能源经济研究篇1
关键词：能源消费；经济增长；协整性；因果关系；aRma模型
中图分类号：F224文献标识码：a
Doi：10.3963/j.issn.16716477.2013.04.006
一、引言
能源是经济社会发展的重要物质基础，是关系到国计民生的重要战略资源。随着我国国民经济的发展，对能源的需求不断增加，但能源供给却日益紧张，能源问题已经成为普遍关注的问题。因此，探讨能源消费与经济增长的关系，并在此基础上较为准确地预测能源需求的变化趋势，从而为有关部门政策的制定提供科学依据，对于保持国民经济的健康、持续、稳定发展具有重要意义。
自从Kraft[1]探索了美国经济增长与能源消费之间的因果关系后，能源消费与经济增长关系的实证研究便迅速扩展到了英、法、德、意大利等发达国家。对于亚洲国家，Glasure[2]利用Granger检验方法发现了新加坡能源对经济增长的因果关系。Yu[3]利用Granger检验方法得到了韩国经济增长对能源消费的因果关系。目前，国内对中国经济增长与能源消费的关系也进行了一些研究。马超群[4]的研究表明，我国经济增长分别与能源总消费、煤炭消费之间存在协整关系，而与石油、天然气和水电之间不存在协整关系。韩智勇等[5]的研究表明，我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。赵进文[6]利用StR模型对我国的能源消费与经济增长之间的内在依从关系进行了研究，认为我国经济增长对能源消费的影响具有明显的阶段性特征。国内学者对能源需求的预测方法有很多种。隗斌贤[7]采用能源消费弹性系数法、能源强度法和部门平衡预测法对浙江省的能源需求进行了预测。刘勇等[8]采用aRima模型对我国的能源消费进行了预测。熊国强等[9]采用灰色系统和神经网络组合预测模型对我国未来的能源消费进行了预测。宋雅晴等[10]采用三次多项式、回归分析和时间序列组合模型对我国未来的能源消费进行了预测。
从目前的文献看，这些研究成果大部分都以全国作为研究对象，而由于资源禀赋、地理环境和经济结构的不同，各地区的能源消费与经济增长之间的关系可能会呈现出不同的特征，所需要采用的预测方法也有较大差异。河南省是全国第一人口大省，也是重要的能源和资源大省，2011年中原经济区规划被正式纳入国家国土规划。因此，本文在对河南省的具体情况进行分析的基础上，找出河南省经济增长与能源消费之间的关系，并采用aRma时间序列模型对河南省未来能源需求进行预测，为河南省能源发展和经济发展政策的制定提供科学的决策依据。
二、经济增长与能源消费关系的实证分析
（一）数据来源与处理
本文选取1978-2010年河南省能源消费总量（eC）与国内生产总值（GDp）的数据作为基本变量来研究河南省能源消费与经济增长之间的关系，所有数据均来自《河南统计年鉴2011》。能源消费总量的量纲为万吨标准煤，国内生产总值的量纲是亿元人民币，为了剔除物价变动的影响，以1978年价格为基期对GDp序列进行折算，得到各年实际GDp。为了消除可能存在的异方差问题，避免数据间较大波动的影响，对能源消费总量和实际GDp序列取对数，分别用lneC和lnG表示，其相应的一阶差分序列分别用DlneC和DlnG表示。
（二）序列平稳性检验
为了避免非平稳时间序列在进行普通最小二乘估计时可能遭遇的虚假回归问题，在对模型进行估计前，必须对序列进行平稳性检验。这里采用aDF单位根检验法对序列进行平稳性检验，由于lneC和lnG都呈现出明显的线性增长特征，因而使用包含常数项和时间趋势项的检验模型进行检验。使用eviews5.1软件对序列进行检验，结果见表1。
从表1可以看出，变量lneC和lnG的aDF检验值在5%的显著性水平下均大于其所对应的临界值，不能拒绝单位根的零假设，说明存在单位根，是非平稳的；而其一阶差分后的序列DlneC和DlnG的aDF检验值均小于其所对应的临界值，都是平稳的，说明lneC和lnG均为一阶单整序列，可进行下一步检验。
（三）协整检验和误差修正模型
协整是对非平稳经济变量之间长期均衡关系的统计描述，非平稳经济变量之间存在的长期稳定的均衡关系就被称作协整关系。由于lneC和lnG均为一阶单整序列，因此可进行协整性检验。本文使用Johansen协整检验法，运用eviews5.1软件得到检验结果，见表2。
表2能源消费和经济增长的Johansen协整检验
原假设特征值迹统计量5%临界值p值
none*0.523714.763212.3210.0105
atmost10.09751.57244.12110.3671
注：p为接受原假设的概率；*表示在5%显著水平下显著。
由检验结果看，在5%检验水平下，迹统计量值14.7632大于临界值12.3216，而迹统计量值1.5724小于临界值4.1211，说明在变量lneC和lnG之间存在协整关系。基于表2中的协整检验结果，对两变量之间的协整关系进行估计，得到协整方程如下：
lnG=-8.711+1.7483lneC+et
（-16.26）（28.92）
R2=0.9643，Dw=1.6149，F=836.84
括号内为对应系数的t统计量值，从回归结果来看，R2、Dw值和F值均可通过显著性检验，方程拟合优度良好，统计变量显著。回归方程表明：河南省能源消费每增加1个百分点，可以使经济增长增加1.7483个百分点，能源消费带动了河南省地方经济的发展，而且能源消费弹性系数大于1，说明长期来看能源消费对经济增长的制约和促进作用较强。
建立描述经济增长和能源消费短期波动的误差修正模型，这里采用滞后一阶的形式：
从估计结果来看，模型的各项检验均可通过，经济增长的波动受到能源消费波动和误差修正项的影响。在短期内，如果经济增长和能源消费的均衡关系偏离了长期均衡关系，下一期将以-0.1361的调整力度进行反向修正，以使其向长期均衡方向移动。
（四）Granger因果性检验
协整检验结果说明河南省能源消费与经济增长之间存在着长期均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由能源消费的增加促进了经济的增长还是由经济增长拉动了能源消费的增加，这就要进行Granger因果性检验。Granger因果性检验对滞后期的选择非常敏感，滞后期不同，检验结果可能有较大差异。本文采用aiC准则确定最优滞后期数为1阶，利用eviews5.1软件进行检验，检验结果见表3。
由表3可知，在10%检验水平下，“lneC不是lnG的原因”被拒绝，也就是说能源消费是促进河南省经济增长的原因，而“lnG不是lneC的原因”的假设被接受，经济增长不是能源消费增加的原因，lneC与lnG之间存在由能源消费到经济增长的单向因果关系。这在一定程度上表明，河南省实施节能降耗措施，依靠科技进步提高能源利用效率以及转变经济增长方式的举措取得了一定成效，在保持经济增长的同时，能源消耗逐步下降。
三、河南省未来能源需求预测
从以上分析可知，能源消费是促进河南省经济增长的重要原因，为了促进经济持续、快速、稳定的发展，有必要对河南省未来的能源需求进行预测，为河南省未来能源规划以及能源生产企业制定发展战略提供决策依据。
（一）能源需求预测方法的选择
进行能源需求预测的方法有很多，大体上可以分为两类。一类是相关关系预测法，即根据经济现象与能源需求之间的因果关系或结构比例关系来预测未来能源需求量，如回归模型、能源消费弹性系数法、部门预测法等。另一类是时间序列分析预测法，如协整和误差修正模型[11]、aRma模型等。由于未来能源消费需求会受到很多因素的制约，而且这些因素之间往往又存在着错综复杂的关系，因此采用相关关系预测法进行预测一般比较困难，再加上相关解释变量未来取值的不确定，会对预测结果精确度产生较大影响，因此本文采用时间序列模型中的aRma模型来对河南省未来能源需求进行短期预测，以避免解释变量取值不确定所带来的诸多问题，从而实现最小方差意义下的最优预测。
（二）构建能源需求预测模型
表1中单位根检验表明，河南省能源消费总量的对数序列是非平稳的，而其进行一阶差分序列是平稳的，因此这里先对序列进行一阶差分，而后建立aRma模型，实际上就是对其增长率建立预测模型。为了选取合适的模型形式，先对一阶差分后的序列DlneC进行自相关和偏自相关分析，见图1。
根据DlneC的自相关系数和偏自相关系数图可以看出，二者均是拖尾，于是可以选用aRma模型结构。通过对模型的残差白噪声检验和参数显著性检验，并结合aiC和SC准则确定模型形式，利用eviews5.1软件，可以得到河南省能源需求预测的模型形式如下：
这里参数估计值下括号内的值为t统计量值。由于是对差分序列建模，可决系数R2不高，但如果将模型转化为对原始序列的预测模型，则可决系数为0.9745，非常接近于1。Q统计量用于检验残差的白噪声性质，其后括号内为对应的p值，根据这些p值可以看出河南省能源需求预测模型中残差具有良好的白噪声性质，从而可以保证短期预测的相对精确性。
（三）河南省能源需求预测结果
利用1978-2010年的数据建立的预测模型计算出能源消费的增长趋势，然后结合基期值计算河南省2008-2015年的能源需求水平，到2015年，河南省能源消费总量将达到27636万吨标准煤。从2008年、2009年、2010年的预测结果与实际值的比较可以看出，各年预测误差百分比均小于3%，平均绝对预测误差1.51%，一般认为平均绝对误差的值低于10%时预测精度较高[12]，所以模型拟合效果较好，预测精度较高，见表4。
四、结论与建议
利用河南省1978-2010年的能源消费和经济增长数据进行实证分析，结果表明：河南省能源消费与经济增长之间存在长期均衡关系，能源消费对经济增长有着明显的促进作用，而经济增长则不成为拉动能源消费增加的原因。从长期来看，能源消费每增加1%，就可以使经济增长1.7483个百分点，能源消费对经济增长的刺激作用较强；而在短期动态调整中，如果经济增长和能源消费的均衡关系偏离了长期均衡关系，下一期将以-0.1361的调整力度进行反向修正，以使其向长期均衡方向移动。这说明河南省目前的节能降耗工作取得了一定成效，能源利用效率有所提高，但经济增长方式仍以粗放型为主，经济增长对能源的依赖程度仍比较强。
采用aRma模型的预测结果表明，到2015年河南省能源需求总量将达到27636万吨标准煤。然而目前河南省的能源供给却日益紧张，在一次性能源消费结构中，煤炭消费所占比重虽然都在85%以上，虽然河南省煤炭资源丰富，但按照目前的开采水平和速度，仍存在一定供需缺口；石油和天然气消费在能源消费结构中所占比重一直不足20%，但河南省原油和天然气储量严重不足，按照目前的开采速度，原油开采寿命不到10年，而天然气仅仅能持续到2015年左右，而且这种开采速度所能保证的原油供应尚不及需求量的1/5，天然气供应也不到需求量的1/5。因此，我们在充分利用省内能源资源的同时，必须加强与省外、国外的能源战略合作与交流，尽快制定相关的能源政策措施，以完善能源保障体系。
第一，建立科学的能源供应体系，合理开发利用河南省能源资源。积极推进煤炭资源整合与战略重组，培育大型煤炭生产集团，建设全国重要的煤炭生产基地；依托西气东输等国家骨干天然气管道，完善支线管网，提高燃气覆盖率；规划和建设外电入豫通道，加快智能电网建设。
第二，优化能源结构体系，减少对传统能源的依赖，大力发展新能源。一方面要加大能源开发利用方面的科技投入，探讨煤炭和煤层气综合开发利用技术。另一方面要减少一次性能源在能源消费中的比例，积极开发利用核能、太阳能、地热能、生物质能等新能源和清洁能源。加快规划建设南阳核电项目和南阳新能源国家高新技术产业基地，依托骨干企业和有条件的地区，建设多晶硅及太阳能电池、风电装备等特色产业园区。
第三，加大节能降耗方面的科研体系建设，倡导全社会厉行节能的良好风尚。建立科研院校、科研院所和企业相结合的节能降耗科研体系，尽快将科研成果应用在生产中，淘汰耗能大的旧设备，引进能耗小、资源利用率高的新设备，引进新技术和新方法。
第四，加强国际国内能源合作，积极实施“引进来”和“走出去”战略。要充分利用内外两个资源和两个市场，积极与能源资源储量丰富的国家和地区开展合作，重点加强在能源开发利用以及节能降耗等方面的研究与合作，建立能源合作长效机制，实现共同开发，互惠互利。
第五，加强能源战略储备体系建设。在保障中原经济区基本建设发展需要的同时，要对煤炭（煤层气）、天然气等实施保护性开采和战略储备，以确保能源结构安全。必须提高对煤炭资源的利用效率，推进濮阳、平顶山等地建设天然气储备基地和煤炭（煤层气）战略储备基地。
[参考文献]
[1]KraftJ，Krafta.ontheRelationshipbetweenenergyandGnp[J].energyDevelopment，1978（3）：401403.
