能源消费论文范文
时间：2023-04-03 08:07:30
导语：如何才能写好一篇能源消费论文，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。
篇1
作为世界上最大的发展中国家，我国政府在2009年12月的哥本哈根国际气候会议上对全世界作出郑重承诺：到2020年我国单位国内生产总值的二氧化碳排放量比2005年下降40％～50％．而作为世界上最大的碳排放国家，我国的碳减排目标任重而道远．当前，全球都在积极推行“低碳经济”，各国都在努力实现“绿色生产”，力求减少碳排放量．我国政府在“十二五”规划中提出节能减排的约束性目标，即单位国内生产总值能耗要降低16％，而二氧化碳排放要降低17％，主要污染物的排放总量要求减少8％到10％，同时把该目标进一步分解到全国各地区，要求各地区务必坚持绿色、低碳的新型发展理念，把节能减排作为贯彻落实科学发展观、加快经济发展方式转变的一个重要出发点，发展资源节约型、环境友好型的生产消费模式，进而增强自身的可持续发展能力．一直以来，二氧化碳排放问题作为全球变暖背景下的一个新标识，是国内外众多学者密切关注的重点．由于我国存在严重的区域经济发展不平衡和地区资源禀赋差异，中国各省市地区的碳排放也存在显著差异．要想制定出科学合理且有针对性的节能减排政策，就必须很好地把握中国各省市的碳排放情况，因此有必要对各省市碳排放量进行全面系统的测算．然而，截止目前，我国无论是国家层面的还是省级层面都没有直接公布二氧化碳排放量的官方统计数据，国内外学者的测算研究都是基于对能源消费量的测算．那么，我国各省份二氧化碳排放量到底有多少，哪些因素对二氧化碳的排放产生影响？这些相关影响因素对二氧化碳排放的影响程度又是如何呢？这些问题的解决与否关系到我国节能减排政策制定的科学与否，也关系到低碳战略实施成效的显著与否．节能减排工作的顺利开展，是我国经济社会保持可持续发展的关键．本文参照IPCC（2006）以及国家气候变化对策协调小组办公室［3］和国家发改委能源研究所（2007）［4］的方法，运用相关方法对各省市地区的碳排放量数据进行估算，比较详细估算了我国30个省市（直辖市、自治区）1997—2011年的二氧化碳排放量．
2各地区碳排放量的测算
考虑到二氧化碳排放的来源比较广泛，除了化石能源燃烧外，在水泥、石灰、电石、钢铁等工业生产过程中，由于物理和化学反应的发生，也会有二氧化碳的排放，而在所有工业生产过程排放的二氧化碳中，水泥大约占56．8％，石灰大约占33．7％，而电石、钢铁生产所占不足10％．为了进一步增强估算的全面性和准确性，本文不仅估算了化石能源燃烧所产生的二氧化碳排放量，同时也估算了水泥生产过程产生的二氧化碳排放量．另外，为精确起见，本文进一步将化石能源消费细分为煤炭消费、焦炭消费、石油消费、天然气消费，其中石油消费则更进一步细分为汽油、煤油、柴油、燃料油四类．所有化石能源消费数据都来自于历年《中国能源统计年鉴》．水泥生产数据来自于国泰安金融数据库．水泥生产过程产生的二氧化碳排放量具体计算公式如下：CC＝Q×EFcement．（2）其中CC表示水泥生产过程中二氧化碳排放总量，Q表示水泥生产总量，而EFcement则是水泥生产的二氧化碳排放系数．本文估算水泥生产的二氧化碳排放量时，仅仅计算了化学反应产生的二氧化碳排放量，而没有包含水泥生产过程中燃烧化石燃料而造成的二氧化碳排放量．表1列出了各类排放源的CO2排放系数．经过一系列准确计算，可以得到我国30个省市地区1997—2011年二氧化碳排放量的估计值.由表2的二氧化碳排放量估算值可以看出我国各省市地区碳排放量基本都呈现上升趋势，地区差异比较明显．为了更好的体现我国二氧化碳排放的地区差异性，将我国30个省（市、区）按照经济发展水平和其地理位置划分为三大区域，包括东部地区、中部地区以及西部地区．具体来讲，东部地区包括北京、河北、天津、辽宁、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东和海南这11个省（市）；中部地区主要包括黑龙江、吉林、山西、湖北、河南、湖南、安徽和江西这8个省份；西部地区则包括内蒙古、广西、云南、贵州、四川、陕西、重庆、青海、宁夏、新疆、甘肃、（由于缺乏数据较多，未估算其二氧化碳排放量）这12个省（市、区）．表3显示我国三大区域的碳排放量.表3的数据反映了我国及东中西部三大区域碳排放量情况．从总体上来看，1997—2011年我国的二氧化碳排放量呈现持续增长的趋势，从1997年的336565．69万吨增长至2011年的1066359．01万吨，增长幅度达到729793．32万吨，短短15年间排放量大约增长了2．17倍．由图1可以明显看出，在1997—2002年我国二氧化碳排放量处于缓慢增长的阶段，这个阶段我国的二氧化碳排放量年均增长为3．48％．这个阶段产生的原因主要是受亚洲金融危机影响，我国出口贸易缩减，这在一定程度上减少了二氧化碳的排放．从2003年起，亚洲各国陆续走出金融危机的泥潭，我国经济发展加速，但由于我国高投入、高消耗、高污染的粗放型经济增长方式，使得我国这一阶段的二氧化碳排放量处于快速增长期，2003—2007年我国二氧化碳排放量增速达到13．70％．之后我国二氧化碳排放量增速有所下降，2008—2011年增速为9．