèi)的Granger原因，即存在著從能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系結(jié)論。另外通過建立長期動(dòng)態(tài)模型，得出可以用能源消費(fèi)總量滯后值和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)滯后值來預(yù)測(cè)未來的能源消費(fèi)總量和全國的經(jīng)濟(jì)增長速度。

（2011）提出在能源總量消耗不變的情況，可再生能源消費(fèi)的增加會(huì)提高國家的能源效率?？稍偕茉聪M(fèi)的增加會(huì)提高技術(shù)效率還可以反映在可再生能源消費(fèi)的細(xì)分上面。將能源效率模型進(jìn)行轉(zhuǎn)化，將GDP作為因變量，可以發(fā)現(xiàn)資本存量、能源消費(fèi)、傳統(tǒng)能源在能源消費(fèi)中比例、可再生能源在能源消費(fèi)中比例對(duì)GDP的增長有顯著正向相關(guān)作用，由此可以得出可再生能源的利用有助于經(jīng)濟(jì)增長，并且傳統(tǒng)能源消費(fèi)相對(duì)可再生能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有更顯著的提高作用。

綜上所述，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間確實(shí)存在著密切的聯(lián)系，如何處理好兩者之間的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和能源的可持續(xù)發(fā)展，對(duì)能源和經(jīng)濟(jì)的研究都具有重要的意義。為此，本文從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度對(duì)我國可再生能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析，以可再生能源中的水能為切入點(diǎn)，對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)能源數(shù)據(jù)利用ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger檢驗(yàn)等方法來進(jìn)行分析。

三、數(shù)據(jù)來源和相關(guān)變量

鑒于可再生能源的數(shù)據(jù)不完善，本文以我國可再生能源中的代表能源——水能消費(fèi)總量和剔除價(jià)格因素的國內(nèi)生產(chǎn)總值為變量，對(duì)可再生能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001-2010年）的官方統(tǒng)計(jì)材料，之所以選取2001年以來的數(shù)據(jù)作為系統(tǒng)分析數(shù)據(jù)，是因?yàn)?001年是第十個(gè)五年計(jì)劃的開始，作者將2001年以來的社會(huì)發(fā)展時(shí)期看作一個(gè)新的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。采用以2000為基期的歷年實(shí)際GDP，單位為億元，水能消費(fèi)總量所用的單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。

四、水能與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

（一）ADF檢驗(yàn)

為了保證回歸的可行性，在進(jìn)行回歸之前，需要就對(duì)分析的序列是否平穩(wěn)即是否具有單位根進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)的方法，其原假設(shè)為序列存在一個(gè)單位根，備擇假設(shè)為序列不存在單位根。如果ADF的值大于臨界值，則接受原假設(shè)，認(rèn)為序列存在單位根，序列是不平穩(wěn)的，反之則平穩(wěn)。

由表1得出的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%的顯著水平下，時(shí)間序列變量均存在單位根，序列是不平穩(wěn)的；對(duì)GDP和水能消費(fèi)兩個(gè)變量進(jìn)行差分變換，DLOG（GDP）和DLOG（WE）分別是指GDP對(duì)數(shù)序列的一階差分、水能對(duì)數(shù)序列的一階差分，再進(jìn)一步進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在10%的顯著水平下這些變量都平穩(wěn)了。因此，滿足協(xié)整分析的條件，可以進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

雖然有時(shí)兩個(gè)或者兩個(gè)以上的變量中的每個(gè)都是非平穩(wěn)的，但是他們的線性組合可能相互抵消趨勢(shì)項(xiàng)的影響，使該組合成為一個(gè)平衡的變量，這就是協(xié)整的基本思想。

協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法有EG兩步檢驗(yàn)法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，由于基于回歸殘差的EG檢驗(yàn)在小樣本的情況下，參數(shù)估計(jì)存在較大的誤差，因此本文采用Johansen檢驗(yàn)法。

Johansen檢驗(yàn)方法是基于VAR模型，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，必須建立變量之間的VAR模型，而建立VAR模型的關(guān)鍵是要確定滯后期數(shù)。本文根據(jù)AIC和SC，經(jīng)過反復(fù)計(jì)算和分析，這里選擇滯后期選擇2，JJ檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示：

由表2可知，在置信度為95%的情況下，拒絕原假設(shè)None，接受原假設(shè)Atmost 1，即之多存在一個(gè)協(xié)整方程，所以兩個(gè)變量GDP和水能消費(fèi)之間存在長期的均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

