工业能源消费和工业经济增长关系

工业能源消费和工业经济增长关系（共9篇）

1.工业能源消费和工业经济增长关系 篇一

投资、消费与经济增长关系研究(1)

摘 要:在外部需求减弱的背景下,要实现保增长的工作目标,必须要扩内需。而长期以来我国的增长模式是依靠投资和出口推动,美国发生的金融危机进一步加速了这种增长方式的失败和破产,迫切需要进入到消费驱动经济增长的良性发展模式。

关键词:保增长;内部需求;投资;消费;经济结构

面对世界经济增长明显减速、国际市场需求疲软的外部环境,为了保持经济的持续、快速增长,就只能更多的刺激内需。而内部需求分为投资和消费,如果说扩大投资对经济增长能起到“立竿见影”的效果,那么扩大消费则是长远之计。信心比黄金更重要,保增长最能鼓舞大众信心

经济发展离不开信心的支撑。人民信心充足时,消费者敢于消费,投资者敢于投资,整个经济就有了活力。当前的经济危机对各国人民的信心都带来了一些负面的影响。同样是往市场上投入一笔资金,这笔资金被消费者、投资者或者银行贮藏起来,还是被运用并在整个市场中流通,所起到的作用是完全不同的。而这些货币被贮藏还是马上进入流通,关键在于人民的信心。我个人认为欧美国家上万亿美元的大手笔救市方案之所以被没有起到预想中的作用,人民信心的降低应该是一个重要的因素。温总理说“信心比黄金更重要”是很准确、很关键的。

很多的学者从我国经济发展的各种有利因素出发,向大家阐述了一个问题:我国经济有各种各样的优势,大家一定要有信心啊!我觉得更直观的给百姓带来信心的,还是经济增长率。太多的经济指标,专家懂得但是老百姓不懂,老百姓能懂的经济指标不多,经济增长率多数人还是能简单地理解一些的。如果今年我国连续几个季度的GDP增长率都是5%、6%,那学者们说再多的有利因素,百姓也不会认为经济已经好转,信心也不会增加。从保持信心方面来讲,不论何种方法先让经济增长率涨上来是十分必要的。保增长,短期还要靠投资

2.1 消费短期内难以启动

在外部需求急剧减少的形势下,为了保增长就必须要扩大内需,而内需又分为投资和消费。从发展方式转变的要求来看,扩内需主要是扩大消费需求,特别是居民消费需求。靠消费来拉动经济的增长应该是更合理的发展方向,世界上多数发达国家目前就是这样的。但是,转变发展方式远不是一年内能够完成的,为了恢复人民的信心,就要我们用最短的时间尽可能的来保增长,从短期看,我国也靠消费来保增长却是不太现实。目前制约消费的主要原因无非就是人民没有钱花和即使有了钱也不敢乱花的问题,无论是增加人民的收入,还是完善住房、医疗等社会保障制度,短期内都不易实现。因此,在保增长的巨额投入中,必将有大部分作为投资。

2.2 从投资的特点看,易起到“立竿见影”的效果

首先,投资具有见效快、持久性强等特点。虽然当前民间资本“惜投”心理较重,投资乘数比以往都小,但巨额投资对经济和就业的直接拉动作用是显而易见的,特别是基础设施建设投资,涉及基础性产品需求,其关联产业多且传导时间长,因而对经济增长的拉动作用也持久一些。

其次,从操作层面看,投资项目储备已久,便于政府有关部门直接实施。同时,由于我国近几年经济过热、通胀压力较大等原因,各地一直想上而未上的项目都被搁置或延缓建设,可以借此机会落实这些项目。

再次,从保增长的方案内容看,其结构较为科学合理,预计效果会比较好。中央4万亿投资既有铁路、机场等基础设施,也兼顾了保障性住房、自主创新、生态环境、医疗卫生、灾后重建和农村民生等方面的需求,总体上结构比较合理,符合我国国情,也反映了当前社会各界的诉求,特别是自主创新、民生保障和农村基础设施建设等方面的投资,对增强技术拉动增长作用、居民消费信心和能力,保持我国经济长期平稳发展,将产生积极作用。本篇论文由网友投稿，3COME文档只给大家提供一个交流平台，请大家参考，如有版权问题请联系我们尽快处理。3 保增长,长期应该靠消费,扩大消费必须要经济结构调整

3.1 没有金融危机,经济结构的调整也势在必行

30年来,我们实施了出口导向战略和重商主义政策,一方面取得了骄人的成绩,另一方面也带来了一系列严重的问题,内外经济失衡,经济结构扭曲,分配不公等等。目前的经济困难,有国际金融危机冲击的影响,也有经济体制中的弊端的积累和反映。依靠投资和出口推动的经济增长模式已经走到了尽头,美国发生的金融危机进一步加速了这种增长方式的失败和破产。

中国经济30年的高速发展,成就伟大而非凡。但这种完全依靠投资拉动和出口导向的发展模式对资源和环境的耗竭让全世界不堪重负,中国GDP只占全世界的6%,但万元GDP能耗却远高于日本、德国、英国、法国等发达国家。

目前不仅要解决好近期内保增长的问题,更要制定和实施一个大调整的长期战略,以改变结构失衡和实现体制转型,并把二者恰当地结合起来。比较而言,结构调整和体制转型比短期救急保增长更重要、更根本、更困难。因为,救急是必要的,而关键则在于治疗和康复。如果说在解决短期问题上,可以利用政府主导的体制优势,迅速而果断地采取一些重大措施,那么,在解决长期战略问题上,行为短期化显然是不足的。

3.2 优化投资、消费结构,协调好两者比例关系

长期以来,我国一直“重投资,轻消费”,两者失衡的矛盾十分突出。假如消费长期乏力,很可能会导致投资“踩空”,形成产能过剩;而居民消费能力的提高及消费品质的提升,则可以反过来拉动投资,并对投资的方向构成“倒逼”,驱使产业结构更加合理。通过消费扩张带动经济增长,进而促进经济和产业结构调整,早在去年中共十七大和“十一五”规划中就有明确表述,这符合市场规律和全球潮流。

消费特别是结构合理的消费,是拉动经济增长的源动力之一。我国虽处于投资拉动经济增长的阶段,但迫切需要进入到消费驱动经济增长的良性发展模式。从消费率看,我国最终消费支出占GDP的比重偏低,即最终消费率从1979年的64.4%下降到2008年的48.6%,而1980年-2006年世界平均消费率一直维持在70%-80%。从消费主体结构看,政府消费比重从1994年的25.3%上升到2005年的27.2%,同期居民消费比重则从74.7%下降为72.8%。从消费的城乡市场结构看,城乡消费差距在不断拉大。占人口大多数的农村居民消费支出占全国消费总额的比重从1978年的62.1%下降到2007年的25.6%。从家庭消费支出结构看,住房、医疗、教育和保险等支出约占家庭全部消费支出的47%,食品、服装和通讯等生活消费占33%,储蓄约为20%。可见,过高的房价和社会保障不健全压缩了家庭消费支出,削弱了居民消费能力,这不仅不利于我国经济转型,也与我国发展经济的初衷相违背。

所以必须要优化投资、消费结构,协调好两者比例关系,把刺激消费需求放到一个更重要的位置上来。

另外还要注意的是,最好把政府消费和大众消费区分开来。弗里德曼说过:自己为自己花钱物美价廉,别人为别人花钱物次价高。这说的是一个效率问题,政府消费和投资相当于为民众花钱,普遍而言,这种行政配置资源的效率要低于市场配置资源的效率。

参考文献

[1]王福重.金融危机对中国的影响被严重夸大了[N].上海证券报,2008-11-6.[2]石建勋.扩大内需关键是刺激国内消费[N].证券时报,2008-11-17.[3]吴志鹏.扩内需保增长——优化投资消费结构须处理好二者比例关系[J].宏观经济管理,2009,(2).

2.工业能源消费和工业经济增长关系 篇二

国内外许多学者对能源消费和经济增长间的变动关系进行研究,如Kraft J. 和Kraft A. ( 1978) 对1947—1974年的美国数据进行研究,得出GDP对能源消费存在单向的因果关系,但是两者不存在协整关系[1]。Yu和Hwang( 1984) 对1947—1979 年美国的数据进行研究,结果表明能源消费与GNP增长不存在因果关系[2]。Paresh Ku-mar Narayan和Stephan Popp ( 2012) 分析了93 个国家的能源消费与国内生产总值的长期关系,认为能源消费不是实际GDP的Granger原因[3]。韩智勇等( 2004) 采用Engle - Granger两步法对1978—2000 年中国的GDP与能源消费总量数据进行研究,结果证明能源消费与GDP之间不存在长期均衡关系,但存在双向因果关系[4]。杨俊、王庆存( 2011) 利用1978—2009 年的数据对我国能源消费与经济增长的关系进行了研究,结果表明电力消费与GDP,GDP与煤炭消费,GDP与石油消费之间存在单向Granger因果关系[5]。

改革开放以来,新疆加快了结构调整步伐,经济结构由农牧业主导型逐步向工业主导型转变,工业经济步入快速增长期,实现了前所未有的跨越式发展。1978 年,新疆工业增加值仅有14. 5 亿元,到2011 年已达2700. 02亿元,年均增长9. 9% 。进入21 世纪,新疆工业增长速度不断加快,年均增长11. 6% ,高于同期GDP增速0. 7 个百分点,尤其近五年,是改革开放以来工业增长速度最快的时期,年均增速为13. 6% ,高于GDP 2. 6 个百分点。工业增加值占GDP的比重由1978 年的37. 1% 增长至2011年的40. 84% ,提高了3. 74 个百分点( 见图1) 。可见,工业的快速发展在新疆经济发展中发挥了不可替代的作用。

