能源与经济增长精选(九篇)

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第1篇：能源与经济增长范文

【关键词】能源消耗；环境问题；经济增长

1研究背景

1949年以来，特别是1978年以后，我国经济飞速发展，GDP从1978年的3678.70亿元增长至2019年的990865.10亿元，30年间增长约269倍，但在经济增长的同时环境问题也日益尖锐，究其根源就是我国经济增长是以能源的大量消耗为基础，致使环境问题日益严重。张玉林（2014）指出我国近年来严重的雾霾天气主要是由于经济快速增长大量消耗不可再生能源造成的环境问题。杜晓丛（2018）认为人类的日常生活对于能源的依赖也是环境问题的一个主要原因，应该提高国民对于环境问题的深刻认识。所以，应高度重视环境问题及其制定合理的解决措施。本文以雾霾为例引出因能源消耗而导致的严峻的环境问题，使公众认识到环境问题与我们息息相关，并提出相关解决措施。

2我国能源消耗的现状

当前，判断一个国家经济发展水平的主要标准就是该国的工业发展水平，工业化是一个国家经济发展的必经之路，而一个国家发展工业不仅需要资本、劳动力等生产要素的大量投入，能源也是不可或缺的投入品，其在工业化的初级阶段是决定经济是否增长的直接因素。当前我国的工业化仍然需要大量的能源投入，属于粗放式的能源消耗结构，我国高速的经济增长仍然依赖于能源的高投入，从而对环境造成巨大冲击，生态环境承载力日益下降，产生了一系列能源环境问题。目前，我国是第二大能源消耗国，表1是我国改革开放以来的能源消耗情况。从1980-2019年的能源消耗表可以看出，能源消耗总量一直以来都是持续增长的，而且表中明显反映出我国的能源消耗以煤炭资源为主，到2019年煤炭消耗比重还占据62.80%的高位。我国是产煤大国，煤炭资源可以实现自给自足，不需要从别的国家进口，但大量燃烧导致空气污染十分严重。相反，我国的石油资源主要依赖进口，近几年的消费占能源消耗总量的18%左右，而天然气和其他清洁能源的消费总量不到10%。从数据分析可以看出，天然气、风能和水电等能源没有很好的利用。从图1可以看出，2008年以前我国的能源消耗增长速度虽然有增有减，但一直维持一个较高的增长速度，2008年以后增速有所放缓，2013年以来的能源消耗总量增速一直保持一个较低的水平。但是为稳定经济增长，前期能源的大量投入以及后续各种的持续投入导致环境的承载能力下降出现了大量的环境问题，例如，近几年大部分地区出现的持续的雾霾天气。自2012年冬季以来，我国大部分地区出现了严重的雾霾天气，相关报道持续出现在新闻上面。2013年1月北京雾霾天气持续达25天，而一直到6月份雾霾天气持续达18天。其实不只是经济发展较好的一线城市雾霾较为严重，新一线城市西安多年来的雾霾一直较严重，2017年西安的雾霾全国第三。造成雾霾严重的原因归根结底还是发展经济大量投入煤炭、石油、天然气等能源造成大量有害气体排放。

3我国能源消费中存在的问题

能源实现可持续利用的基本条件是可再生能源的开发与利用，把我国一直以来严重依赖不可再生能源的消费方式转变为对于各种清洁能源的依赖，这样既可以使不可再生能源可持续发展，又可以保护生态环境。面对严峻的环境问题，我国已经在新能源产品市场取得了一定的进展，但对于新能源的探索并没有及时抑制各种环境问题的产生，能源的可持续发展依旧存在诸多问题。

3.1经济增长主要依靠不可再生资源

我国目前能源的开发技术水平不是很高，而在GDP中占比较大的产业又严重依赖能源的大量投入，能源的开发产生严重浪费再加上排污严重而废弃物的处理利用率又比较低，一味地追求经济增长而忽视了产业的可持续性发展。石油、煤炭、天然气等不可再生能源的大量使用对环境生态平衡破坏严重。

3.2传统生活方式和消费方式依然占主体

我国的生产方式和消费方式主要依靠能源的大量消耗，由于技术水平较低等原因造成能源利用率低，浪费严重，我国每年需要投入大量财政资金和技术人员处理这些废气物以及废水等问题，但是由于技术水平较低，处理结果也不是那么理想，所以我们应该深刻反思这种传统的生产生活方式应该怎样转变去适应当今的可持续发展这个时代主题，然后还可以缓解我国当前所面临的环境问题。

3.3可再生能源的开发技术水平不高

我国对新能源展开了全方位的探索，但是目前由于各种客观条件的限制没有大幅度地替代不可再生能源投入生产领域。就风力发电而言，虽然风力发电装置在世界上遥遥领先，但是由于没有达到规模化经营水平，行业普及率不是很高。另外，国家高度重视对清洁能源的开发和利用，例如，国家投入大量财政资金以及优惠政策来开展太阳能产业，但是由于技术水平还不是很成熟，依然处于起步阶段。

4对环境问题提出相关建议

4.1完善我国环境法律体系，从源头治理环境污染问题

完善环境法律体系，提高执法力度，是保护环境的最实质也是最有效的方式。但我国的环境法律体系依然存在严重的漏洞，如环境税，在美国等发达国家环境税已经取得了巨大的成果，但我国的环境税一方面由于起步较晚，另一方面重费轻税，二者混合征收，造成环境税形同虚设。所以我们不仅要借鉴美国、澳大利亚等环境法律体系较为完善的国家来完善我国的法律体系，还应根据我国国情和环境问题的现状来制定可实际操作的、完善的法律体系。

4.2重视可再生能源的开发和利用，改变传统的能源消费结构

目前为止，我国的经济增长严重依赖不可再生能源，能源消费结构主要以煤炭为主，石油、天燃气等其他一次性能源为辅，这些能源大多都会对环境产生巨大危害。所以我们应该转换传统能源的消费方式，转而提高对风能、太阳能等可再生、清洁能源的开发与利用。因此，我们要将清洁能源投入相关企业以减少排污量，还应该大力提倡全民使用此类清洁能源，减少生活废气、废物对环境的污染。另外，应该继续投入人力、物力及财力继续探索对新能源的开采和利用，既兼顾源头治理，又不放弃对目前环境问题的治理。

4.3提高我国国民对环境问题的深刻认识

第2篇：能源与经济增长范文

[关键词]俄罗斯 能源消费 经济增长 格兰杰因果检验

[中图分类号]F124 [文献标识码]A [文章编号]1009-5349（2015）05-0029-02

随着全球经济规模的不断扩大，对能源的消费也急剧上升，表现为，20世纪70年代初全球能源消费量仅为57.3亿吨油当量，到2013年已经超过100亿吨油当量，为127.30亿吨油当量，总量上翻了一番。但是由于传统的能源结构已经不能满足当今社会发展的要求，所以可再生能源部门由以前的政府支持已经转变成为多国的能源平衡不可分割的一部分。

据2013年国际能源机构分析，到2017年预计将会有70个国家在国家电力部门使用可再生能源技术。可再生能源是减少二氧化碳（CO2）和局部污染物的排放，同时，可再生能源也可促进经济发展，加强能源安全和多样化的能源消费，改善单一的能源消费结构。但是可再生能源依然比化石能源的使用要贵，这也是束缚可再生能源发展的一个重要因素。据统计，2010年可再生能源利用包括传统生物质能的利用为16.84亿吨油当量，占一次能源利用的13%。能源在经济增长中的作用表现在供给和需求两个方面。在供给方面，节约能源是消费决定是否购买，并最大化产品效用的因素之一。在供给方面，在发挥各国经济增长和社会发展中，除了资本，劳动力和材料投入这些关键因素之外，能源的生产被认为是促进经济增长和生活水平的另一关键因素。这表明，应该对能源消费和国民收入（GDP）的因果关系进行分析，是能源消耗拉动了经济增长还是经济增长加大了能源消耗，一直都是学界比较关心的问题。

一、文献综述

有很多的关于能源消耗和经济增长之间的因果关系检验的文章，采用的方法包括以下几种：Granger因果检验、协整检验、向量自回归模型（Vector Autoregressive，以下简称VAR模型）、误差修正模型（Vector Error Correction，以下简称VEC模型）、0型等。即使在同一种方法下，由于针对不同国家的、国家发展阶段上的差异以及同一国家同一阶段由于采取的数据样本的存在的差异，得出的结论也不尽相同。

最早的研究是Kraft and Kraft（1978）[1]，他们使用1947―1974年美国的宏观数据，用Sims因果检验来考察整个社会总产出到能源消费的单向因果关系，发现了社会总产出的增长将带动能源消费的结论。Akarca和Long（1980）[2]1973―

1978年美国的数据，他们分别采用不同时间段的数据，对不同对象的能源消费与经济增长进行Granger因果关系检验，检验结果表明GDP和能源消费之间不存在因果关系。

最近有好多这种问题研究的分析学家，比如：Masih和Mansih（1996）[3]阐述了长期均衡关系，在能源消费和经济增长之间存在可以用Granger因果检验协整分析。从六个国家检验了能源消耗和真实的收入之间的协整关系。结果发现，只有印度、巴基斯坦和印度尼西亚存在协整的。暂时的因果关系表明至少是一种的Granger因果关系，或者是单项或者是双向。