有上述分析可知，水能與GDP之間存在著協(xié)整關(guān)系，因此，本文利用Granger因果檢驗(yàn)來判斷GDP與水能消費(fèi)之間的關(guān)系，通過Eviews 6.0分析結(jié)果如下表所示：

顯著性水平表示接受零假設(shè)的概率，數(shù)字越小，說明自變量解釋因變量的能力越強(qiáng)。表3顯示，在滯后期為2的情況下，水能消費(fèi)不是GDP增長的主要?jiǎng)右颍?jīng)濟(jì)增長卻對(duì)水能消費(fèi)的增長有影響。

五、結(jié)論

本文通過對(duì)2001-2010年間我國GDP與水能消費(fèi)的實(shí)證分析，得出經(jīng)濟(jì)增長和可再生能源消費(fèi)之間存在著協(xié)整關(guān)系，即短期內(nèi)兩者呈波動(dòng)關(guān)系，但長期存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。可再生能源消費(fèi)和實(shí)際GDP之間存在實(shí)際GDP到可再生能源的單向Granger因果關(guān)系，表明可再生能源消費(fèi)不是經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)右颍墙?jīng)濟(jì)產(chǎn)出的增長卻對(duì)可再生能源消費(fèi)的增長有影響。

參考文獻(xiàn)：

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篇9

關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：16723198（2013）23004101

1引言

近年來，四川省憑借其豐富的資源，重要的戰(zhàn)略地位以及巨大的市場(chǎng)潛力，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)呈現(xiàn)出蓬勃之勢(shì)，與此同時(shí)，四川省每年的能源消費(fèi)總量也逐年上升。2012年，四川省的地區(qū)生產(chǎn)總值23872.8億元，比2008年增長了8945%，平均年增長17.32%。在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，能源消費(fèi)量也快速增長，達(dá)到20575萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，較2008年增長了35.85%，平均年增長7.96%。

目前，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行很多研究。國外研究主要有：Arthur Craft和John Craft（1978）通過對(duì)美國1947～1974年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)從國民生產(chǎn)總值到能源消費(fèi)的單項(xiàng)因果關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者韓智勇等（2004）運(yùn)用協(xié)整分析及因果分析研究中國1978～2000年數(shù)據(jù)得出中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系。皮偉能等（2009）以江蘇省1985-2007年間數(shù)據(jù)位基礎(chǔ)，運(yùn)用協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)證實(shí)能源消費(fèi)與GOP之間存在穩(wěn)定的雙向因果的均衡關(guān)系。本文基于前人的研究成果，運(yùn)用協(xié)整分析技術(shù)和格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法，采用1978～2012年期間數(shù)據(jù)對(duì)四川省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長二者之間進(jìn)行實(shí)證研究。

2實(shí)證研究

2.1變量選取與數(shù)據(jù)來源

在四川省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究中，本文選取的變量為能源消費(fèi)總量（EC）、地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP），數(shù)據(jù)為1978年-2012年四川省能源消費(fèi)總量（EC，單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）和四川省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP，單位：億元）。同時(shí)為了消除變量異方差的影響，對(duì)能源消費(fèi)（EC）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別記為LEC、LGDP。數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2單位根檢驗(yàn)

為防止“偽回歸”現(xiàn)象的發(fā)生，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。其中，DLEC、DLGDP代表LEC、LGDP對(duì)應(yīng)序列的一階差分序列，D（DLEC）、D（DLGDP）代表LEC、LGDP對(duì)應(yīng)序列的二階差分序列。單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如下表1所示。

表1單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果表

變量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虯DF統(tǒng)計(jì)量臨界值結(jié)論1%5%LEC（c，t，0）-1.074-4.251-3.547不平穩(wěn)LGDP（c，t，0）-1.585-4.251-3.547不平穩(wěn)DLEC（c，0，1）-2.702-3.650-2.956不平穩(wěn)DLGDP（c，0，1）-2.803-3.650-2.956不平穩(wěn)D（DLEC）（c，0，1）-5.154-3.658-2.959平穩(wěn)D（DLGDP）（c，0，1）-5.460-3.658-2.959平穩(wěn)注：（c，t，n）表示模型類型的選擇，c代表截距項(xiàng)，t代表趨勢(shì)項(xiàng)，n代表滯后階數(shù)。

由表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，各個(gè)變量序列均為二階單整序列。但這些變量之間是否存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，需要進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.3協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，本文采用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。其實(shí)質(zhì)是對(duì)OLS回歸殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果殘差序列是平穩(wěn)的，則可以確定兩變量是協(xié)整的，二者之間存在著長期的均衡關(guān)系。以LEC作為因變量，LGDP作為自變量建立回歸方程，OLS回歸結(jié)果如下：