[2]GlasureYU，LeeaR.Cointegration，errorCorrection，andtheRelationshipbetweenGDpandelectricity：theCaseofSouthKoreaandSingapore[J].Resourceandelectricityeconomics，1997，20（1）：1725.
[3]YueSH，ChoiJY.theCausalRelationshipbetweenelectricityandGnp：aninternationalComparison[J].JournalofenergyandDevelopment，1985，10（2）：249272.
[4]马超群，储慧斌，李科.中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J].系统工程，2004，22（10）：4750.
[5]韩智勇，魏一鸣，范英.中国能源消费与经济增长的协整与因果关系分析[J].系统工程，2004，22（12）：1721.
[6]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）：3142.
[7]隗斌贤.“九五”及2010年浙江省能源需求预测研究[J].预测，1997（2）：2533.
[8]刘勇，汪旭辉.aRima模型在我国能源消费预测中的应用[J].经济经纬，2007（5）：1114.
[9]熊国强，刘海磊.我国能源消费的组合预测模型[J].统计与决策，2007（2）：2122.
[10]宋雅晴，杨桂元.我国能源消费的组合预测[J].市场经济与价格，2011（7）：3437.
能源经济研究篇2
内容摘要:能源对国民经济发展和人民生活水平提高起基础性保障作用。本文将以菲德模型为基础构建计量模型,采用统计数据对能源给经济增长带来的贡献进行实证分析。研究结果表明,能源对我国经济增长具有显著影响,能源部门的外溢效应对经济增长有显著的推动作用。
关键词:能源经济增长菲德模型
我国正处于工业化、城镇化进程加快建设的时期,能源消费强度较高,供求矛盾长期存在。曾培炎曾表示,我国能源资源总量不小,但人均拥有量较低。资源勘探相对滞后,影响了能源生产能力的提高。同时,我国能源资源分布很不平衡,影响了能源工业协调发展。资源相对不足,使得我们在立足国内生产保障供给的同时,扩大国际能源合作。但目前全球能源供需平衡关系脆弱,能源市场波动频繁,国际油价高位振荡,各种非经济因素也影响着能源国际合作。
面对上述状况,国内学者分析得出,在一段时期内我国的能源消费主要靠煤、石油、天然气,这也是影响我国经济发展的重要因素。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,在菲德模型的基础上,收集历史数据进行计量分析,测度能源对我国经济增长的贡献及其大小,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。
文献回顾
20世纪70年代能源危机后,许多经济学家开始关注能源在经济增长中的作用。Cleveland实证分析了近100年来美国87个部门的经济增长,发现能源使用与Gnp之间存在着比较强的相关关系。随着能源对经济发展影响的逐渐扩大,新古典经济学家在其先验理论的基础之上,检验世界能源的相对价格对潜在Gnp、收入分配、资本形成和经济福利等的影响。Rashe和tatom首次将能源使用引入Cobb-Douglas生产函数,定量地描述能源与经济发展的关系。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。
我国学者对能源与经济关系的研究远远落后于西方国家,随着对能源的不断认识,国内的研究也卓有成效。赵丽霞、魏巍贤(1998)将能源作为新的变量引入Cobb-Douglas生产函数,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。黄飞采用灰色关联分析法分析了一次能源消费与国民经济发展的关系,认为与国民经济发展关系最大的是能源。张明慧,李永峰对引入能源,资本,就业人数,GDp的对数生产函数进行普通线性回归,得出我国能源对经济增长的促进作用较明显。此外,陈燕武、吴承业采用约翰森关于多变量时间序列间的动态经济系统分析方法,具体分析了GDp和能源消费的各组成部分的协整关系。马超群(2004)等研究了我国从1954~2003年间年度GDp和能源总消费以及能源消费各构成部分之间的长期均衡关系。韩智勇等和周少甫(2005)等分别研究了GDp和能源消费、天然气消费和能源消费之间的协整关系与因果关系。
能源与经济增长的关系分析
能源与经济的增长相辅相成,从经济学的角度来分析,一方面是经济增长对能源存在依赖性,即一个国家大量能源的存在和利用会促进经济的快速增长。在我国煤炭、石油、天然气的生产与消费关系着整个国民经济的命脉,能源消费有着不可替代的地位。另一方面,要实现能源的可持续发展,需以经济的增长为前提。经济增长意味着高附加值技术和资金的引入,促成了能源的大规模开发和利用,也大大提高了能源的开发利用效率。目前,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,也严重阻碍着经济的进一步发展,这些问题的解决也要以经济增长为前提。
从以上的分析可以看出,能源与经济相辅相成,两者相互促进共同发展。本文研究的重点在于能源对经济增长的影响。
模型的建立与假设
(一)模型的建立
本文分析了能源与经济中其他部门的紧密联系,想要估计能源部门对国民经济的影响,就必须关注能源部门对非能源部门的间接作用。鉴于能源部门对经济增长的直接作用和间接作用,根据菲德(1982)提出的两部门模型,将国内部门划分为能源部门和非能源部门,以此来测度能源对经济增长的贡献。
在此基础上,得到两部门的生产函数分别为:
e=f(k1,L1)(1)
n=g(k2,L2,e)(2)
其中e和n分别代表能源部门和非能源部门两部门的产出量,L和K分别代表劳动力和资本两大生产要素。社会总产品就是两部门产品之和。(2)式为生产函数假设,能源部门的产出水平e将影响非能源部门的产出。
劳动力(L)与资本(K)总量可以表达为:
L=Le+Ln(3)
K=Ke+Kn(4)
社会总产品(Y)就是两部门产品之和,即:
Y=e+n(5)
菲德模型将不同部门劳动与资本边际生产率的相互关系表达为如下形式:
(6)
其中,fl为劳动在能源部门边际生产率;gl为劳动在非能源部门的边际生产率;fk为资本在能源部门的边际生产率;gk为资本在非能源部门的边际生产率;δ为两部门间要素边际生产率之间的差异,理论上可以大于、等于或小于零。
由(3)、(4)、(5)和(6),可以推导出如下回归方程:
(7)
其中,α、β是非能源部门资本、劳动力的边际生产力;γ实际上代表能源部门对经济增长的全部作用,。分别是总产出、劳动力和能源部门产出的增长率;是能源部门产出占总产出的比重。将国内投资视同于资本存量的增量(dK),dK在全国的统计资料中并不存在,因此常用的作法是以i代替dK。γ代表能源部门间接作用与部门间要素生产率差异这两种作用之和,为了分别估计能源部门的间接利益和相对要素生产率差异(δ),仍然循着菲德模型的设计,假设对于能源部门产出的弹性是不变的,可以求出方程中θ就是外溢作用的参数。
由上述可得将方程(6)变形并引入一个常数项和随机误差项为:
(8)
再次调整则有:
(9)
假设随机变量具有零均值、同方差的特性,则上述为本研究所需的回归方程。从方程(8)中,对γ进行估计,可以得到能源部门对经济增长的全部作用,对方程(9)中θ和δ进行估计,则可以知道能源部门的间接作用(θ)和相对边际要素生产率差异δ的值。
(二)假设前提
在上述建模过程中,根据本研究的推断,假设能源部门和非能源部门的边际要素生产率存在一定的差异,且非能源部门的边际要素生产率高于能源部门,即两部门间边际要素生产率的差异比较值δ小于0。
(三)数据的收集
在估计过程中,样本数据国内生产总值(GDp),反映一个国家一定时期内生产活动最终成果。资本存量的增量用国内投资(i)代替,出于可比性,投资占GDp的比重(i/Y)采用同年的值进行计算。劳动力投入(L)用全国年末从业人员代表,反映了一定时期内全部劳动力资源的实际利用情况。能源总量(e)为能源部门总产出,包括煤、石油、天然气的总量,是反映能源产值的综合性指标。
本文根据1981-2006年间我国的国内生产总值(GDp)、劳动力投入(L)、资本投入(i)和能源总量(e)的数据(数据来源:《中国统计年鉴》(1981―2006)),对上述模型进行估计。
