能源与经济增长例1

能源是人类生产与生活不可或缺的重要资源，是地区和国家国民经济发展的基础。目前，我国正处在工业化快速发展阶段，国民经济的发展对各种能源的需求也不断增加。陕北地区是我国能源资源富集区，拥有丰富的煤炭、石油和天然气资源，能源产业成为该地区的支柱产业，从而极大地促进了国民经济的发展。

但另一方面，由于区域自然条件的制约和历史因素，陕北地区生态环境脆弱，能源资源的开采所引起的水资源匮乏、水土流失和环境污染等问题相当严重，同时在陕北能源资源的开发利用过程中存在着严重的产业结构不合理、管理体制不健全以及开发秩序混乱、安全隐患突出等问题，严重制约了经济的可持续发展。因此，分析经济增长中存在的“资源诅咒现象”和经济增长对资源开发的路径依赖、以及这种依赖所造成的排挤效应和环境恶化成为了实现经济可持续发展所必须解决的问题。

一、文献综述

国外学者对资源禀赋和经济增长之间的关系的研究分为两派相反的观点。以De Ferrantietal为代表的经济学家认为丰富的资源禀赋对经济增长有正向的促进作用。而相反的观点则想成了三个著名的命题：“荷兰病”、“委内瑞拉化”现象和“资源诅咒”命题。“荷兰病”是指上世纪70年代，荷兰天然气资源的大量开采及出口非但没有加速经济增长反而导致经济衰退的现象。“委内瑞拉化”则是指委内瑞拉在20世纪70年代由石油的开采和出口所引起的资源浪费严重以及经济发展战略的短视，导致了该国一段时间严重的经济危机。“资源诅咒”则是指20世纪80年代越来越多资源丰裕的国家陷入了增长陷阱，丰裕的自然资源非但没有促进经济的快速增长，相反资源丰裕的国家经济增长的速度往往是缓慢的，甚至是停滞的。

国内学者对资源禀赋和经济增长之间的关系的研究也体现在两种观点上。以尹碧波、范方志等学者为代表的认为资源禀赋不能单独成为经济增长的动力，而是要和技术因素、制度因素等一系列构成经济增长的动力。第二种观点以徐康宁和峻峰等学者为代表，他们通过对资源禀赋与经济增长之间关系的实证研究，提出了资源优势并不等于经济优势，从而在某种程度上验证了“资源诅咒假说”。

二、陕北能源资源概况与经济增长现状

陕北是我国的能源资源富集区，蕴藏着丰富的煤炭、石油、天然气、岩盐等资源。已探明储量巨大，分布集中，资源开发的远景相当可观。各种能源资源的开发和利用对国内生产总值和工业总产值有直接的拉动作用，极大地促进了陕北及整个陕西省的经济发展。但另一方面，丰裕的能源资源禀赋使得陕北在选择经济发展的路径时，更偏好于发展能源产业，能源生产的投资比重在地区固定资产投资中占据了重要地位，从而能源资源的投资及生产造成了对社会经济其他领域的排挤效应。同时，陕北能源资源的开发利用给地区的生态环境带来了一系列的负面影响，生态环境是最宝贵的资源，具有供给的有限性和破坏的不可逆性，陕北地处黄土高原，生态环境极其脆弱，水土流失严重。而煤炭等能源资源的开采往往伴随着大规模的挖掘作业以及对水资源的过量消耗，这都会给生态环境带来极大地破坏，从上世纪80年代开始，受经济利益的驱使，陕北各产煤县各种非法开采资源的行为屡禁不止，小煤窑猖獗，能源矿产资源的开发秩序极为混乱，急功近利、缺乏科学技术手段、掠夺式的开发方式带来了严重的资源浪费，不利于科学发展。同时由于企业经营管理体制落后、产品结构单一、科技贡献率低、创新能力弱等问题，导致能源资源企业的经济效益并不可观，抵御市场风险的能力较低，经济发展并未取得理想的成果。

综合以上情况，我们认为陕北地区的经济发展在一定程度上存在资源诅咒的现象。丰裕的能源资源反而使经济陷入了增长的陷阱，它的传导机制主要表现在四个方面：第一，单一的资源型产业结构使资源部门不断扩张，地区经济对资源部门形成路径依赖，其他经济部门不断萎缩，使得产业链缩短，具有高技术含量和高附加值的最终产品工业和高新技术产业等部门发展受阻。第二，资源型产业的扩张导致地区严重缺乏人力资本积累的内在动力，从而缺乏高知识水平和技能素质的人力资源，难以支撑经济的高速增长。第三，在法律制度不完善、产权制度不清晰、市场规则不健全的情况下，丰裕的资源诱发了一些“机会主义”行为和寻租活动。资源的实际占有者往往是地方政府，政府对开发权及相关受益的重新分配导致贫富差距的进一步扩大，这些都会导致社会矛盾的激化，使得社会环境恶化。第四，资源开发加大了生态环境的恶化，脆弱的生态环境又反过来制约了区域经济的发展，不利于经济的可持续发展。

三、政策建议

基于陕北地区能源资源禀赋与经济增长现状，建议从以下三方面来解决经济发展存在的资源诅咒问题。

能源与经济增长例2

总生产函数的数学表达式为:Q=AF(K,L,R)式中:Q表示总产出;K表示投入的资本;L表示投入的劳动;R表示投入的自然资源;A表示经济中的技术水平;F表示生产函数关系。但在以往的经济增长核算理论中,通常将R要么视为常量忽略不计,要么将R合并在资本K中,没有将能源单独作为一个变量来研究其与增长的关系。早期的经济学家如亚当•斯密,强调的是土地在经济增长中的重要作用,当时由于能源的稀缺性因为生产力低下还没有表现出来,因而其对经济增长的重要作用也没有被经济学家们所关注。大多数的新古典经济学家认为:能源在生产中占有相对较不重要的地位,它是由资本、劳动和土地这些主要的生产要素所产生的一个中间变量。直到上个世纪70年代石油危机后,能源的紧缺才因机械工业的迅速发展而日益表现出来,能源在经济增长中的重要作用才被经济学家们充分关注。能源问题在理论上的研究可以追索到上世界70年代早期“罗马俱乐部”的一系列研究。

在其最具代表的《增长的极限》中,他们着重强调了能源对经济增长和社会发展的制约作用。引起了人们的广泛关注。其后,是Rashe和Tatom首次将能源使用引入Cobb-Douglas生产函数,他们力图寻求能源利用与经济增长之间更符合实际过程的基本规律,定量地描述能源与经济发展的关系。长期以来能源在经济增长中的精确的作用一直是有争议的问题,对发达国家的实证研究得出了不同的结论:一些研究结果表明能源与其他生产要素具有互补关系;另一些研究结果表明能源能被其他生产要素所替代。

但由于发展中国家存在资源供给约束及价格刚性等问题,使得研究要素之间的相互替代没有现实意义。不同的研究都说明虽然每个国家的经济增长都必须依赖于四种基本的生产要素,但各国的发展途径是不同的,即各种要素在不同的国家和地区所起的作用是不同的。ObasJohnEbohondui对坦桑尼亚和两个发展中国家的能源与经济增长的关系进行了实证研究,证实了经济增长与能源之间存在着互为因果的关系,能源在经济增长中起着关键性的作用。我国学者赵丽霞、魏巍贤将能源作为新的变量引入Cobb-Douglas生产函数,建立向量自回归模型,实证研究了中国经济增长与能源之间的关系,并得出能源是我国经济发展过程中不可完全替代的限制性要素的结论。

从经济学的角度来分析,能源与经济增长的关系,一方面是经济增长对能源存在依赖性,即大量的能源投入促进了经济的快速增长;另一方面,能源的可持续发展也要以经济增长为前提。首先,经济增长促成了能源的大规模开发和利用。经济的快速增长,对能源的开采、加工都提出了更高的要求,同时,由于经济的快速增长,也为发展能源提供了资金保证。其次,不可再生能源的逐渐耗竭及能源生产、利用过程中带来的生态环境问题,却也严重阻碍着经济的进一步发展,这些问题的解决又要以经济增长为前提。经济增长有双层含义,一方面,经济增长意味着大量生产,而越大量的生产需要越大量的资源和能源的投入,因而也就有更大量的废弃物排出。另一方面,经济增长还意味着高附加值技术的引入,通过技术的引入可以提高能源的利用率,促成产业的升级转换,使产业向污染较少,技术集约程度高的产业转变,这一切将减少单位产值的投入量和废弃物的排出量,从而缓解以至解决有限的不可再生能源与无限的人类需求之间的矛盾,缓解以至解决生态环境问题。本文将从实证的角度对我国能源与经济增长的关系进行研究,首先,运用格兰杰因果关系检验分析能源与中国经济增长的因果关系,得出能源与经济增长之间是存在因果关系的。然后,进行柯布—道格拉斯生产函数基础上的计量分析,测度能源对中国经济增长的贡献,以探求我国能源与经济增长深层关系,提出发展我国能源经济的战略性措施建议。