37％．虽然增长率依旧不低，但是相比于2003—2007年还是呈现下降趋势．这说明我国意识到能源环境的重要性，开始探寻低碳经济路径，为实现绿色生产付出努力．特别是在2008年10月29日我国公布的《中国应对气候变化的政策行动》白皮书，郑重声明了我国应对气候变化问题的积极态度和相关行动，更是明晰了我国未来低碳发展路径．从表3东中西部三大区域碳排放量情况可以明显看出，我国的碳排放区域差异性是比较显著的．总体来讲，我国二氧化碳排放量呈现由东到西依次递减的规律，东部地区碳排放量最多，中部地区次之，西部地区碳排放量最少．东部地区的二氧化碳排放在绝对量上大大超过中西两大区域．从图2可以看到，这三大区域二氧化碳排放均呈现逐年增长的趋势，且其增长规律均与全国二氧化碳排放量一样，可以分为三个阶段：从1997—2002年三大区域的二氧化碳排放量有升有降，总体来说处于缓慢增长阶段；从2003—2007年，三大区域的二氧化碳排放量均呈现不同程度的增长，整体处于快速增长阶段；从2008—2011年，三大区域的二氧化碳排放量处于增速下降阶段．图2是我国1997—2011年30个省市地区二氧化碳排放量均值的降序排列图．其中，二氧化碳排放量均值位于全国二氧化碳排放均值的省市地区有：山东、河北、江西、江苏、河南、广东、辽宁、内蒙古、浙江、四川和湖北．排名靠前的前五个省份是山东、河北、江西、江苏和河南，分别占我国二氧化碳排放总量均值的8．71％、8．00％、7．68％、6．21％和5．95％．我国的主要二氧化碳排放大省均为传统工业，能源消费以煤炭为主．二氧化碳排放量排名靠后的五个省份分别是天津、甘肃、宁夏、青海和海南，分别占我国二氧化碳排放总量均值的1．46％、1．44％、0．98％、0．40％和0．30％．图3是我国1997—2011年各省碳排放年均增长率的降序排列图．可以看到，二氧化碳排放年均增长率排名前五的省份是宁夏、内蒙古、海南、福建和山东，其中宁夏二氧化碳排放的年均增长率达到15．36％．宁夏出现较高二氧化碳排放速度的原因与其快速的经济增长密切相关，1997年宁夏的国内生产总值为210．92亿元，2011年为2102．21亿元，增幅达到1891．29，增长了8．97倍．第二产业的产值占国内生产总值的比重由1997年的41．6％增长到了2011年的50．2％，增长了8．6个百分点．快速的经济发展及不合理的产业结构刺激了二氧化碳的高速排放．除了以上二氧化碳排放年均增长率排名靠前的省份外，青海、陕西、广西和新疆的年均增长率也均超过了10％，高于全国8．59％的平均增长水平．排名靠后的五个省份为辽宁、山西、黑龙江、上海和北京，其二氧化碳排放的年均增长率分别为6．47％、6．16％、5．41％、4．32％和1．95％，其中北京二氧化碳排放年均增长率以1．95％位居全国最低.
3我国各省区二氧化碳排放影响因素的实证研究
影响二氧化碳排放的相关因素很多，比如地理因素、经济发展水平、产业结构、产权结构、能源消费结构、对外开放程度、投资水平、制度环境、城市化水平、能源价格等［5－8］．考虑到客观条件的限制，在考虑数据可得性基础上，本文构建面板数据模型研究产业结构、出口贸易、能源消费结构、城市化水平、国内生产总值对二氧化碳排放的影响．本文选择的面板数据模型如下：yit＝α＋Zitβ＋ηi＋εit．（3）其中，yit是第i个省份第t年人均二氧化碳排放量；α是常数项，β是回归系数；ηi是个体效应，主要用来控制各省份自有的特殊性质，εit是外生解释变量，主要包含国内生产总值（用gdp表示）、能源消费结构、城市化水平、产业结构及出口贸易等因素．其中，能源消费结构以煤炭消费量占能源消费量的比重度量（用energe表示），城市化水平以非农人口占总人口比重度量（用city表示），出口贸易以出口额占GDP的比重度量（用export表示），产业结构以第二产业占GDP的比重度量（用industry表示），同时对所有变量进行了取对数处理．结果显示，该面板回归模型拟合地较好，回归系数具有较高的显著性，其符号方向与现实情况较为符合．产业结构及国内生产总值对二氧化碳排放量的弹性系数较高，说明二氧化碳对产业结构及国内生产总值的变动比较敏感．第二产业占GDP的比重每增加1％，会使二氧化碳排放量增加0．9744％，这说明第二产业与碳排放呈现明显的正相关关系，第二产业是二氧化碳排放的主要驱动因素．经济每增长1％，二氧化碳排放量则会增加0．5812％，这说明经济增长也是碳排放量增多的一个重要因素，二者呈现正相关关系．能源消费结构与出口贸易与碳排放量的弹性系数在1％水平上不显著．
4结论与政策建议
篇2
上世纪80-90年代，中国的能源消费弹性系数平均为0.4，就是说，GDP每增长1个百分点，能源消费就增长0.4个百分点。据此，中国在考虑长期发展战略的时候，曾设想到2020年以前能源弹性系数为0.5，但由于近年来能源消费增长率大大超过了经济增长率，去年和前年的能源弹性系数已经分别上升到1.32和1.6。这是中国进入重化工业阶段的标志。
一、中国能源消费结构呈逆转趋势
90年代初，在工业产出中，轻重工业基本上各占一半，但是重工业比重去年以上升到67.5%，今年前7个月又进一步上升到69%。由于重工业单位产出的能耗是轻工业的4倍，工业化进入到重工业阶段必然会带来能源消耗强度的上升。这一点与其他工业先行国在进入重工业阶段后的能源消费特点没有什么不同。