新疆是我国重要的能源基地,作为全国最大的资源储备区,新疆煤的预测储量为2 万亿吨,占全国预测总储量的37. 7% ; 油气资源约占全国陆上油气资源总量的1 /4。近年来,新疆能源消费呈快速上升趋势,而工业能源消费占新疆能源消费总量的绝大部分,其在1988 年占63. 83% ,到2011 年上升至73. 32% ; 而制造业的能源消费基本上占据了工业能源消费总量的六成左右( 见图2) 。由此可见,能源是工业发展最重要的资源基础,研究工业能源消费对工业经济的增长尤为重要,本文以制造业为落脚点,研究制造业能源消费与新疆工业经济发展的变动关系。

二、数据选取与变量设定

为研究新疆制造业能源消费对工业经济增长的影响,本文选取了新疆1988—2011 年的制造业能源消费量和实际工业生产总值的数据,单位分别是亿元人民币和万吨标准煤,分别以MEC和IGDP来表示。所有数据都源自历年《新疆统计年鉴》。为排除物价变动因素的影响,本文以1988 年为基期的工业生产总值指数和1988年工业生产总值数据对各序列数据进行平减; 同时由于制造业能源消费和工业生产总值的变化趋势具有波动性,易产生异方差的问题导致伪回归的现象,为了排除异方差性,本文对时间序列变量取自然对数,记取对数后的工业生产总值和制造业能源消费总量分别为ln IGDP和ln MEC。图2 显示了水平变量ln IGDP和ln MEC的趋势图,反映了1988—2011 年新疆不变价的工业生产总值与制造业能源消费的变动趋势。

根据1988—2011 年的数据建立回归模型,以工业生产总值为因变量,制造业能源消费为自变量建立新疆工业经济增长与制造业能源消费的双变量对数模型,即:

由图2 可知,除个别年份外,两条曲线的变化趋势相近,接近线性,其次ln IGDP和ln MEC都成增长趋势,可以判断上述模型的设计具有合理性,且ln IGDP和ln MEC存在协整关系。

三、实证分析

( 一) ADF单位根检验

由上述分析可判断,IGDP与MEC之间可能存在协整关系,在检验其协整关系之前,先要对时间序列的各变量进行平稳性检验。本文采用Augmented Dickey - Fuller( ADF) 对时间序列进行检验。利用Stata软件检验ln IDGP和ln MEC是否为非平稳序列,检验结果如表1,图4、图5 所示( 注: 图中的dln IGDP、ln MEC为一阶差分后的序列) 。

由表1 可以看出,在1% 的显著水平下,ln IGDP序列的ADF检验统计量值为1. 409 大于其临界值- 2. 518,所以不能拒绝原假设,即存在单位根,而序列ln MEC的ADF检验统计量值在1% 的显著水平下为- 0. 786,也大于其临界值- 2. 518,所以接受原假设,存在单位根。对两序列一阶差分后再进行ADF检验,dln IGDP、dln MEC两序列在1% 的显著水平下分别为- 2. 585、- 4. 263,均小于其临界值- 2. 528,所以两序列在1% 的显著水平下均通过了平稳性检验( 见图4、图5) ,同时两序列为一阶单整,即ln IGDP ~ I( 1) 、ln MEC ~ I( 1) 。

( 二) 协整检验

对1988—2011 年的两变量数据运用协整检验来检验制造业能源消费与工业生产总值间的均衡关系。由单位根检验结果可知,ln IGDP和ln MEC满足协整检验的前提条件,本文采用Engle - Granger检验方法检验ln IGDP与ln MEC之间的协整关系。

首先,利用OLS对ln IGDP和ln MEC进行回归,得到下列协整回归结果:

从以上模型的回归结果来看,模型的拟合效果不错,整体比较显著,R2和t值结果都比较满意,两个系数也都通过了5% 显著水平下的检验,拟合优度为0. 9189。ln-MEC的系数表明,制造业能源消费每增加1% ,工业生产总值将增长0. 96% ,说明制造业能源消费对工业生产总值有正向增长的影响。

其次,对协整回归的残差序列进行ADF单位根检验,检验结果见表2。

由表2 的检验结果看出,残差序列 εt的ADF的检验值为- 2. 016,在5% 和10% 的置信水平下均小于其临界值,则可以拒绝非平稳的零假设,即残差序列 εt为平稳的时间序列,则说明1988—2011 年间新疆制造业能源消费与工业生产总值之间具有显著的协整关系。

对上述模型进行异方差检验,表3 结果显示,在5% 的置信水平下,接受同方差的原假设,即模型不存在异方差。

( 三) Granger因果检验

新疆制造业能源消费与工业生产总值两个时间序列之间存在显著的协整关系,但是这种协整关系是否构成因果关系还需要进一步检验。为此,本文采用Granger因果检验判断新疆制造业能源消费与工业生产总值间的因果关系。

表4 检验结果显示,p = 0. 739 说明在5% 的置信水平下,接受MEC不是IGDP的格兰杰原因的原假设,p =0. 047 说明在5% 的置信水平下,显著地拒绝IGDP不是MEC的格兰杰原因的原假设,即工业经济增长是制造业能源消费的格兰杰原因。这一结果表明,工业经济的发展可以增加制造业的能源消费,但同时制造业的能耗达到一定程度后也会抑制工业经济的发展。

四、结论与建议

1. 新疆制造业能源消费与工业经济增长之间存在协整关系。协整检验结果表明新疆制造业能源消费总量每增加1% ,工业生产总值增加0. 96% ,说明制造业能源消费将会促进工业经济的正向增长。制造业能源消费总量与工业生产总值之间呈单项因果关系,工业生产总值是制造业能源消费增长的Granger原因,即工业经济增长能带动制造业能源消费的上升; 但制造业能源消费并不是工业经济增长的Granger原因,即制造业能源消费的增长不一定能拉动工业经济的发展。这一结果也表明当制造业的能耗达到一定程度后也会抑制工业经济的发展。

3.工业能源消费和工业经济增长关系 篇三

关键词：能源消耗；经济增长；格兰杰检验；协整分析

自上世纪70年代以来，世界爆发的3次石油危机，海湾战争，伊拉克战争等一系列重大国际事件引起世界各国对能源的高度重视和对世界能源资源的激烈争夺。我国作为世界上经济发展最快的国家之一，同时也是能源的生产和消费大国，虽然我国能源生产率的增长快于消费率的增长，但仍满足不了经济发展的需要.青岛市作为我国山东东部主要的经济发展和能源消耗城市，其经济发展对全国有着重要的影响。

进入新世纪以来，青岛市社会经济发展取得了举世瞩目的成就，经济总量、城市面貌和人民生活水平实现了飞跃。在这一历史性的变革中，能源对经济和社会发展的支撑作用不容忽视。随着节能减排写进国策，发展经济的同时要更加强调可持续发展，更加重视能源安全，更要从实际行动上打造能源节约型、环境友好型社会，最终实现青岛市社会经济又好又快的发展。

一、文献综述

能源是人类进步和社会发展的物质基础，经济增长需要能源作支撑。关于能源消耗与经济增长二者之间的关系，不同学者从不同角度进行了深入研究，取得了较为丰硕的成果。其中比较有代表性的有：1978年Kraft.J和Kraft.A的开创性研究，他们利用美国1947年～1974年的数据.发现GNP与能源消费之间存在从GNP到能源消费之间的单向因果关系；我国学者韩智勇等（2004）研究了1978～2000年中国能源消费总量与经济增长的协整性和因果关系，结论表明中国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系，但不具有长期的协整性；张明慧等（2004）运用生产函数和格兰杰因果关系检验法对1961～2001年间的能源消费总量与经济增长的关系进行分析，探究了我国能源消费与经济增长的深层关系，结论显示我国能源对经济的促进作用是明显的。

同时也有众多学者对我国各地区的经济增长与能源消费关系进行了实证研究：蒋光军等（2009）根据重庆市直辖以来能源消费总量、国内生产总值以及社会固定资产投资额等数据，应用灰色关联理论分析了重庆市能源消费各影响因素的相关关系，其结论显示：重庆市能源消费与国民经济和第二产业的比重存在高度相关性；马丽，张前进（2008）利用宁夏1985～2005年能源消费与经济增长相关数据，运用计量经济分析方法，通过协整检验以及格兰杰因果关系检验.发现宁夏能源消费对经济增长有推动作用，能源消费和经济增长呈现出双向的因果关系，但不具有长期的均衡性：赵晓丽，欧阳超（2008）通过矩阵分析法研究了北京市经济结构和能源消费结构的关系，同时采用因素分解法研究了经济结构与能源消费强度的关系，其研究认为北京市产业结构调整与各产业能源利用效率的提高都促使其能源强度下降，但主要的动力还是来自产业结构的调整，并且认为天然气是北京市1998年以来需求增长最快的能源。这篇文章从产业结构的角度对我国能源消费与经济增长进行分析，为研究各地区能源消费与经济增长的关系提供了新的研究方向。

大部分分析能源消費与经济增长关系的文章都是根据能源消费总量与GDP这两个数据来分析的。但是不容忽视的是，产业结构的调整可以促进经济又好又快的发展，关于产业结构调整对经济增长的影响，国内学者几乎一致认为产业结构变动有助于经济增长。本文的研究目的是明确各产业能源消费与各产业增加值的关系，并且根据研究结论，为青岛市有效的产业结构改革提供一些切实可行的建议，实现又好又快的发展。

二、青岛市能源消费概况

进入新世纪以来，青岛市社会经济发展取得了举世瞩目的成就，经济总量、城市面貌和人民生活水平实现了飞跃。在这一历史性的变革中，能源对经济和社会发展的支撑作用不容忽视。随着节能减排写进国策，发展经济的同时要更加强调可持续发展，更加重视能源安全，更要从实际行动上打造能源节约型、环境友好型社会，最终实现青岛市社会经济又好又快的发展。作为我国重要的对外开放沿海城市，青岛市的健康发展对我国有重要意义，对我国其他城市的发展有积极的影响作用。制定适合青岛市经济发展的能源政策尤为重要，因此对青岛市能源消费与经济增长关系的研究也就十分有必要。