(四)估计结果及分析
根据模型式(8)和(9),对我国1981-2006年间能源对经济增长影响的面板数据进行最小二乘估计(oLS法:ordinaryleastsquares),并进行统计检验,采用eviews软件进行回归,初次分析的结果显示:模型的拟合度较好,但是,Dw值不理想,因此需进行自相关修正。本文运用eviews软件进行修正后的结果见表1、表2所示。
对(8)式自相关修正后可以看出,各系数均通过t检验,拟合优度达到0.987619,显示模型拟合较好。由回归方程可见,能源行业投资的总效应γ为1.40052,表明我国能源部门对经济增长有重要的推动作用,在其他条件不变的情况下,能源产出占GDp的比重每增加1%,通过直接的内部作用和间接的外溢作用将使经济增加1.40052%。
检验结果中各系数检验的t值都比较满意。拟合优度R2=0.997853显示模型拟合较好。由回归方程知,能源部门间接作用系数为θ=0.83677,说明能源部门产出每增长一个百分点,不考虑其他因素的变化,非能源部门的产出将增长0.83677。另外,将θ代入δ/(1+δ)-θ=0.34035,可算得两部门间边际要素生产率的差异比较值δ小于0,可知非能源部门的边际要素生产率高于能源部门的边际要素生产率,这也说明了我国经济发展对能源的依赖程度,证实了前面假设是成立的。
结论
从总量上来看,能源对我国经济增长具有显著影响。能源部门在提高自身的生产率时,利用其产品带动社会相关产业的快速发展。能源不论是从资源配置、技术,还是从资本的积累方面,都会产生影响,而这些方面的改善又会进一步促进经济的增长。本文要以经济持续健康增长为总目标。利用先进的技术,合理的开发利用能源。并且进行科研投入,保证传统能源开发效率的同时,不断开发新的能源。
能源的外溢效应对经济增长有显著的推动作用。我国经济快速发展所必需的基础设施建设、技术创新、高新技术的发展等都离不开依靠能源的非能源部门作用。这种外溢作用的发挥很好,与我国目前能源产品消耗量大,用途广泛相符合,同时也证明我国目前仍以能源进口为主。另外,能源的增加对保护国家安全,提高政治威信,增强国际竞争力等方面都有渗透作用,而这种外溢作用对于当前国际形势来说是不容忽视的。
能源部门要素的边际生产率有待进一步提高。首先从我国能源部门的管理体制上来看,尚待完善,要建立起合理的制度体系,权责分明,并从政策上给予扶持;其次,加大研发投资,提高新技术创新水平,减少不必要的损失;第三,我国能源部门中人员开支过多,针对这一现象,很多国有能源部门都进行了大规模的裁员。这些因素都会影响能源部门要素的边际生产能力。
参考文献:
1.赵丽霞,魏巍贤.能源与经济增长模型研究[J].1998,(6)
能源经济研究篇3
[关键词]新能源发电特性经济型分析研究
中图分类号：tm619文献标识码：a文章编号：1009-914X（2016）28-0192-01
1.前言
当代，随着社会的发展与人类的进步，生产生活中对高效环保的标准日益增高。而在电力行业，新能源革命正在进行。传统能源依靠资源有限的化石能源为主，最具代表性的有煤、石油、天然气[1]。
新能源l电包括：太阳能光伏发电技术、太阳能热发电技术、风力发电技术、生物质能发电技术、地热发电技术、潮汐能发电技术和燃料电池发电技术等，本文基于新能源发电特性从技术研发、成熟运用、维护保养、经济价值等方面综合论述，与传统发电行业对比分析其经济性。
2.新能源发电技术的现状
传统化石能源的超负荷开采与利用带来了资源枯竭、环境污染问题，严重威胁人类社会发展，违背可持续发展原则，所以新能源发电技术应运而生。
据不完全统计，2000-2015年，世界新能源发电装机容量（除水电外）共增长3.56倍。若包含水电在内，新能源发电共贡献世界发电量的21%;除水电外的新能源贡献了全球发电量的3.8%。其中，2000-2015年风电和太阳能共增长了14倍，为新能源发电量中增长最快。
2015年，全球光伏发电装机量排名第一的是德国，而美国在风电、地热、生物质发电等方面都处于全球领先地位[2]。
本领域中，我国在学习其他国家基础上取得了较大的进步，但与世界先进水平相比仍存在较大差距。2015年，我国电力拨款达3986亿元人民币，其中，新能源投资额比例占77.66%，规模上电力装机总量已经超欧洲先进国家。但与欧盟相比仍然低44.86%。2015年新增装机容量中，非化石燃料装机容量占35.84%，比欧洲国家低37.11%，发电量仅为27.5%，发展上存在区域发展不均衡，发电种类布局不合理等问题。而欧盟国家利用的新能源种类较多，技术较发达，成本得到有效控制所以发展均衡[3]。当前，我国新能源发展极不平衡的为水电，其发展较快，占新能源总量的80.36%。下步我国应及时调整发展结构，在引进欧美技术同时加大对电力远距离输送、储蓄电技术、电力并网与调配技术的发展。为下一阶段的新能源发电大规模运用做足准备[4]。
3.新能源发电特性与并网技术分析
风力发电和太阳能发电受季节、天气等因素影响目前这两种新能源在实际中利用较多，所以应分析这两种新能源发电的动态输出特性并建立相应的输出特性模型，针对不同区域实例分析其全年的出力变化和光伏电站并网后对峰谷差的影响。
风的移动过程中，具有动能与势能的双重变化。在一定时间和空间范围内，风速的变化具有随机性。风力发电机组能量来源于风的动能。不同地区的风速都存在易变性和不可控性，风力发电机组时刻都遭受到较大程度的扰动，这种扰动会影响机组本身和对与之相连的电力系统。而太阳能随着地球运行与太阳距离的变化而变化，加之天气影响与各地日照长度的不同。由统计结果可知，光伏电站每天出力时间集中在6点到19点，冬季出力时间短，夏季出力时间长[5]。
目前风力发电具有独立运行的离网运行电和接入电力系统并网运行两种方式。离网型风力发电与并网型风力发电相比其风力发电规模较小，其通过电能存储装置或者与其他发电技术相结合可以为没有电网的偏远地区供电。并网型风力发电是世界风力发电发展的主要方向，其发电容量较大，通常为几兆瓦到几百兆瓦，由于其与大电网相连，从而可以得到大电网的补偿和支撑，可以使风资源更加充分的开发和利用。随着风力发电技术的不断进步，风力发电的成本也在不断降低，在考虑环境效益等因素的情况下，风力发电在经济上具有很大的吸引力。
太阳能发电可分为太阳能热发电和太阳能光发电两大类。太阳能热发电系统主要由集热部分、传输部分、储热部分构成。根据聚光式系统的不同可以分为塔式太阳能热发电系统、槽式太阳能热发电系统以及碟式太阳能热发电系统。太阳能光伏发电并网系统主要由光伏电池模拟器、充电控制器、超级电容、蓄电池组、正弦波逆变器和系统监控部分组成。
4.提高光伏发电经济性的技术研究
首先太阳能光伏设备的成本过高。设备价格是影响光伏发电经济性的首要因素。具体表现在：提高技术进步，扩大生产规模降低单位成本，通过市场调查与企业经验增加工作效率提高实现产业链纵向一体化，实现市场准入机制，加大价格竞争杠杆。
太阳能光伏设备成本是影响太阳能光伏产业发展的决定性因素之一。只有有效地降低太阳能光伏发电的设备本才能提高太阳能光伏发电的市场竞争力。因此，国家应该加强太阳能光伏设备方面的技术研发投入，通过技术创新把太阳能光伏设备的成本降下来，这样光伏发电的大规模应用才有基础。另外，发展分布式太阳能系统也是提高太阳能光伏发电竞争力的一个方式。太阳能光伏发电的使用应该让消费者具有选择权。分布式太阳能光伏系统为更广大的电力消费者提供了一种可选择的替代能源，发展这一系统技术及相关网络技术，无疑将使太阳能得到更为广泛地利用[6]。
5.结论
对于风力发电，国家无需长期大量地对风力发电项目进行补贴，为了有效地降低风力发电成本应该进一步加强风力发电配套设施的建设与维护。对于太阳能光伏发电，太阳能光伏设备成本是影响太阳能光伏产业发展的决定性因素之一。只有有效地降低太阳能光伏发电的设备本才能提高太阳能光伏发电的市场竞争力。通过采用分布式太阳能光伏系统为将使太阳能得到更为广泛地利用。
传统化石能源的开采和利用将会带来资源枯竭与气候异常等问题，违背可持续发展原则。寻求可持续的清洁代替方案，成为能源工业的使命。清洁无污染的太阳能、风能等新能源具备可再生的特点，发展前景广阔。但任何技术的发展成本与经济性最为关键，未来只有当新能源与可再生能源在价格上能与传统能源匹敌才能具备住够市场竞争力，这需要能源政策、技术进步的支持。所以经济可行的的能源发展战略才能真正引发能源革命的高潮。
参考文献
[1]李剑平.新能源发电的特性及经济性分析[J].中国科技纵横，2015（21）：9-9.
[2]赵宇思，吴林林，宋玮，等.新能源发电系统运行特性评价分析方法的研究综述[J].华北电力技术，2015（3）：18-24.