然而，世界工业化国家的历史经验证明，在各国进入到重工业阶段后，从能源消费结构看，都出现了从以煤为主向以石油和天然气为主的转变。由于石油和天然气被称为“清洁能源”，热值高而有害气体排放少，虽然在进入重化工业阶段后能源消费的增长率会加速，但对环境的破坏性影响却不会随着能耗的上升而显著增强。
反观中国今年来的情况，进入重工业阶段后却没有出现能源结构的转换，从石油消费在能源消费中的比重看，1999年为24.6%2004年却下降到22.7%。虽然从2000年以来原油进口量以年均15.7%的速度增长，到去年以超过1.2亿吨，但由于同期国内原油产量的增速明显下降，石油在能源消费中的比重仍然下降了。那么能源消费结构的这种逆转，是暂时的还是反映了一个长期趋势呢？我认为是个长期趋势。因为，主要有两个因素将长期限制中国的能源消费结构向以石油为主转换。
首先是世界资源的不可能性，中国是一个石油资源稀缺国家，根据目前预测，中国在未来石油的最大年产量只能在2亿吨左右。从国际比较看，在工业化完成阶段，按桶计算的石油消费量，美国为人均28桶，日本和韩国为人均17桶，中国目前只有1.7桶，仅相当于美国的1/16，日本和韩国的1/10。
美国是世界上消耗能源最多的国家，日本和韩国却是工业化国家中能源利用效率最高的国家。如果按日韩的石油消费水平计算，到2030年中国基本上完成工业化的时候，每年的石油总消费量就要增加到36亿吨，这意味着将有34亿吨石油需要依靠进口。但是，世界石油资源并不丰裕，目前每年世界全部的石油生产量约为45亿吨，其中可贸易的量为22-23亿吨。即使今后世界石油产量和贸易量还会增长，相对于中国的巨大需求，仍然是远远不够的。
日本和韩国也没有什么石油资源，是依赖世界资源完成从以煤为主的能源结构向以石油为主转换的。但由于从人口看它们是中小国家，虽然人均石油进口量很高，可石油需求总量却不大。而中国是人口大国，没有可能依靠世界资源完成这个转换。2003年中国原油加成品油进口已达1.2亿吨，2004年又上升到1.5亿吨，已经把世界当年新增石油贸易量的40%拿到了中国，许多人甚至把油价上涨的主要因素归结到中国的需求。即便如此，还是难以挡住石油消费在中国能源总消费中的比重下降，这已经充分说明了中国依赖世界资源转换能源消费结构的困难。
其次，中国大量进口石油还可能导致越来越激烈的国际冲突，使进口石油的增长受到严重限制。事实上，在目前的世界石油可贸易量中，超过2/3为世界工业发达国家所占有。2004年，美国的石油进口量为6.4亿吨，欧盟为6.2亿吨，日本超过2亿吨。如果中国的石油进口超过了国际石油贸易的新增量，就会影响到发达国家已经占有的国际石油贸易份额，从而引发同发达国家的石油矛盾。因此，中国在未来的石油进口量肯定还会上升，但是进口达到一定规模，不仅有经济的可能性问题，还有政治和军事安全问题。
由于石油是现代工业的基础，控制了石油就可以控制一个国家的经济命脉，所以在大国的国力较量中，石油就成为国家经济、政治和军事较量中的焦点。美国自2001年以来已经对阿富汗和伊拉克进行了军事占领，目前又在中亚一些国家不断策动“”，还以反海盗为名，在马六甲海峡建立了军事存在。通过这些已经可以很清楚地看出，美国近年来的军事部署是围绕中东和中亚石油资源区进行的。如果中国的石油需求高度依赖从这一地区进口，不仅未来的经济安全度难以预测，甚至政治上的独立都会受到威胁。因此，依赖海外资源实现能源结构转换，即便经济上可行，政治上也不安全。
所以，从长期看，中国的工业化将很难实现与其他工业化国家同样的能源结构转换。由于中国的煤炭资源相对于石油比较丰富，在未来发展中，中国必将更多地依靠煤炭来支持，因此，煤炭在能源消费比重中的持续上升和石油消费比重的下降，将会是一个长期趋势。
二、未来10年中国环境将持续恶化
如果中国在进入重工业阶段后的能源结构是以煤为主，就将面临日益艰巨的环境挑战，因为到目前为止，世界上还没有一个国家是在以煤为基础的能源结构上完成工业化的，而在目前的中国，燃煤所导致的有害气体排放，已经占到各种有害气体排放量的65%--90%，每年排放总量约8000万吨。
如果按2000年以来中国能源消费的增长率和石油消费比重下降的情况来推算，到2020年，中国的能源消费总量将达到90亿吨标准煤，而煤炭消费的比重将不得不上升，且占全部能源消费的75%，折合煤炭产量就是近95亿吨，由煤炭燃烧所排放的有害气体按目前的环保水平来推算，也要达到近4亿吨，即比目前增加5倍，这当然是一个灾难性的后果。
有人说，既然能源消耗与环境灾难是因为进入重工业阶段所产生的，那么中国是否可以绕开这个阶段呢？由于重工业化还带来了其他许多诸如资源与投入等方面的问题，目前许多人正在争论中国是否应该走重工业道路。
中国进入重工业阶段的原因是由于在目前的人均收入水平上，已经引发了居民对住房和汽车等新一代高档耐用消费品的需求，而这些耐用消费品都必须以重工业来支撑。所以，中国应不应该、走不走重工业道路的问题，实际上是在未来中国居民应不应该提高消费档次的问题，而这个问题本来就不应该有争论。因为这是中国人民对美好生活的追求，否则中国发展社会生产力和搞现代化还有什么意义？