二、能源与经济增长的定量分析

1.能源与经济增长的格兰杰因果关系检验当前,能源短缺已经成为我国经济发展的主要障碍之一,理清能源消耗与经济增长之间的因果关系对于制定有效的能源管理战略是至关重要的。通过格兰杰因果关系检验来分析能源与经济增长的关系,其基本思想是:如果变量X的变化引起Y的变化,则X的变化应发生在Y的变化之前。在格兰杰模型中,检验的程序是决定因变量的加入是否显著地增强回归的解释能力,它仅采用因变量和自变量的滞后值。为检验能源与经济增长之间的因果关系,我们运用下面的两组回归方程:ΔYt=∑mi=1α1iΔYt-i+∑mi=1α2iΔEt-i+Ut(1)ΔEt=∑mi=1β1iΔYt-i+∑mi=1β2iΔEt-i+Vt(2)其中Yt=Yt-Yt-1;Et=Et-Et-1;Yt为国民生产总值;Et为能源消耗。则方程(1)和(2)提供了以下四种可能的因果关系:a.如果∑mi=1α2i≠0且∑mi=1β1i=0,Et对Yt存在单一的因果关系;b.如果∑mi=1β1i≠0且∑mi=1α2i=0,Yt对Et存在单一的因果关系;c.如果∑mi=1α2i≠0且∑mi=1β1i≠0,Et与Yt间存在双向因果关系;d.如果∑mi=1α2i=0且∑mi=1β1i=0,Et与Yt间没有因果关系;我们运用1961———2001年我国国民生产总值和国内生产总值与能源消费数据(数据来源于1994年和2002年中国统计年鉴)进行检验。

格兰杰因果关系检验表明:国民生产总值和国内生产总值在滞后3、4、5期内均以格兰杰方式引致能源消耗E,这与我国长期以来能源经济建设的步伐落后于国民经济建设的步伐的实际国情相一致。根据世界能源委员会《1992世界能源资源调查》提供的资料可以发现,我国的能源经济建设长期以来都在受能源供应的制约。尤其是80年代中期,由于改革开放后国民经济的迅速发展,对能源的需求急增,能源成为影响国民经济快速发展的瓶颈。这在我国的主要能源部门煤炭行业中表现的更为严重明显。以至于国家作出了大力发展乡镇煤矿,尽快解决我国煤炭能源短缺问题的决策。大力发展乡镇煤矿一定的时期内确实是解决了煤炭短缺的问题,但同时也带来了更严重的问题。

一方面,由于乡镇煤矿、个体煤矿的乱采、乱掘,煤炭回采率非常低,一般仅能达到10%左右,有的更低,甚至越界、越层开采,严重地破坏了有限的煤炭资源。虽然从市场上来看,煤炭存量不少,但煤炭资源的有限性和开采的有效性矛盾日益突出。另一方面,乡镇煤矿的开采技术往往比较落后,而且机械化程度低,安全设施简陋,再加上不考虑煤炭的回收率,因而成本较低。这对国有大中型矿井的冲击很大,不合理的竞争使国有煤矿企业在90年代后期举步维艰。再加上煤炭行业本身的一些特点,一时间,煤炭企业的发展成了经济建设中的一件重要大事。我国的经济在持续、快速发展,长期来看,对能源的需求是必然的。但如果解决不好能源的可持续发展问题,迟早会影响经济的发展。因此,必须从根本上协调能源与经济增长的关系。

2.能源与经济增长的计量经济分析在此,我们依据已被广泛应用于实证研究的内生经济增长模型的基本解释变量来对能源与经济增长进行进一步分析。首先我们从下面的柯布—道格拉斯生产函数方程开始:Y=AKαLβRγ(3)两边取自然对数,我们得到:lnY=lnA+αlnK+βlnL+γlnR(4)方程(4)对时间进行求导,得dYdt1Y=αdKdt1K+βdLdt1L+γdRdt1R(5)增加满足标准假设的常数项和误差项,方程(5)可以写成如下形式:YT=c+αKT+βLT+γRT+Ut(6)其中,dYdt1Y=YT,dKdt1K=KT,dLdt1L=LT,dRdt1R=RT方程(6)中的四项表达式分别代表经济增长率,资本、劳动、及能源。因为方程为对数形式,所以系数“α”、“β”、“γ”分别为资本、劳动及能源对产出的弹性,常数“c”用来反应Hicks中性技术进步可能的生产率。

由于资本存量的数据不能获得,因此我们运用可获得的社会固定资产投资来代替。下面就我国国民生产总值、全社会固定资产投资、就业人员及能源消费总量的关系进行检验分析如表2。表中:Y:基于1990年价格的实际GNPK:全社会固定资产投资L:就业人数R:能源消费总量根据方程(6)运行SPSS得结果如下:YTt=0•068-0•068LTt+0•232KTt+1•437RTt(2•894)(-0•199)(2•544)(3•515)R2=0•785F=12•552从R2值判断建立的回归方程拟合程度较好,全社会固定资产投资系数为正,并且统计显著。但是,劳动力系数为负值且其统计显著性较低,这可能暗示,我国实际劳动力的统计数据可能有较大偏差。但对我们研究更为重要的是,能源的回归系数具有预期效果且统计显著。能源的弹性系数为1•437,即能源供给增加1%将导致经济增长1•43%。说明在我国现阶段,发展能源对经济增长的促进作用还是非常明显的,能源在经济增长中的作用不容忽视。

三、结论与政策建议

从上述的分析中不难看出,能源与经济的增长存在着密切的关系,但并不是严格的双向因果关系。能源对一个国家或地区的经济发展毫无疑问是有影响的,但并不是说发展能源就一定可以促进经济的快速、健康发展;反过来,经济的健康发展对发展能源也存在着一定的影响。因此,我们应该认真处理好经济增长与发展能源的关系,使二者能够协调发展。

1.努力改变观念,防止顾此失彼发展经济是一项复杂的系统工程,因而在宏观上要处理好影响经济发展的相关因素之间的关系。正确处理能源与经济的协调发展,应全面考虑好以下两个方面的问题。其一,发展经济不可忽视能源的影响。对经济增长速度的追求,应实事求是,制定经济增长政策要充分考虑相关影响因素的发展水平。注意对关键影响因素的积极扶持,防止薄弱环节对整体的影响。从目前来看,我国能源与经济增长大体协调,略有不足但还不至影响大局。

不过,若从长期来看,能源问题就应当引起我们的重视了。在发展经济的过程中,应通过宏观经济政策,首先要处理好能源的结构问题,在大力改造传统能源产业的同时,要积极发展各种新能源,提高能源产业的科技含量;其次要处理好能源产业的可持续发展问题,坚决制止各种短期行为。其二,发展能源不可脱离经济增长实际。能源的开发和利用要受到区域经济发展水平的制约。一方面,经济增长可以为能源的发展提供雄厚的资金保障;另一方面,经济增长还是能源的最终消费源。因此,发展能源既不能滞后于经济增长,也不能过分超前于经济增长。这些在我国都已经有丰富的经验教训。只有保证能源既能满足经济增长的需要而又不相对过剩,才能促进国民经济的持续、快速、健康增长。

能源与经济增长例3

本文选取1978~2009年的煤炭、石油、天然气、水电消费经济数据（单位：万吨标准煤），与重庆GDP（单位：亿元）数据来研究经济增长与能源消费之间的关系。利用1978以及1979年以后数据进行移动平均处理对1979年数据估测。为消除物价变动的影响，对GDP进行物价平减处理。分别以gdp、tec、oil、coal、gas、ew表示重庆地区生产总值、能源消费总量、石油消费总量、天然气消费总量以及水电能源消费总量（单位：万吨标准煤）。同时为减轻可能存在的多重共线性以及降低数据的波动性以便对协整方程进行解释，本文将其各个指标取对处理。

重庆经济增长与能源消费之间关系的实证分析

对数据进行ADF单位根检验。本文采用ADF单位根检验法对重庆1978~2009年lngdp、lntec、lnoil、lncoal、lngas、lnew经济数据进行平稳性检验（见表1）。结果表明原变量均是非平稳的时间序列，但是其一阶差分序列变量都是平稳的，所以他们均是非平稳的一阶单整序列I（1）。