Asafu-Adjaye（2000）[4]用印度、印度尼西亚1973―1995，菲律宾以及泰国1971―1995的年度数据使用协整和AEC模型估计了能源消费和收入之间的关系。结果表明，短期内，从印度和印度尼西亚能源到收入存在单项的Granger因果关系。而在泰国和菲律宾的数据表明，能源消耗和收入存在双向的Granger因果关系。考虑到泰国和菲律宾能源，收入以及价格之间互为因果。本文的研究不能支持能源和收入是中立的，但是有个例外是印度尼西亚在短期来看是中立的。

Ugur Soytasa，Ramazan Sari（2003）[5]使用了能源消耗和GDP的时间时间序列数据，运用VDCs和VEC模型，重新估计了前10位新兴经济体和G7国家包括了中国在能源消耗和收入之间的关系。结果发现在阿根廷存在一个双向的因果关系，印度和韩国单项因果关系从GDP到能源消耗，土耳其、法国、德国、日本正好是反向的因果关系。最后文章还指出，在最后四个国家中能源保留对经济增长存在阻碍作用。Nodo和Kahsai（2009）[6]用COMESA国家（包括19个非洲国家）1980―2005数据，论文结论表明长期和短期的因果关系是单项的从GDP到能源消耗。

二、能源消费与经济增长的因果分析

（一）平稳性检验

首先，应该对每个变量进行平稳性检验，看看这些变量否是含有单位根。ADF检验是在时间序列分析当中比较普遍，结果也是很真确的。ADF检验从Dickey-Fuller检定扩张修改而来。ADF检定优点在于，它透过纳入落后期的一阶向下差分项，排除了自相关的影响。

即ADF检验方法来检验Lgdp、Loil、Lgas、Lcoal、Lren、Lhydro和Lnuclear序列的平稳性。俄罗斯ADF检验结果，检验的原假设是：时间序列变量“存在单位根”，如果ADF值比临界值小时拒绝原假设，就是变量平稳。在10%的显著水平（-2.630）下俄罗斯的实际GDP（-0.251）、石油（-1.864）、天然气（-1.207）、可再生能源（-1.617）、水电（-1.923）消费消费的ADF值比临界值大，由此说明该时间序列存在着单位根，总体保持不平稳。可是俄罗斯煤炭（-2.729）、核能（-3.106）消费变量都拒绝“存在单位根”的原假设。然后对数序列进行差分变换，上表中dLgdp、dLoil、dLgas、dLren、dLhydro是指各相关变量对数序列的一阶差分，然后再做平稳性检验，发现在临界值水平下，除了可再生能源以外其他的变量基本都是平稳的。对协整和因果关系检验分析，变量的阶应该属于同阶，这样满足检验的条件，而上面单位根检验显示变量单整阶数不同，所以不能进行相关检验，对俄罗斯能用Lgdp、Loil、Lgas、Lhydro。这些变量属于同阶，那可以进行Johansen协整检验。

（二）Johansen协整检验

JJ协整检验表示如果序列数据是非平稳而这一组的线组合，意思是这个租序列就是协整的，即有一种长期的均衡关系。非平稳的时间序列协整分析包括两个方法：第一，对两个变量之间协整关系学家用Engle和Granger（EG）两步法，他们的步法是基于回归残差协整检验；第二，对两个多变量之间协整关系来说，比较长用Johansen检验法，JJ检验法是基于回归系数协整检验。

本文的研究包括两个多变量可以正确通过检验出协整向量的数目，协整检验方法采用被广泛使用的Johansen检验法。做对俄罗斯变量协整分析，检验见下面表：俄罗斯GDP和能源消费的协整性分析。

表1 俄罗斯的变量的Johansen协整检验结果

特征根迹检验

原假设协整方程的个数 特征值 迹统计量 5%临界值

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

最大特征根迹检验

原假设协整方程的个数 特征值 迹统计量 5%临界值

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

从上结果发现了对俄罗斯来说：Lgdp、Loil、Lgas和Lhydro四个变量之间存在协整关系。

（三）格兰杰因果检验

格兰杰因果关系检验的原理如下：

Et=ln（Et）， yt=ln（Yt）， Et为第t期的能源消费，Yt为世纪GDP，都是水平数据。

LGDP、Loil、Lgas、Lhydro虽然是非平稳变量，由于对俄罗斯来说LGDP、Loil、Lgas和Lhydro是存在协整关系，所以可以对他们进行格兰杰因果关系检验。本文利用格兰杰因果检验研究俄罗斯GDP与能源消费之间的关系，通过STATA 用格兰杰因果检验分析结果。

表2 俄罗斯变量格兰杰因果关系检验结果

Equation Excluded 带后阶数 Chi2 P值 检验结果

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，对俄罗斯的一次能源消费与经济增长之间的格兰杰因果关系检验可以看出，在5%的显著性水平下，天然气、水电能源消费与经济增长之间的因果关系很明显。对于“Loil不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Loil的格兰杰因”的原假设，能接受一个原假设就是经济增长不是石油消费的格兰杰因，即石油消费是经济增长的格兰杰因。

“Lgas不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Lgas的格兰杰因”的原假设结果是，天然气消费是经济增长的格兰杰因，就是经济增长依赖天然气消费。

关于“Lhydro不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Lhydro的格兰杰因”的原假设。意思是水电消费不是经济的格兰杰因，而经济增长是水电消费的格兰杰因。意思是经济发展是非水电能源依赖型的，而经济发展对水电能源消费率会有影响。

四、结论与政策含义

从1990年到2013 年有苏联解体，两个很重的危机，俄罗斯的能源消费苏联解体以后下降，20世纪末有积极增长的态势。这都是对能源消费和经济发展有影响。2013年GDP比1990年GDP增长了4倍，一次能源消费增长了0.8倍，就是2013年一次能源消费比1990年一次能源消费小。2000年以后俄罗斯能源消费稳定增长，也是可再生能源消费慢慢增长。根据格兰杰的检验结果可以发现，对于俄罗斯而言，石油和天然气与经济增长之间存在着明显的单向因果关系，经济增长对水电消费存在着显著的单向因果关系，即俄罗斯的经济增长依赖于石油和天然气的， 而水电能源消费是依赖于经济增长的。

【参考文献】

[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]林伯强.中国能源政策[M].北京：中国财政经济出版社，2009.

[9]魏一鸣，焦建玲.高级能源经济学[M].北京：清华大学出版社，2009.

[10]林伯强，牟敦国.高级能源经济学[M].北京：中国财政经济出版社，2009.

第3篇：能源与经济增长范文

关键词：能源消费 经济增长 陕西 协整

最早研究能源消费和经济增长之间关系的是美国学者Kraft J.和Kraft A.，他们用Sim方法对美国1947―1974年能源消费和经济增长的数据进行实证分析。随后，许多学者用不同时间段和不同的检验方法做过实证研究。本文运用协整理论来研究陕西省能源消费和经济增长的关系。

一、研究方法

协整分析法首先对经济时间序列做平稳性分析。我们称平稳序列为0阶单整序列，表示为I（0），如果序列经过d次差分后具有平稳性，则称该序列为d阶单整序列，表示为I（d）。

如果确定了两个变量的单整阶数是相同的，下一步的任务是检验二者之间是否存有协整或者说长期均衡的关系。本文采用EG两步法来检验，检验的主要步骤如下：

第一步，若k个序列y1t和y2t，y3t，…，ykt都是一阶单整序列，建立回归方程：y1t ＝β2y2t＋β3y3t＋…＋βiyit＋ut，模型估计的残差为：?t＝y1t－β2y2t－β3y3t－…－βiyit

第二步，检验残差序列?t是否平稳，也就是判断序列?t是否含有单位根。通常用 ADF检验来判断残差序列是否是平稳的；

第三步，如果残差序列是平稳的，即确定回归方程中的k个变量（y1t，y2t，y3t，…，ykt）之间存在协整关系。

协整表明了能源消费与经济增长之间存在因果关系，还没有指明这种因果关系的方向，格兰杰因果关系的定义是：X称为Y的“格兰杰原因”当且仅当利用X的过去值比不用它时能够更好地来预测Y。简言之，如果标量X能够有效地帮助预测Y，那么X就称为Y的“格兰杰原因”。

根据格兰杰定理，如果两个非平稳变量存在协整关系，则这两个变量必有误差修正模型表达式存在。建立误差修正模型，其基本思想如下：

第一步，求模型：yt＝k1xt＋ut（t＝1，2，…，T）的OLS估计，又称协整回归，得到k1及残差序列：?t＝yt－k1xt（t＝1，2，…，T）；

第二步，用?t-1替换yt－k1xt，对Δyt＝β0＋α?t-1＋β2Δxt＋εt用OLS方法估计其参数。

二、数据选取及实证分析

本文数据取自1978―2008年陕西省统计年鉴，样本包括1978―2008年的能源消费量和GDP，能源消费量的单位是万吨标准煤，GDP的单位是亿元人民币。

1978―2008年陕西省能源消费与GDP具有加速增长的特征，类似于指数增长趋势，因此在建模前考虑对原始序列取对数。取对数之后的序列呈线性增长的趋势。

（一）稳定性检验

因为LnGDP和LnEC都具有非零均值和上升趋势，所以在对序列LGDP和LEC做单位根检验时应包含截距项和时间趋势。由于LnGDP和LnEC的一阶差分序列已经消除时间趋势，所以检验时不包含时间趋势项。滞后期的选择根据AIC准则来确定, 最大滞后量取7，回归与检验的计算过程通过计量经济软件Eviews 6完成。结果见表1差分滞后项个数的选择以DW值接近2为标准。

结果表明，LnGDP和LnEC的ADF检验值均大于临界值，所以接受单位根假设，因此它们都是不平稳的单位根过程，但其一阶差分是平稳的。以上检验结果说明这两个序列具有相同的协整阶数――均为I(1)过程。