也有人举出香港、新加坡等地区和国家的例子，说明本国的重工业产品需求可以通过国际交换来满足。但是与石油的情况一样，对于只有几百万乃至几千万人口的小经济体来说，通过国际分工与交换，的确可以满足国内需求，使本国经济发展绕开重工业阶段，可是对中国这样有着巨大人口的经济体来说就不可能。石油不可能，钢铁、化工和机械都不可能。所以，中国的现代化建设还必须走过重工业阶段才行。如此，能源的消费就减不下来。
也有人说，中国不是要建设“节约型社会”吗？走“循环经济”的路子是否可以大幅度减少能源需求呢？例如，用废钢铁就可以减少90%以上的能源消耗和有害气体排放。但是我们必须看到，由于循环经济是对已经加工使用资源的回收与再利用，因此发展大规模的循环经济，必须是大量社会产平已经到了使用寿命的终结期才有可能。这就是为什么发达国家的循环经济可以很发达，而在发展中国家却规模有限的原因。
在目前的中国，以钢材消费来说，房地产占了一半多，机械工业占了20%，汽车工业占了5%，而从2004年看，城市房屋建筑面积中有60%以上是近5年建造的，社会汽车和机械保有量中，也有近60%是只使用了5年的。如果房屋的平均使用年限为50年，汽车和机械的使用年限为15年，那么至少在未来10年之内都不会有大量报废的钢铁进入可回收期。其他有色金属和塑料的情况与钢铁是一样的。所以，至少在未来10内，我们不能指望依靠发展循环经济来实现大规模节能。
有研究表明，以大气环境来说，目前的环境容量空间只剩下25%，如果煤炭在能源消费中的比重还要继续上升，可能用不了多少年就会达到环境容量的极限。如果中国不可能绕开重化工道路，国际资源又不能支撑中国实现从以煤为主向以油为主的能源结构转换，则中国的工业化就必须选择新的道路。我们现在经常说中国要走“新型工业化道路”，以前的含义是指要从粗放型增长转向集约型增长，然而从能源和环境的制约关系看，这个“新”字更应该是指中国必须走上一条世界各国从未走过的技术道路，即必须在新的能源与原材料基础上完成工业化建设。因此，中国的新兴工业化道路，不仅对自己的过去是“新”，对世界来说也是新的。
正因为中国的新兴工业化是前无古人的工业化，因此中国在探索新型工业化道路上必然充满了各种困难，肯定需要相当长的时间。而在成功地转向新的工业化道路前，则必须继续依靠传统能源和原材料，即必须在传统工业化道路上继续相当长的时间。因此，至少在未来10年，中国的环境由于煤炭燃烧比重上升，会持续恶化。我们对此必须有前瞻性，必须加大对环境保护的投入，以使中国经济能依靠煤炭，在传统工业化的道路走出足够长的时间。
三、建设节约型社会重在生产而不在消费
经济发展中的资源瓶颈使中国社会各界深感节约型社会的紧迫性。节约资源可从两个方面入手，一是生产，二是消费。从生产方面节约资源，主要是在生产过程中提高资源的使用效率，从消费方面节约资源，则要求人们减少对各种产品的消费。这两个方面，哪个应该成为节约型社会的重点呢？我认为是生产而不是消费。
从消费入手，无疑于是在提倡清心寡欲的生活，这与人们追求美好生活的愿望相抵触。日本是发达国家中资源利用程度最高的国家，是节约型社会的典型代表，但这并不排斥日本每千人的轿车拥有率超过600台。当然还是要培养居民的节约意识，鼓励人们在日常生活中养成节约的习惯。
有人说，为什么不可以用税收等经济手段限制对大型住宅和大排量汽车的需求呢？由于税收是价格的组成部分，加大对消耗资源多的消费品税收，当然能抑制对这类产品的需求。但是，如果市场价格已经可以反映出资源的稀缺程度，消费者自然可以从自己的收入水平和与产品价格对比中做出理性选择。例如最近由于汽油涨价，许多消费者认为如果每升价格超过4.5元，就会放弃买车的打算，或者选择小排量车型。所以，只要市场价格机制是有效的，政府就没有必要通过干预价格形成来影响消费。
还有人提出为了节约资源使用，应通过税收等手段提高资源的价格，这个观点我不同意。以中国自身的资源禀赋不足以实现现代化，中国已越来越深地融入世界资源与市场体系之中，如果中国对世界资源的需求增加，则世界资源产品市场的边际价格就会上升，等于所有从世界市场进口资源的国家都在共同分担这个价格上升水平，中国的负担就小得多。但是，如果中国在国内单独拉高资源价格，等于在自动放弃充分利用国际便宜资源的好处。同理，如果因为印度等其他国家对世界市场的资源需求度上升，中国也要为其分担资源产品价格上升的结果。所以，只要资源价格是正确反映了资源的稀缺程度，中国就没有必要主动拉升国内价格。
中国目前在生产中浪费随处可见，其原因主要在于使用中的设备技术落后，企业规模过小，在钢铁、水泥、电力、机械、建筑等许多生产领域，每单位实物产出量所消耗的能源和原材料水平都大大高出发达国家的平均水平。因此，在这方面有着巨大的节约潜力。所以，建设节约型社会绝不仅仅是个观念问题，更重要的是个物质基础问题，要通过立法和经济手段，强制报废一批落后的生产设备，采用财政补贴和国家对贷款贴息的办法，以及加速折旧的办法，支持企业尽快淘汰和更新设备。还要严格限制企业所使用设备的技术水平与规模水平，大力提成规模经济。
四、生产节约的重点是“增量”节约
生产节约可分成增量节约与存量节约。中国正处于工业化中期阶段，每年都需要消耗大量新资源，“增量”节约就是指如何提高资源的开采和加工效率，以提高资源的利用率。存量节约是指已经被加工成产品的资源，如何回收与再利用，这就是我们一般所说的“循环经济”。