图1为青岛市能源消费总量与GDP趋势图。从图中可以看出自进入新世纪以来.青岛市的能源消费总量从1985年的504.05万吨增加至2010年的1637.17万吨。经济总量增长迅速，从1985到2010年，青岛市GDP从81.4亿元增长至6615.6亿元.青岛市以能源消耗年均5.42%的速度支撑了GDP年均11.33%的增长。

经济发展质量的提高，除能源利用技术不断提高的因素外，主要得益于产业结构的优化调整。青岛市采取的不断提高第三产业地位并使其成为经济发展的支柱产业、降低第一产业比例以及优化第二产业结构的产业政策，使青岛市的经济发展速度加快，同时也取得了十分明显的节能效果。据测算，服务业比重每增加1个百分点，将促进全市万元GDP能耗下降1个百分点以上。

图二为万元GDP能耗走势图，自1992年起.青岛市万元GDP能耗下降明显，由2005到2010年呈直线下降态势。这说明青岛市控制能源利用成效显著。

三、青岛市各产业能源消费量与各产业增加值关系的实证分析

（一）变量选取

选取《青岛市统计年鉴》和《中国统计年鉴》地区生产总值、能源消费总量和能源生产总量1985-2010年的样本区间作为研究对象，其中地区生产总值单位亿元，能源数据采用标准煤作为变量，单位是万吨标准煤。

为了消除价格影响，将青岛的名义GDP除以青岛市的居民消费价格指数（CPI）（1950年=100）算得以1950年为基期的实际GDP，将实际GDP（单位：亿元）作为经济增长指标。对于表示能源消耗的指标，我们选用规模以上工业主要能源消费与库存的主要能源消耗，计算在内的能源有原煤、焦炭、焦炉煤气、其他煤气、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油气、炼厂干气、热力、电力，由于这些不同的能源的单位不同，我们根据折算系数将这些能源全部折算成标准煤（单位：万吨）。【注：由于1998年之前主要能源统计口径与1998年之后的年份不一致。计算1998年的消耗能源中之前年份计算在内的能源与没有计算在内的能源的比重，并发现这个比重的变化不大。因此，将1998年的这一比重作为折算系数，折算出1998年之前的总的能源消耗。】

（二）数据分析方法介绍

1.序列平稳性及其检验方法

在20世纪70年代以前，计量经济学中的建模技术基本都是建立在“平稳的经济时间序列”这样一个前提假设上，然而对于实际经济现象来说，这一假设显然过于理想化了。多数的宏观经济时间序列都是非平稳的。而当经济过程非平稳的时候，回归拟合系数在不同的时序條件下具有不同的分布，从而由变量间的统计关系来推断计量经济模型的形式，就会出现比较大的偏差，导致出现伪回归现象：同时在利用联立方程模型对经济活动进行建模的时候，经常出现很大的偏差，导致预测的失败。

所谓序列的平稳性是指一个序列的均值、方差和自协方差是否稳定。如果一个序列是非平稳的，但其一阶差分是平稳的，则称此序列为一阶单整序列：类似的，如果必须经过d次差分后才能平稳，则此序列为d阶单整序列。

根据Stock和Watson（Stock，et al.，1989）的研究结果，包括协整检验和因果性检验在内的很多统计检验结果对序列的平稳性非常敏感。因此，作为协整检验和因果关系分析的第一步我们就要对能源消耗与经济增长的时间序列进行平稳性检验。

1976年，Dickey和Fuller建立了对序列平稳性的检验方法，即DF单位根检验方法。1979-1980年间，他们又对其进行了扩展，形成ADF检验方法。由于实际的经济序列通常不会是一个简单的一阶自回归过程，所以本文采用ADF检验方法对序列进行单位根检验来判断其平稳性。ADF检验是Dickey和Fuller为校正自相关在DF检验的基础上扩展而来的，它是假定时间序列的数据生成过程为AR（P1（P阶的自回归过程）。检验方程有三种情况：1.不含常数项和时间趋势：2.含有常数项但不含时间趋势：3.同时含有常数项和时间趋势。

原假设和备择假设分别是：

H_{0：β=1，（yt有单位根） H1：β<1，（yt无单位根）}

用DF统计量检验单位根。在零假设成立的条件下，DF=β-1/S（β）服从DF分布。由于统计量的分布是非标准分布，因此使用Mackinnon临界值来进行判断。如果检验统计值大于临界值则接受零假设，认为序列不存在单位根，是平稳序列；相反则说明序列存在单位根，是非平稳序列。

2.序列间协整性及其检验方法

变量序列之间的协整性衡量了两个变量变化趋势之间的长期稳定关系。其经济意义在于：尽管两个变量具有各自的长期波动规律，但只要他们是协整的，那么在两者之间就存在一个长期稳定的比例关系。

根据Engle和Granger在1978年提出的协整理论（Engle，etal.，1987），对于两个都是随机游走的变量序列，如果这两个序列都是非平稳的，但都是d阶单整序列，而且它们的线性组合是稳定的，则称这两个序列为协整的。对于两个序列而言，具有相同的单整阶数，是序列之间具有协整性的必要条件。如果已经判断两个时间序列是非平稳的，但其都是d阶单整序列，则可以对这两个变量进行OLS回归，得到协整回归方程，X_1t=β₁x_2t+…+β_Nx_Nt，进而通过对协整方程残差是否平稳的ADF检验来判断两个时间序列之间的长期协整性。

3.序列间因果关系及其检验方法

变量之间因果关系衡量的是一种变量的变化对另一种变量的影响程度。目前对于变量之间的因果关系的常用的检验方法是格兰杰因果关系检验方法。在本文研究中，我们采用格兰杰因果关系检验方法来能源消耗与经济增长的因果性。格兰杰因果关系检验思路是：如果两个经济变量X和Y，对Y进行预测，在同时包含X和Y过去信息的条件下，比只单独包括Y的过去信息，对Y的预测效果更好，即变量x的历史信息有助于变量Y预测精度的改善，则认为X对Y存在因果关系。但该检验的前提是检验变量是平稳的，若不平稳也要存在协整关系。

（三）模型建立及参数求解

本文选用ADF（原假设：至少存在一个单位根：备选假设为：序列不存在单位根）法对变量进行平稳性榆验，结果如表1所示。（表1）变量ln（GDP）的ADF统计量1.582057大于显著性水平为1%、5%、10%情况下的临界值，所以接受至少有一个单位根的原假设，即ln（GDP）序列不平稳，然而ln（GDP）一阶差分序列的ADF统计量值小于显著水平为10%时的临界值，说明该序列一阶单整。同理，可分析得出变量ln（RESUM）也是一阶单整。可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系。

非平稳时间序列的线性组合可能是平稳的，如果这种平稳存在，这些非平稳的时间序列被认为具有协整关系。

本文采用Engle和Granger（1987）提出的协整检验方法，即E-G协整检验法。首先对In（GDP）、ln（RESUM）进行回归，回归方程如下：

ln（GDP_t）=-8.40+1.95ln（RESUMt）+e_t

（15.6726）

ln（RESUM）系数的t统计量值为15.46726，伴随概率低于0.05，得知统计意义上ln（GDP）的变化与ln（RESUM）存在关系，结合经济意义两者的关系的可以认为ln（GDP）与ln（RESUM存在因果关系。经单位根检验，e_t的ADF值为-2.119268，p值为0.0353，小于0.05，说明在统计意义上残差是平稳的。残差平稳，则回归方程的设定合理的，说明回归方程的因变量和解释变量之间存在稳定的均衡关系，不存在伪回归。

（四）模型解释

由于能源弹性系数为1.95，能源消耗增加1%，经济增长1.95%，说明就长期来看，对于青岛来说能源的增长对经济的促进作业将是会增加的。认为原因在1985年至今这段时间里，青岛的发展迅速且潜力巨大，其经济尚未达到均衡水平，其对与生产要素的需求也尚未达到饱和状态。从经济学意义上，我们应该建议其继续增加能源的投入，以使经济迅速达到最优水平，但从环境保护方面，我们则建议，青岛市应该减少能源的消耗，因为有资料显示盲目的能源消耗的确造成环境的污染。导致了绿色经济学上GDP的减少。结合这两点，我们建议青岛市应从提高能源的使用效率上人手，争取以最小的能源投入，得到最大的经济效益，最低的环境污染程度。

經济增长与能源消耗的关系有以下三种情况：

（1）经济增长领先于能源消费：

（2）能源消费推动了经济增长：

（3）两者是互为动因的。

下面进行格兰杰因果关系分析：Granger因果检验往往受滞后长度P的影响。处理滞后期有两种方法：一是从2阶滞后开始测试，按AIC、SC最小的原则确定VAR的滞后长度，作为Granger因果关系检验的滞后期；二是尝试不同的滞后期，观测因果关系的变化特征。本文采用第一种方法，将ln（GDP）、ln（RESUM）作为内生变量，建立VAR模型，确定滞后阶数，结果如表2所示。（表2）

由表2可知，滞后阶数为4时，AIC、SC都达到最小，所以确定滞后阶数4作为格兰杰果分析的滞后阶数。做格兰杰果分析，结果见表3。

由表3可以看出，在5%的置信水平下，ln（GDP）不是ln（RESUM）的Granger原因这一假设不能被拒绝，说明产值增加，不是进一步加大能源的消耗的原因：ln（RESUM）也不是ln（GDP）的Granger原因，说明能源的消耗能不一定会带来GDP的增加。结合这两点可以说明，在统计意义上，青岛的经济发展不是能源消耗增长的原因，提高能源消耗也不一定就能促进经济的增长。综上，经济的增长不管在统计意义上还是在能源发展的方面，都应该采取其他途径（提高能源利用率等），而不是简单的提高能源消耗。