（二）协整检验

首先建立LnE和LnGDP之间的回归方程，由OLS估计我们得到下面的方程（方程下面小括号内t为统计量，n为观测次数，R2为相关系数的平方）。

LnEC＝5.518094＋0.35832×LnGDPt＋Ut （1）

（45.95163） （19.73894）

n＝31 R2＝0.930726

方程右侧LnGDPt系数的符号同我们的预期一致，并且系数也是显著的。

再使用ADF检验来确定残差是否含有单位根，从残差的散点图来看，残差围绕0波动，因此对残差的单位根检验时，我们设定回归式中不含截矩项和时间趋势（见表2）。

检验结果表明，ADF检验值小于临界值，回归残差序列是平稳的，因而LEC和LGDP存在协整关系。也就是说存在LnEC和LnGDP的平稳线性组合，即能源消费总量和国内生产总值之间存在长期稳定的均衡关系。

（三）格兰杰因果检验

以上确定了LnEC和LnGDP均为I（1）过程而且存在协整关系，下面对LnEC和LnGDP之间进行格兰杰因果关系检验。EVIEWS6检验结果如表3所示。

由表3所示，我们发现零假设能源消费不是经济增长（GDP）的“格兰杰原因”发生的概率为0.0757，如此小概率的事件拒绝了零假设，因此，能源消费是经济增长的“格兰杰原因”。零假设能源消费不是经济增长的“格兰杰原因”发生的概率为0.4679，因此可以看出该零假设应该被接受，也即经济增长不是能源消费的“格兰杰原因”。

（四）误差修正模型

即使两个变量之间有长期均衡关系，但在短期内也会出现失衡（例如受突发事件的影响）。此时，我们可以用误差修正模型来对这种短期失衡加以纠正（方程下面小括号内t为统计量，n为观测次数，R2为相关系数的平方）。

建立的误差修正模型如下：

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

（5.919111） （-0.839900）

n＝30

R2＝0.157625

Ut＝LnECt－0.358325×LnGDPt－5.518094 （3）

在误差修正模型中，差分项反映了短期波动的影响。能源消费的短期波动可以分为两部分：一部分是短期GDP波动的影响；一部分是偏离长期均衡的影响，误差调整项Ut-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值来看，短期内，陕西省GDP每增加1%，能源消费量增加0.430006%，而当短期波动偏离长期均衡时，将以-0.075920的调整力度把非均衡状态拉回到均衡状态。

三、结论

第一，陕西省能源消费和GDP之间存在着协整关系，也就是说尽管在短期内,我国能源消费与GDP之间存在波动关系，但是从长期来看，能源消费与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。通过误差修正模型进而发现，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制。当能源消费短期偏离均衡状态时，误差修正项将能源消费向长期均衡状态收敛。

第二，通过格兰杰因果关系检验可知，能源消费是国内生产总值GDP的格兰杰原因，我国能源消费的增加直接导致GDP的增加。但是，GDP并不是能源消费的格兰杰原因。■

参考文献：

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

②张晓峒. 计量经济学基础[M]．天津：南开大学出版社，2007

③杨朝峰，陈伟忠．能源消费和经济增长：基于中国的实证研究[J]．石油大学学报，2005（1）

第4篇：能源与经济增长范文

关键词：能源经济 能源利用效率 能耗值

中国是能源消费大国和能源生产大国，能源消费主要靠国内供应，而我国的经济增长方式粗放，资源消耗高，利用率低，环境污染大。我国经济增长同能源消费的关系呈现出明显的线性特征。我国能源结构以化石能源为主，这种能源结构将严重制约中国的可持续发展。我国的能源消费煤炭的份额比世界平均值高41%，油气的比重低36%。2003—2005年能耗上升；2006年以来加强节能减排，能耗下降。中国能源利用效率低，煤炭的利用效率约为27%；原油利用效率为50%；电力利用效率为85%。2003年中国能耗强度约为日本的8.47倍，美国的3.97倍。能源消费在中国工业化中期仍然会快速增长，中国迫切需要走出一条中国特色新型能源发展道路， 一个利用效率高、污染排放低的道路。

内蒙古的煤炭资源居全国第一， 经济增速连续多年居全国第一。能源消费总量随GDP总量一起高速增长。煤炭所占能源消费总量比重最大。内蒙古1999—2008年煤炭消费量比重达93.02%， 全国为68.15%；能源消费总量从3634.88万吨标准煤增长到16268.22万吨标准煤， 提高了3.48倍。2001—2005年能源消费年均增速为24.69%，高出全国平均增速13%。2007年内蒙古单位GDP能耗达到2.31t标煤/万元，降低率为4.5%，居全国第五。鄂尔多斯能源矿产资源丰富，煤炭储量约占全国的1/6，天然气储量占1/3；经济发展迅速，2011年生产总值突破3000亿元；能源消耗大，是内蒙古典型的高能耗地区。以鄂尔多斯市为研究对象，对进一步探索能源消费趋势与能源利用效率至关重要。分析能源消费结构可为寻找最优化能源结构提供参考。

一、经济与能源消费量、能源利用率关系分析

本文运用线性回归模型对鄂尔多斯市的能源消费与经济的关系进行研究，分析 GDP对能源消费影响及提高能源利用效率对经济的影响。

（一）鄂尔多斯经济总量与能源消费趋势

按照某年不变价格计算2000—2011年鄂尔多斯市的国内生产总值及工业生产总值的增长趋势。图1，2011年的国内生产总值约为2000年的21.4倍；国内生产总值和工业生产总值逐年增加，且增长速度在2005年最大。而能耗值在2000-2004年平稳波动，2004年之后整体呈下降趋势，2011年降幅为2000年的43.69%。

（二）鄂尔多斯市的能源消费现状

1.能源消费与经济增长的实证分析

二、 能源消费结构变化

随着工业经济迅速发展，鄂尔多斯市能源消费比例发生变化，如表2。能源消费以原煤为主，其次为洗精煤、电力等，石油等所占比例较小。能源消费结构总体相似，部分能源消费发生变化。原煤消费比例略下降，洗精煤、天然气比例升高，特别是苏格里油气田的投产使得天然气比例逐年增加，电力比例先上升后下降，2006年达到最大。汽油、柴油所占比例下降。焦炭比例及其他焦化产品波动剧烈，2007年达到最大。

综上，鄂尔多斯市能源消费存在三个现状：（一）煤炭消费比重大。能源消费以煤炭为主，原煤约占能源消费总量的70%，选洗煤、电力、焦炭，天然气略有增加。（二）工业耗能比重大，对能源的依赖程度高。鄂尔多斯市工业消费比重过大，能源消费总量平均为99.6%，明显高出发达国家的30%-40%平均比重。（三）能源使用效率低。鄂尔多斯市能源消费量高于全国水平，能源利用率虽逐渐提升，但仍低于全国水平。

三、结论

近年来，内蒙古经济增长迅速，鄂尔多斯市尤为突出。2011年该市国内生产总值约为2000年的21.4倍，年均增长率为28.78%。生产总值2005年增速最大，2008年次之。随着技术设备改进和集约化生产，能源利用率由2004年的21.69%提高到2011年的59.82%，能耗值整体下降，降幅为43.69%，但仍高于全国平均水平。能源消费以原煤为主，其次为洗精煤、电力等。原煤消费比例略有下降，但高于全国水平，洗精煤、天然气比例升高，电力先上升后下降。

本文研究得出能源消费量与国内生产总值的线性关系为：Y=3093722.64+1.78X；能源利用效率与国内生产总值之间的线性关系为：Y=-14713743.51+69968283.91X。能源消费较高，以原煤为主，天然气、石油等所占比例较小。目前鄂尔多斯的能源使用现状是：煤炭消费比重大，工业耗能比重大，对能源的依赖程度高，能源使用效率低。

四、政策建议

内蒙古能源生产迅速增长，能源利用效率低，生态环境压力明显。本文提出如下减排政策建议：（一）逐步加大能源结构调整力度，大力发展低碳能源和可再生能源，推进非资源性产业发展，寻找最优化能源结构，减少煤炭、石油等能源的使用，提高传统能源利用率。利用内蒙古的区位优势，进一步发展太阳能、风电等绿色可持续能源。（二）优化工业内部行业结构，推进产业升级，对电力、钢铁、化工、煤炭等自治区重点能耗行业，加大节能技术推广和改造力度，降低行业产品能耗。大力发展服务业、高新技术产业，创建循环经济模式。加大科技投入，鼓励自主创新，提高能效技术和可再生能源技术。（三）强化政府扶持力度，加强国际交流合作。内蒙古政府应根据工业经济现状，利用民族地区实际情况制定具体实施办法和条例及法规。对高耗能产业进行资源整合，淘汰落后产能，完善准入标准。积极摸索一条环保、节约、高技术含量的可持续发展道路，加强与发达国家合作。鼓励发展绿色产业和低碳产业，减轻对能源的依赖程度。

参考文献：

[1]赵进文，范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究，2007（8）.

[2]刘竹，耿涌.城市能源消费碳排放核算方法[J].资源科学，2011 （7）.

[3].对中国能源问题的思考[J].上海交通大学学报，2008 （3）.

[4]吴巧生，成金华.中国能源消耗强度变动及因素分解：980—2004[J].经济理论与经济管理，2006 （10）.