发展增量节约与存量节约，都需要政府和社会投入大量才力，在财政和社会资源有限的条件下，也需要选择重点。而从中国的工业化发展阶段看，至少在未来10年内，生产节约的重点应放在增量节约方面。因为发展循环经济需要一定的社会产品积累，才有较大空间。以钢铁为例，建设工业化国家一般可以用两个钢铁指标来衡量，一个是钢铁生产能力的人均占有量，一个是人均钢铁蓄积量。从工业发达国家看，当基本上完成工业化时，人均钢铁生产能力大约为700公斤到1吨，人均蓄积量则在10吨左右。
当人均钢铁蓄积量达到10吨，钢铁的生产能力就会逐步衰退，这是因为在工业化完成阶段，居民对物质产品的消费已经基本上满足，消费开始转向服务业领域，钢铁工业主要是负担居民对原有产品更新的要求。而更新产品是以新顶旧，被淘汰和报废的产品，如汽车和房屋建筑，都包含着大量金属材料，而在报废的金属产品中，金属回收率一般都可以达到80%，这就为发展循环经济提供了广阔空间，发达国家的钢铁工业之所以电炉炼钢占到全部钢产量的80%，就是因为发达国家的炉料是以废钢为主。而中国这样的发展中国家，由于经济发展阶段的限制，直到去年人均钢产量也刚过200公斤，人均钢铁蓄积量只有1.5吨，所以，目前铁矿砂炼钢仍要占到粗钢产量的85%，其余15%用废钢炼钢，其中还有60%的废钢是靠进口。
所以，生产节约的重点应放在提高对增量资源的使用效率方面。由于中国经济规模已经很大，例如从金属蓄积量来看，目前已经等同于日本，发展循环经济的空间很大，现在就开始起步了。
五、最应节约的是土地和水：
不可贸易的资源才是经济发展中真正难以逾越的瓶颈，警惕中国经济走入有增长而无发展的歧途！
生产的节约就是要节约各种生产要素的使用。由于各国生产要素的天然禀赋条件不同，在生产中各类生产要素使用的密集程度不同。国际贸易的存在，对某些国内稀缺的生产要素可以通过贸易方式获得，但是，有些生产要素不能通过贸易，例如土地和水资源，所以，不可贸易的资源才是经济发展中真正难以逾越的瓶颈。
中国虽然号称地大物博，但人口众多，人均平原面积只有不到1000平方米，工业化过程中必须留足农业用地。因此，节约土地是比节约其他可贸易资源更为重要和紧迫的问题，同时也是以较少生产要素投入创造更多社会财富的最重要的途径。发达国家的实践说明，一国的财富形态约有2/3是房地产，食品吃了就没有了，衣服穿旧了就得扔，汽车也是减值的耐用品，只有房地产是可以保存财富的最主要形态。
对中国来说，由于土地资源极为稀缺，如果不能有效地提高土地的使用效率，很容易使中国经济走入有增长而无发展的歧途。例如，中国近年来新建的许多建筑容积率都很低，以城市“毛容积率”来说，即城市建筑物面积与城市建成区面积之比，全国平均只有0.5，最高的上海也不到0.8，而东经为2，香港为1.6，台北为1.2，即便在珠三角、长三角这些土地资源已经极度紧张的地区，在大城市中心区内，五六层的建筑物也随处可见。
我最近到浙江的一个城市，听说这里的土地开发都已经碰到“红线”，但在最近城市改造后新建的房屋中，大多还是6层左右的建筑。今年国家给浙江审批的土地利用指标只有23万亩，其中还有40%是给中央项目预留的，分到一个地级市只有2-3万亩，再分到县只有不到1000亩，这是造成今年浙江投资增长率猛烈下降的重要原因。而福建、广东和上海也面临着同样情况。以至于有人说中国经济增长的区域格局正在变脸，出现了东冷西热的局面。
篇3
关键词：能源供需；经济增长；实证
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）09-00-01
一、计量变量的选择
对能源供需与经济增长的关系进行实证研究，需要分析能源供给和消费的主要影响因素。从湖南省能源需求方面看，其主要影响因素有经济发展水平、人口变化、产业结构、能源利用结构四个方面。从湖南省能源供给方面看，其主要影响因素有经济发展水平、产业结构、能源生产结构这三个方面。
本论文根据湖南统计年鉴和湖南省统计信息网提供的1990年-2012年相关统计数据，获得湖南省能源需求情况、供给情况、经济发展情况、产业结构和能源利用结构等相关情况。其中代表变量设置分别为：D（湖南省能源需求情况）；S（能源供给情况）；GDP（经济增长情况）；E（第二产业结构比重）；C（原煤消费量占总能源消费比重）；P（原煤生产量占总能源生产比重）
二、平稳性检验
本文中所选取的数据军师属于时间序列范畴的，如果直接对统计数据回归运算，极大可能造成虚假回归的现象出现，从而导致影响结果的准确性。因此，需要在建立计量模型之前进行数据平稳性检验。运用Eviews6.0计量软件对各个变量分别进行单位根检验，结果如下：
原数据在临界值（5%）水平下是不平稳的，二在一阶差分后的新数据序列在临界值（5%）水平下是平稳的。对模型中使用的对数序列和差分序列进行检验，如下表所示，结果显示对数序列不平稳，而经过一阶差分变换后，均是平稳序列，符合协整前提。
三、协整检验
本文通过计量软件Eviews6.0对经济增长与能源消费总量、能源生产总量，原煤消费量占总能源消费比重与能源消费总量，原煤生产量占总能源生产比重与能源生产总量，第二产业结构比重与能源生产总量、能源消费总量，能源消费总量与能源生产总量的长期协整关系进行检验。有协整关系结果可得回归模型如下：