协整分析。协整关系是指变量间的长期稳定均衡关系。一般有两种研究方法：基于大样本的Engel-Granger两步法以及基于VAR模型采用极大似然法检验变量之间协整关系存与否的Johansen检验法（JJ检验法）。第一，经济增长与能源消费总量之间的协整检验。鉴于1978~2009之间的样本容量大于30，我们采用EG两步法对lngdp与lntec之间协整关系进行检验。第一步利用OLS法估计方程为lngdp=-6.505705+1.591032lntec，t=（36.74754）（方程1）。其中R2=0.977542，说明方程的拟合程度较好，t统计量显示变量系数值通过10%显著水平检验从而证实了变量lngdp对lntec的优良解释能力；第二步首先定义残差序列resi=lngdp+6.505705-1.591032lntec，然后对该残差序列进行单位根检验（表2），结果表明在SIC原则下，其在10%水平上是显著的，从而可以得出GDP与能源消费总量具有长期均衡关系的结论。对协整方程实证分析表明：排除投资、出口以及能源之外消费对重庆经济增长的影响，长期来看经济增长的弹性系数为1.59，经济增长对能源消费的依存度较高。

第二，对重庆GDP增长与能源消费结构关系的协整分析。由于1978~2009年间涉及32个样本，应采用JJ检验法对lngdp与lncoal，lnoil，lngas，lnew的长期关系进行检验。因为JJ检验对VAR模型最优滞后阶数选取比较敏感，应采取相关准则确定最优滞后阶数。根据Johansen协整检验的最优滞后阶数比无约束VAR模型的最优滞后阶数小1的结论，首先应确定无约束VAR模型的最优滞后阶数，鉴于LR、FPE、AIC、SC、HQ五个指标中有四个指标最优滞后期数为1，可以确定Johansen协整检验的最优滞后阶数为0。参考能耗时间序列皆为I（1）的结论并根据检验的相关原则，我们选取不含截距项c和含有趋势项t的模型对多变量VAR模型进行显著性为1%上的检验，根据最大特征根与迹检验结果结果，得出一个符合条件的协整方程：

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

对方程的实证分析表明：排除其他经济增长影响因素变动，实际能源消费中煤炭资源支出每增加1%经济增长约为0.25%，可见煤炭资源的消费对经济增长有正向作用，然而因经济增长核算体系的改革煤炭资源消费对经济贡献并不明显；石油能源消费每增加1%，经济增长下降0.005%，可能是由于石油能源的开发挤占了对经济贡献度较大的能源开发预算而达不到政策目的，石油能源消费与经济增长关联度不大。天然气能源消费每增加1%经济增长0.63%，对经济增长有明显的正效应，这是由于城市居民生活能源消费结构的优化，开始以天然气以及电力等清洁能源为导向；水电能源消费支出每增加1%经济增长0.44%，显示出了清洁能源在促进经济增长方面强大后劲。

格兰杰因果检验

采用Granger因果关系检验法对重庆能源消费结构与GDP之间的granger因果关系进行检验。

能源与经济增长例4

中图分类号：F206 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）28-0046-01

引言

近年来，随着各地雾霾危害的加剧，国家对相关环境污染现象的严防厉惩，给能源行业的发展带来了前所未有的冲击和挑战。可以说，能源既是促进经济发展的助推器，也是衡量人民生活质量的指标。如今，能源消费与经济增长到底是一种什么样的关系，能源消费可能会对经济增长产生什么样的影响，这样的问题显得十分重要。所以，本文以广西2000―2014年间的时间序列数据为研究对象，来分析广西能源消费与其经济增长之间的关系。

一、文献综述

目前，有很多关于能源消费与经济增长之间的关系的研究，但这方面的研究主要是全国和省域范围上的区别。例如，陈书通（1996）认为，能源消费与经济增长之间的关系是经济增长必然会引起能源消费的变化[1]。陈榕（1998）以福建省为例，指出20世纪80年代福建省经济增长对其能源消费有很强的依赖性，能源消费支持着经济增长[2]。崔明欣、刘超（2016）通过选取中国东北三省1990―2013年的数据，实证分析结果显示，能源消费与经济增长之间存在因果关系[3]。

二、实证分析

1.数据的来源及处理。本文选取的样本区间是2000―2013年，频率为年度，数据来源于《广西统计年鉴》。采用广西壮族自治区生产总值和能源消费总量作为经济增长和能源消费的衡量指标。本文分别用lnGDP和lnE代表经济增长和能源消费。

2.序列平稳性检验。其实，平稳性检验方法有很多种，而单位根检验是检验序列是否平稳的一种最为常用的方法。在单位根检验中如果有单位根的存在，则认为序列是不平稳的。本文所有的检验都是在Eviews7.2条件下进行的。ADF检验结果显示，原变量都是不平稳的，对它们进行一阶差分后所得的变量同样也是不平稳的，而对它们进行二阶差分后所得的变量都是平稳的。

3.协整检验。从上面的检验结果可知，两个变量是二阶单整的，它满足进行协整检验的前提条件。所以，本文运用EG两步法来检验两变量之间是否存在协整关系。根据EG两步法的思想可知，如果残差序列不存在单位根则认为它是平稳的，也就是它们存在协整关系。检验结果显示，残差序列是平稳的，即lnGDP和lnE的二阶差分存在协整关系。

4.格兰杰因果关系检验。由协整检验的结果可知，经济增长和能源消费两者之间存在协整关系。但是，它们两者之间到底是谁先变化谁后变化并不知道，所以为了弄清楚这种先后关系，需要对变量进行格兰杰因果关系检验。检验结果显示，能源消费是广西经济增长的格兰杰原因。

三、政策建议

如果想要让广西经济持续迅速地发展，就需要充足的供应能源。因为能源消费对经济增长会产生影响，但是也要注意利用先进技术开发新能源，提高能源的利用效率，以减少对能源的过度浪费，促使能源的合理消费。在短时间里，加大能源投入会刺激广西经济的增长。但从长期来看的话，反而会对其经济带来负面影响。所以，能源消费要适度，超过一定的水平可能会不利于广西经济的增长和发展。

参考文献：

能源与经济增长例5

中图分类号 F206 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2010)03-0035-03 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2010.03.007

20世纪末,经济合作与发展组织(OECD)开始将脱钩的概念引入到农业政策研究,并逐步拓展到环境等领域。近年来,台湾学者在参与经济合作与发展组织(OECD)的能源与环境项目研究时将“Decoupling ”理解为脱钩,大陆学者目前开展脱钩的相关研究还较少,仅见于探讨生态环境指标和循环经济时提及。台湾学者李坚明等针对台湾的二氧化碳排放与经济增长的脱钩指标进行了研究;贺秀斌等则将其引入到大陆的农业生态环境评价领域[1],初步显示了其重要价值。中国大陆学者诸大建认为,中国循环经济的发展需要对照先进的“四倍数”理论,判断中国的脱钩现象是否形成,如果没有脱钩,则意味着循环经济还没有达到应有的效率,并以此提出了中国发展的C模式[2]。段宁等通过大量事实与数据初步验证了西方发达国家的工业化过程中,经济增长与物质消耗的总量在20世纪70年代中期脱钩后又于近年来重新“复钩”的重要事实,提出人类社会物质消耗的表现形式是“上升式多峰”这一新理论,并进一步阐述了“上升式多峰”的观点、机理和驱动力,以及未来实施循环经济的重要性与迫切性[3]。陈百明和杜红亮应用脱钩理论与分析方法对我国耕地占用与 GDP增长进行了研究[4]。周跃杰等根据脱钩理论与模型的基本思想,引入转移投入概念,建立了绿洲脱钩分析模型[5]。王明霞结合脱钩理论对构建浙江省循环经济发展模式及对策进行了研究[6];安文等运用脱钩理论进行了循环经济实践的国际比较及其科技基础研究[7]。综合上述可以看出,目前脱钩研究还处于理论研究阶段,应用脱钩理论进行应用研究还很缺乏,尤其在探讨经济增长与能源消耗关联方面的研究还很不足。本文基于脱钩指数,利用1990-2007年的数据,研究了经济增长对能源消耗的依赖程度,借此研究我国不同的经济发展阶段物质消耗的发展趋势。

1 脱钩指数分析

在OECD相关报告[8]的基础上,目前对能源消耗与经济增长脱钩概念有两种较为广泛认同的理解:1)在一定时期内,当某种资源消耗的速度、或某一环境质量指标恶化的速度、或某种环境压力指标变化的速度小于经济增长的速度时,就认为是出现了相对脱钩或弱脱钩;2)当在经济增长过程中,资源消耗总量在减少、或环境质量在改善、环境压力在降低时,则为绝对脱钩或强脱钩。然而,如何用简单的指标(尽管可以是多种指标)具体反映能源消耗与经济增长脱钩的程度仍然是目前学术界没有解决好的一个问题。本文试图定义一个脱钩指数(Decoupling Index,简写为DI)来大致描述脱钩的状况。 脱钩指数(DI)是指一定时期内某种资源(例如碳石资源)消耗量变化的速度、或某种污染物(例如SO2)排放量变化的速度与经济规模变化的速度(例如GDP增长率)的比。脱钩指数的计算公式如(1)所示。