LECt=6.675+0.301LGDPt+et

t=（41.509）（14.431）

R2=0.863

由上述回歸獲得殘差序列et。對(duì)殘差序列et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表2所示。

表2殘差序列et平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表

項(xiàng)目檢驗(yàn)類型ADF統(tǒng)計(jì)值顯著水平檢驗(yàn)結(jié)果殘差序列et（0，0，2）-2.3031%5%10%平穩(wěn)-2.637-1.952-1.621由表2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示可知，殘差序列et在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的，表明四川省能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。

2.4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明四川省能源消費(fèi)總量和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，但這兩個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系并不確定，因此采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表3所示。

表3Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表

原假設(shè)滯后階數(shù)觀測(cè)值F統(tǒng)計(jì)值P值LEC不是引起LGDP的格蘭杰原因2335.8030.0078LGDP不是引起LEC的格蘭杰原因0.8990.4185由表3格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以看到：原假設(shè)“LEC不是引起LGDP的格蘭杰原因”發(fā)生的概率為00078，此時(shí)我們拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為能源消費(fèi)總量增加是引起經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰（Granger）原因；原假設(shè)“LGDP不是引起LEC的格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.4185，此時(shí)我們接受原假設(shè)，即認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長不是引起能源消費(fèi)總量增加的格蘭杰（Granger）原因。因此，可以得出結(jié)論：四川省能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長之間僅存在單向格蘭杰因果關(guān)系，即四川省能源消費(fèi)總量的增加會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，反之則不然。

3結(jié)論

通過利用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對(duì)四川省能源消費(fèi)總量（EC）與經(jīng)濟(jì)增長（GDP）的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得到以下結(jié)論：四川省的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，即長期看來二者之間具有共同的發(fā)展趨勢(shì)；四川省的能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的單向格蘭杰因果關(guān)系，即四川省能源消費(fèi)總量的增加會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長。

參考文獻(xiàn)

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篇10

[關(guān)鍵詞]河北省 能源消費(fèi) 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整檢驗(yàn) Granger因果關(guān)系

一、引言

在全球氣候變暖的背景下,以低能耗、低污染為基礎(chǔ)的"低碳經(jīng)濟(jì)"成為全球熱點(diǎn)。2009年12月7日在哥本哈根召開的氣候峰會(huì)上初步達(dá)成了《哥本哈根協(xié)議》,對(duì)各國環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策的制定和完善產(chǎn)生了重要的影響。目前中國政府已結(jié)合經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展規(guī)劃和可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略,提出了到2020年中國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放比2005年下降40%-45%的減排目標(biāo)。各個(gè)國家和地區(qū)都在努力減少能源的使用量和提高能源的利用效率,以減少溫室氣體的排放,這就為以重工業(yè)為經(jīng)濟(jì)支柱的河北省帶來了新的挑戰(zhàn)。

河北省是能源生產(chǎn)和消費(fèi)的大省,尤其是煤炭的使用量一直居高不下。據(jù)最新數(shù)據(jù)顯示,河北省一次能源消費(fèi)中煤炭占89.29%,而在化石能源―煤炭、石油、天然氣中,煤炭的含碳量最高,每噸標(biāo)煤含碳量是0.68噸,排放2.5噸二氧化碳;一噸標(biāo)煤熱量的石油含碳量大概是0.5―0.6噸,排放約1.9噸二氧化碳;而一噸標(biāo)煤熱量的天然氣只排放1.4噸二氧化碳。煤炭使用量的居高不下位河北省發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)帶來了挑戰(zhàn)。因此要想在這樣一個(gè)重工業(yè)地區(qū)發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì),必須要了解能源利用和GDP之間存在怎樣的關(guān)系,才能夠在不影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提下,利用合適的對(duì)策建議發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)。

表1 河北省1980―2008年GDP與能源消費(fèi)

數(shù)據(jù)來源:《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒2009》

本文從河北省的實(shí)際出發(fā),通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析和格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)對(duì)河北省的能源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,從中得到兩者之間存在的關(guān)系,以此提出適合河北省發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的對(duì)策建議。

二、研究方法和數(shù)據(jù)說明

1.研究方法。對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行因果性檢驗(yàn),序列的平穩(wěn)性是研究的前提條件。對(duì)于平穩(wěn)性檢驗(yàn)本文采用單位根檢驗(yàn)(ADF);協(xié)整檢驗(yàn)采用EG(Engle-Granger)檢驗(yàn)方法;因果關(guān)系檢驗(yàn),本文采用格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)。