四、结论与建议

由格兰杰因果关系分析得，产值不是能源消耗的Granger原因，说明产值增加，不是进一步加大能源的消耗的原因；能源消耗也不是产值增加的Granger原因，说明能源的消耗能不一定能带来GDP的增加。结合这两点可以说明，青岛的经济增长不能简单通过增加能源的消耗来完成，而从Granger检验也可看出，青岛市的确也没有在经济增长速度的刺激下盲目增加能源消耗，而是在产值增加下，下大力气提高了技术水平，将资本更多地投入低耗能行业，使得能耗增加不会过快，这也是青岛作为较发达城市的一个特征。

针对以上分析的结论，结合我国目前对节能减排政策的要求，对青岛市的能源政策提出以下建议：

4.工业能源消费和工业经济增长关系 篇四

我国煤炭消费与经济增长关系的多变量协整分析

摘要：以我国1980-实际数据为样本对我国煤炭消费进行协整分析,协整检验结果说明煤炭消费与国内生产总值(GDP)、结构变化和效率之间存在长期均衡关系.建立的误差修正模型符合反向修正机制,说明煤炭消费短期波动不会影响其长期均衡关系,该模型适合于煤炭消费的短期预测.Granger因果关系检验揭示了GDP、效率分别对煤炭消费量存在单向的Granger因果关系.正交脉冲响应和方差分解分析说明GDP和产业结构变化对煤炭消费具有持续的`正影响,而效率对煤炭消费具有持续的负影响. 作者： 张兴平赵旭顾蕊 Author： ZHANG Xing-ping  ZHAO Xu  GU Rui 作者单位： 华北电力大学工商管理学院,北京,102206 期 刊： 煤炭学报   ISTICEIPKU Journal： JOURNAL OF CHINA COAL SOCIETY 年，卷(期)： 2008, 33(6) 分类号： F407.21 关键词： 煤炭消费    经济增长    协整分析    Granger检验    机标分类号： X75 X51 机标关键词： 煤炭消费    经济增长    多变量    协整分析    因果关系检验    均衡关系    结构变化    效率    误差修正模型    方差分解分析    实际数据    生产总值    脉冲响应    检验结果    反向修正    短期预测    短期波动    正影响    消费量    负影响 基金项目： 国家自然科学基金，国家社会科学基金

5.经济增长和实际利率的关系分析 篇五

经济增长和实际利率的关系分析

从新古典增长模型“索罗-斯旺模型”中我们可以推导出如下结论:经济增长和实际利率存在正相关关系,但不是实际利率的提高引起了经济增长速度的提高,也不是经济增长速度的提高引起了实际利率的提高.国有商业银行的.产权改革、利率市场化是保证今后我国经济持续增长的必要条件.文章最后对今后我国经济增长和实际利率的趋势作了预测.

作 者：彭志远 PENG Zhi-yuan 作者单位：四川大学,经济学院,四川,成都,610064刊 名：北京科技大学学报(社会科学版)英文刊名：JOURNAL OF UNIVERSITY OF SCIENCE AND TECHNOLOGY BEIJING(SOCIAL SCIENCES EDITION)年，卷(期)：18(3)分类号：F091.348.1 F224.9关键词：经济增长 实际利率 索罗-斯旺模型

6.工业能源消费和工业经济增长关系 篇六

矿山地质环境是生态环境的重要组成部分。在党中央、国务院正确领导和各有关方面共同努力下，我国矿山地质环境恢复和综合治理取得积极成效。2001年以来，相继采取一系列措施，组织开展摸底调查，颁布《矿山地质环境保护规定》，实施《矿山地质环境保护与治理规划》，推进专项治理，开展矿山复绿行动，建设国家矿山公园；建立矿山地质环境治理恢复保证金制度，初步构建起开发补偿保护的经济机制。截至2015年，中央和地方及企业投入超过900亿元，治理矿山地质环境面积超过80万公顷，一批资源枯竭型城市的矿山地质环境得到有效恢复。但总体上看，我国矿山地质环境恢复和综合治理仍不适应新形势要求，粗放开发方式对矿山地质环境造成的影响仍然严重，地面塌陷、土地损毁、植被和地形地貌景观破坏等一系列问题依然突出。

中央高度重视生态文明建设，先后做出一系列重大决策部署。贯彻落实新的发展理念，加快推进生态文明建设，必须把矿山地质环境恢复和综合治理摆在更加突出位置，充分认识进一步加强矿山地质环境恢复和综合治理的重要性和紧迫性，切实增强责任感和使命感，牢固树立尊重自然、顺应自然、保护自然的理念，坚持绿水青山就是金山银山，强化资源管理对自然生态的源头保护作用，组织动员各方面力量，加强矿山地质环境保护，加快矿山地质环境恢复和综合治理，尽快形成开发与保护相互协调的矿产开发新格局。

一、总体要求1指导思想。

全面贯彻党的十八大和十八届二中、三中、四中、五中全会精神，以邓小平理论、“三个代表”重要思想和科学发展观为指导，深入贯彻总书记系列重要讲话精神，按照“五位一体”总体布局和“四个全面”战略布局，牢固树立和切实贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念，严格落实《中共中央国务院关于加快推进生态文明建设的意见》和《中共中央国务院关于印发生态文明体制改革总体方案的通知》要求，全面深化改革和依法行政，科学规划、整体推进、突出重点、注重成效，着力完善开发补偿保护经济机制，大力构建政府、企业、社会共同参与的恢复和综合治理新机制，尽快形成在建、生产矿山和历史遗留等“新老问题”统筹解决的恢复和综合治理新局面，全面提高我国矿山地质环境恢复和综合治理水平，为推进生态文明建设、建设美丽中国做出新的贡献。2基本原则。

以“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念统领矿山地质环境恢复和综合治理工作，坚决贯彻节约资源和保护环境的基本国策，努力实现国土资源惠民利民新成效。

坚持创新发展理念，破除矿山地质环境恢复和综合治理的投入、政策、科研等机制障碍。创新尾矿残留矿再开发、矿山废弃地复垦利用、集体土地流转利用等政策，引导社会资金、资源、资产要素投入，积极探索利用PPP模式、第三方治理方式，充分调动各方面积极性，加快治理。简化管理程序，推进矿山地质环境恢复治理方案和土地复垦方案编制与审查制度改革。鼓励矿山企业与相关机构开展治理恢复技术科技创新。

坚持协调发展理念，加快完善资源开发与环境保护相互协调的矿产资源开发管理制度体系。落实主体功能区战略，统筹保护与开发，把保护放在优先位置，强化矿产开发管理对生态环境的源头保护作用。调整矿产资源勘查开发布局，编制实施矿产资源规划。严格矿产开发准入，严格生产过程监管，严格责任追究，把矿山地质环境恢复和综合治理的责任落实到矿产开发“事前、事中、事后”的全过程。坚持“谁开发、谁治理”，对新建和生产矿山，严格落实矿山企业保护与治理的主体责任。统筹推进历史遗留和新产生的矿山地质环境问题的恢复治理。

坚持绿色发展理念，倡导和培育绿色矿业，构建矿产资源开发与矿山地质环境保护新格局。深入持续开展矿山复绿行动。推进废弃矿山的山、水、田、林、湖综合治理，宜农则农、宜林则林、宜园则园、宜水则水，充分结合全民义务植树等活动，尽快恢复矿区的青山绿水。发展绿色矿业，建设绿色矿山，鼓励矿山企业按照高效利用资源、保护环境、促进矿地和谐的绿色矿业发展要求，编制实施绿色矿山发展规划，加快建设资源节约型和环境友好型企业。

坚持开放发展理念，将矿山地质环境恢复和综合治理与相关产业发展融合推进。鼓励引进国外矿山地质环境恢复和综合治理的新技术和新模式，积极开展国际合作。拓展绿色矿山建设模式，鼓励矿山企业参与矿山地质公园建设、经营和管理。探索矿山地质环境恢复和综合治理与地产开发、旅游、养老疗养、养殖、种植等产业的融合发展。

坚持共享发展理念，实现矿山地质环境恢复和综合治理的惠民利民新成效。鼓励矿山企业留地留技留利于企业职工和矿区群众，总结推广用矿区土地入股分红参与矿山地质环境恢复和综合治理的经验，引导企业职工、矿区群众积极参与矿山地质环境恢复和综合治理，形成人、矿、地和谐发展。加大对贫困地区矿山地质环境恢复和综合治理的支持力度，助力精准扶贫，增加扶贫工作的“含金量”，让企业职工和当地群众通过矿山地质环境改善有更多获得感。3主要目标。

到2025年，建立动态监测体系，全面掌握和监控全国矿山地质环境动态变化情况。建立矿业权人履行保护和治理恢复矿山地质环境法定义务的约束机制。矿山地质环境恢复和综合治理的责任全面落实，新建和生产矿山地质环境得到有效保护和及时治理，历史遗留问题综合治理取得显著成效。基本建成制度完善、责任明确、措施得当、管理到位的矿山地质环境恢复和综合治理工作体系，形成“不再欠新帐，加快还旧账”的矿山地质环境恢复和综合治理的新局面。

二、主要任务1夯实工作基础。

1.全面调查。由省级国土资源主管部门组织，以市、县为主要单元，开展矿山地质环境详细调查，系统查明在建矿山、生产矿山、废弃矿山、政策性关闭矿山地质环境问题的类型、分布、规模和危害程度。

2.明确责任。各级地方国土资源主管部门按以下原则认定“新老”矿山地质环境问题：计划经济时期遗留或者责任人灭失的矿山地质环境问题，为历史遗留问题，由各级地方政府统筹规划和治理恢复，中央财政给予必要支持。在建和生产矿山造成的矿山地质环境问题，由矿山企业负责治理恢复。对于历史遗留损毁土地的认定，依照国家有关土地复垦的法律法规执行。