第5篇：能源与经济增长范文

关键词：经济增长；能源消费；协整分析

中图分类号：F61　文献标识码：A　文章编号：1000－2731(2011)05－0065－06

据国际能源署2010年7月19日的报告，2009年中国能源消费总量已经略高出美国，居世界第一。中国能源消费问题引起国内外普遍关注。判断中国能源消费总量今后将如何增长是一个非常复杂的难题。无论是短期变化，还是长期趋势都需要考虑国内外多种因素，特别是经济发展态势。本文从定量分析经济增长与能源消费关系入手，通过对经济增长的预测结果间接估计能源消费总量变动趋势。

一、能源需求与经济增长关系的定量分析

从国内外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDP数据代表经济发展，用能源消费总量数据代表能源消费，选用经济计量模型展开研究。但由于研究的地区、使用具体方法和数据的范围不同，结果也不尽相同。

从国内看，赵丽霞，魏巍贤将能源引入c－D函数，建立向量自回归模型，得出能源消费与经济增长存在正向的相关关系；黄敏，赫英采用三因素CES生产函数建立了中国能源消费与经济增长的关系的模型，得出由能源到经济单向因果关系；刘星通过对1985－2003年GDP与能源消费进行格兰杰因果关系的检验，认为经济增长导致能源消费的增加，同时认为中国GDP与能源消费之间存在着协整关系；王海鹏，田澎，靳萍利用1953－2002年的统计数据和状态空间模型对中国能源消费与经济增长关系进行了研究，认为中国能源消费与经济增长之间存在一种随时间不断变化的长期均衡关系即变参数协整关系；赵进文，范继涛应用非线性STR模型分析1953－2005年中国能源消费与经济增长之间内在结构依从关系，认为仅存在着从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系。

综上，从理论和实证看，能源消费与经济增长的依存关系在中国的具体表结果现还未有一个一致性的结论，还有待使用最新数据展开深入研究。

(一)数据来源与处理

本文的分析数据来源于《中国统计年鉴2009》，其中能源消费总量以万吨标准煤为单位，GDP以亿元为单位。1978－2008年间中国国内物价变化很大，造成名义GDP与实际GDP数值之间出现较大差异。由于能源消费总量是以万吨标准煤为单位，不包含价格变动的影响，因此在研究经济增长与能源消费关系时，应该选取扣除价格变动影响后的实际GDP。实际上国内的大多数同类研究都选用以不变价格计算的实际GDP作为经济发展变量。本文以用1978年不变价格计算的GDP指数和1978年GDP总量3645.217亿元为依据，推算出以1978年不变价格计算的实际GDP，用此实际GDP(下文记为GDP)作为经济发展变量进行实证分析。

由于变量对数的差分近似地等于该变量的变化率，而经济变量的变化率常常是稳定序列，因此适合在经典回归方程中分析。同时，为了减小变量的异方差和便于同其他同类研究成果相比较，本文在具体分析前对GDP和能源消费总量作自然对数变换，并以变换后的时间序列作为分析变量，分别用LNG－DP和LNEN表示。

(二)简单回归分析

在深入分析中国GDP和能源消费的动态关系之前，首先对两者进行简单相关分析。利用Eviews5.0的OLS估计，得到如下结果：

LNEN＝6.499784＋0.536775％LNGDP　(1)

(39.55993)　(31.41440)

R2＝0.971453　DW＝0.195600

(1)式中括号内表示系数估计的t统计量，从回归的结果来看，回归方程和系数都表现出高度显著。但DW值为0.1956，小于dL＝1.36，说明残差序列存在正自相关。利用Vgqaite检验统计量nR2对上述回归结果的残差进行检验，得到nR2＝15.04825，说明在1％的显著性水平下否定原假设，即认为随机项中存在异方差。很明显，用简单线性回归分析不能有效解释能源消费和GDP之间的关系。

(三)协整分析

1.单位根检验平稳性检验是检验时间序列数据的波动是否平稳。分别对变量LNEN、LNGDP的水平值及其一阶差分序列进行ADF检验，检验结果见表1。

从表1可以看出，LNEN和LNGDP的ADF统计量均大于1％－10％水平所有的临界值，无法拒绝原假设，即都为非平稳序列。LINEN的一阶差分序列DLNEN的ADF统计量在10％的显著性水平下拒绝原假设、LNGDP的一阶差分序列DLNGDP的ADF统计量在1％的显著性水平下拒绝原假设，即可以认为都是平稳序列。因此，检验结果表明LNEN变量和LNGDP变量都是一阶单整序列I(1)。

2.协整检验协整的经济意义在于：两个经济变量，虽然它们各自有各自的长期波动规律，但如果它们是协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。如果一组非平稳时间序列不存在协整关系，则根据它们构造出的回归模型就可能是伪回归。

由于LNEN变量和LNGDP变量都是一阶单整序列I(1)，它们之间可能存在协整关系。本文选用EG两步检验法对两者进行分析。

第一步，建立LNEN与LNGDP之间线性回归模型，其结果如下(该模型与方程(1)相同)：

LINENt＝6.499784＋0.536775LNGDPt＋μt　(2)

第二步，检验残差序列｛μt｝是否为平稳时间序列。利用单位根检验中的ADF进行检验，通过分析发现：滞后阶数为1、不含常数项和截距项的模型最适合；ADF值为－6.394 7，在l％的显著性水平下可以认为残差序列｛μt｝是平稳序列。也就是说存在LNEN与LNGDP的平稳线性组合，即能源消费总量和GDP之间存在长期稳定的均衡关系。

3.Granger因果关系检验通过协整检验表明能源消费和经济增长之间存在协整关系。但是，这种长期的均衡关系究竟是能源消耗(LNEN)引起国内生产总值(LNGDP)变动的结果，还是国内生产总值(LNGDP)引起能源消耗(LINEN)的结果，需要进行格兰杰因果关系检验。用滞后期为2，对LNEN和LNGDP进行格兰杰因果关系检验，结果见表2。

从表2可以看出，以10％的显著性水平拒绝LNGDP不是LNEN的格兰杰原因，不能拒绝LNEN不是LNGDP的格兰杰原因。此时，本文得出由LNGDP到LNEN的单向因果关系，也就是说GDP的增长是引起能源消费总量增加的原因。

4.误差修正模型

误差修正模型的基本思路是，若变量间存在协整关系，即表明这些变量存在着长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。

建立误差修正模型一般分为两步，分别建立区分数据长期特征和短期特征的计量经济模型，即建立长期关系模型和建立短期动态关系(误差修正方程)。

由协整关系检验知，能源消费(LNEN)和经济发展(LNGDP)之间存在协整关系。虽然调整后的R2很高，回归系数也显著，但残差序列还存在自相关，同时也存在异方差。因此，需要重新对LNEN和LNGDP进行回归分析，并加入滞后变量，进而建立单方程误差修正模型。

(1)一阶误差修正模型

首先在模型(2)中加入一阶滞后变量LNENt－1和LNGDPt－1。后，构成一阶误差修正模型；其次应用OLS方法估计模型参数。具体方程为：LNENt－1＝0.081468＋0.965481LNENt－1＋0.729333LNGDPt－O.697362LNGDPt－1＋μt－1。　(3)

(3)中，除常数项0.081468外，其他估计量都通过了t检验，同时模型整体也显著。但DW值为0.714803，偏离数值2的程度较大，说明存在一定程度正自相关。显然，模型(3)依然没有解决时间序列的自回归问题。

(2)二阶误差修正模型

在一阶误差修正模型(3)中加入二阶滞后变量LNENt－2：和LNGDPt－2应用OLS估计模型参数，得到方程的具体形式为：

LNENt＝1.095＋1.608048LNENt－1 －0.780593LNENt－2＋0.603989LNGDPt－0.850767LNGDPt－1＋O.340720LNGDPt－2＋μt　(4)

从结果可以看出，除了LNGDP的二阶滞后项外，该方程各个系数都通过t检验，方程整体效果也显著。此时DW值为1.839648，在2附近(dL＝1.65，dU＝1.84)，说明不存在自相关。对残差序列｛μt｝进行检验，也发现其是白噪声序列。因此，模型(4)比较合理的反映了能源消费与GDP之间的关系，也是下文进行能源消费总量预测的依据。

如果对模型(4)进行适当的恒等变形，可得二阶滞后项误差修正模型的一般形式：

LNENt＝0.781LNENt－1＋0.604LNGDPt－0.34LNGDPt－1－0.173(LNENt－1－6.351－0.544LNGDPt－1)＋μt　(5)

(5)中的－0.1725(LNENt－1，－6.3512－0.544LNGDPt－1)项称为误差修正项，通常记为ecmt－1。从(5)式可以看到，若t－1时刻LNEN大于其长期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm为正，ALNENt将减小；若t－1时刻LNEN小于其长期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm为负，ALNENt将增大。这符合反向修正机制，体现了长期非均衡误差对LNENt的控制。

从线性模型(2)可以看出LNEN对LNGDP的长期弹性系数为0.536775，从二阶误差修正模型(4)可以看出LNEN对LNGDP的短期弹性系数为O.603989，因此，本文认为GDP增长对能源消费总量增长的影响程度短期要大于长期，用模型(4)进行预测能够最大限度的使用短期信息进行不断调整，进而得到长期预测的结果。要实现通过模型(4)进行能源消费总量的预测，需对中国经济增长进行评价与预测分析。

二、中国经济增长的宏观趋势分析

从理论和实证分析看，对经济增长短期预测虽然在理论依据和数量分析方法上具有较强的基础，但由于社会经济发展的不确定性，使得各国不断调整其对世界和本国的经济增长预测值。然而，由于国民经济发展的客观性和人类对经济增长的不懈追求，长期经济增长预测具有一定的可行性和稳定性。遗憾的是，对经济长期增长在理论和数量分析上都有待进一步探讨。