由协整检验结果得知GDP与D、S，C与D，P与S，E与D、S，S与D存在长期的稳定关系。经济增长、能源结构、产业结构对能源的供需都有较为稳定、明显的影响。并且由即得模型可知，GDP每增长1%，则引起能源消费总量增长0.53%，同时引起能源生产总量增长0.41%。能源消费结构每变动1%，则能源需求增长2.17%。能源供给结构每变动1%，则能源供给增长8.40%。第二产业结构每变动1%，则引起能源需求变动1.92%，同时引起能源供给变动1.27%。并且，能源需求变动1%则引起能源供给变动0.29%。
参考文献：
[1]伍海华，金志国，胡燕京.产业发展论[M].经济科学出版社，2004：312-313.
[2]颜文燕，胡文峰.基于产业结构和能源视角的浙江省经济增长的实证分析[J].数理统计与管理，2008，27（4）：593-599.
[3]刘.安徽省产业结构与能源消费关系的实证研究[J].安徽工业大学学报，2011（5）：11-14.
篇4
［关键词］ 能源消耗 经济发展 协整关系 C-D生产函数
一、能源消耗与经济发展关系的相互关系分析
1.文献综述
关于能源供给与经济增长之间的关联关系,在国内外文献中已有初步的研究。因果检验是指葛兰杰因果检验（Granger,1969）。Granger和Kraft（1978）在他们的先驱研究里阐述了美国从GNP到能源消费存在单向因果关系。他们使用的是1947-1974年的数据。
随后,这种实证研究迅速扩展到英国、德国、意大利、加拿大、法国以及日本等发达国家。对亚洲国家,Glasure和Lee (1997)利用Granger检验方法发现了新加坡能源对GDP的因果关系; Yu和Choi (1985)在标准Granger检验方法的基础上发现了韩国GDP与能源消费之间的因果关系。
从以上的文献研究可见,国外学者侧重于对能源消费与经济增长之间的因果关系检验,而国内学者则将这种检验分析应用于我国的特定经济空间中,得出了与国外学者相同的结论。
本文的创新则表现为:采用自改革开放以来的较长时期的时间序列数据,不仅验证了能源消费与经济增长之间的协整性关系的成立,而且揭示了能源消费与经济增长之间的长短期模型。当得到较为精确的产短期模型之后,就能够把握住能源消费与能源供给、能源消费与经济增长之间的规律,从而实现国民经济与能源供给、能源消费、能源消耗之间的良性循环。
2.实证检验
（1）数据选择
对于经济发展，用国内生产总值GDP来衡量；对于，能源消耗，用我国能源消费总量E来衡量。为了增加序列的平稳性，对两个序列均取对数。数据选取1981~2008年度数据，来源于国家统计局数据库。
（2）单位根检验
首先用Eviews对序列进行ADF检验，检验结果如下：
变量 ADF检验
（c，t，*） T统计量 5%临界值 P值
LnGDP (c,t,0) -2.743038 -3.595026 0.2290
LnE (c,t,0) -3.081725 -3.612199 0.1328
D(LnGDP) (c,t,1) -4.033237 -3.603202 0.0208
D(LnE) (c,t,1) -4.593284 -3.612199 0.0065
由上示结果得，LnGDP与LnE是非平稳序列，但是其一阶差分序列为5%置信水平下的平稳序列。即LnGDP~I(1), LnE~I(1)。
（3）协整性检验
其次，用E-G两步法进行协整性检验，做回归结果如下：
Dependent Variable: LNGDP
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -23.26716 1.588758 -14.64487 0.0000
LNE 2.893603 0.135570 21.34398 0.0000
整理上述结果得：
T值 （-14.64487）（21.34398）
DW=0.131733
从回归结果来看方程的显著性、相关系数及回归系数的显著性都较优，拟合效果良好。在对上式的残差进行序列平稳性检验。结果如下：
Null Hypothesis: ET has a unit root
Exogenous: None
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.205659 0.0289
Test critical values: 1% level -2.656915
5% level -1.954414
10% level -1.609329
由上式得，在5%的置信度水平下，ADF检验值为-2.205659，拒绝原假设，因此残差序列无单位根。说明国内生产总值与能源消耗之间存在协整关系，两者长期均衡。
（4）建立误差修正方程
为了增强模型的精度，可以把协整回归式中的误差项看成均衡误差，建立误差修正模型，从而将经济发展的短期与长期变化联系起来，基本构架为：
取l=0,1,2,3，进行试验。经多次试验比较，得拟合效果最好的方程如下所示：
Dependent Variable: DGDP
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.054688 0.026937 2.030202 0.0552
DE 0.796258 0.295451 2.695057 0.0136