3.科学规划。根据矿山地质环境调查和责任划分情况，统筹考虑“新老”矿山地质环境问题，以自然保护区、重要景观区、居民集中生活区的周边和重要交通干线、河流湖泊直观可视范围“三区两线”及基本农田保护区等为重点，全面编制国家、省和市、县级矿山地质环境保护与治理规划，明确保护与治理任务和工作进度，统筹部署，分步实施，确保工作目标实现。

4.加强监测。充分利用卫星遥感等先进技术，加强监测力量，加快监测基础设施建设，建立系统完善的包括矿山地质环境在内国家、省、市、县四级地质环境动态监测体系，全面系统掌握和监控各类矿山地质环境问题的现状和变化情况。2强化保护预防。

1.严格矿山开发准入管理。严格执行矿产资源规划，落实规划分区管理制度。在自然保护区，非经主管部门同意，不得新设与资源环境保护功能不相符合的矿业权。自然保护区内已设置的矿业权按有关规定办理。强化源头管理，全面实行矿产资源开发利用方案和矿山地质环境保护与治理恢复方案、土地复垦方案同步编制、同步审查、同步实施的三同时制度和社会公示制度。

2.加强保护与治理恢复方案的实施。切实加强耕地保护，完善矿山地质环境保护与治理恢复方案和土地复垦方案的编制标准，因矿施策，因地制宜，推进建立矿山地质环境保护和治理恢复方案与土地复垦方案合并编制、简便实用的工作制度。落实方案编制、审查和实施的主体责任，确保方案的科学性、合理性和严肃性。

3.加强开发和保护过程监管。将矿山地质环境恢复和综合治理的责任与工作落实情况作为矿山企业信息社会公示的重要内容和抽检的重要方面，强化对采矿权人主体责任的社会监督和执法监管。各级地方国土资源主管部门要加大监督执法力度，提高监督执法频率，督促矿山企业严格按照恢复治理方案边开采边治理。对拒不履行恢复治理义务的在建矿山、生产矿山，要将该矿山企业纳入政府管理相关信息向社会公开，列入矿业权人异常名录或严重违法名单。情节严重的，依法依规严肃处理。

4.加强资源综合利用。推进尾矿和废石综合利用，以尾矿和废石提取有价组分、生产高附加值建筑材料、充填、无害化农用和生态应用为重点，加快先进适用技术装备推广应用，组织实施尾矿和废石综合利用示范工程，不断提高尾矿和废石综合利用比例，扩大综合利用产业规模，减少对生态环境的影响。3加快历史遗留问题的解决。

1.明确任务要求。各地要将矿山地质环境历史遗留问题的解决作为建设美丽中国的重要任务，纳入当地政府生态环境保护的目标任务，明确要求，分工负责，限期完成，严格考核和问责制度。

2.加大财政资金投入。各级地方财政要加大资金投入力度，拓宽资金渠道，为废弃矿山、政策性关闭矿山等历史遗留的矿山地质环境恢复治理提供必要支持。

3.鼓励社会资金参与。按照“谁治理、谁受益”的原则，充分发挥财政资金的引导带动作用，大力探索构建“政府主导、政策扶持、社会参与、开发式治理、市场化运作”的矿山地质环境恢复和综合治理新模式。

4.整合政策与资金。各地可根据本地实际情况，将矿山地质环境恢复治理与新农村建设、棚户区改造、生态移民搬迁、地质灾害治理、土地整治、城乡建设用地增减挂钩、工矿废弃地复垦利用等有机结合起来，加强政策与项目资金的整合与合理利用，形成合力，切实提高矿山地质环境保护和恢复治理成效。对历史原因造成耕地严重破坏且无法恢复的，按照规定，补充相应耕地或调整耕地保有量。

三、保障措施1加强组织保障。

1.制定工作方案。各级国土资源主管部门要充分认识加强矿山地质环境恢复和综合治理的重大意义，摸清情况，梳理问题，理清工作思路，突出工作重点，分区分类提出解决问题的办法，形成目标明确、任务落实、保障有力、切实可行的工作方案，纳入本地经济社会发展和生态文明建设总体布局，依靠地方政府和各有关部门协调推进，确保各项工作目标的实现。

2.加强法制建设。各级国土资源主管部门要配合有关部门，积极推进矿山地质环境保护立法，完善矿山地质环境保护和土地复垦等核心制度，建立健全矿山地质环境恢复和综合治理的法规制度及标准与规范体系，为矿山地质环境恢复和综合治理提供坚实有力的法制保障。

3.加强部门协作。各级国土资源、工信、财政、环保、能源等相关部门要在同级人民政府的统一领导下，按照部门职责分工，密切协作，加大矿山地质环境监管力度，扎实推进历史遗留矿山地质环境问题的恢复治理，督促矿山企业切实履行矿山地质环境恢复治理主体责任。2加强政策支持。

1.完善用地政策。根据不同矿种和开发方式，建立差别化、针对性强的矿业用地政策。对因采煤塌陷或其他矿山地质灾害造成的农用地或其它土地损毁，按照土地变更调查工作要求和程序开展实地调查，经审查通过后纳入年度土地变更调查进行变更。涉及农用地变更为未利用地的，按照审查及认定规范和程序报批。符合条件的地区，可结合实际情况纳入城乡建设用地增减挂钩试点，支持存在矿山地质灾害隐患且压覆矿产资源的村庄搬迁或已发生地质灾害的村庄搬迁。深入推进历史遗留工矿废弃地复垦利用。

2.完善矿产资源开发政策。在符合规划、保障安全的前提下，依法开发存量资源，为区域综合治理提供资金保障。合理调整矿产开发布局，对伴生矿优化开采顺序。对采石取土成区连片、问题集中的地方，依法依规进行矿产资源开发整合，落实矿山地质环境问题治理的主体责任。加快推进绿色矿业发展示范区和绿色矿山建设，促进矿产资源开发与生态环境保护协调发展。

3.鼓励第三方治理。地方政府、矿山企业可采取“责任者付费，专业化治理”的方式，将产生的矿山地质环境问题交由专业机构治理。发挥矿山企业主动性和第三方治理企业活力，提高治理效率和质量，促进科技进步。

4.强化科技支撑。加强关键技术攻关，加快研究推广先进适用的开采技术，减轻矿产资源开发对地质环境的破坏，推动保护式开采。完善矿山地质环境调查、评价、监测、治理技术标准体系，推广应用国产卫星遥感等先进技术，依靠科技进步，推进矿山地质环境恢复和综合治理。

3鼓励群众参与。

1.加强信息公开。及时准确公开各类矿山地质环境信息，保障群众知情权，及时回应矿山企业、矿区群众和社会公众关切，鼓励群众监督矿山地质环境恢复和综合治理工作，保障企业和群众合法权益。矿山地质环境保护与治理规划由各级国土资源主管部门负责公开。企业制定的矿山地质环境保护与治理恢复方案等相关信息由企业向社会公开。

2.加强宣传教育。积极培育生态文化，牢固树立矿产资源既是重要自然资源也是重要生态要素的生态文明理念，充分发挥新闻媒体作用，组织好世界地球日、土地日、防灾减灾日等主题宣传活动，树立理性、积极的舆论导向，加强资源环境国情宣传，普及矿山地质环境保护法律法规和科学知识，报道先进典型，曝光反面事例，提高矿产资源开发和利用过程的环境保护意识。

7.工业能源消费和工业经济增长关系 篇七

理论分析

1.能源消费与经济增长的理论分析方法

在国内对能源消费与经济增长的研究中, 根据实证的方法可分为3类。

(1) 基于灰色关联分析法的研究。李影 (2010) 根据灰色关联度理论, 对我国煤炭、石油、天然气、水电等常规能源与经济增长的关联程度进行了量化研究。结果显示, 我国能源消费的主体是煤炭, 其次是石油、水电、风电、核电及天然气。这意味着我国能源利用的主要矛盾不是能源总量的束缚, 而是能源的结构性约束。

(2) 基于C—D生产函数的研究。刘悦 (2011) 将能源作为一种变量, 引入柯布—道格拉斯生产函数, 建立了向量自回归模型。得出能源消费与经济增长之间存在着长期的均衡关系, 并指出经济增长依赖高能耗产业是导致能源消费迅速增加的原因。

(3) 基于协整与误差修正模型的研究。杨宜勇和池振河 (2009) 利用多变量协整检验和基于向量误差修正模型的因果关系检验, 证明了能源消费和经济增长之间是相互影响的, 指出没有能源消费的增长, 经济增长也必然陷入停滞。

但是, 国内外研究文献中缺乏同时考虑多种不同能源对于经济增长的研究。笔者将结合林柏强 (2003) 等提出的相关研究方法, 同时考虑多重能源消费对经济增长的不同贡献。

2.多重能源消费对经济增长的不同贡献

近28年来, 我国经济发展取得了丰硕的成果, GDP快速增长, 能源消费也同步快速增长。实际GDP总量从1985年的9016.04亿元, 增长至2012年的519470.10亿元。同时, 能源消费需求也大幅度上升, 其中煤炭、石油、天然气在1985年的消费分别为58276.56、13146.82、1691.40万吨标准煤, 到2009年的消费分别增长为216100.72、54091、11973.15万吨标准煤。

(1) 实际GDP增长率与煤炭消费增长率的关系

从图1可看出, 1986~1996年期间, 煤炭增长率与GDP增长率增长趋势基本保持一致, GDP增长率波动幅度比煤炭消费增长率波动幅度略大, 而在1996~1998年期间, 煤炭消费增长率下降幅度明显大于GDP增长率的下降幅度。导致这种情况的原因, 可能来自上世纪90年代初期我国经济发展过热, 出现通货膨胀现象, 同时政府采取紧缩的财政政策, 减少基础设施建设, 使煤炭的消费量大幅度减少, 并在1997年还出现了负增长。1998~2007年, GDP增长率呈向上起伏增长趋势, 之后的两年, GDP增长速度有所放缓, 这与国家收紧银根的政策有关。煤炭的消费增长率在2003年达到18.86%。2003年以后, 煤炭消费增长率持续下降, 这可能是出于我国提出可持续发展战略, 以及各级政府、企业环保意识增强所致。