2.數(shù)據(jù)說明。本文選取1980―2008年間的數(shù)據(jù)作為樣本空間。數(shù)據(jù)來源于《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。用地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)表示經(jīng)濟(jì)增長,用能源消費(fèi)總量(NY)表示能源的使用情況。

三、實(shí)證分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性最常用的方法是單位根檢驗(yàn)法,一個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的一階自回歸模型的特征方程含有單位根,這樣對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)即轉(zhuǎn)化為對(duì)單位根的檢驗(yàn),這里我們選取ADF檢驗(yàn)。為了消除數(shù)據(jù)間的異方差現(xiàn)象,對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理,用LnGDP代表對(duì)GDP取對(duì)數(shù)后的值,用LnNY代表對(duì)能源消費(fèi)量NY取對(duì)數(shù)后的值。這種變換不會(huì)改變變量間長期均衡關(guān)系和短期穩(wěn)定關(guān)系。

圖11980―2008年GDP和NY取對(duì)數(shù)后的趨勢(shì)

圖1中,橫坐標(biāo)表示年份,橫坐標(biāo)表示LnGDP和LnNY的值。從圖1中可以看出,兩個(gè)序列都有隨時(shí)間上升的趨勢(shì),并且包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng),因此在ADF檢驗(yàn)中應(yīng)該包含這兩項(xiàng)。檢驗(yàn)的結(jié)果如下:

表2 LnGDP和LnNY的單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)來源:《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒2009》數(shù)據(jù)經(jīng)eviews5.1計(jì)量軟件分析整理所得

從表2可見,LnGDP和LnNY在經(jīng)過二階差分后,在滯后一期時(shí),AIC和SC的值最小,所以選擇滯后一期時(shí)的數(shù)值,ADF值分別小于5%顯著水平的臨界值,也就是說兩個(gè)序列在95%的置信水平下是平穩(wěn)的。由于序列之間存在同階單整,因此這兩個(gè)變量符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件,可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。本文應(yīng)用協(xié)整檢驗(yàn)方法是由Engle和Granger(1987)提出,又稱EG檢驗(yàn)法。這種協(xié)整檢驗(yàn)方法是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。首先對(duì)兩變量用OLS法構(gòu)造一元回歸方程,證明兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系,然后對(duì)因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個(gè)殘差序列,對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),如果殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的就說明變量間是協(xié)整的,表示存在一種長期的均衡關(guān)系。

以河北省的生產(chǎn)總值(GDP)表示因變量,能源消費(fèi)量(NY)表示自變量,并對(duì)取對(duì)數(shù)后的值用OLS法構(gòu)造一個(gè)一元回歸方程。得到的方程為:

LnGDP=-13.29630+2.305968LnNY(1)

T=(-14.47093) (22.70127)

R=0.950216 R2=0.948373

式中參數(shù)都是顯著的,R和R2也較大,說明模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合的比較好。但是前面驗(yàn)證出LnGDP和LnNY都是非平穩(wěn)序列,因此這個(gè)方程有可能是謬誤回歸。從(1)式得到殘差方程:

ei=LnGDP+13.29630-2.305968LnNY

采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)殘差ei進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),得到的結(jié)果顯示為:殘差序列檢驗(yàn)T值為-4.041522小于5%顯著性水平-3.587527的臨界值,表明可以在95%的置信水平下拒絕原假設(shè),則殘差序列ei為平穩(wěn)的時(shí)間序列。也就是說河北省的能源利用和GDP之間存在一種長期的均衡關(guān)系。

3.格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)可得出時(shí)間序列之間是否存在長期的均衡關(guān)系,序列之間的因果關(guān)系可用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法。其基本思想是:如果變量Xt是Yt的原因,則Xt的變化應(yīng)先于Yt的變化。因此,在做Yt對(duì)其他變量的回歸時(shí),如果把Xt的滯后值包括進(jìn)來能顯著地改進(jìn)對(duì)Yt的預(yù)測(cè),則稱Xt是Yt的Granger原因,否則稱Xt不是Yt的Granger原因(鄧翔)。

通過協(xié)整檢驗(yàn),表明能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系,是一種長期的均衡狀態(tài),但是這種均衡狀態(tài)究竟是能源消費(fèi)作用于地區(qū)生產(chǎn)總值GDP產(chǎn)生的結(jié)果,還是GDP影響能源消費(fèi)的結(jié)果?這需要通過Granger因果檢驗(yàn),驗(yàn)證LnGDP和LnNY存在怎樣的因果關(guān)系。通過以上檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),當(dāng)兩個(gè)變量滯后一期時(shí)AIC和SC值較小,因此選擇滯后一期時(shí)對(duì)兩變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表3 LnGDP和LnNY的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