能源经济研究篇4
关键词:能源消费,经济增长,协整,格兰杰因果,误差修正模型
引言
一直以来,关于能源消费与经济增长之间的关系的研究层出不穷。有的基于不同国家,不同历史时间段,有的引入不同变量。所得出的结论也不尽相同。本文采用协整方法分析了我国1980~2006年的有关数据,进行协整分析依据格兰杰表示定理建立了误差修正模型,在此基础上进行格兰杰因果关系检验,最后得出结论,二者之间是从经济增长到能源消费的单向格兰杰因果关系,具有短期动态关系与长期关系。
一、变量和方法说明
(一)变量说明
本文采用双变量模型,即能源消费量(用e表示)与经济增长(实际GDp表示),为了降低变量中存在的异方差,我们对这两个变量作对数化处理,分别记为e和GDp。
(二)方法说明
本文采用扩充迪基-福勒检验考察了GDp与e的平稳性,在得到二者为同阶单整后采用e-G两步法进行协整检验,并在Granger表示定理的基础上建立了误差修正模型。这一表述定理所陈述的是在协整成立的条件下,VaR类模型可由对应的误差修正模型(eCm)表示,这就使协整模型与时间序列的主要内容相联系,从而在协整成立的条件下,对VaR类模型的研究就转化为对协整及其所对应的eCm模型的研究。在此基础上进行格兰杰因果关系检验。
1、时间序列变量的平稳性检验
本文运用扩充迪基-福勒检验(aDF),模型:
其中,εi为白噪声,表示对变量进行一阶差分。本文的检验采用麦金农(mackinnon)临界值,比较检验的aDF值和临界值,yt的最优滞后期使用赤池(akaike)的aiC准则决定。
2、时间序列变量的格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系可以用F统计量来进行,如果F统计量大于相应显著性水平下的临界值,则拒绝原假设,得到结论xt对yt存在格兰杰因果关系。检验方法是:对两变量的回归模型中的进行检验,这个假设实际上等同于“X不是引起Y变化的原因”。如果拒绝了的原假设,就可以拒绝“X不是引起Y变化的原因”的假设,从而得出结论:X对Y存在Granger因果关系。同样,可以对进行检验,从而判断Y对X是否存在Granger因果关系。
3、时间序列变量的协整检验和误差修正模型
对于单方程系统,engle-Granger两步法通常检验两变量间的协整关系比较准确和方便,JohansenandJuselius估计是基于向量自回归模型误差修正的表达式法,适用于在多元变量协整关系的检验与估计。
最常用的eCm模型的估计方法是engle和Granger(1981)两步法,误差修正模型中,从短期看,被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的,短期内系统对于均衡状态的偏离程度的大小直接导致波动振幅的大小。从长期看,协整关系式起到引力线的作用,将非均衡状态拉回到均衡状态。
二、数据实证结果
(一)数据说明
本文数据取自2007年中国统计年鉴和国研网上的数据整理得到。研究样本包括1980-2006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。
(二)单位根检验
为了检验变量之间的协整关系,我们首先对能源消费量和GDp序列进行单位根检验,判断每个序列是否为i(1)过程。本文采用aDF检验法分别对各序列进行单位根检验。在对序列的一阶差分做单位根检验时,由于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。
说明:显著水平均为5%;带*号的表示检验包含趋势项。
(三)估计模型
既然确定了loge和logGDp序列都是i(1),下一步的任务是:
1、首先建立dloge和dlogGDp之间的回归方程
由oLS估计我们得到下面的方程:(方程下面小括号内为t统计量,n为观测次数,R2为相关系数的平方,下同)
(5.76778651339)(2.20320654329)
n=26R2=0.168229674945Dw=0.568649019736
由于0
2、广义差分法重新估计模型:
(2.89)(2.22)(4.59)
n=26R2=0.572209477717F=14.7135196481Dw=1.54225886786
模型已消除自相关性,将方程式两边对时间求导数可以得到,我国能源消费增长率每提高1%,其GDp的增长率平均提高0.7%。这说明,我国的能源消费量增加与GDp扩大之间关系较紧密。
3、Chow检验
为了检验时间序列数据的结构稳定性,进行Chow分割点检验,基于比较利用整个样本估计方程获得的残差平方和及利用每一子区间样本估计方程获得的残差平方和之间的差别。检验结构如下:
F=2.375003
(四)协整检验
本文采用engle-Granger两步法。
估计模型:
得:
其残差项为:
对回归残差序列的单位根检验,得到的结果为:
说明:显著性水平为5%;滞后期由aiC准则确定。
确定了是i(0)序列,和为i(1),则说明从检验结果中可以得出:在5%的显著性水平下,和之间存在协整关系,即这两个变量之间存在长期的均衡关系。即是我国国内生产总值和能源消费之间存在长期的均衡关系。
(四)误差修正模型
根据格兰杰表示定理,我们建立如下误差修正模型:
第一步,建立如下回归方程:
由oLS估计,得:
t=59.56194366R2=0.472
第二步,令,建立下面的误差修正模型
得到误差修正方程如下:
的系数为0.706显著异于零,表明能源消费与经济增长之间存在长期均衡关系。从误差修正项的系数为-0.018为负值,可知,当上一期国内生产总值水平高于均衡值时,本期国内生产总值涨幅就会下降,反之,则上升。误差修正项的系数同时还表明1.8%的偏离均衡部分会在短期内得到调整,于是国内生产总值水平不会偏离均衡太远。
(五)格兰杰因果检验
以上确定了和均为i(1)过程而且存在协整关系。协整只是表明了能源消费与经济增长之间存在因果关系,但没有指明这种因果关系的方向,下面对和之间进行格兰杰因果关系检验,结果如表4所示。
由于在不是的格兰杰原因的假设下,
表明不是的格兰杰原因的概率很小,拒绝原假设,是的格兰杰原因第二个假设相伴的表明在10%置信水平下,接受假设,可以认为不是的格兰杰原因。能源消费是经济增长的“格兰杰原因”,经济增长对于能源消费的影响并不显著,也即经济增长不是能源消费的“格兰杰原因”。
三、结论
从以上的计量模型分析结果不难得出以下结论:我国能源消费和经济增长之间是单向的从经济增长到能源消费的因果关系,而且这种长期关系是稳定的,并没有随时间而发生结构性变化。由于能源消费与经济增长之间的这种内在关系的作用,使得尽管能源消费会有时偏离均衡,但是经济自身的力量将会使其重新回到均衡状态,也就是无论在短期它如何变化,在长期仍趋于均衡,这也正是本文误差修正模型所描述的能源消费与经济增长之间的关系。
参考文献:
[1]国家统计局.中国统计年鉴[m].北京:中国统计出版社,2007
[2]国研网.drcnet.com.cn.2007.5.财经数据库
[3]HwangD.,Gum,B.thecausalrelationshipbetweenen2ergyandGnp:thecaseoftaiwan.[J].energyDevelop2ment,1991,(16).
[4]高铁梅.计量经济分析方法与建模[m].清华大学出版社,2005.10.
[5]Damodarn.Gujarati.计量经济学基础[m].中国人民大学出版社,2005.4.
能源经济研究篇5
[关键词]能源供给经济增长协整分析
能源是人类生存和发展的重要物质基础，是维系中国经济社会持续快速发展的重要保障。正确认识能源供给与经济发展之间的内在关系，对于深入把握当前我国能源供给现状、科学规划能源发展战略都具有十分重要的意义。
一、数据协整分析
本文采用协整分析方法，就宏观经济运行与能源产量、各类能源产量以及能源缺口量之间的关系，进行量化评价。所涉及数据为：①国内生产总值（LGDp1）、能源生产总量（Le），时间跨度为1978年至2005年；②国内生产总值（LGDp2）、煤炭产量（LC）、石油产量（Lo）、天然气产量（Ln）、水电产量（LH），时间跨度为1978年至2004年；③国内生产总值增长率（LRGDp）、能源缺口量占能源总产量比重（LeG），时间跨度为1992年至2005年。（以上数据均选取对数值）。
1.aDF检验
根据数据处理需要，采用aDF检验，对所涉及数据进行平稳性检验，并做相应处理，以消除虚假回归。经检验（见表1），所有数据均满足协整分析要求。
表1aDF检验结果
数据说明：***代表1％的显著水平，**代表5％的显著水平，下表同。
2.Granger检验
根据数据处理需要，采用Granger检验，对以上三类变量内部的相互影响关系进行分析。根据检验结果（见表2），LGDp1变动会引起Le变动，LGDp2变动会分别引起LC、Lo、Ln变动，LRGDp变动会引起LeG变动，但LGDp2却与LH之间不存在这一关系。
表2Granger检验结果
3.协整检验
在aDF检验、Granger检验的基础上，采用eG检验进行协整分析，以进一步明确变量之间的因果关系及其长期稳定性（见表3）。
表3协整方程系数估计结果
同时，再次采用aDF检验，对协整方程（1）至（5）残差的平稳性进行检验。经检验（见表4），除方程（4）外，其余4个方程均为平稳序列。即，LGDp1与Le，LGDp2分别与LC、Lo，以及LRGDp与LeG之间的因果关系，具备长期稳定性。
表4协整方程系数估计结果
分析表3中的Dw值可以发现，协整方程（1）至（3）的误差项存在正自相关。这主要是由于我国能源产业经济影响具有一定滞后性，致使协整方程中部分重要解释变量有所忽略造成的。这里引入广义最小二乘法，在协整方程中加入自回归项aR（1）、aR（2），对这一影响进行滤除。表5表明，通过添加自回归项，协整方程误差项的自相关问题得以解决，同时，经调整后的协整方程的拟合优度有所提高，标准误差有所下降。
表5广义最小二乘法估计结果
二、基本分析结论
依据协整分析结果，我国能源供给的宏观经济影响主要呈现出以下特点：
首先，从长期看，国内生产总值变化会引发能源生产总量,以及各类能源产量的变化，且其变化方向是一致的。同时，受我国能源结构比例影响，GDp对于煤炭产量的影响要高于对石油的影响。
其次，从短期看，能源生产总量、煤炭产量、石油产量均会受到自回归项影响，其中滞后一期的aR（1）对能源生产存在正向影响，而滞后二期的aR（2）则对能源生产存在反向影响，且滞后二期系数的绝对值小于滞后一期的系数，这说明我国能源生产具有很大的惯性。因此，在经济增长和能源生产惯性的双重作用下，我国年能源生产总量、煤炭产量和石油产量都将会持续增加。
再次，我国现阶段能源生产缺口对经济发展影响不大，且随着经济增长率的提升，缺口会逐渐缩小。通过能源进口，可以弥补由于能源生产不足造成的缺口。
2002年以来，随着我国经济的迅速增长，能源需求呈现出大幅攀升态势，能源缺口量不断提升（见表6）。造成这一现实情况与以上协整分析存在较大差异的主要原因在于：本文仅是从宏观经济角度考察能源供求情况，而未涉及价格因素，但在现实中，由于我国能源价格形成机制还不能实现完全市场化配置，扭曲的能源价格不能直接反映能源供求情况，致使能够被经济增长弱化的能源缺口不降反升，从而抑制了能源供给的提升，造成现实数据与协整分析的不一致。以石油价格为例，目前我国原油价格已与国际市场价格接轨，而国内成品油价格却仍由国家发改委调控，中石油、中石化等企业的价格自主调控范围很小。因此当国际油价上涨时，国内原油价格随之调整，但成品油价格却滞后于这一调整，造成原油和成品油价格“倒挂”，严重影响了国内企业成品油的生产能力。