DIn=EInGIn(1)

DIn:第n年脱钩指数;

EIn:第n年能源消耗指数;

GIn: 第n年GDP增长指数。

脱钩指数(DI)的意义可理解为[9]:

1)当DI ≥ 1时,就是能源消耗或污染物排放量增速与经济增速同步,或快于经济增速,即没有发生脱钩,或称为绝对挂钩。

2)当0

3)当DI=0时,说明能源消耗总量不变,但仍可维持经济增长;或者说,在经济持续增长的情况下,污染物产生量不增加。

王崇梅:中国经济增长与能源消耗脱钩分析中国人口•资源与环境 2010年 第3期2 能源消耗与经济增长的脱钩状况

为了剔除GDP与能源消耗的单位及数量级不同,更好的

表1 中国 GDP增长与能源消耗关系

Tab.1 The relationship in China GDP growth and energy

consumption

年份YearsGDP1990年为基期Based on 1990,GDP 108 yuanGDP增长指数GDP growth indicator能源消费总量Energy consumption total,ten thousand

ton normal coal能源消耗指数Energy consumption indicator脱钩比率Decoupling ratio199018 667.81.0098 7031.001.00199120 385.21.09103 7831.050.96199222 718.71.22109 1701.110.91199325 892.21.39115 9931.180.85199429 289.81.57122 7371.240.79199532 482.01.74131 1761.330.76199635 730.21.91138 9481.410.74199739 053.02.09137 7981.400.67199842 095.92.26132 2141.340.59199945 288.12.43133 8311.360.56200049 096.32.63138 552.61.400.53200153 165.92.85143 199.21.450.51200258 019.53.11151 797.31.540.49200363 993.23.43174 990.31.770.52200470 246.93.76203 226.72.060.55200577 564.74.16224 6822.280.55200686 189.24.62246 2702.500.54200796 419.25.17265 4802.690.52数据来源:历年《中国统计年鉴》。

分析经济增长与能源脱钩的关系,本文将能源与GDP数据采用无量纲化处量。以1990年为例具体计算如公式(2)所示。

Nn=DnD1999×100(2)

D1990:1990年的原始数据;

Dn:第n年的原始数据;

Nn:第n年的指数数据;

表1是1990年到2007年中国GDP增长与能源消耗的关系。为了更真实的反应这段时间中国GDP与能源消耗之间的关系,剔除了这段时期因价格上涨而对GDP产生的影响。以1990年GDP为基期年GDP,以1990年价格水平为基期价格重新计算了历年的GDP。

3 结 论

图1表示的是以1990年为基准年的中国经济增长与能源消耗脱钩比率的跨年度变化趋势,数据来源于表1的第6列。根据脱钩指数,1991-2007年各年脱钩比率如果等于1则是没有脱钩,大于1则是复钩,大于零小于1则是相对脱钩,小于0则是绝对脱钩。从图1中的脱钩比率趋势图中可以看到类似趋势,从1991年到2002年脱钩比

图1 中国经济增长与能源消耗的脱钩比率

Fig.1 Decoupling ratio between China economic growth

and energy consumption

图2 中国GDP增长与能源消耗的总量关系

Fig.2 The total relationship between China GDP growth

and energy consumption率值都呈下降趋势,2002年以后则较为平稳。

图2是中国按可比价格的GDP与能源消耗的总量关系,由表1的第3列和第5列数据得到的。因为统计年鉴中历年GDP数据用的是当年价格,为了剔除价格因素的影响,把1990年的GDP值作为1,然后再乘以各年的经济增长率,得到可比价格的GDP增长率。中国统计数据中的能源消耗单位是万吨标准煤,不涉及价格因素,所以直接用各年的能源消耗量除以1990年的消耗量,得到以1990年能源消耗为1的能源消耗增长数据了。

从图2中可以看到,从1990年到2007年间,中国经济增长总量在增长,能源消耗总量也在增长,但增长幅度能源消耗总量远不比如经济增长总量,尤其1997年以后,经济呈现大幅度增长,所以,总体上处于相对脱钩状态。能源消费总量从时间上来看可分为三个阶段,1990年到1995年中国能源消耗总量处于缓慢增长趋势;1996到2000年中国能源消耗总量基本保持稳定,其中1998年还出现了负增长,GDP与能源消耗出现绝对脱钩;2001年到2007年中国能源消耗总量增长较快。

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Decoupling Analysis of China Economic Growth and Energy Consumption

WANG Chongmei1,2

能源与经济增长例6

一、引言

能源消费与经济增长具有密切的关系，正如罗森伯格（Nanthan. Rosenberg）所说：“回顾能源与经济增长的历史，其最突出的特点是什么？居于首位且最重要的可能是日益扩大的能源使用与经济增长之间的密切联系。”自石油危机以来，研究能源消费和经济增长之间的因果关系，探索究竟是经济发展领先于能源消费还是能源消费促进着经济的增长，一直是经济家和政策分析家感兴趣的问题，因为他们之间的关系直接影响政府能源政策的制定。然而关于能源消费和经济变量之间的因果性方向长期以来都是一个颇有争议的问题。

二、能源消费与经济增长关系研究文献综述

国外最早对能源消费与经济增长之间因果关系研究的是Kraft，他（1978）使用美国1947—1974的数据进行研究表明：美国存在GDP到能源消费之间的单向因果关系；然而，Akarca and Long（1980）利用原来的数据，只是增加两年的样本，却得出了相反的结论：GDP与能源消费之间不存在因果关系。Yu和Choi（1985）对世界上其他国家进行能源经济间的因果关系实证研究，发现韩国存在 GDP 对能源消费方向的因果关系，而菲律宾存在反向因果关系，美国、英国、波兰 GDP 与能源消费不存在因果关系。Yu 和 Jin（1992） 对美国研究发现能源与经济二者不存在长期的均衡关系。Stern（1993）使用 4 变量（GDP、劳动力、资本和能源）的向量自回归模型，对美国 1947—1990 年的数据进行了标准因果关系检验。Stern 发现虽然不存在总能源消费到 GDP 的 Granger 因果关系，但若对最终能源消费测量根据燃料构成进行调整，就会发现能源消费和 GDP 的 Granger 因果关系。Stern（2000）进一步使用单方程静态协整分析和多方程动态协整分析法扩展了自己 1993 年的因果关系分析，发现能源在解释 GDP 中具有显著效果。Ghali 和 El—Sakka（2004）使用新古典生产C—D函数，考虑资本、劳动力、能源的三要素投入，分析加拿大能源投入与产出的关系，发现存在能源到经济产出的双向因果关系。Wei（2007）同样利用C—D形式的生产函数分析了能源效率对能源消费和经济增长的影响，并利用两部门的一般均衡模型分析了能源效率对经济增长的影响。2007 年，Mehrara利用了面板单位根和面板协整技术检验了 11 个石油输出国的人均能源消费和人均国内生产总值之间的关系，结果表明两者存在着从经济增长到能源消费单向强格来杰因关系。

我国内地主要研究文献有：赵丽霞、魏巍贤（1998）在C—D生产函数引入了新的变量能源消费，通过实证研究发现能源已成为中国经济发展过程中不可完全替代的限制性要素。林伯强（2001）以劳动力、资本、能源消费三要素为生产函数，应用协整分析和VCEM模型研究了中国能源消费与经济增长之间的关系。发现能源消费与经济增长之间存在着某种因果联系，对其有着一定的促进作用。卢万青（2002）通过对改革开放以来我国经济波动过程中几个实物变量之间因果关系的实证研究，发现能源消费是经济波动的一个重要因素。杨冠琼（2006）以山东省为样本，通过对能源消费变量和产出变量进行单位根检验和协整检验，利用Granger因果关系模型检验了能源消费与经济增长之间的因果关系，得出两者互为因果的结论。吴玉鸣和李建霞（2008）应用计量经济学方法分析了2002—2005年中国省域的能源消费及影响因素。结果发现，经济增长对省域能源消费的弹性系数为正。王锋等（2010）利用“脱钩理论”论证了中国能源消费与经济发展当前所存在的关系。为构建实现红过能源消费脱钩管理模式、实现中国经济可持续发展提供了一种新的研究视角和方法。

由以上的研究成果可知，各国就能源消费与经济增长关系的研究没有达成一致的结论，不同模型的建立和样本时间段的选取都会验证出不同的结果。本文将采用生产模型，对中国的能源消费与经济增长关系进行实证研究。

三、能源消费与经济增长模型的构建与分析

在经济学中，生产函数是表示生产投入与生产产出之间技术经济关系的一个重要的理论模型。传统地，一个地区的生产函数关系可以用柯布—道格拉斯（Cobb—Douglas）齐次方程式表示：