（一)改革开放以来中国的经济增长回顾

从1949年到2009年，中国经济发生了翻天覆地的变化，创造了中国经济腾飞的奇迹。根据《中国统计年鉴(2000年)》，以当年价格计算的国内生产总值由1952年的679亿元增长到1978年的3624.1亿元，年均增长率为14.74％。根据《中国统计年鉴(2009年)》，以当年价格计算的国内生产总值由1978年的3645.2亿元增长到2008年的300670亿元，年均增长率为15.84％。

从1978－2008年名义C－DP的变动趋势看，30年中中国经济增长可以分为三个阶段：1978－1991年，GDP年增长率为14.74％；1991－1999年，GDP年增长率为19.3％；1999－－2008年，GDP年增长率为14.38％。第一个阶段是改革开放初期，以确立为代表的农业改革取得了巨大成功，对外开放取得了一定效果，经济发展进入了快车道；第二个阶，社会主义市场经济体制改革目标确立，建立现代企业制度和进行分税制改革促进了经济快速发展；第三个阶段国家先后提出了“西部大开发”“振兴东北老工业基地”“加快发展中部地区”等战略措施，经济保持了较快的发展速度。

(二)对中国经济增长的预期

中国经济在改革开放30年来保持了年均增长率9.63％以上的实践以及保持年增长率相对稳定的特点，预示着其“高增长”阶段还能够持续相当长的一段时间。

从短期看，2009年，中国政府积极的财政政策和适度宽松货币政策取得初步效果，避免了“大萧条”式衰退的发生，全年经济增长8.7％，2010年有望达到9.17％增长率。从较长期看，由于具有长期持续增长的动力、空间、环境和条件，中国经济仍将在未来10到20年内维持8％左右的“高速增长”。支持中国经济未来增长的主要动力表现为以下几方面：

1.人力资源的优势

中国是一个人口大国，同时也是劳动力人口比例居世界前列的国家。经过30年来人口与计划生育工作努力以及稳定低生育

工作的不断深入，目前正处在劳动力丰富、抚养负担低、储蓄率高的“人口红利期”，根据目前的年龄结构推算，中国“人口红利期”还将持续25年左右，这就为今后一段时期内经济持续发展提供了重要保障。2010年7月的《国家中长期教育改革和发展规划纲要2010－2020》，提出高等教育毛入学率由2009年的24.2％达到2020年的40％，这必将对中国人口素质、特别是劳动力人口素质的提高起到积极的推动，中国人力资源一定会得到有效改善，并成为经济持续发展的动力。从人均劳动报酬来看，我国仍处于劳动力报酬相对偏低的国家行列，虽然其产业工人的成本高于越南、印度等亚洲国家，但仍远低于美国、日本和西方发达国家，这也是经济高速发展的重要前提。

2.城镇化步伐的加快2009年中国城镇人口比率达46.6％，而发达国家城市化率一般已接近或高于80％，人均收入与中国相近的马来西亚、菲律宾等周边国家，城市化率也达60％以上。在城市化发展中，人们普遍认为城市化进程服从“s”型曲线发展。中国的城镇化进程虽然很快，但由于正处在发展速度最快的时期，在未来一段时间内必将加快发展速度。随着城镇化步伐的加快，对基础设施领域的投资需求会大量增加，必将带动中国经济的长期高速增长。

3.国内需求增加在前30年中国经济的发展主要依赖国际市场推动，未来的20年内，继续推动中国经济增长的主要动力将来自国内市场的巨大需求。国际经验表明，大国经济增长主要靠内需支撑。目前，中国经济正在转向国内需求拉动。2008年，美国、印度内需占总需求的比重分别为92％、88％。而同年中国这一比重仅为72.8％％，发展空间和潜力巨大。当前，中国总体上还处在一个生存型社会阶段，正在朝着发展型社会转变。中国居民已不只是单纯追求温饱，还在需求的多样性、升级性、公平性和可持续性上提出了更高要求，今后一段时间中国居民需求在数量和质量上都会有极大提升。

4.新兴产业发展与产业升级一国经济增长的长期动力主要来自于具有核心竞争力的产业或产业群。改革开放30年来中国已逐渐成长为世界制造业大国，但大而不强一直是发展中的软肋，缺乏自主创新能力是制约中国产业结构优化升级的重要因素。中国政府提出，到2020年实现进入创新型国家行列的目标，新兴能源产业发展规划正在制定，金融、保险、信息和现代物流等现代服务业正处在培育发展过程中。随着产业的升级和服务业的进一步发展，必将对中国经济的快速发展起到积极的保障。

(三)经济增长的预测

以不变价格计算的国内生产总值(GDP)代表了国民经济的实际发展情况，是对经济增长进行长期预测主要依据。一些经济学家认为实际GDP的时间序列是包含单位根的，而用线形趋势法则无法消除这个影响，所以他们对线性趋势发提出了置疑。但是Nelson和Plosser认为，实际GDP是一阶差分稳定的，他们特别提出，在研究中应当注意，稳定的、接近于l的自回归根(1arge stationary autoregressiveroots)与单位自回归根(unit autoregressive roots)事实上是很难区分开来的。

根据线性趋势法基本思想，在一定时期内，实际总产出(GDP)是按照一个稳定的速度增长的，可以用复利增长模型拟合，即

γt＝γO×(1＋r)t　(6)

其r表示年增长率，从长期来看r并不是固定不变的，因此，对按年度的预测可以写成

γt＋1＝γt×(1＋rt)　(7)

其中(1＋rt)实际上就是t年实际总产出的指数。

本文对经济增长的预测是以从对GDP指数预测展开。首先对GDP指数进行预测；其次，利用公式(7)预测具体的GDP数值。数据来源为2009年中国统计年鉴给出的以不变价格计算的GDP环比指数。

1.对GDP指数的预测图1给出了1978年以来GDP指数变化情况(其中基年GDP＝100)，1978－2008年GDP指数平均值为109.89。如果以109.89为中心，可以看出GDP指数实际上表现为波动的周期性变化，可以分为2阶段，即1978－1991年和1992－2008年，前者表现为波动大，而后者表现为波动缓慢。这样的分段不但符合我国宏观经济发展的实践，同时也与上文对名义GDP变化的分析，以及国内学者对中国经济周期的普遍观点基本吻合。

(1)直接线性拟合

用1978－2008年GDP指数的数据直接进行线性回归拟合，得到方程如下

Rt＝85.494＋0.0122194t　(8)

其中Rt为第t年的GDP指数，t为年份。以此公式预测2009－2040年GDP指数，结果记为预测1，详见表3。

(2)间接线性拟合

由于GDP指数波动较大，用线性模型得到的估计方程代表性较差，本文根据统计学中移动平均的思想进行进一步分析。用1978－1991年的GDP指数的平均值代替1985年的GDP指数，用1991－2008年的GDP指数的平均值代替2000年的GDP指数。根据2009年统计公报，2009年GDP增长率为8.7％；同时依据其公布了2009年GDP总量为335353亿元，2008年调整的GDP总量为314045亿元，可以计算出GDP指数为106.785。这样可以用3点进行线性拟合预测。

以108.7％作为2009年GDP指数，可得到三点(1985，109.26)(2000，110.34)(2009，108.7)。用上述三点建立线性方程，结果如下：

Rt＝136.617－0.0136054t　(9)

以106.785％作为2009年GDP指数，可得到到三点(1985，109.26)(2000，110.34)(2009.106.785)。用上述三点建立线性方程，具体结果如下：

Rt＝279.135－0.0852551t　(10)

上式2式中Rt为第t年的GDP指数，t为年份。分别用公式(9)和(10)预测2009－2040年GDP指数，结果记为预测2和预测3，详见表3。

2.对经济增长的预测利用GDP指数预测结果，以2008年名义GDP 300670亿元为出发点，重复运用公式(7)完成名义GDP具体数值的预测，结果见表3。

第6篇：能源与经济增长范文

关键词：能源节约；碳减排；中国经济增长

中图分类号：F206 文献标识码：A 文章编号：1671-2064（2017）04-0015-02

1 我国当前所面临的困境

1.1 温室效应

我国近50年来的年平均降水量逐渐在慢慢减少，十年大约会减少约3mm，有的地方还出现了干旱、暖的情况，温室效应所显出来的越来越大，而且CO2在减少排量方面，还有很多经济方面的问题，所以要应对气候变化做出工作。但直到现在，还未形成国内具有效应的或是全方位对气候问题的战略总规。所以到现在，我们国家所执行的仍是日本所拟定的《京都议定书》，这书所规定了发达及发展中国家在气候变化方面，有着共同且有区别的责任的准则。

中国，最大发展中国家，中国的CO2排放量仅次于美国，排在世界第二位置。奥巴马上台后，开展的是新能源的法案，中国经济迅速发展过程中碳排放总量可能超过美国成为第一大排放国。同时，温室气体排放引起全球气候变暖，备受国际社会关注。国际上要求中国限排温室气体的国际压力将越来越大，中国难以回避温室气体排放增长限制的承诺。