表62005年至2006年我国主要一次能源缺口情况统计表
资料来源：根据《Bp世界能源统计2007》有关数据整理，省略。
三、主要政策建议
随着未来中国经济的持续高速发展，对能源供给的拉动作用将逐步加大，能源消费需求将不断提高。为此，迫切需要从宏观层面，统筹协调经济发展与能源供给的关系，逐步建立起适应我国国情的能源供求保障机制。
1.完善能源供给结构
只有充分利用各种可以规模利用的能源资源，才能优化能源结构，满足未来能源需求。发达国家已经完成了化石能源的优质化，现在又开始大力发展低碳能源，向更高层次的能源优质化推进。我国能源也需要走多元发展的道路，加快能源结构调整，增加石油供应，显著提高天然气、核能、可再生能源在能源生产和消费中的比重，努力做到新增能源供应以高效能源、清洁能源、新能源和可再生能源等低碳或无碳优质能源为主。
2.理顺能源价格机制
各种常规能源特别是化石能源，大都是不可再生资源。能源价格应当充分反映资源稀缺程度，反映市场供需状况，反映生态保护和环境治理成本，这样才能向各类市场主体传递正确信号，从根本上促进能源节约和合理利用。应完善能源产品价格形成机制，逐步与国际能源市场互接互补；还应完善资源有偿使用制度、生态环境补偿机制，体现资源所有者、使用者和公共环境保护者的权利与义务，促进能源资源利用效率的提高，弥补能源资源开发带来的生态环境损失。
参考文献:
能源经济研究篇6
关键词：资源诅咒；能源供求比；经济增长
基金项目：国家社会科学研究项目(07BJY110)
作者简介：陈仲常(1949-)，女，重庆人，重庆大学贸易与行政学院，教授、博士生导师，主要从事产业经济与人口、资源与环境经济学研究。
中图分类号：F127；F224．0 文献标识码：a 文章编号：1006-1096(2008)03-0057-04 收稿日期：2008-03-28
发展与贫困是当今世界的主题之一，许多自然禀赋丰富的国家或地区，未必是经济增长最快的区域，甚至相反，自然禀赋丰富的国家或地区，却成为落后的区域，形成了所谓的“富饶的贫困”。经济学家们将这种现象解释为“资源诅咒”，其涵义是指自然资源对经济增长产生了限制作用，资源丰裕经济体的增长速度往往慢于资源贫乏的经济体。
一、关于此问题研究的基本情况
能源经济研究篇7
关键词：能源消费；经济发展；时间序列；格兰杰因果检验；解耦分析
中图分类号：F206文献标识码：a文章编号：1672-3104（2013）03?0029?07
近年来，各国学者就本国及本地区（例如马来西亚[1]、印度[2]、巴基斯坦[3]、韩国[4]、希腊[5]等国家以及亚洲[6]和独联体国家[7]等地方）的能源消费以及与经济发展之间的关系进行了深入的研究。他们从不同角度研究和关注能源消费量与经济发展之间的关系，以保证社会的可持续发展。例如，2006年申振东，杨保建[8]对可持续发展的战略选择进行研究，指出要求以最小的能源消耗实现最大的经济发展，使能源循环经济成为可持续发展的战略选择。杨子晖、宣宜、李艳云、袁鹏及陈正等[9?13]分别对能源消耗与经济增长、碳排放、经济?环境系统协调发展等进行了不同角度的研究，说明了能源消费与经济发展息息相关，提倡全民实行节能、低碳的生活，以确保可持续发展。最近，abdulJalil，meteFeridun[14]对中国的经济、能源、环境污染之间的关系进行了分析，认为经济发展能降低环境的污染，而能源消费导致碳排放增加。Usamaal-mulali和ChenormeeBintiCheSab[15]运用面板数据对非洲南部30个国家的经济发展、能源消费和二氧化碳释放量进行研究，指出能源消费对于经济的增长有很大的推动作用，要求提高这些国家的能源生产率。本文首先使用计量经济学中的协整分析[14，16]方法以及格兰杰因果检验来进行分析，然后对我国能源消费与经济发展的关系进行解耦分析。
一、时间序列的平稳性判断
通常很多非平稳时间序列进行自然对数变换处理或是差分处理都可以实现平稳，本文将RGDp序列和eneRGY序列分别进行一阶差分后，再进行序列的自相关和偏自相关分析，发现两序列的一阶差分序列仍是非平稳的。所以再次对原序列进行二阶差分后作各自的自相关与偏自相关图（如图5和图6）。由图可知RGDp序列和eneRGY序列的二阶差分序列的自相关系数很快地趋于0，即落入随机区域，时序是平稳的。
（二）序列的单位根检验
由上面的aDF检验结果可知，RGDp序列和eneRGY序列以及各自序列进行一阶差分后的序列均为非平稳序列，而RGDp序列和eneRGY序列的二阶差分序列在5%的显著水平下均通过aDF单位根的检验都是平稳序列。对于平稳序列可进一步分析两序列之间的一些关系。
二、协整检验
从表3可以看出：在滞后一阶的情况下，能源消费总量与人均GDp互为因果关系，即存在由能源消费总量到人均GDp的单项因果关系，同时也存在由人均GDp到能源消费总量的单项因果关系，也就是所谓的双向因果关系。在滞后二阶的情况下，人均GDp仅是引起能源消费总量单项变化的原因，而在滞后三阶的情况下，能源消费总量是人均GDp的单项的因果关系。
五、能源消费与经济发展的解耦分析
由上面的分析可知，能源消费与经济发展存在一定相互的关系，而且根据时间序列可知，这种关系在运动发展中相互干扰，这就是所谓的“耦合”关系。为进一步探讨能源消费与经济发展之间的关系，下面利用解耦理论来加以讨论。解耦（decoupling）又称退偶或脱钩，2002年，经济合作与发展组织（organizationforeconomicCo-operationandDevelopment，oeCD）提出了解耦指数[17]，自此，解耦模型得到了推广。目前解
六、结论与建议
文章的实证研究表明：
（1）中国能源消费总量以及人均国内生产总值之间存在协整关系，即两者存在着一种长期的稳定的关系。
（2）通过格兰杰检验，可知中国能源消费总量以及人均国内生产总值互为因果关系，即能源消费总量会引起人均国内生产总值的变化，反之人均国内生产总值的变化也会引起能源消费总量的变化。
（3）中国能源消费与国内生产总值处于相对解耦状态，且煤炭、石油以及总的能源消费与经济发展的解耦指数其趋势基本保持一致，且总的解耦指数呈现下降趋势。
根据能源消费总量与经济发展的以上分析，提出建议如下：
（1）经济发展与能源消费息息相关，但是不能以消耗大量的能源为代价去发展经济，因为目前中国所使用的能源主要是一次性能源，不具有可再生能力。一旦世界的能源被耗竭，不仅是经济发展停滞，整个社会将会处于瘫痪状态。所以全社会应该要注意节约能源使用。
（2）根据格兰杰因果检验，既然能源是经济发展的原因，所以除了节约能源之外，我们要努力寻找可替代能源，尽量用可再生能源代替一次性能源的使用。
（3）经济发展也是能源消费总量的格兰杰原因，只有经济发展了，技术才会进步。技术的进步，一方面提高了能源的使用效率，从而节约了能源；另一方面，技术的进步，可以使用更多的可再生能源。所以建议利用现代科学技术提高能源的使用效率以及让更多的可再生能源得以推广使用[18]。
（4）水、电等清洁能源的解耦指数一直以来相对很小，即在最近20年的中国经济的快速发展中，其清洁能源的消费的增量很小，而煤炭、石油等能源的消费增量相对大，因此要求进一步提高清洁能源的生产、开发和利用。
参考文献：
JamesB.ang.economicdevelopment，pollutantemissionsandenergyconsumptioninmalaysia[J].Journalofpolicymodeling，2008，30（2）：271?278.
Ching-ChihChang，ClaudiaFabiolaSorucoCarballo.Causalitybetweenenergyconsumptionandeconomicgrowthinindia：anoteonconflictingresults[J].energypolicy，2011，39（7）：4215?4221.
anjumaqeel.therelationshipbetweenenergyconsumptionandeconomicgrowthinpakistan[J].asia-pacificDevelopmentJournal，2001，8（2）：101?113.
wankeunoh，KihoonLee.energyconsumptionandeconomicgrowthinKorea：testingthecausalityrelation[J].Journalofpolicymodeling，2004，26（8?9）：973?981.
GeorgeHondroyiannis，SarantisLolos，evangeliapapapetrou.energyconsumptionandeconomicgrowth：assessingtheevidencefromGreece[J].energyeconomics，2002，24（4）：319?336.
Chien-ChiangLee，Chun-pingChang.energyconsumptionandeconomicgrowthinasianeconomies：amorecomprehensiveanalysisusingpaneldata[J].Resourcesandenergyeconomics，2008，30（1）：50?65.
nicholasapergis，Jamese.payne.energyconsumptionandeconomicgrowth：evidencefromtheCommonwealthofindependentStates[J].energyeconomics，2009，31（5）：641?647.
申振东，杨保建.能源循环经济：可持续发展的战略选择[J].科技进步与对策，2006（2）：24?26.
杨子晖.“经济增长”与“二氧化碳排放”关系的非线性研究：基于发展中国家的非线性Granger因果检验[J].世界经济，2010（10）：138?160.
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）：82?95.
李艳，曾珍香，武优西，等.经济?环境系统协调发展评价方法研究及应用[J].系统工程理论与实践，2003（5）：54?58.
袁鹏，程施.中国工业环境效率的库兹涅茨曲线检验[J].中国工业经济，2011（2）：79?87.
陈正.基于经济增长与能源消费关系的中国能源消费预测[J].西北大学学报（哲学社会科学版），2011，41（5）：65?70.
abdulJalil，meteFeridun.theimpactofgrowth，energyandfinancialdevelopmentontheenvironmentinChina：acointegrationanalysis[J].energyeconomics，2011，33：284?291.
Usamaal-mulali，ChenormeeBintiCheSab.theimpactofenergyconsumptionandCo2emissionontheeconomicgrowthandfinancialdevelopmentintheSubSaharanafricancountries[J].energy，2012，39：180?186.
高铁梅.计量经济分析方法与建模—eviews应用与实例[m].北京：清华大学出版社，2006.