(2) 实际GDP增长率与石油消费增长率的关系

从图2可看出, 1986~1993年, 实际GDP增长率与石油消费增长率的趋势保持大致相同。在经历了1993年、1994年石油消费量的基本零增长后, 1995年石油消费增长率达到21%。这与1995年煤炭消费增长率和天然气消费量增长率大幅度下降有密不可分的关系。而在2001年, 水电、核电消费增长率大幅度上升, 使得石油消费增长率明显下降。2004年以后, 石油消费的增长率也跟煤炭一样出现明显的下降。

(3) 实际GDP增长率与天然气消费增长率关系

总的来说, 天然气消费增长率与实际GDP增长率在2007年前基本保持相同步调, 除了1995年石油消费量的暴涨取代了部分天然气的消费量, 但是在2008年天然气消费增长率大幅下降, 又在2009年出现大幅上升, 呈现“V”字形状。

3.研究假设

根据以上分析, 笔者提出假设:实际GDP的增长率, 与煤炭、石油、天然气这3种能源消费的增长率存在一定的关系;能源消费增长率的大小, 与实际GDP增长率存在因果关系。

因此, 将实际GDP增长率看作因变量, 将煤炭、石油、天然气的消费增长率看做自变量。为进行Johansen协整检验, 构建以下方程:

其中:GGR代表实际GDP增长率, MGR代表煤炭消费增长率, YGR代表石油消费增长率, QGR代表天然气增长率。

实证分析

1.数据平稳性检验

为了对实际GDP增长率和煤炭、石油、天然气消费增长率之间进行计量分析, 在此之前, 先进行数据的平稳性检验, 即采用ADF单位根检验。单位根检验, 是指检验序列中是否存在单位根。如果存在单位根就是非平稳时间序列了, 而数据检验结果若是同阶平稳序列, 就可以进行它们之间的相关关系分析。单位根检验结果如表1所示:

从表1的检验结果看, GGR序列、MGR序列、YGR序列、QGR序列均非平稳序列, 而其序列的一阶差分检验结果均为平稳序列。所以, 可以对它们之间可进行下一步分析。

2.协整检验

协整分析, 是根据现实数据对经济理论上存在长期稳定关系的变量进行实证检验。由于该模型具有多个变量, 所以主要对之前建立的VAR模型 (GGR=α×MGR+β·×YGR+γ·×QGR) 进行Johansen协整检验。对GGR、MGR、YGR、QGR进行的协整分析结果如表2所示:

从表2的统计结果可以看出, 在原假设None下, 结果表示至少存在1个协整关系。在假设At most 1下, 结果表明最少存在2个协整关系。在假设At most 2和At most 3下, 都表示最少存在3个协整关系。因此, 通过检验可判断GGR、MGR、YGR、QGR4个变量存在3个协整关系。

表3显示了对数似然值最大的协整关系式, 该关系式也是VAR中回归的协整关系式。调整系数, 是指在模型中变量之间动态关系偏离协整关系后的调整速度。若该调整系数为负数, 说明偏离非均衡误差将会得到修正;若该调整系数为正数, 说明非均衡误差不仅得不到修正, 而且误差会更大。计算的调整系数多个估值中至少有一个为负值, 如果全部为正值, 说明该协整关系无效。D (GGR) 、D (MGR) 、D (YGR) 的调整系数分别为-0.102873、-0.100887、-0.400428, 说明协整关系有效。协整方程为:

从表2的迹统计量判定看, 在以我国实际GDP增长率为应变量的假设前提下, 与以煤炭、石油、天然气3种能源消费增长率为自变量的关系式中存在3个协整关系。也就是说, 煤炭、石油、天然气的消费与经济增长之间有着一定的因果关系。通过表3的对数似然值最大的协整关系检验, 笔者进一步得出了它们之间的比例关系。如以上方程所示:煤炭消费增长率每上涨1%, 实际GDP增长率会上涨0.3022%;石油消费增长率每上升1%, 实际GDP增长率会上升0.1770%;而天然气消费增长率每上升1%, 实际GDP增长率会上升0.0848%。这说明, 我国为经济增长提供能源消费支持的主要是煤炭, 其次是石油, 最后是天然气。

从上述分析结果看, 推动我国经济增长的能源消费还是以煤炭为主, 而在我国, 煤炭主要是通过直接燃烧来作为能源使用的, 这表明我国经济发展的高能耗问题还很突出, 我国经济发展的当务之急是做好节能减排。

政策建议

1.优化能源结构, 图谋长远发展

在我国能源已探明的储量中, 煤炭占90%以上, 远远超过了石油和天然气之和, 这种“富煤贫油少气”的能源资源特点, 使得我国难以改变能源生产与消费以煤为主的格局。由于我国存在有煤炭能源的依赖度过高、石油对外依存度不断上升、天然气能源普及率低等能源结构问题, 所以, 优化能源结构势在必行。

2.协调配置国内外资源

未来我国国内能源供应潜力依然很大, 还是主要依靠国内供给来满足能源需求。煤炭资源仍将是我国的基础能源, 政府应全力支持发展清洁利用和煤炭液化等相关技术, 减轻对环境的污染和对石油的依赖。虽然这样难以完全满足国内能源的需求, 但只要能保证能源的供应主体, 就可极大地提高我国能源的安全性。

3.提升能源使用效率

由于我国人口众多、资源相对不足, 不仅能源供应的增长相对有限, 而且代价昂贵, 仅仅依靠能源供应的增加, 很难满足不断增长的能源需求。因此, 节约使用能源、提升能源使用效率, 是缓解资源束缚的现实选择, 也是从根本上解决我国能源问题的必由之路。

参考文献

[1]李影.能源消费与经济增长的灰色关联度分析———基于能源结构约束的视角[J].技术经济, 2010 (3) :95-99.

[2]马宏伟, 刘思峰, 王效华.中国经济增长与能源消费的协整性分析[J].江南大学学报 (自然科学版) , 2011 (3) :366-372.

[3]刘海莺, 赵莹.能源消费与中国经济增长关系的实证分析[J].统计与决策, 2011 (3) :128-129.

[4]胡斌, 章宗琰.能源对中国经济增长的动态效应[M].上海:上海财经大学出版社, 2010.

[5]陶爱元.中国经济增长对能源的依赖程度分析[J].统计与决策, 2007 (2) :68-69.

8.工业能源消费和工业经济增长关系 篇八

关键词 经济增长；能源消耗；环境污染； VAR 模型

中图分类号 F740 文献标识码 A

1 引 言

自改革开放以来，广西经济以较快速度发展，特别是国家实施西部大开发以后，广西工业化进程加速带来了经济的高速发展.近十年，全区的国内生产总值以年均12.6%的速度增长.伴随着经济的快速发展，能源的消耗量也逐年递增，并呈现加快趋势.而广西自身产能水平低，加上低下的能源利用率，造成能源供需缺口较大，这在一定程度上阻碍了广西的经济发展.同时，经济的快速发展和能源消费量的增加也给生态环境面临严峻的考验.因此，广西要实现经济持续快速健康发展，关键在于要充分认识经济、能源和环境三者之间的密切关系，着重解决经济发展带来的能源供需和生态环境问题.可见，深入探讨研究三者之间长短期动态关系，对广西制定经济发展战略和政策具有重要的现实意义.

有关三者之间关系的研究成为国内外学者关注的热点问题，研究成果颇丰.研究的地域有全国也有省市，对广西关于三者之间关系的研究，大多是两两关系的定性研究，较少从定量角度综合考虑三者相互依赖的动态关系.本文拟采用协整检验和基于VAR 模型的动态经济计量分析方法^[1]，实证探讨广西经济增长、能源消耗和环境污染三者之间长、短期的相互作用机制和内在规律，为广西经济、能源和环境政策的制定提供些许建议.

2 能源消耗、环境污染、经济增长的

协整检验和格兰杰因果检验

图2（a）显示，本期给能源消耗一个单位的正向冲击后，会引起经济较快增长，直至第7期后趋于平稳，但始终保持对经济增长保持正向拉动效应.说明了广西的能源消耗受到外部因素正向冲击的前7年明显促进经济增长，之后继续保持稳定的正向拉动作用.

从图2（b）来看，本期环境污染受到一个单位的正向冲击后，在初期会引起经济增长轻微下降，但在第5期后急剧下降，总体上基本保持对经济增长产生反向影响.表明环境污染受到外部因素冲击后，初期给经济增长造成的抑制效应较轻微，后期由于需要投入较多的资金成本来治理环境污染问题^[4]，会对经济增长产生较大且维持长时间的抑制效应.

图3（a）显示，当经济增长受到一个单位正向的冲击后，在前6期给能源消耗的正向影响较明显，第7期后正向影响逐渐减弱.其原因可能是，能源利用效率因短期内难以提高而只能靠消耗大量的能源来促进经济增长.但在此后长期内能源利用效率会得到改善，进而降低能源消费量.

图3（b）显示，当本期给环境污染一个单位正向的冲击后，前4期对能源消耗产生影响较小，此后给能源消耗带来较明显的反向效应，并能较稳定的维持这种抑制效应.这说明了环境污染初期对能源的影响较弱，但随着污染程度加剧会阻碍经济增长而减少了对能源的需求.

从图4（a）可看出，当本期经济增长受到一个单位正向的冲击后，在前6期给环境污染的带来较明显的正向效应，之后正向效应减弱逐渐接近零.表明经济增长时，短期内因需要大量消耗能源而导致环境的迅速恶化，但随着时间的推移，能源利用效率提高而减少了能源消费量，环境污染的程度反而随着经济的增长而趋于减弱.

图4（b）可见，当能源消耗受到一个单位正向的冲击后，同样在前6期对环境污染产生很明显的正向影响作用，第6期后这种影响作用开始减小.表明长期内，只要进行技术改进及提高能源利用率，环境污染程度会随着能源使用量的增加而出现减小的趋势.