DGDP(-1) 0.590472 0.152098 3.882168 0.0009
DE(-1) -0.590268 0.340336 -1.734367 0.0975
ET(-1) -0.072104 0.034483 -2.091005 0.0489
整理上式结果得：
T=(2.030202) (2.695057)(3.8882168) (-1.734367)(-2.091005)
DW=1.820055
从上式看，模型拟合效果良好。从经济意义上看，该模型反映了经济发展与能源消耗的变化影响关系。本期国内生产总值的变化不仅取决于本期能源消耗的变化，还受上一期上期GDP与能源消耗变化的共同影响。与此同时，本期的偏离也受上一期GDP对于均衡水平的偏离的影响。
至此，已经初步确立了我国能源消耗与经济发展的关系，为了进一步探究能源消耗是如何与其他重要生产要素一起，共同作用于经济发展，在此引入C-D生产模型。
二、基于C-D生产模型的定量分析
柯布―道格拉斯生产函数基本形式为：。其中，Y是工业总产值，At是综合技术水平，L是投入的劳动力数（单位是万人或人），K是投入的资本，一般指固定资产净值，α 是劳动力产出的弹性系数，β是资本产出的弹性系数，μ表示随机干扰的影响，μ≤1。
本文在传统的C-D生产函数中，加入了影响因素能源消耗E，扩张后的生产模型为：假定生产技术水平在短期内不会发生较大变化，经济增长和能源消费分别采用GDP和能源消费总量进行衡量，对经济增长亦有重要影响的资本和劳动力采用全社会固定资产投资和就业人数衡量。
1.文献综述
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。
在张明慧、李永峰的《论我国能源与经济增长关系》一文中，作者选取了资本劳动和能源作为解释变量，论证了能源在经济增长中的重要性，但是,劳动力系数为负值且其统计显著性较低。
在刘朝明、曾胜、刘博的论文《我国能源消费与经济增长的关联模型分析》中，作者用同样的方法得到了变换后的模型，并用1989～2003的数据建立模型。但是结果依旧不理想――其中能源消费量的系数为负。从统计意义分析,能源消费量每增加一个百分点,国内生产总值就要平均下降0.175253%,这与现实经济意义不相符。其后，作者再用1985～2003年的数据作一个相同的分析，结果基本反映了事实。但是能源消耗仍然不显著，而且整体的模型拟合效果也不好。
在曾胜的《基于C-D模型分析我国能源消费结构与经济增长的关系》一文中，作者将生产函数再一次扩展。把能源消费量的投入细分为煤炭、石油、天然气以及电力(包括水电、风电、核电)。得到的结果中，模型整体拟合优度较好，被解释变量能够得到解释变量很好的解释。然而，不足之处在于：劳动就业人数与天然气没能通过符号检验。
2.实证研究
在传统的C-D生产函数中，加入了影响因素能源消耗E，扩张后的生产模型为：
Y为GDP,K为资本、L为劳动、E为能源。其中，K用全社会固定资产投资表示，L用就业人员表示，E用能源消费总量表示。假定生产技术水平在短期内不会发生较大变化，经济增长和能源消费分别采用GDP和能源消费总量进行衡量，对经济增长亦有重要影响的资本和劳动力采用全社会固定资产投资和就业人数衡量。
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用来反应技术进步可能的生产率。SPSS运算结果得作者对模型进行变换如下：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⑴式两边取对数,则有:
对上式时间进行求导，得：
增加常数项与误差项，得：
运用1985~2008年的数据，运行Eviews得输出结果为：
（2.354）（0.633）（3.012） （-0.169）
F=8.962
3.问题探究
结果显示，能源这一项的结果不显著，并且符号为负。这与经济意义不符合。
究其原因，可能有以下几点：
（1）C-D模型的适用性问题
关于数理经济模型在计量经济学中的适用性问题，胡桂华在《论数理经济模型有别于计量经济模型――从关于柯布-道格拉斯生产函数的一个争论谈起》一文中给出了分析。她指出，直接用数理经济模型来充当计量经济模型的风险在于:数理经济模型要对现实世界加以简化,也就是,要把因变量的某些重要的影响因素假定为不变,当我们把该模型充作计量经济模型使用时,只要这些被假定为不变的因素与模型内的自变量相关,它们就成为计量经济模型的遗漏变量,从而导致遗漏变量效应。
关于模型的预测性，构建预测模型时应首先把所有可能充当预测变量的自变量全部列出来,然后设法筛选出具有优良预测功能而所使用的预测变量又尽可能简约的模型。否则，做出结果将有一些出入。
（2）数据来源问题
经过查阅资料与新闻可知，我国的能源统计还不完善。特别在80年代，有去统计种类的不完全与数据的部分缺失，造成了统计年鉴上的数据与真实值的一定出入。这也从一定方面导致了结论去现实不一致。
4.模型的进一步改进
从C-D生产函数出发，可以对模型进行以下改进：
(1)在之前的模型中，我们将作为常数项看待，这是基于技术不变的基本假定。但是，研究大时间跨度的能源与经济发展问题，特别是研究我国85年到08年的之间的两者关系，不能不将时间变化带来的技术革新考虑在内。改革开放以来，我国生产力得到了很大的发展，能源的开发与利用也有了很大的进步。特别是在能源危机之后，随着全世界能源创新与新能源开发的进一步推动，我国的能源技术也得到了大力发展。因此，可以将技术进步因子A表示为t的函数，例如，这样在去对数之后就得到，加入了时间因素。