能源经济研究篇8
关键词：湖南省；能源消费；碳排放；低碳经济
中图分类号：F124.5文献标识号：a文章编号：1001-4942（2013）04-0149-04
2003年在英国能源白皮书《我们能源的未来：创建低碳经济》中首次提出了“低碳经济”概念，并指出低碳经济就是通过更少的消耗自然资源和更少的环境污染，来获得更大的经济收益[1]；2008年联合国环境规划署确定的6月5日“世界环境日”，主题就是“转变传统观念，推行低碳经济”；2009年6月美国众议院通过了《美国清洁能源安全法案》，确定了“总量管制和交易”制度，对高碳经济征税以补贴新能源，通过配额交易发展低碳经济，对不接受污染物减排标准的国家征收“碳关税”。“低碳经济”的概念提出后，学术界对低碳经济的相关理论进行了研究，各国政府也都纷纷提出了国家减排目标和政策措施，并且对在各个领域践行低碳发展理念达成了世界共识[2]。
2007年以来，伴随着中国经济高速发展所带来的一系列环境问题，低碳经济也越来越受到关注，国内相关专家学者对我国发展低碳经济进行了研究和探讨[3]；2007年9月8日，国家主席在apeC领导人会议上提出“发展低碳经济，努力建设资源节约型、环境友好型社会”的建议，并指出中国要发展低碳能源技术；2010年《政府工作报告》中将发展低碳经济列入当年工作重点之一。哥本哈根会议之后，低碳经济在国内成为热点话题。
发达国家是在走过了“高碳工业化”道路之后再来推进低碳经济。湖南省正处于建设“四化两型”社会的进程中，目前还处在工业化中期初始阶段，快速工业化进程将持续多年，而在寻求经济发展的过程中第二产业的发展是不可改变的，因此必须逐渐转向低碳化经济发展方式才能达到经济与环境的协调发展。
本文首先通过对2008～2010年湖南省主要能源消费的碳排放进行估算，然后依据碳排放量特征并结合湖南省发展的具体实情，提出控制碳排放的建议。
1湖南省碳排放现状
11湖南省能源消费现状目前，湖南省主要能源种类有煤品燃料、油品燃料、电能，而煤炭是湖南省最主要的能源消费燃料，其相对主要能源种类所占比重基本维持在70%左右（表1）。2008年，湖南省能源消费总量为1235531万吨标准煤，同比增长625%，其中煤炭消费量所占比重为6604%；2009年，能源消费总量为1333104万吨标准煤，同比增长790%，其中煤炭消费量所占比重为6582%；2010年，能源消费总量为1485224万吨标准煤，同比增长1141%，其中煤炭消费量所占比重为6288%。以上数据显示出了湖南省2008年至2010年间，主要能源占能源消费总量的比例正在呈逐年下降趋势，并且煤炭消费量所占比重也在逐年减小[4]。
131湖南的能耗水平依然较高2010年湖南单位GDp能耗为1170吨标准煤/万元（《中国统计年鉴2011》），与国内发达地区相比较较高，例如江苏省2010年的单位GDp能耗为0734吨标准煤/万元，浙江省0717吨标准煤/万元。而与中部其它五省（湖北、江西、山西、河南、安徽）相比，湖南的单位GDp能耗水平也偏高（表3）。
132湖南省第二产业所占比重较大2010年湖南省的地区生产总值达1603796亿元，而经济的高速增长主要来自于第二产业，2010年，第二产业产值占全省总产值的458%，并且比重呈上升趋势，5年内第二产业增长62个百分点，工业比例增长6个百分点。从三大产业的能耗比例来看，第二产业中尤其是工业的用能比例一直保持在70%左右，处于绝对的主导地位。2010年，工业耗能为1002108万吨标煤，占第二产业的9743%，占全社会消费总量的6747%（表4）。因此不管是产值规模还是其能源消费总量，第二产业在湖南省的经济发展中都是支柱产业。
总之，湖南的能源消耗形势和产业结构状况对于发展低碳经济存在一定的阻碍，形势也比较严峻，相比国内发达地区以及中部其他五省单位GDp能耗都处于较高的位置，清洁型能源使用比例偏低，产业结构也偏向于第二产业特别是工业部门。所以在发展低碳经济的过程中应重点考虑在能源结构及产业构成等方面进行治理，才能更好、更快地发展低碳经济。
2湖南省发展低碳经济的基础
近年来，湖南省对低碳经济进行了积极探索，为发展低碳经济奠定了一定基础。
21政策引导与支持
湖南省颁布出台了一系列促进低碳经济发展的政策，如《关于大力发展循环经济，建设资源节约型和环境友好型社会的意见》、《湖南省“十二五”环境保护规划》、《绿色湖南建设纲要》、《湖南省节能减排综合性方案》等，体现出湖南省委省政府对低碳经济发展的高度重视，也为全省低碳经济的发展奠定了良好的政策基础。
22低碳技术创新加强
一是燃煤、煤层气、煤矸石混合燃料发电等低碳技术的研发，积极利用CDm机制等碳减排项目，每年可带来5亿元以上的收益。
二是在绿色装备制造研究开发方面具有较强的技术力量和竞争优势，电动客车研发技术达到世界领先水平，风电技术、电气牵引技术、电动车辆制造技术均为国内领先水平，如南方集团电动客车、混合动力客车项目研发技术达到世界领先水平。
三大力推进新型工业化战略，发展现代化装备制造、电子信息、轨道交通装备、文化产业、低碳服务业等一些列具有低碳特征的产业。
3湖南省发展低碳经济的建议
31提高能源利用率，优化能源结构
目前，湖南省能源消费以煤炭为主，优质能源所占比重偏低，因此，大力发展可再生能源，如环保型清洁能源，是今后湖南省能源结构优化的重点。目前湖南省已经展开对新能源的开发和利用，研制出一种高科技新能源产品——环保型高能醇基液体燃料并已投入使用。醇基液体燃料不仅用于日常生活，更可以广泛用于工业，从而提升新能源在能源总体消费中的比重。
32引进低碳技术，提高能源生产加工效率
综合运用煤炭高效开采技术和配套装备，以及煤炭高效燃烧、洁净转化、综合利用等洁净煤技术，减少粉尘等污染，提高煤炭综合效率，重点建立由清洁能源和可再生能源生产技术、新能源装备加工制造技术、建筑节能技术、绿色交通装备技术等组成的多元化低碳技术体系，有效降低煤炭、石油等一次性能源消费的碳排放量。
33着力培育规模化的以低碳排放为特征的产业体系
331低碳工业体系湖南省经济发展主要依赖第二产业特别是重工业，工业的能耗强度远远高于第一产业和第三产业，正因为产业结构影响能源消耗总量和经济能耗强度，所以第二产业是节能减排的重点行业。低碳工业的实质就是能源的高效利用、大力开发清洁能源、追求绿色GDp值增长的发展方向，其核心就是能源技术和减排技术的创新、产业结构和制度创新以及人类生存发展观念的根本性转变。主要有以下几方面：
第一，为了促进低碳产业发展，应加大政策支持力度，结合湖南省的特色，尽快研究和编制中长期的《湖南省低碳经济发展行动计划》、《湖南省低碳经济发展纲要》，明确发展低碳经济的基本思路、战略布局和战略措施，促进低碳产业的发展，探索创新碳排放目标责任机制和市场交易机制，不断强化企业和社会碳排放意识和责任。
第二，注重抓好重点工业行业节能减排的技术改造和淘汰落后产能，强化钢铁、石油化工、有色金属、交通运输、建材、机械、火力发电等重点行业的节能技术开发和推广，认真贯彻执行国家节能减排的税收政策，鼓励企业使用节能减排设备，提升技术装备和生产工艺水平，有效降低高能耗行业的能源使用强度，提高能源的利用效率。
第三，以“长株潭城市群两型社会建设综合配套改革试验区”和“长株潭综合性高技术产业基地”两大部级平台为依托，推动低碳产业集群的发展。优先发展低碳型的新兴产业和清洁能源，优先支持传统行业骨干龙头企业的低碳化改造，选择具有高市场容量、高附加值等市场前景好的低碳产业，建设专业性的低碳经济园区，推动低碳产业的规模发展。
332低碳农业体系湖南是一个农业大省，而农业生产过程中也会产生大量的碳排放，因此，对于低碳农业的发展也应大力推进。发展低碳农业的途径有：
第一，大幅度减少化肥和农药的使用量，进行测土配方施肥、增施有机肥、缓控释肥；充分利用农业的剩余能量作为饲料、菌类基料、工业原料和发电原料。
第二，发展商品有机肥产业，推广种养一体化的循环农业，加强畜禽粪便的无害化处理、资源化利用。
第三，加快太阳能和沼气技术的推广和普及，解决秸秆综合利用的关键技术问题，推广“猪—沼—果/菜/鱼/”的沼气模式，不仅可以改良土壤，还具有良好的经济效益，从而实现生物资源的综合利用[6]。
333低碳服务业体系第一，全面放宽市场准入，鼓励社会资本投资服务业，同时加大财政引导与投入，支持文化创意、电子商务、软件和服务外包、教育培训、健康等现代服务业重点项目的引进和建设；通过用地优惠、基础设施配套等灵活多样的方式，加大对物流等生产业重点集聚区的建设力度；通过设计个性化的金融产品、建立适合服务业发展的投融资平台等，创造有利于生产业发展的融资环境。
第二，大力推进低碳金融发展。一是发展绿色碳基金，制定绿色碳基金管理办法，重点支持低碳经济公益活动。二是借鉴国外先进经验，建立碳排放交易市场，逐步推广碳排放交易，协同银行、保险等机构，实现碳期货、碳证券、碳基金等各种碳金融衍生品的金融创新。湖南可以建立省级的“森林碳汇”交易市场，推动以森林生态价值补偿为基础的“碳汇”项目的发展。
第三，打造“公交城市”的品牌。2012年10月底，湖南省首次获批“全国公交城市”试点，以此为契机，湖南省应加大投入，大力发展城市公共交通事业，切实推进低碳出行的发展。
参考文献：
[1]
贾凤兰，林巧燕什么是低碳经济[J]求是，2009，19：5.