1.2 我国能源消耗和环境约束的压力在显著加大

据有关资料介绍，目前我国经济增速加快，能源、水、土地、矿产等资源不足的矛盾日益显现，资源约束的矛盾越来越突出。另外，我国在许多资源禀赋上处于劣势，“地大物薄”，人均拥有量低于世界平均水平。石油、铁矿石等重要资源新增量的主要依赖进口，这将严重导致我国能源需求的依赖性，不管从战略意义还是经济方面都有不可想象的危机存在。并且环境约束日益严峻，一方面，随着经济规模的扩大污染排放相应增加，对环境的危害日益严重；另一方面，人民收入和生活水平的提高，使环境正在成为体现生活质量的要素。

2 能源节约与中国经济增长的关系分析

党的十六届五中全会提出，要将节约能源当成我们国家的基本政策，发展循环式经济，保护生态的环境，并且还要加大建设资源的节约、环境友好型的社会，最大限度促进经济发展、人口、资源、环境有关的协调。如果想要实现这个目标，在未来的二十年里，我们国家的经济一定要快速发展，而且还要走可持续发展新工业化发展的道路，这也是对能源所提出了更高需求。一直到2020年，一次性能源可以达到40亿吨的标准煤。虽我们经过了近五十年的努力，我国能源事业还是取得了极大的成绩，是世界第二能源体系，但也被称之为能源的消费大国。这样庞大能源需求，在能源供应、安全等方面，均带来了比较严重的问题。

能源是经济的命脉，人类社会对能源的需求，首先表现为经济发展的需求而经济增长则是经济发展的首要的中心内容。

鉴于我国人口众多，人均资源不足的国情，我们不能也不应该走浪费资源、污染环境的老路。提高能源效率，节约能源是我国经济保持高速发展的重要途径。

3 碳减排与中国经济增长的关系分析

3.1 碳排放约束下的碳交易为发达国家带来高额收益

为实现减排目标，《京都议定书》约定了三种排减机制：清洁发展机制、联合履行和排放贸易。在此规则下，碳的排放权和减排量额度成为了一种有价产品――碳资产。这种逐步稀缺的资源具备了流动性，特别是国际流动性，也就使“碳要素”如同劳动力、资本、技术一样成为影响世界经济的重要的因素。

3.2 碳排放约束影响国际产业链重构，危及发展中国家

伴随着碳要素附着在世界经济每个领域中，缺少碳排放权环节也成为产业链条中的障碍，在这样情况下，国际产业所面对的是新的问题。

第一，低碳技术改变了产业分工。围绕着减排所开展的技术创新，成为产业技术进步的方向之一。在今后产业发展空间中，起到重要决定的是碳密度高低，企业的利益空间，也会被此决定，所以产业技术进步碳密度有着一定的联系。

第二，能源消费成本影响全球产业的布局。一方面，不同产业、不同国家同一产业的碳密度差异很大。因此，碳约束所引发的能源成本提高对不同产业和不同国家的影响明显。

第三，制造业是当前产业链条分工竞争地点。这些年因为发达国家工业在国内各个产业当中，其地位有所下降，有的工业品在国际市场中的竞争力有所下降，大量工业投资都到海外开展，且投资有所不足。

3.3 碳减排约束导致新贸易保护盛行，影响发展中国家出口

因为碳减排有所要求，发达国家都开展了相应的减排丢，甚至所这些当成是一项指标来完成的，这和国际贸易是有所相差的，开展所谓碳关税。这一项开展会通过WTO经济贸易传导开展，改变贸易竞争的格局，对于未承担减排义务的发展中国家出口贸易有着极为严峻的挑战。

（1）发达国家利用碳税促进国内企业减排，温室气体减排政策有很多，如能源税、碳税等。碳税政策对于本企业国际竞争力无法造成影响，在开展碳税时，会提升企业成本，特别是钢铁等这些所造成的，这让国示贸易在竞争中会降低，甚至会更少。为了减少这所带来的负担，各个国家通过是能源密集型的碳税开展税收返还的优惠政策。

（2）发达国家力图利用碳关税实施新贸易保护，发达国家实施碳关税使气候成本内部化，将改变国际贸易商品结构，使发展中国家出口商品的比较优势下降甚至发生逆转。碳关税实际是贸易保护主义的一种新的方式。从总体上分析，发达国家会开展更加严格的环境标准。发展中国家三高一低的生产方式还会持续一定时间，产品也会受到更多的绿色伯壁垒，并且还会引发更多的贸易上的问题。

4 从能源节约以及碳减排上获得的相关启示

与碳减排相比较，能源节约对国内经济增长幅度将会产生更大的效果，那么为了推动我国经济可持续发展的进程，节能降耗、碳减排法规与政策务必要全面贯彻落实，为了提高有限资源的利用效率，企业积极对传统产生技术进行改良是必要的，同时积极的引进先进化节能技术，从而实现优化能源利用结构的终极目标。当然，太阳能、风能、地热能与生物质能这些低碳能源的研发，为清洁型能源有效利用的进程注入了动力，此时企业能源结构实现顺利升级的目标。

碳减排对能源节约目标的实现发挥着正向促进的作用，为了使我国经济实现保值增值的目标，应该将“低碳”理念有效的渗透进企业发展以及群众生产生活中。与此同时积极的从能源消耗等碳源视域与森林汇碳、碳采集以及密封保存等系列型碳汇视域出来，为碳采集环节奠定基础，最终实现将碳排放量降低至最低水平的目标。

实际上，经济的增长在很大程度上推动了能源消费的进程，对碳排放的管束作用也是微弱化的。那么为了达到节约能源、降低碳排放量、促进中国经济稳步增长的目标，我国在未来的几年里可以适度的减缓GDP增长的速度，Σ业结构实施有效的调整措施，推动其优化的进程，对服务业的发展提供更多的优惠政策，适度的对重工业产业发展进程中的能源需求量采取抑制的策略，从而借助节约能源、降低碳排放量的途径实现国内经济稳步增长的宏伟目标。

5 结语

加强节约能源环保是中等收入阶段中国经济发展的一大潜力所在，更是处理中国资源环境问题所在，是实现可持续发展的道路。推动能源环保，将其融入现代化构建的总体中。中国节约能源环保领域出现了更大的市场及无限的机会。

我们坚信，在中国国务院带领下，我们会由战略上推进节约能源环保合作的不断深入。增强创新转型发展的能力，培育新的经济增长点，为世界经济稳定增长和经济逐步复苏作出贡献。

参考文献

[1]周宏春.节能领域的国际趋势与经验[J].节能与环保，2013.

第7篇：能源与经济增长范文

关键词:能源消费;经济增长;实证分析

中图分类号:F061.2 文献标志码:A 文章编号:1673-291X(2007)06-0148-03

关于能源消费与经济增长的关系,国内外学者都作了一定的研究,1978年,Kraft J.和Kraft A.在他们的能源经济研究中,首次发现了美国GDP对能源消费的单向因果关系｡虽然之后许多学者用不同时间段和不同的检验方法对美国能源消费和经济增长关系作了实证分析,结果有的支持Kraft-Kraft的结论,有的不支持Kraft-Kraft的结论,但有关能源经济之间因果关系的实证研究还是扩展到了英国､德国､意大利､加拿大､日本等国家｡随着工业化､城市化进程加快,我国能源消耗迅速增加,资源环境约束和经济快速增长的矛盾,已成为我国经济社会发展面临的严峻挑战｡为此,许多国内学者的研究围绕我国能源消费和经济增长的关系展开｡韩智勇,魏一鸣等选取了我国1978―2000年的数据对中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系进行分析,得出中国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系,但不具有长期协整性,类似的分析还有很多,如杨朝峰和陈伟忠(2005),范雪红和张意翔(2005),他们研究出的结果虽不尽相同,但总的来说,能源消费和经济增长之间存在着一定的关系｡党的十六届五中全会要求把节约资源作为基本国策,并确定了“十一五”期末单位国内生产总值能源消耗要比“十五”期末降低20%左右,目前这个指标已经分解到各个省份｡根据这份计划,2010年福建单位GDP能耗要比2005下降16%,福建能耗的减少会不会影响到经济增长?福建能源消费和经济增长有着怎样的关系呢?为此,本文在总结近年来研究成果的基础上,选取福建省能源消费与经济增长的相关数据,运用向量自回归(VAR)方法,实证研究1978―2005年能源消费与经济增长之间的关系,通过协整分析､Granger因果关系检验以及脉冲响应函数和方差分解,试图揭示两者之间的长期均衡及动态关系｡

1 实证分析

1.1 福建省能源消费情况

近几年来福建省经济高速发展,2005年福建省实现国内生产总值6 560.07亿元,比2000年增长50.7%,年均增长10.8%;经济高速发展同时,能源消费量也大幅增长,2005年可供福建省消费的能源总量为5 480.53万吨标准煤,比2000年增长86.2%,年均增长17.4%,高于GDP增幅6.6个百分点｡同时,反映能源消费量增长与国民经济增长之间关系的能源消费弹性系数,近几年呈逐年快速走高的趋势,从2000年的0.65逐年走高至2005年的1.6,说明福建省经济的发展对能源的直接需求越来越大,依赖程度越来越强,经济的发展与能源消费增长的关系越来越密切｡以下用计量模型对能源消费和经济增长关系进行分析｡

1.1.1 变量和数据的选择

选取了1978―2005年的福建省的国内生产总值(GDP),单位为亿元人民币,能源消费量(EC),单位为万吨标准煤,其中,由于统计年鉴上的GDP数据是基于当年价格计算的,为了使数据具有可比性,笔者将GDP的数据按1978年的不变价格换算成实际GDP(数据整理于2005《福建统计年鉴》和2005,1998,1995《中国能源统计年鉴》),并分别对福建省能源消费总量和国内生产总值取自然对数,表示为lnEC和lnGDP｡