Y=AKαLβ（4-1）

式（4-1）中α，β是资本份额与劳工份额的弹性系数；A为技术进步，包括结合性和非结合性的技术进步。上述C—D生产函数在解释生产过程中只考虑了两个生产要素，即资本和劳动力，但是在当今社会，由于能源因素在生产过程中的重要性日渐增大，在研究生产过程中忽略能源的影响将会产生很大的误差，所以有必要对C—D生产函数加以改进。

首先分析总量模型在此将C—D生产函数进行扩展，以GDP作为产出量，即被解释变量，将以下参数作为解释变量：以全社会固定资产投资作为资本投入量，以就业人数作为劳动投入量，以能源消费总量作为能源投入量。则扩展的C—D生产函数为：

GDP=AKαLβEγeμ（4-2）

其中，K为全社会固定资产投资，L为就业人数，E为能源消费总量，A，α，β，γ为未知参数，根据C—D函数的假定，一般情形是0

由于C—D函数是非线性的，通过对数变换可以使之线性化。因此对（4-2）式两边取对数，则有：

LnGDP=lnA+αlnK+αlnK+βlnL+γlnE+μ（4-3）

令Y=lnGDP，■=lnA，■=lnK，■=lnL，■=lnE，则有：

Y=■+α■+β■+γ■+μ（4-4）

其中α、β、γ分别为资金、劳动投入和能源消费对GDP的增长弹性。

其次分析增量模型：对（4-3）式求时间t的导数，则：

■

（4-5）

增加满足标准假设的常数项和误差项，（4-5）式变为：

Yt=C+αKt+βLt+γEt+Ut（4-6）

其中， ■ = Yt， ■ =Kt，■=Lt，■=Et。式（4-6）中Yt、Kt、Lt、Et分别表示经济增长率、资本增值率、劳动增值率及能源增长率，常数C用来反映Hicks中性技术进步可能的生产率。

根据1991—2011年期间我国的GDP、全社会固定资产投资、劳动就业人数以及能源消费量的相关数据，利用EViews6.0计量分析软件，用OLS方法对（4-4）式进行分析，结果表示如下：

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

从R2=0.997455可以判断建立的回归方程拟合程度较好，全社会固定资产投资系数、劳动力投入系数和能源消费系数为正，符合实际情况，DW=1.324235

四、结论及政策建议

通过模型分析，我们得出了比较一致的结果：我国的能源消费量与经济增长是正相关的，能源消费与经济的增长之间存在着密切的关系。能源对一个国家或地区的经济发展毫无疑问是有影响的，但并不是说增加能源投入就一定可以促进经济的快速和持续增长。因此，我们应该认真处理好经济增长与能源供给或能源消费之间的协调发展。

1、确保能源与经济的协调发展

目前我国能源消费与经济增长虽然大体协调，能源供给略有不足，但还是出现了阶段性、地区性、结构性的能源供给“短缺”，从而限制了能源消费。出现这种情况，有对经济发展的预测不准、能源管理体制不顺、产业结构和能源消费结构不合理等多方面的因素。因此，我们在大力改造传统能源产业的同时，要积极发展各种新能源，提高能源产业的科技含量；同时要处理好能源产业的可持续发展问题，坚决制止各种短期行为。

2、确定合理的能源发展战略

正如我国《能源中长期发展规划纲要》所指出的：“必须坚持把能源作为经济发展的战略重点，为全面建设小康社会提供稳定、经济、清洁、可靠、安全的能源保障，以能源的可持续发展和有效利用支持我国经济社会的可持续发展”。

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能源与经济增长例7

一、引言

2014年11月12日，中美两能源消费巨头再次发出了《中美气候变化联合声明》，美国计划于2025年实现在2005年基础上减排26%-28%的全经济范围减排目标，并将努力减排28%；中国计划2030年左右C02排放达到峰值且将努力早日达峰，并计划到2030年非化石能源占一次能源消费比重提高到20%左右。

该联合声明充分体现了两国要向能源合理利用、低碳经济转型、全球2℃温升目标作出长期努力的决心。能源不仅是国民经济发展的动力，而且是衡量综合国力和人民生活水平以及国家文明发达程度的指标。尤其是化石能源的供给不足、能源结构偏差、能源效率低下、破坏生态修复系统、环境压力增加等问题已经成为世界各国经济发展的瓶颈。能源消费促进了经济的增长，经济增长也推动着能源的大规模开发利用，同时随着经济的快速发展，必然面临不断增长的能源需求和能源稀缺的矛盾问题。

随着我国社会财富的不断增加，合理利用能源，保证经济的稳步发展，促进绿色GDP增长是当务之急。无论是发达国家或是发展中国家，能源消费和经济增长之间的关系都成为各国制定经济可持续发展战略的重要依据，正确认识并处理好二者之间的关系对于缓解或是解决能源瓶颈和生态压力问题，保持经济的持续稳步增长具有显著的重要意义。

一、能源消费与经济增长相关理论研究

关于能源消费与经济增长关系的理论分析，国内外学者主要基于经济可持续发展理论从技术进步、产业结构调整、外商投资、家庭消费等方面进行分析，讨论如何改变能源消费与经济发展现状，以实现经济平稳持续增长。

比如，在技术进步方面，李廉水等（2006）将技术进步分解为科技进步、纯技术效率和规模效率三个部分，发现技术效率是能源效率提高的主要原因，科技进步的贡献相对低些，但随着时间推移，科技进步的作用逐渐增强，技术效率的作用慢慢减弱。何小钢等（2012）延续了李廉水等（2006）的研究，发现到2012年为止，科技进步对能效提高的贡献超过了技术效率。

在产业结构调整方面，王强等（2011）针对产业结构对能源效率的影响进行了研究，发现中国第三产业较第二产业发展对能源效率提高具有更大推动作用，根据发达国家发展经验，中国第二产业发展对能源效率提高的抑制效应尚未显现，经济发展仍需粗放、耗能工业拉动，且中国能源消费过度集中于煤炭能源的结构特征会抑制能源效率的提高。McDermott，Rocha （2010）强调政府应充当科研机构与技术人才的沟通桥梁，企业在产业升级中拥有足够的知识实现产业升级转型，进而实现经济发展中能源的合理利用。Kohpaiboon， Jongwanich（2013）强调了产业升级对经济持续发展的重要性，认为产业集群是产业升级发展的结果，而非技术升级的前提条件，政府应该为前沿产业发展创造机会。

从外商投资角度，Pavlinek，Domanski等（2009）认为外商在资本和技术上的双方面投入为中欧汽车制造产业升级发挥了重要作用，FDI的引入要确保不以牺牲当地资源环境为代价，要确保实现资本和技术的双效吸收。

从家庭消费理论出发，Schubert Johannes等（2013）研究发现德国近50%的碳排放是由于私人交通造成的，这与城市和农村的不同的基础设施建设和职能分工有关，因此政府在制定降低碳排放政策时要考虑家庭结构的因素。

总体来说，国内外学者对于能源消费与经济增长关系的理论分析主要是基于循环经济理论，从促进两者和谐发展的因素入手分析的，这些理论分析从不同侧面对能源经济问题进行了分析，对日后的研究起到了携领启发的作用。

二、能源消费与经济增长关系研究的不同方法选择

纵观国内外学者对能源消费与经济增长关系的研究，主要采用计量模型分析、灰色关联度分析、脱钩系数法以及投入产出模型分析等方法，阅读相关文献发现，对于研究能源消费与经济发展关系这一课题基于不同理论、方法的论述对应着该课题研究的不同角度，从研究效果上来说各有千秋。具体来看有以下评述。

（一）基于计量模型的研究

Granger因果关系检验目的是要确定一个变量的滞后项是否包含在另一个变量的方程中，是检验经济变量间因果关系常用的一种计量经济学方法，其本质是用条件概率来定义因果关系。该检验方法为2003年诺贝尔经济学奖得主克莱夫格兰杰（Clive W.J.Granger）所开创，进行Granger因果关系检验的一个前提条件是时间序列必须具有平稳性，否则可能会出现虚假回归问题，因此在进行Granger因果关系检验之前首先应对各指标时间序列的平稳性进行单位根检验。

有许多学者建立计量模型对能源消费与经济增长的关系进行了Granger因果检验，但是对于我国整体能源消费与GDP两对时间序列的因果关系研究上有不同的结论产生，杨宜勇等（2009）.王鉴雪等（2011）、戴新颖（2014）利用协整理论和误差修正模型ECM分析了我国能源消费与国内生产总值的数据，发现中国的能源消费与经济增长在长期内保持均衡状态且两者互为因果关系。然而，汪旭晖等（2007）、鄢琼伟等（2011）、张宝山等（2012）、王秀丽（2014）的Granger因果检验结果为能源消费对经济增长的单向Granger原因。马宏伟等（2012）以1978年-2008年样本区间数据为基础，利用Johansen协整检验法和基于向量误差修正模型的短期、长期Granger因果关系检验，发现我国经济增长、能源消费之间存在单向Granger因果关系，经济增长是能源消费的Granger原因。在短期内，以上学者普遍认为我国能源消费与GDP之间存在波动关系，不具有Granger因果关系。对于这种研究同一地区却得到不同甚至截然相反的结果的现象，很可能与学者选择不同时间跨度、不同时间间隔的数据有关，当然模型变量的不同选择同样也会造成对实证分析结果造成影响，但是由于Granger因果检验务必要求所检验的序列平稳，对于协整序列不可直接进行该检验，因此也不排除模型中存在错误的可能。