3.3 方差分解

方差分解的主要思想是，把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性.三个变量的方差分解图如图5～图7所示.

图5显示，经济增长对自身的方差分解时间路径一直为正且不断下降，说明当期的经济对后面各期的自身贡献越来越小，随后各期间中自身的变动贡献维持在30%以上.而能源对经济增长的贡献率不断增大，直至第8期达到60.28%的最大贡献率后趋于平稳.表明了，短期内能源消耗确实对广西经济增长产生较强的拉动作用.同时，环境污染对经济增长的抑制作用却呈现缓慢增强的趋势^[5].

从图6可看出，能源消耗对自身的方差分解时间路径一直为正且先上升后逐渐下降，自身贡献率大约维持在50%～70%间.而经济增长对能源消耗的贡献率越来越小，随后趋于平稳.而环境污染对能源消耗的作用微弱但逐渐增强.

图7显示，环境污染的变化在最初1期受到所有变量波动的影响，自身贡献率先缓慢上升后急剧下降并趋于平稳.经济增长对环境污染的贡献率呈现先逐渐下降后缓慢增加的趋势，能源消耗对环境污染的贡献率总体上逐渐增加，第6期达到37.84%的最大贡献率.从第3期到第10期，能源消耗波动对环境污染的作用大于经济增长波动对环境污染的作用.

4 基本结论及建议

通过上述研究，可以得出以下结论：

第一，广西经济增长、能源消耗和环境污染三者之间存在长期的协整关系，能源的投入能有力拉动经济增长，即能源消耗每增加1个百分点，将拉动经济增长0.666 8个百分点；环境污染每增加1个百分点，将会导致经济增长下降0.893 5个百分点，即环境污染抑制了经济增长.

nlc202309020514

第二，基于VAR模型Granger因果检验结果表明，能源消耗是广西经济增长和环境污染的Granger原因，经济增长是能源消耗和环境污染的Granger原因.

第三，基于VAR模型的脉冲响应函数分析和方差分解分析结果显示，能源消耗对经济增长的正向影响效应时间较长且较稳定，环境污染初期对经济增长的抑制作用较弱却呈现缓慢增强的趋势；而经济增长对能源消耗和环境污染的影响持续时间较短.经济增长与能源消耗受自身影响最大，两者之间的相互影响也较大，而环境污染受能源消耗变化影响较明显^[6].

上述结论表明了，近年来，广西主要是以投入大量的能源来推动经济的快速增长，走的是一条技术含量相对偏低的粗放型的能源经济增长模式，为了拉动经济快速增长势必以消耗大量能源为代价，长期下去会造成能源短缺和环境污染，最终将抑制广西经济持续快速发展.因此，广西应加快推进产业结调整与优化升级，尽快转变经济增长主要依赖高能耗的现状，提高第一产业、第二产业生产的社会化和专业化水平，注重节能减耗；加快发展第三产业，尤其注重鼓励发展技术含量高，能源消费低，环境污染少，经济效益好的产业，以提高国民经济整体效益和效率.同时，也应重视优化能源结构，提高能源利用率，最大限度减少污染，发展循环经济.当前，广西以煤炭作为主要能源消费品^[7]，占广西能源消费的比重超过 60%.能源结构不合理，需要大力开发利用可再生、低污染、分布广新型能源来缓解矿物能源压力，减少环境污染，以实现经济可持续发展.

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9.我国能源效率与经济增长关系研究 篇九

[摘要] 实证结果表明，能源效率与经济增长之间存在机制转换效应，在经济发展处于低收入水平时，能源效率与经济增长表现为线性关系；在经济发展处于中等或较高收入水平时，能源效率与经济增长之间则表现为非线性关系，并以人均GDP的阈值为界，在不同机制之间进行平滑转换。

[关键词] 超效率DEA；能源效率；面板平滑转换回归（PSTR）；经济增长

[中图分类号] F224[文献标识码] A[文章编号] 1008—1763（2016）02—0081—06

Abstract：This paper， which uses super efficiency DEA method to calculate the energy efficiency， empirically researches the relationship between energy efficiency and economic growth during 2000-2013 by using the panel smooth transition regression model. The empirical results show that there is mechanism conversion effect between economic growth and energy efficiency. When the economic development is in the low income levels， the relationship between energy efficiency and economic growth is linear. While the economic development is in the higher income levels， the relationship between energy efficiency and economic growth turns nonlinear. And the relationship will smooth the conversion among different mechanisms which is bounded by the threshold of per capita GDP.

Key words：super efficiency DEA； energy efficiency； panel smooth transition regression； economic growth

一引言

中国是一个能源消费大国，资源相对缺乏，能源人均占有量不及世界平均水平的一半，如何提高能源利用效率、实现经济社会可持续发展，已成为当前亟待解决的问题。2014年5月，习近平总书记在河南考察时首次提及了“新常态”，经济新常态的第一个特征即是经济增长速度从高速增长转为中高速增长。那么经济增长速度的降低是否会降低能源的利用效率呢？现在国内一般都是采用数据包络分析（DEA）方法来计算全要素能源效率，其中期望产出选取的指标为国内生产总值（GDP），因此，如果降低经济增速会直接影响能源效率。然而，中国的能源效率与世界主要工业化国家相比，仍然处于较低水平，如果能源利用效率再持续下降，那么势必会进一步恶化中国能源问题，进而影响经济社会的可持续发展。因此，通过对能源效率与经济增长的关系研究，发现经济增长与能源效率的内在联系，对于转变经济发展方式、适应经济新常态有着很强的指导作用。

针对能源效率与经济增长之间的关系，XingPing Zhang等人运用DEA Window Analysis探究了23个发展中国家在1980-2005年的全要素能源效率和变化趋势，并且通过Tobit回归证明，人均收入和能源效率之间存在U型曲线关系[1]。国外很多学者研究了能源强度与经济增长的关系，以Putnam（1953） 、Clark（1960） 、 Percebois（1979） 以及Martin（1988） 为代表的很多学者研究证明了能源强度与经济增长之间存在倒U的关系，即在一国或者某一个地区的经济发展初始阶段，随着经济的快速增长能源强度会逐渐上升，当经济增长到某一个点后随着经济的增长能源强度下降。

国内不少学者也研究了能源效率与经济增长之间的关系。李建中、武铁梅、谢威运用Granger因果检验表明能源效率与经济增长之间存在显著的双向因果关系，并且建立了一元线性回归模型对能源效率与经济增长做了定量分析[2]。汪克亮、杨力等利用环境库兹涅茨曲线（EKC）理论定量分析了中国能源经济效率和区域经济增长之间的关系，结果表明能源经济效率和能源环境绩效及其分解指数与经济增长之间存在倒U 形或U 形曲线关系[3]。余华银、韩璐、宋马林运用数据包络分析法中的超效率SBM模型测算了1992-2010年我国29个省区的能源效率，并且运用门限面板回归模型估计了在不同的能源效率区间下，能源效率与经济增长的关系[4]。

湖南大学学报（ 社 会 科 学 版 ）2016年第2期周四军，封黎：我国能源效率与经济增长关系研究基于PSTR模型的实证

本文采用超效率DEA方法计算能源效率，建立面板平滑转换回归（PSTR）模型，对能源效率与经济增长的关系进行省际比较分析，研究在经济新常态下怎样才能提高能源利用效率，使中国走上一条经济增长与能源利用相互协调的可持续发展道路。

二超效率DEA模型的构建及

我国能源效率的测度

（一）超效率DEA模型

数据包络分析方法是基于线性规划方法来评价多投入、多产出的决策单元是否相对有效的一种非参数统计方法。DEA方法的适用对象是一组同类型的决策单元，它要求每个决策单元的效率值不能超过1，这就无法判断效率值为1的决策单元的优劣。为了有效辨别每个决策单元的相对有效性，Andersen和Petersen提出了超效率DEA模型，决策单元的效率值不再需要满足不能超过1的约束条件，解决了有效决策单元的效率比较问题。

超效率DEA可分为投入导向型和产出导向型两种模式，由于经济新常态下，追求经济高速增长不再是首要目的，因此本文选取以投入为导向的超效率DEA模型，即在产出不变的条件下以减少投入来实现能源利用效率最大化，具体模型形式如下所示：

分别表示第j个决策单元的第i种投入和产出的值，λj是使投入和产出的样本值形成一个凸性组合的权重，θ是第j0决策单元的效率评价指数，m和s分别表示投入和产出指标的个数，s-i和s+r为松弛变量，ε为非阿基米德无穷小量，在计算中取正无穷小。

（二）变量选择与数据来源

基于全要素能源效率的多投入产出的基本框架，本文选取了能源消费总量、资本存量、劳动力作为投入指标，GDP作为经济产出指标进行分析。基于统计数据的可得性，本文主要选取了2000-2013年30个省市的面板数据，西藏及港澳台不在研究范围之内。

1.投入指标

本文主要从资本投入、劳动投入、能源投入三个方面来考虑投入指标的选取。

①资本投入

以资本存量作为资本投入指标。资本存量的计算方法是根据张军（2004）的计算结果，取其2000年现值作为本文的计算基准，采用永续盘存法永续盘存法的计算公式为

②劳动投入

选取各省每年个体就业人数作为劳动投入，数据来源是国家统计年鉴，单位为万人。

③能源投入

以各省能源消费总量作为能源投入，数据来源为国家统计年鉴及各省统计年鉴，单位为万吨标准煤。

2.产出指标

用固定资产投资价格指数平减后以2000年为基期生成实际GDP作为经济产出，数据来源为国家统计年鉴，单位为亿元。

（三）能源效率的测算

基于上述模型及样本数据，运用软件EMS1.3进行测算，从结果可以看出：首先，从全国来看，我国能源效率的总体趋势是上升的。其次，从测算结果可以看出，各省市能源效率差异性较大。从平均全要素能源效率来看，各省市均未达到效率前沿面，广东省平均能源效率最高为0.9809，青海最低为0.4818。东部各省市经济比较发达，能源利用效率相对较高，如广东、上海、北京、福建、天津。而中西部一些地区虽然具有资源优势，能源效率却比较低，如青海、宁夏、新疆、贵州和陕西。总体来看，北京、上海能源效率基本处于稳定上升趋势，至2013年已经超过1。其他地区总体来说能源效率下降，尤其是湖北省和甘肃省，2000年能源效率位于前沿面上，2013年能源效率只有0.6435（湖北）和0.5891（甘肃）。