[2]黄栋论促进低碳经济发展的途径与潜力分析[J]国际技术经济研究，2009，5：22-25
[3]庄贵阳中国经济低碳发展的途径与潜力分析[J]国际技术经济研究，2005，3：3-10
[4]赵荣钦，黄贤金基于能源消费的江苏省土地利用碳排放与碳足迹[J]地理研究，2010，9（9）：1640-1641
能源经济研究篇9
自1950年美国展开科技指标研究以来，经过学术界的大量探索，区域科技创新评价得到不断发展。文献回顾发现，我国相关研究可归纳为投入产出和知识创新两大视角。投入产出视角聚焦于科技创新过程，以科技创新投入和产出为基础，通过一定的拓展和延伸构建评价指标体系，例如:赵峰等从科技环境、科技投入、科技产出、科技促进可持续发展等方面对湖北各市县科技创新能力进行综合评价;王亚伟等从科技进步基础、科技活动投入、科技活动产出、科技活动促进社会发展等方面开发科技创新能力评价体系。知识创新视角侧重以知识创新及利用为核心的科技创新构成要素，例如:王里克等从知识创造、知识流动、企业科技创新和科技创新环境等方面构建区域科技创新能力评价模型;苏多杰从知识创造、知识流动、企业科技创造、科技创新环境和科技创新的经济绩效等方面对青海科技创新能力进行实证评价。本文将从投入产出视角构建评价指标体系，因为该视角能动态揭示在资源型经济转型过程中从科技创新资源投入到产出的整合过程，突出科技创新对资源型经济转型的驱动效果，以挖掘科技创新在资源型经济转型中存在的问题本质，为科学决策提供依据;同时，区域科技创新能力评价具有不确定性和可拓展性，因此，本文围绕科技创新在资源型经济转型中的特点及功能，根据科学性、系统性、导向性、可行性等设计原则，从投入产出视角将评价指标体系分为科技创新基础、投入、产出和效益4大模块。
(1)科技创新基础反映资源型地区科技创新的基本发展状况，是推进科技创新所必要的外部环境及物质技术条件，由科技人力资源、物质条件、基础设施和科技意识构成。科技人力资源是实际从事或有潜力从事科学研究与技术开发的人力资源，是科技创新推动资源型经济转型的基础性智力资本。科技物质条件和基础设施作为科学研究与技术开发的重要载体，是科技创新的物质基础。科技意识则是一个地区推动科技创新的基本前提，它在很大程度上影响科技创新的推进效率与效能，加强科技意识对于资源型地区摆脱资源束缚、推动经济转型发展具有重要意义。
(2)科技创新投入是投入到科技创新活动中人力和财力的总和，是有效开展科技创新活动的基本保障，也能反映出资源型地区对科技创新的推动力及意志决心。其中，创新活动能否达到理想目标在很大程度上依赖于人力投入，尤其是R＆D人员的投入。财力投入是开展科技创新活动的资金保障，资源型经济转型需将大量资金投入到科技创新中，促进资源型产业改造升级和高新技术产业孵化。
(3)科技创新产出是创新主体在一定创新基础及投入条件下通过配置各种资源所取得的创新成果，从科技活动直接产出、科技成果市场化和产业化3个方面评价。资源型地区的产出主要是资源及相关衍生品，科技创新成果相对较少，产出指标能直接反映出科技创新对资源型经济转型的作用效果。其中，科技活动直接产出是由创新活动取得的科技成果，反映了一个地区科技创新的积淀深厚程度;科技成果市场化是这些科技成果实现市场价值的重要体现;科技成果产业化则是进一步将科技成果转化为现实生产力，是以科技创新驱动资源型经济转型的关键。
(4)科技创新效益。科技创新能力及其实践的有效性最终要体现为科技创新效益。基于资源型经济转型特点，将从经济效益、高新技术产业化效益和环境效益3个方面来衡量。首先，科技创新能力应最终体现在对该地区经济效益的贡献上，提升资源型地区的人民生活水平、促进经济更好更快发展是衡量科技创新能力的重要因素;高新技术产业化是将市场化的科技成果以一定规模的商品生产转化为生产力的过程，最终体现为高新技术产业化效益;此外，资源型经济长期对生态环境的严重破坏已成为制约经济可持续发展的主要瓶颈，因此评价科技创新能力不应以经济增长为唯一目的，要充分考虑科技创新带来的环境效益。综上，该评价体系由科技创新基础、投入、产出和效益4个一级指标、12个二级指标和35个三级指标构成。
2实证评价过程
以《全国科技进步监测报告》、《中国科技统计年鉴》、《中国统计年鉴》等数据源为基础，对山西省科技创新能力进行纵向和横向分析，纵向分析选取2007—2013年相关数据，横向比较选取2013年全国31个省(区市)的数据。主要采用因子分析法进行实证评价，该方法对多变量的大量样本数据的抽象分析具有较好效果，能避免主观偏差，剔除多重共线性的影响，增强评价客观性，适合本文基于大量样本数据的多因素评价。同时，由于二级指标纵向分析中涉及样本有限，为避免因子分析法导致统计结果的不稳定，采用德尔菲法对相关指标进行权重赋值，课题组邀请6位专家对相关权重进行了5次意见征询。
2.1纵向分析
采用SpSS17.0进行统计分析。首先对原始数据进行标准化，以消除变量间在数量级或量纲上的差异对评价结果产生的影响;然后对标准化数据进行因子分析，Kmo值均大于0.5，主因子累计贡献率大于90%，说明采用主因子评价是理想的。提炼出特征根大于1的主因子，计算主因子得分，并以主因子对应的方差贡献率为权数，计算2007—2013年山西省科技创新发展的因子得分(见表2)。根据专家权重赋值，运用加权平均法对二级指标的纵向分析结果如表3至表6所示。由于数据标准化将各指标均值设为零，负值表示该年度相应指标值低于7年间平均水平。
2.2横向比较
同理，相关横向比较的统计分析结果见表7所示。在因子分析中，Kmo值均大于0.5，选取的主因子的累计贡献率均大于75%，说明该评价有较好效果。由于数据标准化处理，负值表示该地区的相应指标值低于全国平均水平。
3实证评价结果分析
山西省科技创新能力从总体上呈快速发展趋势，这表明山西省以加快转变经济发展方式为主线，大力实施科技兴省战略，使科技创新能力显著提升;但也看到，2013年山西省在全国排名第23位，且明显低于全国平均水平，可见，以科技创新驱动山西省资源型经济转型任重道远。具体从以下4个方面进行分析:
(1)科技创新基础。科技创新基础的稳步发展主要源于科技人力资源及基础设施建设，而科技物质条件在较大的徘徊震荡中呈下降趋势，科技创新意识虽自2012年后有所提升，但总体发展滞缓。据表7，山西省的科技创新意识在全国排名第25位，是造成山西省科技创新能力低于全国平均水平的重要原因。据统计，2013年山西省万名就业人员专利申请量、科研与综合技术服务业平均工资与全社会平均工资比例系数、万人吸纳技术成果金额3项指标均低于全国平均水平50%左右。可见，山西长期以来的资源依赖型增长模式形成的固有发展思维，导致以科技创新促进经济转型的思想意识薄弱。此外，作为持续推动科技创新的重要载体———科技物质条件，其发展趋势及现状也不容忽视，其中2013年科研综合技术服务新增固定资产占全社会新增固定资产比重低于全国平均水平近60%。
(2)科技创新投入。结合表2、表4，科技创新投入总体上呈增长趋势，但财力投入发展势头良好、人力投入震荡性走低构成其非协同性发展特征。近年来，山西省通过积极的财政政策、完善投融资体系等路径，在推进科技创新财力投入方面取得一定成效，但在人力投入的增量及总量上却发展缓慢。据表7，山西省人力投入在全国排名第23位，是导致其科技创新投入低于全国平均水平的重要因素。据统计，2013年山西省万人R＆D研究人员数为7.25人/万人，全国平均水平为11.23人/万人。因此，山西省在加大科技创新财力投入的同时，亟需在创新型人才开发与培养方面得到快速发展，促进知识积累、技术积累和专业化的人力资本积累。
(3)科技创新产出。据表2、表5，科技创新产出总体上得到逐步提升，但具有较大的内在波动性。其中，科技活动直接产出经2007—2010年低潮后，从2011年最高点持续下跌至7年来最低点;科技成果市场化和产业化虽在2013年有所回升，但发展过程均呈较大波动，产业化还存在严重滞缓。据表7，山西省上述指标及综合排名均靠后，且与全国平均水平差距较大。其中，科技创新直接产出尤其落后，2013年山西省万名就业人员发明专利拥有量、获国家科技成果奖系数均低于全国均值60%。在科技成果市场化上，2013年山西省万人技术成果成交额、万名R＆D活动人员向国外转让专利使用费和特许费等指标值不到全国均值的15%，且从其较大的波动性发展可看出高校、科研院所、企业之间的产学研合作不紧密，并存在短期性和不稳定性。在科技成果产业化上，2013年山西省高技术产业增加值占工业增加值比重(1.80%)与全国平均水平(7.75%)差距很大，加之其波动性滞缓，均表明高新技术产业化亟待得到突破性发展。
(4)科技创新效益。科技创新效益的稳步提升主要归功于经济效益的发展。虽然近年来山西省环境治理取得一定成效，环境质量指数、环境污染治理指数基本达到全国平均水平，但自2012年呈下滑趋势;更值得关注的是，在经济效益稳步增长的同时，高新技术产业化效益自2007—2011年低潮后在2013年有明显降幅，在全国排名倒数第一。据统计，2013年山西省高技术产业劳动生产率(7.16万元/人)远低于全国平均水平(22.11万元/人)，高技术产业增加值率也比全国平均水平低出40%。可见，山西省以消耗资源、污染环境为代价的资源依赖型增长模式并未根本改变，转型发展仍存在明显的结构刚性，同时也凸显了这种结构刚性对科技创新形成的挤出效应;正是如此，也导致其科技创新效益在全国综合排名靠后，与全国平均水平差距较大。因此，促进高新技术产业化效益，加快产业结构调整是提升整个科技创新效益的关键。
4对策与建议
以上对山西省在资源型经济转型中科技创新发展现状进行了分析，针对存在的问题，提出以下政策建议:
(1)增强科技创新意识。要深刻认识科技创新对山西省资源型经济转型的驱动作用，以及科技创新的前瞻性、长期性和间接性价值形态，将科技创新提高到战略层面，结合资源型经济转型综改试验区发展规划，制定《山西省科技创新长期发展战略规划》，将科技创新活动与长期转型发展目标有机结合。此外，应在全社会积极营造科技创新的社会氛围，加大对科技创新的典型单位和个人的表彰与奖励力度，并建立完善的知识产权预警、协调和保护机制，完善知识产权保护制度，为创新研究成果提供法律保护，提高企业、高校、科研院所及广大科技人员从事科技创新活动的积极性。
(2)加强人才队伍建设。紧紧围绕资源型经济转型需求，整合高校科研资源，科学调整专业设置，并依托省内8所科研力量较强的本科院校，加强转型重点发展领域的学科建设，加快培养转型紧缺型人才。将产学研合作与人才队伍建设有机结合，鼓励高校/科研院所与企业合作培养人才联合培养人才和创新团队。通过设立各类科技计划项目、国际合作项目培养本省科技人才。采取多种形式和手段，吸引转型发展亟需的新兴产业高端创新人才以及重点学科、重大工程所紧缺的高层次人才。制定灵活的人才引进政策，采取产业吸引、项目吸引、核心人才带动等方式，促进人才引进。同时，要创新人才发展，为人才提供广阔的事业空间和良好的成长环境，以吸引并留住人才。
(3)有效促进科技创新成果。加大科技创新奖励力度，制定灵活的人才贡献与报酬挂钩政策，并让创新人才直接通过技术作价或入股等各种形式参与科技成果分配，建立符合科技发展规律的激励机制。加大科技创新项目扶持力度，完善山西省科技项目管理体系及政策，促进科技创新项目与高新产业发展战略规划紧密结合，在重点支持对山西资源型经济转型有直接影响的重大项目的同时，也要大力支持创新人才的探索性自主研究，鼓励基础性、原创性科研活动。加大国际、国内的学术交流与科研合作，避免重复研究;鼓励打破学科界限，促进交叉学科发展;在学术界培育“勇于创新、追求真理、宽容失败、崇尚科学”的良好文化风尚。
(4)持续推动产学研合作发展。以市场为主导，支持和引导企业与高校/科研院所通过合作开发、技术转让、技术入股等各种形式的产学研联合;鼓励那些与资源型经济转型相关的科研项目直接进入企业，形成企业的技术开发机构;鼓励一些科研机构通过联营、参股、控股等形式组建科技型企业。在高校/科研院所内部建立与之相适应的管理体制，将成果转化、产学研合作成效纳入对其领导班子及主管领导的业绩考核;鼓励和支持高校/科研院所的科研人员兼职从事成果转化和产业化工作。建立和完善科技服务中介体系(如科技成果交易中心、无形资产评估事务所等技术市场组织)，并进一步规范技术交易、中介、咨询、评估等科技服务法规，为产学研合作搭建服务平台，持续推动科技成果市场化。
(5)加快推进高新技术产业化。制定和完善《山西省高新技术产业发展战略》，围绕资源型经济转型发展，以“高规划、高质量、高效益、高产出”为目标，引导本地区科技创新和高新技术产业的健康发展，并采取具体措施加快推动高新技术产业化发展。例如，重点支持和引导新能源、节能环保、生物、新一代信息技术等山西省战略性新兴产业的发展;以人才、基础设施、共性基础关键技术联合攻关为纽带，科学规划，协调组织，构建产业技术创新联盟;以自主创新基地及特色园区为依托，构建高新技术产业集群;加大对科技型中小企业的扶持力度，培育高新技术产业化的主力军;鼓励引导现有低成本型高新产业向创新型转变。
能源经济研究篇10
关键词：能源消费；经济增长；能源消费弹性系数；湖北省
中图分类号：F592文献标识码：a
文章编号：1005-913X（2012）09-0034-02
ananalysisontheRelationshipBetweeneenergyConsumptionandeconomyGrowthinHubeiprovice
LUFang
（CollegeofLiteratureLaw&economicsofwuhanUniversityofScience&technology，wuhanHubei，430065）
abstract：energyisanimportantmaterialbasisforeconomicandsocialdevelopment，anditiscloselyrelatedtoeconomicdevelopment.Firstly，theauthoranalyzesthestatusandcharacteristicsoftheenergyconsumptioninHubeiprovince，andthentheauthorteststherelationshipbetweenenergyconsumptionandeconomicgrowthusingannualdatafrom1980-2010inHubeiprovince.theresultsshowthatthereislong-termstablerelationshipbetweenenergyconsumptionandeconomicgrowthinHubeiprovince，butthereisnoGrangercausalityrelationshipbetweenthem.ByestimatingtheenergyconsumptionelasticityinHubeiprovince，theauthorfoundthattheenergyconsumptionelasticitycoefficientishighandenergyefficiencyneedtobeimproved.