（三）脱钩系数法分析

脱钩理论简单来说就是原本具有依赖关系的两种事物随着时间的推移不再具有相依关系而实现独立发展，即实现了脱钩。基于这一理论对于能源消费与经济增长关系的研究，主要集中于如何选择和计算脱钩系数，何时或者说发展到何种程度即视为真正实现能源消费与经济增长的脱钩化等问题，就此，国内外也有不少学者基于不同时间范围、针对不同地域进行了相关研究。

针对如何选择和计算脱钩系数，判断脱钩状态或测度脱钩程度，当前所采取的方法主要有OECD开发的脱钩指数法以及Ta pio提出的弹性分析法，其中王远等（2010）.郭岩等（2013）、何剑等（2014）运用脱钩指数法计算了脱钩系数，但是由于脱钩指数法只能分辨出脱钩与非脱钩，无法准确判定脱钩的程度和类别而使其应用受到一定的局限，因此多数学者对Ta pio模型更为青睐，比如武红等（2011）、吴振信等（2013）、张小平等（2013）、盖美等（2014）均使用Ta pio弹性分析法来计算脱钩系数。

从能源消费与经济增长的脱钩分析成果上来看，脱钩指数越大，也就意味着经济增长相对于能源消费的效率越高，也就是实现了脱钩，反之，则定义为复钩，也就是说经济增长与能源消费依然存在依赖关系。王远等（2010）发现1990-2005年间江苏省能源消费与地区生产总值处于弱“脱钩”状态，进入2000年后，二者呈现出扩张性“复钩”趋势。武红等（ 2011）利用河北省1980年-2009年数据分析得出，1980年-2009年，河北省能源消费总量与碳排放总量的变动趋势近似，能源强度与碳排放强度的变动趋势近似，1980年-2009年期间，碳排放与经济增长的脱钩弹性指数类型、能源消费与经济增长的脱钩弹性指数类型在同年份表现完全一致，且在大部分年份指向弱脱钩状态。吴振信等（2013）、张小平等（2013）、郭岩（2013）、盖美等（2014）分别对北京市、甘肃省、青海省、辽宁省做了类似分析。

在国外学者的相关研究中，De Freitas， Luciano Charlita等（2011）探讨巴西从2004年到2009年经济增长率和C02排放之间的脱钩关系，2009年以后两者间脱钩显著。Baranzini， Andrea等（2013）研究了瑞士从1950-2010年期间能源消费与经济增长之间的关系，以1970年为界，能源消耗对经济增长贡献逐渐减弱，这意味着GDP增长与能源消耗之间可能趋向脱钩，节能减排的政策不一定对瑞士经济增长造成负面影响。

（四）投入产出分析

投入产出分析的理论基础是瓦尔拉的一般均衡理论，是通过编制投入产出表来实现的分析方法，投入表反映各种产品的生产投入情况，包括中间投入、最初投入等，支出表反映各种产品的使用去向情况，包括中间使用去向和最终使用去向。就能源消费与经济发展的研究来说，不少学者选取了经济发展中的某种环境、某个行业、某一因素来研究其对能源消费的影响，基于此建立数学模型，进行经济分析、政策模拟、经济预测等。

比如郎春雷（ 2012）就基于技术创新这一因素作为经济发展投入对能源消费影响因素进行了实证分析，发现技术创新对于能源消费弹性的确具有反弹效应，但由于目前中国整体的技术创新水平还未达到限值的阶段，因此加快技术创新水平是降低能源消费强度的重要手段。乌力吉图（ 2012）则从能源消费部门人手，编制各年间能源投入产出表，分析了我国各产业部门能源消费的结构、变化、效率、完全能源强度等，量化分析了能源消费型部门的生产用能源转变。陈琳（2013）从产业关联的角度出发，采用结构分解分析法（SDA）给出了中国1997年、2002年、2005年、2007年能源消费碳排放的投入产出分析模型。吴开尧等（ 2014）使用价值型能源强度作为中国经济产业能源制约程度指标，按照SEEA核算方法编制1997-2002-2007-2010年混合型能源投入产出可比价序列表。由以上文献可以看出，使用投入产出模型分析能源消费与经济增长关系的好处在于可以针对某一要素进行该要素对两者影响的特定分析，但是投入表产出表的编制方法很多，在选择上具有一定的自主性，这一点对研究结果的客观真实性会产生或多或少的影响。

同时，正由于投入产出方法的自主因素，利用这种模型进行针对某一变量变化途径的情景分析是不错的选择，比如曹俊文等（2012）就基于该方法对中国能源消费碳排放进行了情景分析，模拟了在不同经济增长方式情景下中国2020年能源消耗及碳排放情况，并由此对我国减排影响因素进行分析。

四、研究评述与未来研究趋势

能源与经济增长例8

经济、能源消耗及环境现状

近几年来，江苏省经济发展速度相当快。江苏正处于工业化加速和经济高速发展的阶段，全省的国内生产总值每年以超过10%的速度在增长，但是江苏省的增长速度普遍比国家的经济增长速度快。从1990～1993年，江苏省的gdp增长率每年都在上升，到1993年达到最大值，其具体值为22.02%。1993年后，其增长率有所下降，但总的来说，其增长速度还是比较大的，均超过了全国的平均增长速度。

伴随着经济的高速发展，能源的消费量也是相当大的，江苏省的能源消费量逐年递增，并呈加快趋势。1999年，江苏省的能源消费总量是5960.14万吨标准煤，而到2007年则快速增长到18031.67万吨标准煤，是1999年的三倍多。同时，电力的消费量也在增加，其年增长率变化较大，最大已达22.1%。随着经济的高速发展，对各种能源的消耗量也将不断增加。但是，由于江苏省自身产能水平极低，供需缺口很大。而且，由于电力供应不足，江苏省在过去几年普遍出现了拉闸限电的现象，许多企业被迫调整厂休，避峰让电，这在一定程度上阻碍了江苏经济的发展。因此，能否很好地解决能源供需矛盾，将成为影响江苏省经济能否持续高速健康发展的关键。

在环境污染方面，这里主要分析工业废水的排放情况。工业废水的排放量从总体上来说也在不断增加。1996年排放量最低，为85481万吨，2007年则上升为192426万吨，这对环境造成了很大的影响。因此，在经济高速增长的背后却是以环境污染为代价的，这与可持续发展思想是相违背的。

能源、环境对经济增长的实证分析

虽然社会能源的种类很多，但是一个经济系统中的各种能源投入，其初始状态通常是煤、石油、天然气及水电四种能源。而环境污染包括大气污染、水污染、固体废物污染、噪声与振动危害及其他。本文仅以全省工业废水排放量（fs）表征环境污染程度。并以能源消费量（ny）和废水排放量为自变量，全省生产总值（gdp）为因变量，建立如下计量模型进行研究：

y=β0+β1x1+β2x2+μ

其中，y、x1、x2分别表示gdp、ny、fs，μ为随机项。

本部分收集了江苏省1990～2007年的全省生产总值（人民币亿元）、能源消费总量（万吨标准煤）、工业废水排放量（万吨）等有关数据。所选数据全部源于1997～2008年各年的《江苏统计年鉴》。由于从年鉴上得到的全省生产总值是按当年实际价格计算的，各年的数据不具可比性，因此本文用以1985年为基期的居民消费价格指数对其进行修正，以便使所得结果比较客观准确。

根据以上建立的模型，对所收集的数据运用计量经济学软件eviews3.0进行线性回归，根据回归结果，建立了如下回归方程：

y=-554.7009+0.307044x1+0.001697x2

(-13.29282)(52.36129) (3.287607)

r2=0.998840，f=5594.677

统计学检验、计量检验。从回归结果看，拟合优度r2接近于1，解释了总离差的99.884%。同时，在给定5%的显著性水平下，各变量的参数估计都通过了t检验，f值也大于其临界值，这说明回归方程的总体显著性水平较高，拟合得很好，而且变量电力消耗量、工业废水排放量与经济增长存在着显著的线性关系。此外模型不存在多重共线性，自相关及异方差。因此，回归方程是总体线性显著的，它能正确地反映能源、环境对江苏省经济增长的影响。