1.1.2 单位根检验

一般来讲,当时间序列具有不平稳性时,会导致“伪回归”现象,因此,在建立计量模型之前要对所用的时间序列进行单位根检验,以确定各序列的平稳性和单整阶数,单位根检验一般用ADF检验,以下便对lnGDP和lnEC序列的原序列,一阶差分和二阶差分进行ADF检验,判断其稳定性(如表1)｡

以下检验结果说明,lnGDP和lnEC序列都是非平稳序列,但它们都是I(2)序列｡它们均通过单位根检验,可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系｡

1.1.3 协整检验

检验协整性其实就是检验协整回归方程的残差项是否存在单位根｡笔者通过AIC定价确定滞后期,运用Johansen检验法对lnGDP和lnEC序列进行协整关系检验,检验结果如下:

以下表格的两种方法的检验结果均表明,lnGDP和lnEC两个变量存在协整关系,而且有两个协整向量,说明lnGDP和lnEC两个变量之间存在长期的均衡关系,即福建能源消费与经济增长之间存在真实的长期稳定关系,对它们的回归不是虚假回归,因此,研究福建省能源消费与经济增长之间的关系是有意义的｡

分别以lnEC和lnGDP为自变量得出协整方程为:lnGDP=-5.8938+1.5668lnEC,lnEC=3.8191+0.6283lnGDP,总体而言,能源消费和经济增长对彼此都有正向的促进作用,每增加1%的能源消费,福建省经济增长就增加1.5668%,每增加1%的经济增长,福建省能源消费就增加0.6283%,即存在正向协整关系｡这说明,随着福建经济增长的发展,能源消费和经济增长存在着密切的关系,而且对彼此都有一个正向的推动作用｡但是,我们从趋势项的系数可以看出:能源消费的系数为负,而经济增长的系数为正｡这表明长期来看,经济增长的边际效应是递增的,但能源消费的边际效应却是趋于下降的,即经济增长对能源消费的影响在未来的福建省经济增长中将发挥主导作用｡

1.1.4 误差修正模型

从以上结果可以知道,福建省的经济增长和能源消费之间存在协整关系,而且经济增长对能源消费的影响在未来的福建省经济增长中将发挥主导作用｡因此,我们在协整基础上建立一个误差修正模型来预测短期内的能源消费行为,根据Hendry的“一般到特殊”的建模方法去剔除回归系数中不显著的滞后期,我们获得如下的误差修正模型:

lnEC=0.0723+0.0322lnGDP-0.0986ecm(t-1)

误差修正模型的系数为负，这个结论与误差修正机制相一致,误差修正模型的方程中误差修正项以9.86%的比例对下一年的能源消费产生影响,调整幅度不是很大,但经济增长对能源消费还是有一定的制约作用的,在误差修正模型中各差分项放映了变量短期波动的影响｡被解释变量的波动可以分成两部分,一部分是短期波动,一部分是长期均衡,根据误差修正模型,如果GDP变化1%，能源消费会变化0.032%,ECM项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度,从系数来看,这种调整力度不是很大｡但误差修正模型比普通单方程模型更全面地反映了能源消费模型中的短期和长期关系｡通过对误差修正模型的分析可知,福建省经济增长主要以短期波动的形式影响能源消费,长期的调控作用不是很大｡

1.1.5 格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知,福建省能源消费和经济增长存在长期均衡关系,但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何,还需作进一步的分析｡我们对模型的相关变量进行Granger因果关系检验,具体的检验结果如下表所示:

综合格兰杰因果关系检验结果,我们可以分析得到如下结果:经济增长是能源消费的“格兰杰原因”，能源消费不是经济增长的“格兰杰原因”｡即经济增长和能源消费之间存在着单向因果关系――福建省经济增长会扩大对能源消费的需求｡这一结论与我们上面协整分析所得出的结论是一致的,同时这也符合能源消费和经济之间的经济理论,一般而言,从整个经济发展速度和发展水平来说,一个地区的国民经济增长速度同其能源消费增长速度都保持正比关系,即随着国民经济的增长,能源消费也要相应增加,否则国民经济发展就要受到影响｡

1.1.6 脉冲响应函数

基于前面的分析框架,本文接着运用脉冲响应函数对福建省能源消费和经济增长之间的相互关系进行动态分析｡根据Eviews3.1所提供的脉冲响应分析方法和函数的图备选项,本文选择Cholesky分解法,并用图表示福建省能源消费对经济增长的一个标准差的响应程度,具体结果见下图｡图中横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位:年份）,纵轴表示lnEC的变动,实线表示脉冲响应函数,代表lnEC对相应的lnGDP冲击的反应,虚线表示正负两倍标准差偏离带｡

由上图可以知道当在本期给经济增长一个正冲击后,从第一期开始就对能源消费有一个正向的影响,并在第四期达到最高点,其后影响逐渐下降，甚至出现了负的影响，到第七期的时候达到最低点，之后又开始稳定增长,即说明了经济增长受外部条件的某一冲击后会带来能源消费同向的冲击,但也有可能出现反向的冲击｡

1.1.7 方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响｡而方差分解是通过分析每一个冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度来评价不同冲击的重要性｡因此,方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息｡表5下为lnEC的10期方差分解表｡

从表5中,我们可知,福建省经济增长对能源消费的冲击效应为20%｡而且从第一期到第十期的贡献率变化不大,这也说明福建暂还处于工业化中期,经济增长对能源消费的影响还是很大的｡

2 结论与启发

从上述实证分析可以看出,福建省经济增长对能源消费有着重要的影响｡在1978―2005年间,尽管福建省的能源消费与经济增长都是非稳定的,但从长期而言,它们却实现了长期稳定的均衡状态,两者之间存在着协整关系｡

从格兰杰因果关系检验可以知道,经济增长和能源消费之间存在着单向因果关系｡即福建省经济增长会扩大对能源消费的需求｡但是,这一结论带来的更深层次的含义可能更值得注意,也就是说,保持经济持续稳定增长必须要有不断扩大的能源供应作为保障｡因此,对能源供应可能出现的波动和短缺,我们必须保持高度警惕并作好应对的准备,这点应该引起政府的高度重视,针对能源资源严重短缺但耗能又大的福建省实际情况,应提高对节能的战略意义的认识,节能不是权宜之计,而应深入､持久地开展各种节能,提高能源利用效率,必将有力地推进国民经济向节能型发展,对保障能源供给､改善福建省产品的市场竞争力,实现全省经济快速增长,具有决定性的意义｡

VAR动态计量模型的检验结果表明,福建省经济增长会使能源消费相应提高,而同时能源消费的提高也会使经济增长加快｡其中,脉冲响应函数说明为了促进福建省经济增长可以增加能源的消费,但实际上经济增长未必要能源消费也同时按比例增长,所以,必须掌握好能源消费的度,如果没有掌握好,就不能实现2010年福建单位GDP能耗要比2005下降16%的目标｡为了实现目标,福建省必须采取相关的政策,减少能耗的同时促进经济的增长｡方差分解的结果显示,经济增长对能源消费的影响还是很大的,这和福建省的实际情况相符合｡虽然经济增长和能源消费的相互影响不是很显著,但在经济增长的同时必须考虑能源消费的问题,不应该盲目的增加能源消费来增加经济的增长,这最终必将严重影响福建省的经济增长｡所以在促进经济增长,增加能源消费的同时,要注意到能源利用效率,努力挖掘福建省能源利用效率的潜力,节约能源,促进国民经济的可持续发展｡

最后,需要强调的是在上述分析中我们只考虑了由两个变量组成的简单经济系统,而把其他因素作为外生变量处理｡复杂经济系统中多变量之间的协整关系和因果关系,均是我们进一步研究的主要内容之一｡

参考文献:

［1］ 韩智勇,魏一鸣,焦建玲.中国能源消费与协整性与因果关系分析［J］.系统工程,2004(12).

第8篇：能源与经济增长范文

关键词：能源消费；经济增长；协整检验；误差修正模型

能源是国家经济发展的命脉，直接关系到一个国家的经济能否快速、健康、稳定发展。山东省是一个经济大省，同时也是能源消费大省，特别是从2004年开始，其能源消费量超过了能源生产量，在这样的情况下，山东省的能源消费与经济增长之间的关系问题成为人们关注的焦点。

一、山东能源消费与经济增长关系的实证分析

1.数据的选取

本文的数据选自2000年-2013年的《山东统计年鉴》和《中国统计年鉴》，其中被解释变量为山东省能源消费总量（XF），解释变量为山东省生产总值（GDP），山东省资本投入（用山东省固定资产投资总额GT来表示）和山东省的劳动力投入（用山东省从业人员RY来表示），以上变量所选数据均为年度数据。

2.单位根检验

运用ADF法进行单位根检验，检验结果见下表。我们可以看到，lnXF、lnRY、lnGT以及 lnGDP经过二阶差分后在1%的显著性水平下是平稳的。

3.协整检验

对样本数据进行协整检验，得到协整方程如下：

lnXFt=74.55+2.19lnGDPt-0.13lnGTt-8.61lnRYt

t值 （4.40） （4.72） （-0.79） （-4.01）

S.e. 16.94 0.46 0.17 2.15

R2=0.968209，修正的R2=0.964235，F=465.18，DW=2.61

检验残差是平稳的，所以上述协整方程是存在的.