從表3可以看出,在滯后一期的情況下,LnNY不是影響LnGDP的概率為0.06730,拒絕原假設(shè),說明能源消費(fèi)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在概率為0.99104的情況下,檢驗(yàn)接受了LnGDP不是影響LnNY的假設(shè),證明了經(jīng)濟(jì)增長不是引起能源消費(fèi)的原因。因此,從檢驗(yàn)中可以得到能源消費(fèi)對(duì)GDP的單向Granger因果關(guān)系,GDP的增長對(duì)能源消費(fèi)卻不存在單向的Granger因果關(guān)系。

四、結(jié)論及建議

1.結(jié)論

通過協(xié)整分析得出能源消費(fèi)和GDP之間存在長期的均衡關(guān)系,盡管短期兩個(gè)變量之間可能出現(xiàn)波動(dòng),但是從長期來看兩者是一種穩(wěn)定的均衡狀態(tài)。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中可以得到河北省能源消費(fèi)量的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展卻不是能源消費(fèi)量增加的原因,由此可以得出能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間是單向因果關(guān)系的結(jié)論。

2.建議

從以上分析中我們可以得出,河北省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和能源的消費(fèi)之間存在著緊密的關(guān)系,但是經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不一定要用大量消耗一次能源來實(shí)現(xiàn)。因此在大力倡導(dǎo)低碳經(jīng)濟(jì)的今天,河北省要想在不影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提下發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì),就應(yīng)該提高能源的使用效率、發(fā)展清潔能源和開發(fā)新能源。根據(jù)河北省的具體情況提出了以下幾條建議:

(1)發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì),提高能源的利用效率。

提高能源的利用效率,一方面可以相同的能源使用量產(chǎn)生更多的經(jīng)濟(jì)增長,減輕經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能源壓力;另一方面也有利于環(huán)保,減少溫室氣體的排放。最終達(dá)到能源利用和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一種長期穩(wěn)定狀態(tài)。而新技術(shù)和新設(shè)備的應(yīng)用是提高能源利用的關(guān)鍵因素。新技術(shù)能夠提高能源的利用率,新設(shè)備能夠節(jié)能降耗,減少生產(chǎn)環(huán)節(jié)的浪費(fèi)。再通過產(chǎn)業(yè)間能源的循環(huán)利用,減少生產(chǎn)環(huán)節(jié)的能源的浪費(fèi),對(duì)廢棄物進(jìn)行再利用,形成一種低投入、高產(chǎn)出、低污染的生產(chǎn)模式,以最低的能耗達(dá)到最高的產(chǎn)出。

(2)優(yōu)化能源結(jié)構(gòu),大力開發(fā)新能源。

從全省能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)看,河北省煤炭消費(fèi)占絕對(duì)主體地位,石油次之,天然氣最低。2008年,這一比例為89.9:9.3:0.8。一次能源的大量消耗不利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展,而且在倡導(dǎo)低碳發(fā)展的今天這也將制約河北省經(jīng)濟(jì)的健康有序發(fā)展。河北省可以利用自身的優(yōu)勢(shì),開發(fā)新能源無疑能為發(fā)展清潔能源注入新的“血液”。利用豐富的水資源開發(fā)水電能源,秦皇島、唐山等地瀕臨海域有豐富的水電寶藏。張家口有豐富的風(fēng)能資源可以利用風(fēng)能發(fā)電,代替煤炭和石油在生產(chǎn)中產(chǎn)生作用。不但能夠減少不可再生資源的使用量,還能夠減少溫室氣體的排放。

(3)政府加大對(duì)政策的支持力度。

政府增加節(jié)能公共預(yù)算,支持節(jié)能項(xiàng)目的實(shí)施和節(jié)能技術(shù)的研究開發(fā)和推廣應(yīng)用。政府要對(duì)一些低耗能、低污染的企業(yè)給予有力的發(fā)展政策,鼓勵(lì)這些企業(yè)的開發(fā)新技術(shù),推進(jìn)節(jié)能技術(shù)的發(fā)展。并且取締那些高耗能、高污染,對(duì)GDP貢獻(xiàn)率低的企業(yè),使河北省發(fā)展成為環(huán)境友好型的省區(qū)。

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