经济意义分析。从回归方程可以看出，β1为0.307044，这说明在其他条件不变的情况下，随着能源投入的增加，江苏省的生产总值将不断增加。能源多消耗1万吨标准煤，全省的生产总值将增加0.307044亿元，这种正向的相关关系与实际也是相符的。能源是一国经济增长最为重要的物质基础，没有能源的提供与利用就不会有经济的增长和发展，更谈不上整个社会的发展与进步。但是从另一方面，也说明了江苏经济的发展在很大程度上依赖于能源的供应。然而，由于江苏省“无油、缺煤、少电”，资源匮乏，95%以上消耗的能源都要从省外调入。因此，江苏省不适合发展高能耗项目的产业模式，需对产业结构进行调整。

另外，β2为0.001697，说明江苏的经济发展与环境污染存在着正相关关系。因此，可以说,江苏省经济的增长是以牺牲环境、污染环境为代价的。在我国，普遍采用gdp或gdp的增长率来评价一个地区的发展成就，用产值和经济增长率对各级政府的政绩进行考核，这就导致了在经济发展过程中，片面地追求经济的高速发展，而不惜以环境污染为代价。由此所产生的恶果也最终将对经济产生“报复”。因为环境污染的加剧，又不断会拉大治理环境污染的费用支出。

同时，运用eviews 软件计算各变量之间的相关矩阵，得出能源消耗与环境污染之间存在着较大的相关关系，其相关系数为0.79059。这说明能源的高消耗是造成环境污染的一个重要因素。因此，要改善环境，就要从减少能源的消耗入手，不断提高能源的效率，从而促进经济的增长。

综上所述，江苏经济的增长是以能源的大量消耗和环境污染为代价的，同时江苏省资源不太丰富，不断拉大的供需缺口将成为经济发展的“瓶颈”，而且环境污染最终也将对经济的发展产生负面影响，这是一种不可持续的发展，是一种极不和谐的经济增长方式。

能源、环境与经济协调发展的建议

（一）优化江苏省的产业结构

推进产业优化升级，进行产业结构调整，调整轻重工业的比重，大力发展轻工业，向结构轻型化发展。限制高耗能、高耗材、高耗水行业的发展。必须建立标准化的定量技术指标，在水泥、钢铁等行业，坚决淘汰浪费资源、污染环境的落后工艺、技术、设备和产品。从而促进能源、环境与经济的协调发展。

（二）优化江苏省的能源结构

首先要加快江苏省的电源电网建设，并大力推行电力需求侧管理，以缓解电力供需矛盾。其次要积极开发水电，利用江苏抽水蓄能的丰富资源，重点考虑建设一批调峰能力强的中型水电和抽水蓄能电站。再次要优化发展煤电，推行高效洁净燃烧技术和提高技术设备水平，以提高煤炭等一次能源的使用效率。最后要利用江苏省具有引进天然气港口和良好住址的条件，大力发展天然气，并加快对风电、潮汐发电等适合江苏省情的新能源项目的建设。从而提高经济发展的效率，降低环境污染。

（三）依靠科技进步大力发展循环经济

循环经济把经济活动组织成一个“资源—产品—再生资源”的循环式流程，从而使物质和能源能够得到合理和持久的利用。循环经济在环境保护上表现为污染的“低排放”甚至“零排放”，并把清洁生产、资源综合利用、生态设计和可持续消耗等融为一体。同时，循环经济还能拉长生产链，推动环保产业和其他新型产业的发展，增加就业机会，促进社会发展。此外，循环经济在不同层面上将生产和消费有机地联系起来。因此，发展循环经济符合江苏省的省情，我们要依靠科技进步，大力发展循环经济，将经济增长方式从粗放型向集约型、消耗型向循环型、投资推动型向创新推动型经济转变，实现江苏经济向高级化发展。

（四）完善绿色gdp 指标体系

江苏省作为全国“绿色gdp”核算的试点之一，首次也是全国首家向社会公开通报了全省生态公益林的建设与监测效益。但是，江苏试点的并不代表全面计算完整意义上的绿色gdp，最多只能称之为“浅绿色”gdp。而且在已有的工作中还有很多不足，如现有核算只是对当年流量的核算，对历史造成的污染治理成本如何估价，悬而未决；污染损失的口径范围也没有明确等。因此，要不断着力于提高全民，特别是一些领导干部对绿色gdp的认识观念，提高绿色核算技术，构建科学完整的环境资源统计指标体系，并制定出与绿色gdp核算相关的法律制度，以摸索并完善绿色gdp核算体系。

参考文献：

能源与经济增长例9

关键词：脱钩；灰色关联度；能源与经济

一、研究背景综述

河南地处黄河流域，新中国成立时期是一个以农业为主要经济来源的地方，经济相对落后。同时由于农业生产主要为家庭为单位，实行家庭承包责任制生产，农业科技化程度很低，甚至到21世纪初还依然以人力为主。因此，在农业现代化全面展开之前，河南省的农业生产能源消耗将会一直处于低消耗水平。随着改革开放在南方地区的展开，地处中原的河南省也开始招商引资，在农业经济的基础上发展工业经济，经过近30多年的改革发展，河南省已经成功的从一个农业省转变为了农业工业并重的省份，河南的经济发展速度大大提升。工业增加值占河南GDP的比例从1978年的36.3%到2011年的51.8%，河南的新兴工业化发展速度很快。

纵观世界工业史，工业的快速发展必然会带来一系列的环境资源问题，其实世界工业的发展史也可以说是环境压力增长与能源消耗增加的记录。由于河南工业化起步比较晚，具有很好的后发优势，为了尽量避免一般情况下工业发展“先污染，后治理”的情况的出现，以河南省能源消费与经济关系的动态发展进行研究具有较大的理论意义。

本文通过对河南能源消费与经济增长之间的动态联系变化的分析来观察河南经济增长在多大的程度上依赖于能源消费的增加，即河南的新兴工业化道路究竟进展如何。

二、研究方法

灰色关联度分析方法是由邓聚龙教授提出的，该分析方法的基本原理是序列之间的联系越紧密，则其曲线的形状就越相识。通过对序列数据进行转化处理，可以把处理过的无量纲化的序列关联度计算出来，从而把序列的关联度转化为相关分析，从而直观的判断二者关系的变化。同时灰色关联度分析有很好的小样本特性，对数据量较小的样本也能有很好的判断结果。

三、数据分析结果

观察可以看到河南省经济增长根据增长速度的不同可以分为3个阶段，本文对这三个阶段中的能源消费与经济增长速度进行灰色关联度分析，得出各个阶段二者之间灰色绝对关联度、灰色相对关联度和灰色综合关联度数值，见表1。

由上表可以看出，在第一阶段，河南省GDP与能源消耗总量之间的灰色绝对关联度是0.8492，表示GDP与能源消费在总量上关联性较大；二者灰色相对关联度是0.8311，表示GDP与能源消费总量的增长率之间相互关联；灰色综合关联度是0.8402，表示二者在整体上也存在着相互联系。

在第二阶段，河南省GDP与能源消费总量之间的灰色绝对关联度是0.6241，意味着GDP与能源消费在这一时期在总量上面联系性较低；二者的灰色相对关联度是0.8263，意味着GDP与能源消费总量在增长率方面连结紧密；GDP与能源消费的灰色综合关联度是0.7252，意味着二者在总体方面的连接性较低。

在第三阶段，二者之间的灰色绝对关联度是0.9175，表明GDP与能源消费的关系离开了上阶段的低连结进入到高度连结状态；GDP与能源消费总量之间的灰色相对关联度为0.9477，表明在增长率方面GDP与能源消费总量连结依然紧密；二者灰色综合关联度是0.9326，表明这一时期GDP与能源消费总量在整体上依然相互连结。

在第一阶段，河南省依然处于农业为主导产业的时期，虽然能源消耗绝对量较低，但是经济发展速度同样很低，造成了二者有了相互联系的现象；在第二阶段，河南省新兴工业初步发展，工业的兴起明显的带动了经济的快速发展，由于主要为轻型工业化以及低能源依赖产业，对能源的依赖性较低，导致能源消费与经济增长连接性降低；而到了第三阶段，由于工业结构逐渐完整，工业化对能源的依赖性日趋显现，造成了二者又再次趋同的变化。

四.政策建议

增加第一产业产品的附加值。当前河南省农业生产还处于家庭经营阶段，各种生产资料利用率有限，农村不能有效的实行大规模的生产活动，农业生产率低下。农产品的初级以及高级加工阶段基本上没有，对农产品的深加工比较缺乏。河南省的农产品竞争力仍需要一个很长的发展时间。由于能源消耗量很少，所以第一产业增加值在GDP中的提升有利于我国经济增长与能源消费在当前基础上的脱钩。