从上述协整方程可以看出，所选的四个变量间存在长期稳定关系，山东省GDP增加1%，能引起山东省能源消费量增长2.19%；山东省全社会固定资产投资每增加1%，将会引起山东省能源消费量减少0.13%；山东省劳动力投入增加1%，会导致山东省能源消费总量减少8.61%。因此，从长期来看，引起山东省能源消费总量快速增长的原因是山东省的生产总值，而山东省的资本投入和劳动力投入情况对其能源消费量总额的影响较小。

4.建立误差修正模型

首先，我们采用滞后一阶的形式：

DlnXF=k0+k1DlnGDP+k2DlnGDPt-1+k3DlnRY+k4DlnRYt-1+k5DlnGT+k6DlnGTt-1+k7ECMt-1+ut

其中，上式中的ECMt为协整方程的残差。其次，通过软件估计参数，误差修正模型如下

DlnXF=-0.102+1.257DlnGDP+0.797DlnGDPt-1-5.60DlnRY+1.326DlnRYt-1+0.071DlnGT+0.026DlnGTt-1-0.850ecmt-1

从上述方程可以看出，误差修正系数为-0.8504，负的ECM说明经济增长情况会受协整方程的制约，如果经济增长偏离了长期均衡，那么下一期它就会得到修正。对长期均衡的偏离在下一期会得到修正。短期来看，能源消费量向长期均衡调整的速度特别快。

二、研究结论

以上通过对2000年―2013年山东省能源消费总量、国内生产总值、资本投入以及劳动力投入四个指标之间的关系进行研究，得出以下结论：从回归方程来看，经济增长每增加1%，将导致能源消费增加1.257%，这说明从长期来看，山东省的经济增长对能源消费有较强的促进作用，可是能源消费得增长对经济增长的促进作用并不大，因此我们可以在不影响经济增长的前提下，提高能源利用效率，加快可再生能源的开发。从短期来看，误差修正系数为负说明山东省能源消费与经济增长之间存在反向修正机制，如果两者偏离了长期均衡关系会在下一期得到迅速修正。

三、优化山东省能源政策建议

首先，政府应该通过自主研发与吸收引进的方式提高能源利用的科技水平；其次，我们应该加快耗能低的产业的发展，减少石油煤炭的使用，提高能源利用效率，促进产业健康发展；再次，政府要加大新能源的开发力度，激励企业积极参与新能源领域；最后，政府要加大新能源技术的资金投入，引导中国产业朝着高效率、低耗能、环保的方向发展。

参考文献：

[1]何立华，徐永祥.山东省能源消费与经济增长关系实证研究[J].科学技术与工程，2012（1）239-242.

第9篇：能源与经济增长范文

关键词：能源消费结构 包容性经济增长 中原经济区

中图分类号：f207 文献标识码：a

文章编号：1004-4914（2013）05-054-02

按照国家总体规划，要把中原经济区建成一个承东启西的阶梯式、递进式的产业集聚区、能源示范基地，在不伤害环境生态、农业生产的前提下，大力发展和改善城市交通环境，加大力度从产业的升级改造到产业集聚，特别是有关能源环境、政策、制度等方面的改造。进一步协调好并加快农村城镇化的建设，加大投入力度改善农村社区环境，提高农村村收入，推广能源洁净技术和再生技术，促进农村从真正意义上的改变。要使城市的天空变蓝，就必须加大推行节能减排技术的力度，实现周边省份30个城市和两个县区的和谐构建，必须实现思想统一、规划统一、行动统一、制度和路径统一。只有这样才能迅速提升中原经济区经济的快速增长，实现中部崛起。制度建设研究网站站长赵炜林认为，要实现中部和中原经济区的快速崛起，必须打造和构筑立足于工业化和城市化的制度创新体系，加快生产方式的从粗放式发展向集约式发展转变，从人力集聚型向人才集聚型转变，从资金集聚型向资本集聚型转变，从农村城镇化向农村市民化转变，真正实现产学研一体化经营的发展方式转变。目前在我们的经济发展方式上，还存在许多不足，对实现中原经济区的快速发展方面，特别是能源消费政策安排和消费结构等方面存在明显缺陷。

一、能源消费结构存在的问题

改革开放30多年来，河南省在一些方面的能源投入和消费过量导致技术无效。我们知道，包容性经济增长方式主要有两种：一是粗放式的包容性经济增长，二是集约型的包容性经济增长方式。但是，由于能源的耗竭性、稀缺性和国际市场形势的关联性，中原经济区的能源消费结构依然存在以下问题：（1）能源的储产结构性矛盾突出，集中表现在能源供给和能源消费的结构性矛盾上；（2）单位gdp能耗高；（3）能源自给率比较低；（4）能源消耗污染比较严重；（5）能源数量和质量都不能适应经济社会可持续发展的需要，能源投入和消耗也直接影响着包容性经济增长。

二、能源消费与包容性经济增长的基本关系

目前中原经济区正处于工业化、城镇化、信息化的发展阶段，特别是在“三化”进程中，在保证不破坏生态环境、粮食生产的情况下，保持了经济高速增长，这是可喜可贺的。但能源消费强度却出现了反常的态势。中原经济区一直是对外出口能源的大省，目前反而出现了能源进口的现象。这种现象一直让学者感到困惑，实际上也必须要用打破常规的方法看待这一问题。只有采取转变经济发展方式，加大产业技术更新力度，加大产业升级改造，才能适应目前发展。

1.石油消费。石油是实现中原经济区包容性经济增长的依托，是企业产业集群升级换代的必需，特别是汽车工业，因为汽车工业是我们中原经济区的核心产业。试想如果一天缺少汽油供应那将会是什么样的。因此，石油消费与包容性经济增长是正相关的，这里必须强调的是应该加大力度抑制能源浪费和排放。

2.煤炭消费。中原经济区的煤炭消费与包容性经济增长存在明显的双向长期关联，但又具有双向短期关联。我们知道，河南是煤炭生产和消费大省，在中原经济区29个地市中，煤炭生产总量占全国的比例很高，煤炭消费总量也是居高不下。特别是在中原经济区农业建设过程中，主要能源就是煤炭。因此，煤炭消费与包容性经济增长是正相关的。

3.电力消费。电力消费对经济总量的影响最强，并存在着长期的稳定关系。试想，如果今天停电，今天就无法工作。造成的损失难以估量，是城市生活、农村照明必不可少的资源。笔者认为，电力消费与包容性经济增长具有长期的、稳定的、可持续发展的关联作用。

4.天然气消费。天然气的消费增长明显带来了方便，同时也促进了城市居民收入也要持续稳定和

长，这就要求有稳定的工作和收入，才能保证持续的天然气生产。当汽车消费天然气的开始，就对天然气的产量数量、质量的增长提出了很高的要求，明显地增长了天然气gdp，促进了天然气的生产和消费的增长。

三、模型、指标及数据

1.河南能源投入产出的数据分析函数。这里选择工业gdp代表包容性经济增长作为产出变量，能源消耗用五个投入变量，具体值见图1。

运用经济学家rwshepard引入的距离函数概念来分析，在这里技术效率，由te表示，它包括纯技术效率（由pte表示）和规模效率（由se表示），函数关系为te=pte×se，其中，纯技术效率是在一定投入规模下衡量投入要素能否达到最大化，其值越高表示投入资源使用越有效率，se=1说明决策单元正处于最适规模效率水平。利用deap21软件对河南工业支柱产业gdp进行数据分析，结果见图2。

四、对策与建议

依靠节能技术改革与改造对降低能源消耗强度影响较大，提高能源利用效率也有很大的空间。因而，加强节能减排力度，不能只是在政策层面，还要在实际操作层面上下功夫，充分挖掘工业部门的节能潜力，提高能源利用效率，特别是高耗能行业。在中原经济区经济总量继续快速增长的同时，要想尽量减少能源消费。一是调整产业结构，提高能源使用效率。二是加快包容性经济增长方式转变，降低能源资源消耗。三是加大力度推广专利节能技术，提高节能效果。四是加快节能技术创新和转化，降低能源消耗和单位生产成本，提高劳动生产率、提高生产效率。五是大力发展工业和能源产业集聚区，向规模调整、规模效益进军，增加常用能源的投入产出效率。六是优化能源结构，协调石油、天然气、煤炭和电力的持续发展，从而提高可再生能源与清洁能源的比重，完善能源体制机制建设，充分发挥能源的作用和效能。七是加大力度实现能源产业的有效集聚，力争早日实现和打造能源产业集聚区，减低能源消耗，有效缓解城市能源依存度、改造城市出行环境，降低能源消费，实现低碳城市、低碳生活、低碳技术，促进经济的有效增长。

[本文为河南省政府决策研究招标课题“包容性增长模式下河南经济社会发展研究”阶段性研究成果。（项目编号：2012-b-392）主持人：马新平]

参考文献：

1.穆罕默德·纳哈万迪安.能源安全关系包容性经济增长.腾讯财经网，2010.1.21

2.赵炜林.中部崛起应构筑立足于工业化和城市化的制度创新体系.中原崛起战略研究.（河南省全面建设小康社会系列丛书）.河南人民出版社，2006.7

3.叔文，丁永霞等.源消耗、包容性经济增长和碳排放之间的关联分析——面板数据的实证研究.中国软科学，2010（5）

4.雪慧，河南省在工业化和城市化进程中的能源需求预测（林伯强教授指导），厦门大学硕士学位论文，2009.4

5.解树江，李雪，栗侨.中国能源经济理论研究的最新进展与评述.经济学动态，2010（10）

6.李艳梅等：中国能源消费增长原因分析与节能途径探讨，中国人口.资源与环境，2008（3）

7.李艳梅.中国城市化进程中的能源需求及保障研究[d].北京：北京交通大学，2007