Keywords：energyconsumption；economicdevelopment；energyconsumptionelasticitycoefficient；Hubeiprovince
能源是人类生存和社会生产活动的物质基础，任何一个国家或地区的社会经济发展及人民生活水平的提高，都需要能源作为支撑。大多数国家的发展实践证明，一国或地区的经济增长，特别是处于工业化发展阶段的国家或地区的经济增长多以能源大量消耗为前提，中国也不例外。从改革开放开始，我国就进入了从农业化向工业化转型的历史时期，进入21世纪后，我国工业化水平进一步提高，对能源的需要和消费也在进一步增加。早在2002年，我国能源消费已位列全球第二，仅次于美国。根据中国能源研究公布的数据，2010年我国一次能源消费量为32.5亿吨标准煤，同比增长了6%，已成为全球第一能源消费大国。与此同时，尽管2010年度能耗强度比上一年进一步降低，单位产值能源消费量下降4%，但我国能源消费强度仍偏高，是美国的3倍、日本的5倍。随着经济的持续高速增长，能源日益成为我国经济增长的制约因素之一。从世界经济发展的长期趋势来看，我国不可能继续走“高能源消耗以支持高经济增长”的发展道路，提高能源利用效率，降低能源消费强度势在必行。
从20世纪70年代开始，能源消费与经济增长的关系逐渐成为经济界研究的热点问题。现阶段湖北省能源消费数量攀升，能源利用率却不高。本文在搜集整理大量相关数据的基础上，利用图形、表格以及计量经济学方法对此进行实证研究。
一、湖北省能源消费的现状和特点
（一）从能源消费总量来看，湖北省能源消费加速增长，在全国能源消费中的比重有所增加
根据能够查到的数据可知，湖北省1980年的能源消费总量2010.66万吨标准煤（当量值，下同），到1990年消费总量达到4002.39万吨标准煤，年平均增长速度达到7.19%；2000年的能源消费总量达到6156.28万吨标准煤，是1990年消费量的1.5倍，年均增长速度4.46%。进入21世纪后，能源消费总量加速增长，2010年湖北省能源消费总量达到15137.6万吨标准煤，10年的年均增速为9.6%。从时间上来看，湖北能源消费除1990年略有下降，1998年受经济危机的影响有所下降外，基本保持一种不断上升的趋势。在2000年之前，湖北省在全国能源消费总量中所占比重始终保持在4%左右。从2000年开始，这个比重在缓慢增加，到2010年该比重已上升到4.66%。
（二）从能源消费的产业构成来看，第二产业始终是全省能源消费的主体，但第三产业能源消费迅速增长
1990年湖北一、二、三次产业和居民生活能源终端消费量占全社会能源终端消费量的比重分别为5.3%、7.4%、9.3%和10.0%。其中第二产业的能源消费比重最大，超过3/4。此后第二产业在能源消费中的比重缓慢下降，到2009年首次降到70%以下。而与此同时，第三产业能源消费的比重稳步提高，从2005年的13.2%上升到2010年的17%。这说明湖北省仍是以工业为主，但第三产业快速发展。
（三）从能源消费的品种结构来看，煤炭仍然是该省能源消费的主体，新能源发展不够
煤炭消费在湖北省能源消费总量中始终占据主要地位，从2000年以来所占比重始终保持在70%以上。相比之下，湖北省新能源和可再生能源的开发利用严重滞后。风电刚刚起步，太阳能光热开发利用潜力大，但尚未进行大规模利用。生物质能仍在试点，尚未有效利用，核电还是空白。
（四）从能源自给率来看，湖北省能源的对外依存度较高，能源自给率较低
从指标上来看，能源自给率等于一国或一地区给定年度的能源生产总量与当年的能源消费总量之比。在湖北省，“缺煤、少油、乏气、多水”是该省能源的基本现状。从2005年到2010年，湖北省能源自给率分别为43.3%、34.7%、33.9%、41.5%、36.6%、35.2%。这种现象的存在，一方面是由于本省的能源资源存量较为匮乏；另一方面是由于“十一五”期间湖北省经济快速增长，对能源的需求量大幅提高。
（五）从能源强度来看，湖北省能源强度仍然较高
能源强度是指能源利用与经济或物力产出之比。从宏观角度而言，能源强度是一国或地区一次能源使用总量或最终能源使用与国内生产总值（GDp）之比，也称单位GDp能耗。该指标反映了经济对能源的依赖程度，反映了一国或地区综合能源利用效率。2006年，国家统计局《国家统计局关于建立单位GDp能耗等相关指标报送制度和修订能源统计报表的通知》，使单位GDp能耗成为各级政府部门的考核指标之一，该指标也成为备受关注的经济社会发展指标。针对这一形势，湖北省相应出台了《湖北省能源发展“十一五”规划》。“十五”时期，湖北全省万元GDp能耗下降14.7%，由2000年的1.77吨标准煤下降到2005年的1.51吨标准煤，年节能率达到3.13%，节约和少用能源800多万吨标准煤。（湖北省能源发展“十一五”规划）“十一五”期间，湖北省万元GDp能耗逐年下降，从2006年的1.45吨标准煤下降到2010年的0.95吨标准煤，累计下降幅度达到34.5%，圆满完成了国家“十一五”规划提出的下降20%的任务。
二、湖北省能源消费与经济增长的实证分析
（一）能源消费与经济增长的因果分析
本文将利用时间序列动态均衡关系的协整分析，对湖北省能源消费总量与经济增长之间的关系进行定量的实证研究。
在协整分析中，数据的选取和处理对于分析结果的科学性具有重要的意义。本文选取1980～2010年湖北能源消费总量（eC）与地区生产总值（GDp）数据作为样本数据。其中，能源消费总量采用当量值计算，单位为万吨标准煤；为了消除价格因素对经济增长实际水平的影响，地区生产总值（GDp）按1980年不变进行了换算，计量单位为亿元。
在进行协整分析之前，一般要先进行变量的单位根检验，只有同阶单整的变量之间才可能协整。检验时间序列平稳型的方法有多种，本文选用pp法对变量进行平稳性检验。利用eviews软件进行操作，结果发现虽然时间序列变量eC和GDp是非平稳的，但其二阶差分变量是平稳序列，满足协整关系检验的前提条件，因此可以进一步对其二阶差分变量之间的协整进行检验。检验结果见表1，表2。
因此湖北省能源消费总量和经济增长存在一种长期均衡，其均衡方程为：
GDp=-1636.91001979+0.559674770859*eC
协整检验结果表明：湖北省能源消费总量和经济增长之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系还需要进一步检验。本文采用Granger（1969）提出的因果关系检验方法对这一问题进行分析，结果如下（见表3）。
上图结果显示，1980年到2010年湖北省的能源消费总量与经济增长之间不存在因果关系，即GDp不是能源消费增长的Granger原因，能源消费也不是GDp增长的Granger原因。
（二）能源消费弹性系数分析
能源消费弹性系数等于能源消费量年平均增长速度与国民经济年平均增长速度之比。该系数从另一个方面反映能源与经济增长的相互关系。计算与分析能源消费弹性系数的目的，主要为了研究国民经济发展与能源消费间的关系，预测今后能源消费与国民经济的增长速度。该弹性系数越小，说明在产出增长一定的前提下消耗的能源越少，能源效率越高。湖北省从1981年到2009年的能源消费弹性系数详见图1。
从1981年到1990年的10年间，湖北省能源消费弹性系数一直维持在较高水平，其中有5年的系数大于1，平均系数0.85。从1991年到2000年这十年间，能源消费弹性系数都没有超过1，平均系数只有0.51，其中1998年由于全球经济危机的影响，湖北省改年的能源消费量有所下降，导致弹性系数为-0.08。从2001年到2009年这9年间，有3年的消费弹性系数超过了1，其中2004年弹性系数为1.75，2005年弹性系数为1.58。这两年正是湖北省经济快速发展的时间，因此对能源的需要量较大，能源消费的弹性系数也较高。从2006年开始，为服从国家“十一五”规划中节能降耗的指标任务，湖北省在发展经济的同时努力降低单位GDp能耗，提高能源利用效率，因此这期间的能源消费弹性系数缓步下降，从2006年的0.76下降到2009年的0.48，节能降耗效果显著。
三、结论与建议
尽管湖北省能源消费与经济增长各自的序列是非稳定的，但就长期来说，它们之间却构成了长期稳定的均衡关系。但能源消费和经济增长之间却不存在因果关系。同时湖北省2000年以后的能源消费弹性系数较高，显示出经济增长对能源的依赖。为此，本文提出以下建议。
一是以开展“两型社会建设”为契机，积极倡导资源节约型社会经济发展模式。推进重化工业集约发展，实现节能降耗；提高高新技术产业的比重，优化工业结构。
二是积极开发新能源。根据湖北省缺煤、少气、无油的能源特点，建议政府整合湖北高校的科研创新能力，加大对新能源的研发投入，减少污染严重的火电项目，不断提高能源的利用效率。
参考文献：
[1]湖北省统计局.湖北统计年鉴（2000）[m].北京：中国统计出版社，2000.
[2]湖北省统计局.湖北统计年鉴（2010）[m].北京：中国统计出版社，2010.35，292.
[3]张瑞.中国能源效率与其影响因素研究[m].北京：《经济日报》出版社，2011（27）.
[4]oh，w·，Lee，K.CausalrelationshipbetweenenergyconsumptionandGDp：thecaseofKorea1970-1999[J].energyeconomics，2004，26（1）：51～59.