综上所述，我国各省市的能源效率参差不齐且差距较大，中西部一些地区能源资源禀赋较高但其低效的利用率，与东部各省份能源高效利用但资源匮乏形成了强烈的反差。新疆、云南等地区虽然资源较为丰富，但是由于经济规模和生产技术的限制造成了资源的巨大浪费，导致期望产出不高使得能源利用效率较低。而东部省份生产技术水平高、经济较为发达使得资源得到有效配置，能源利用效率较高。

三能源效率与经济增长关系的理论研究

（一）能源效率与经济增长的现状分析

改革开放以来，我国经济发展迅猛，2014年国内生产总值达到了636463亿元，较2013年增长了7.4%。1978-2013年，中国的国民经济一直保持着高速增长，虽然2014年增速有所放缓，创新世纪以来中国年度GDP增速的新低，但是我国国内生产总值的年增长率在全球仍属于中高速增长范围。然而，随着经济的快速发展，我国能源需求日益扩大，能源问题日益突出。

一方面，我国能源消费总量高于生产总量，能源供不应求，需要大量依靠进口。从1992年起，中国能源消费总量超过了能源生产总量，至2011年，我国一次能源消费总量已超过美国，成为世界第一大能源消费国。另一方面，目前，煤仍然是我国的主要能源，煤炭的严重浪费及其造成的环境问题大大降低了能源利用效率。相较于发达国家，我国生产技术水平较低、能源设备较落后，也导致了能源浪费、利用效率不高。2015年4月2日，全国区域能源专业委员会理事长许文发在中国分布式能源发展与余热利用论坛上表示，我国能源效率仅为36.81%，世界能源平均利用效率为50.32%，比发达国家低约10个百分点，产品能耗与国际先进水平有较大差距，能源消费总量大、能效极低。另外，我国还存在能源只有一次性利用，而没有二、三次有效利用的严重浪费情形，也大大降低了能源利用效率。

（二）能源效率与经济增长的关系

在经济以较高的速度增长的同时，必然引起能源消费总量也大幅度的增加。在片面强调GDP的导向下，中国的能源利用效率不高、能源消耗总量过大的问题日益凸显。从经济学角度分析，能源效率与经济增长的关系主要体现在两个方面。

一方面，能源是经济增长的主要动力，能源的有效利用能够促进经济增长。首先，能源是经济增长的推动力量，在任何社会生产中，没有能源的投入就无法形成现实的生产力。其次，提高能源利用效率，不仅能够降低能源供应的压力、节约资源，而且还能促进生产发展、扩大经济规模。由于我国人口基数大，能源资源短缺，能源的有效利用对于保证我国经济可持续发展的长期能源供应有着十分重要的意义。

另一方面，经济增长带来了能源的合理开发和利用。首先，经济增长扩大了能源需求，同时也为整个社会和国家带来了资金和设备，促进了能源的合理开发。其次，经济增长能够促进生产技术水平的提高，引进国外先进能源开发利用技术，提高能源利用效率。一个国家经济的适当增长对于提高能源利用效率是毋庸置疑的，但是，如果过分注重经济增长而忽视能源资源有限、环境污染等其它问题，最后将会导致本国能源枯竭、能源需求大量依靠进口，使得经济无法持续发展。

四我国能源效率与经济

增长关系的实证分析

近年来，随着中国经济的不断发展，能源问题日渐突现出来，越来越多的学者关注能源效率与经济增长之间的关系。学者们对中国省际或区域能源效率与经济增长关系的实证研究模型主要集中在面板固定效应模型、面板随机效应模型、面板门限回归模型、EKC模型，那么是否可以考虑存在一个面板模型能够通过一个阈值和平滑转换建立一条平滑的曲线来刻画二者之间的非线性关系呢？

面板平滑转换回归（PSTR）模型是对面板门限回归模型和平滑转换自回归模型的发展与扩充。该模型很好地描述了面板数据的个体异质性特征，应用一个在（0，1）区间内变化的转换函数代替面板门限回归模型中的分段示性函数，使得模型随着转换函数值的变化在不同机制间平滑转换，有效避免了机制转换的突变性。

（一）面板平滑转换回归（PSTR）模型

根据研究目的，建立能源效率与经济增长的两体制的PSTR模型，模型形式如下：

1.变量选取及样本数据来源

被解释变量（yit）能源效率是由文章第二部分计算而得，以人均GDP代表经济增长，作为解释变量（xit），单位为万元/人，数据来源是国家统计年鉴，以人均GDP作为转换变量（qit）。

2.单位根检验

在构建PSTR模型之前，为了避免伪回归的出现，需要对两个变量进行单位根检验。本文采用LLC检验、IPS检验、Madwu检验、Hadri检验四种面板单位根检验方法对变量的平稳性进行检验。检验结果如表1所示：

由表1可知，上述四种检验方法的检验统计量在5%的置信水平上都拒绝原假设，即两个变量都不存在单位根，因此可以认为能源效率和人均GDP两个指标是序列平稳的，二者可以构建面板回归模型。

3.面板数据的固定效应检验

PSTR模型是一个具有转换变量的固定效应模型，对于能源效率为被解释变量、人均GDP为解释变量的面板数据，首先要分析面板数据是否为简单的固定效应模型。

通过表2可以看出，F检验和Hausman检验的统计量在5%的置信水平下都拒绝原假设，表明应该建立固定效应模型。

4.参数的确定及模型的构建

只有模型存在异质性才能构建PSTR模型，首先运用LM检验方法对模型进行同质性检验及位置参数的确定。通过R3.1.2软件进行LM检验，得到检验结果如表3所示：

1.从PSTR模型的参数估计结果可以看出，t检验与F检验的精确p值都为0.000，说明模型（4）是统计显著的，该模型的拟合效果较好。

2.模型（4）存在两个驻点，分别为4.645876和14.57321。当人均GDP在区间（0，4.645876）和（14.57321，+∞）内时，人均GDP对能源效率表现为负影响；当人均GDP在区间（4.645876，14.57321）内时，其对能源效率的影响是正向的。

3.能源效率与人均GDP的关系在线性与非线性关系之间平滑转换。当人均GDP趋近于0或者正无穷大时，转换函数变为常数，模型（4）变为线性模型。当人均GDP处于中间水平时，能源效率与人均GDP表现为非线性关系。

4.图1比较清晰地显示出能源效率的斜率在一个较高收入水平上由负转正，能源效率达到最低值后转而上升，使经济增长与能源效率之间呈现显著的U型关系。而当人均GDP达到一个更高水平时，能源效率达到一个峰值后转而下降，此时能源效率与经济增长之间呈现倒U关系。由于当前我国各地区的人均GDP还比较低，因此能源效率与经济增长之间的关系还处于第一阶段，即U型关系。

五 结论与建议

（一）主要结论

通过PSTR模型的构建和实证分析，主要得到以下结论：

1.我国能源效率与经济增长之间存在机制转换效应。在经济发展处于低收入水平时，能源效率与经济增长表现为线性关系；在经济发展处于中等或较高收入水平时，能源效率与经济增长之间则表现为非线性关系，并以人均GDP的阈值为界，在不同机制之间进行平滑转换。

2.我国能源效率与经济增长之间的关系存在阶段性特征。第一阶段，在经济增长初期，由于技术落后，主导产业多为第一产业或者劳动密集型的制造业，一国或者某一地区只注重经济发展，几乎忽视了能源利用效率，随着经济的增长能源效率不断下降。第二阶段，当人均GDP达到46458.76元时，此时为经济增长与能源效率关系的第一个转折点，能源效率随着经济增长逐渐上升，政府应该加速经济增长以提高能源利用效率。第三阶段，当人均GDP达到145732.1元时，经济增长与能源效率的第二个转折点出现，经济已发展到较为成熟的阶段，能源效率与经济增长成反比，政府不应该只注重经济增长速度，而是放缓经济增长速度，提高能源效率。

3.目前我国能源效率与经济增长的关系表现为U型关系。至2013年，天津人均GDP最高为100105元，低于145732.1元，即我国各省市的人均GDP均未达到第二个转折点，能源效率与经济增长关系处于前两个阶段，表现为U型关系。东部地区除河北和海南之外，经济发展水平较高，人均GDP已经超过46458.76元，能源利用效率随着经济增长而不断提高。中西部地区除内蒙古和吉林外，经济发展水平较为落后，人均GDP均低于46458.76元，能源效率与经济增长之间表现为反向变化关系。

（二）政策建议

为了能够更好地适应“中国经济新常态”，促进我国能源效率的提高，实现我国社会经济的可持续发展，使我国人民达到优质的生活水平，应该合理有效地提高经济增长速度，使各个省市达到能源效率最优化。由于我国各省市资源禀赋条件和经济发展水平之间存在较大的差异，因此要根据各地实际情况，有效地处理能源效率与经济增长之间的关系。

1.东部大部分地区经济相对发达，但是能源短缺问题严重，能源供应大多依靠进口或我国其他资源丰富地区的输送，因此，对于东部经济发达地区，积极探索能源的高效开发使用技术，节约资源，在提高能源效率的同时发展经济。

2.中西部地区经济普遍较为落后，但是我国能源资源主要集中在中西部地区，因此，对于中西部经济较为落后的地区，要加快转变经济增长方式，调整产业结构，引进新的技术设备，提高能源资源的加工利用率，促进经济效益。

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