提高第二产业能源利用效率。第二产业的能源消费是三次产业划分中最多的，同时由于技术水平的问题，能源的利用效率以及循环利用效率并不高，这样经济的发展就需要消耗额外的能源，造成经济增长对能源的高度依赖。为了实现当前基础上二者的脱钩，在不降低第二产业能源消费量的情况下，提高能源消费税率，大力发展能源的二次利用和循环利用技术，放弃高能耗低产出的边缘产业等这些政策是有效的促进措施。同时在产业引进及发展上注重高技术含量产业的引进，逐步减少对高能源需求行业的招商，这可以在政策层面对行业的发展战略进行指引。（作者单位：南京财经大学）

参考文献：

能源与经济增长例10

一、引言

“十二五”时期是河南省全面建设中原经济区、加快中原崛起和河南振兴的关键时期，随着工业化、城镇化加速推进，我省能源需求将刚性增长，能源供需矛盾将更加凸显，能源发展将面临严峻挑战。统计资料显示，河南省的能源消费从1978年的3353万吨标准煤增长到2013年的24756万吨标准煤，中国能源生产总量在2013年达到34亿吨标准煤，河南省能源生产总量为13248万吨标准煤，占全国能源生产总量的3.90%；同年，中国能源消费总量为375000万吨标准煤，河南省能源消费总量为24756万吨标准煤。目前，河南省还处于能源短缺、能源消耗粗放的现状下，在经济结构和产业结构转型的关键时期，研究河南省能源消费与经济增长之间的内在联系并且预测河南省能源消费量的走势显得十分迫切和必要。

2013年河南省的经济总量达到32155.86亿元。2000年到2013年间，河南省的名义GDP由2000年的5052.99亿元人民币增加到2013年的32155.86亿元人民币，平均增幅达12.20%。

图1呈现出河南省2000年至2013年间地区生产总值总体变化趋势，可以明显看出，绝对经济总量是逐年上升的，2008年由于金融危机的影响，经济增长速度放缓，但随着政府一系列政策的出台，刺激了当时低迷的市场，使得经济加速增长。

从能源消费总量来看，近十多年来，能源消费总量不断递增。从2000年的7919万吨标准煤增加到24756万吨标准煤。尤其是2001～2006年，能源消耗量迅速增长，到2003年能源消耗总量突破亿吨。自2007年以来，能源消耗增幅略有减少，但是仍旧突破两亿吨。

图1 河南省地区生产总值柱状走势图

图2 河南省能源生产与消耗总量折线图

二、回归分析

（一）数据说明

本研究主要涉及两组数据，即国民生产总值（GDP）和能源消费总数的时间序列数据。数据的时间序列是从2000年～2013年。能源消费数据的单位为万吨标准煤（燃料），不需要折算转换，可以直接使用，因此不需要多加说明。关于GDP数据，为了消除较长时间周期中存在的物价、时间价值变化等诸多因素，使之可比性，因此是按不变价格计算（1952年=100）。所涉数据均来自河南省统计局2013年经济普查数据、《河南省统计年鉴》和河南省统计局的统计数据。

表1 2000～2013年河南省GDP和能源消费总量

（二）回归分析

改革开放以来，河南经济发展迅速。经济普查数据表明，2000～2013年期间，河南的GDP由5052.99亿元增加到32155.86亿元，按可比价计算增加了6倍左右，年均递增12.20%。随着经济的快速发展，能源消费规模不断扩大，能源消费结构也不断变化。同期全省能源消费总量由6591万吨标准煤增加到万吨标准煤，增长了3倍左右，年平均增幅达到7.89%。

2000年～2013年，随着河南省GDP逐年增加，全省的能源消费总量也呈现出增长趋势。全社会能源消费总量与GDP的散点图变现为一条趋于上升的直线，说明二者之间呈线性关系，运用回归分析方法可计算出两者之间的相关系数高达94%以上。

本研究主要涉及两组数据，即国民生产总值GDP和能源消费总数的时间序列数据。数据的时间序列是从2000年～2013年。关于GDP数据，为了消除较长时间周期中存在的物价、时间价值变化等诸多因素，使之更具有可比性，因此是按不变价格计算（1952年=100）。所涉数据均来自《河南省统计年鉴》和河南省统计局的统计数据。

根据河南经济普查数据，可观察到GDP与ECP（能源消费数量）两时间序列都呈现指数增长趋势，故取它们的自然对数值，以便消除指数趋势而转换为直线趋势，同时并不改变原来具有的协整关系，这在一定程度上可以消除时间序列中存在的异方差现象；并且分别采用表示lnGDP和lnECP各自取对数处理后的新序列。通过eviews计算机软件运算得出：

以lnGDP为被解释变量，lnECP为解释变量，u为残差项，用OLS回归方法估计的回归模型为：

lngdp=-1.21+1.14lnecp+u

T （-3.96） （30.67）

R2=0.98，f=940.36明显显著，dw=0.69

从回归方程中可以看出，ECP的变化对GDP的影响呈现正相关关系，即随着ECP的增加或减少，GDP也会出现相应的增加或减少。其经济意义为：能源消费确实影响和带动了经济的增长，其影响方向和程度为：若能源消费总量ECP每变动（增加和减少）1%，将会引起GDP同方向发生变动，其影响的平均变动幅度为1.14%。这也说明了能源对促进经济具有乘数效应，且具有双刃剑的功能。

R2=0.98，表明能源消费变化中的98%可以用GDP的变化进行解释，两者之间存在着显著的正相关关系，即随着GDP的不断增大，能源消费也在不断增加。

调整后的R2=98%，拟合度均高于0.9以上。

模型（1）是不是表明两变量序列具有协整关系的适应性模型，关键在于估计的残差序列（用u表示）是否平稳的，需要进行回归残差的平稳性的ADF检验，其结果为残差序列的单位根检验及其结论变量ADF检验值1%显著水平、5%显著水平和10%显著水平检验形式检验结论。

从回归结果的图形可以看出，包括残差项（Residual）、实际值（Actual）、拟合值（Fitted）的图形中，实际值和拟合值几乎一致。当然，由于经济是一个复杂的体系，受到多方面的因素影响，不可能用一个变量解释清楚，这就造成残差项在图形中有较大的波动起伏。

但是，从方程（1）和方程（2）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，这表明从长期来看，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河南省经济增长中将发挥主导作用。

lngdp=1.197+0.86necp+u

Tt （5.22） （30.66）

R2=0.98，f=940.36，dw=0.69

三、灰色模型预测

（一）灰色模型理论

灰色模型理论是由我国邓聚龙教授在20世纪80年代首次提出的，用于研究“小样本”、“贫信息”不确定系统问题的一种数学理论方法。一阶微分GM（1，1）预测模型是灰色理论系统的核心内容，广泛应用于物流、交通、工业等经济领域。可对能源消费进行长期预测，且精度较高。

本文用到数列预测。所谓数列预测，就是对某一指标的发展变化情况所作的预测，其预测的结果是该指标在未来各个时刻的具体数值，数列预测的基础，是基于累加生成数列的GM（1，1）模型：

（二）预测结果及分析

选取河南省2000～2013年能源消费总量，应用灰色模型GM（1，1）理论，可计算得知α=-0.06601，u=13897.72，模型预测公式为：

四、结论

回归分析结果显示，河南省的经济增长与能源消费之间存在着一种共同的长期趋势，二者相互影响、相互依存，且互为因果关系。上述研究结论具有一定的理论基础，因为能源作为一种生产投入要素，其投入的增加必然会带来经济产出的增加；同时，当经济产出总量扩大时，对能源要素的需求也会随之增加。

但是，这一结论带来的深层次的政策含义更值得我们关注。一方面保持经济持续的稳定增长必须有不断扩大的能源供应作为保障，除非能源的质量（比如能源结构、新能源品种等）得到改善，否则能源需求总量规模将会随着经济总量的增长而不断扩大，一旦能源供应可能出现的波动和短缺必须保持高度警惕并做好应对的准备；另一方面，不断降低能源消费强度的节能目标也必然会对经济造成一定的影响。因此，政府在制定相关政策时，必须充分考虑其对能源消费形成的影响，重视能源生产结构的合理性，并且加强对系能源的开发和利用，从而避免其间接对经济增长目标带来的消极影响。

基于建立的灰色模型GM（1，1）对河南省能源消费进行预测，预测2020年能源消费总量将达到41071万吨标准煤。该预测模型方法可行，结果可信，拟合效果较好，且总体符合一级精度标准。考虑到河南省未来几年能源消费总量会持续增加，且增速会稍放缓，此样本模型恰与实际能源消费趋势相符。

参考文献：

[1]河南省统计局，国家统计局.河南统计年鉴2013[M].北京：中国统计出版社，2014.

[2]宣宜.云南省能源消耗与经济增长关系研究[J].云南社会科学，2011，（2）.