篇5
[关键词]俄罗斯 能源消费 经济增长 格兰杰因果检验
[中图分类号]F124 [文献标识码]A [文章编号]1009-5349（2015）05-0029-02
随着全球经济规模的不断扩大，对能源的消费也急剧上升，表现为，20世纪70年代初全球能源消费量仅为57.3亿吨油当量，到2013年已经超过100亿吨油当量，为127.30亿吨油当量，总量上翻了一番。但是由于传统的能源结构已经不能满足当今社会发展的要求，所以可再生能源部门由以前的政府支持已经转变成为多国的能源平衡不可分割的一部分。
据2013年国际能源机构分析，到2017年预计将会有70个国家在国家电力部门使用可再生能源技术。可再生能源是减少二氧化碳（CO2）和局部污染物的排放，同时，可再生能源也可促进经济发展，加强能源安全和多样化的能源消费，改善单一的能源消费结构。但是可再生能源依然比化石能源的使用要贵，这也是束缚可再生能源发展的一个重要因素。据统计，2010年可再生能源利用包括传统生物质能的利用为16.84亿吨油当量，占一次能源利用的13%。能源在经济增长中的作用表现在供给和需求两个方面。在供给方面，节约能源是消费决定是否购买，并最大化产品效用的因素之一。在供给方面，在发挥各国经济增长和社会发展中，除了资本，劳动力和材料投入这些关键因素之外，能源的生产被认为是促进经济增长和生活水平的另一关键因素。这表明，应该对能源消费和国民收入（GDP）的因果关系进行分析，是能源消耗拉动了经济增长还是经济增长加大了能源消耗，一直都是学界比较关心的问题。
一、文献综述
有很多的关于能源消耗和经济增长之间的因果关系检验的文章，采用的方法包括以下几种：Granger因果检验、协整检验、向量自回归模型（Vector Autoregressive，以下简称VAR模型）、误差修正模型（Vector Error Correction，以下简称VEC模型）、0型等。即使在同一种方法下，由于针对不同国家的、国家发展阶段上的差异以及同一国家同一阶段由于采取的数据样本的存在的差异，得出的结论也不尽相同。
最早的研究是Kraft and Kraft（1978）[1]，他们使用1947―1974年美国的宏观数据，用Sims因果检验来考察整个社会总产出到能源消费的单向因果关系，发现了社会总产出的增长将带动能源消费的结论。Akarca和Long（1980）[2]1973―
1978年美国的数据，他们分别采用不同时间段的数据，对不同对象的能源消费与经济增长进行Granger因果关系检验，检验结果表明GDP和能源消费之间不存在因果关系。
最近有好多这种问题研究的分析学家，比如：Masih和Mansih（1996）[3]阐述了长期均衡关系，在能源消费和经济增长之间存在可以用Granger因果检验协整分析。从六个国家检验了能源消耗和真实的收入之间的协整关系。结果发现，只有印度、巴基斯坦和印度尼西亚存在协整的。暂时的因果关系表明至少是一种的Granger因果关系，或者是单项或者是双向。
Asafu-Adjaye（2000）[4]用印度、印度尼西亚1973―1995，菲律宾以及泰国1971―1995的年度数据使用协整和AEC模型估计了能源消费和收入之间的关系。结果表明，短期内，从印度和印度尼西亚能源到收入存在单项的Granger因果关系。而在泰国和菲律宾的数据表明，能源消耗和收入存在双向的Granger因果关系。考虑到泰国和菲律宾能源，收入以及价格之间互为因果。本文的研究不能支持能源和收入是中立的，但是有个例外是印度尼西亚在短期来看是中立的。
Ugur Soytasa，Ramazan Sari（2003）[5]使用了能源消耗和GDP的时间时间序列数据，运用VDCs和VEC模型，重新估计了前10位新兴经济体和G7国家包括了中国在能源消耗和收入之间的关系。结果发现在阿根廷存在一个双向的因果关系，印度和韩国单项因果关系从GDP到能源消耗，土耳其、法国、德国、日本正好是反向的因果关系。最后文章还指出，在最后四个国家中能源保留对经济增长存在阻碍作用。Nodo和Kahsai（2009）[6]用COMESA国家（包括19个非洲国家）1980―2005数据，论文结论表明长期和短期的因果关系是单项的从GDP到能源消耗。
二、能源消费与经济增长的因果分析
（一）平稳性检验
首先，应该对每个变量进行平稳性检验，看看这些变量否是含有单位根。ADF检验是在时间序列分析当中比较普遍，结果也是很真确的。ADF检验从Dickey-Fuller检定扩张修改而来。ADF检定优点在于，它透过纳入落后期的一阶向下差分项，排除了自相关的影响。
即ADF检验方法来检验Lgdp、Loil、Lgas、Lcoal、Lren、Lhydro和Lnuclear序列的平稳性。俄罗斯ADF检验结果，检验的原假设是：时间序列变量“存在单位根”，如果ADF值比临界值小时拒绝原假设，就是变量平稳。在10%的显著水平（-2.630）下俄罗斯的实际GDP（-0.251）、石油（-1.864）、天然气（-1.207）、可再生能源（-1.617）、水电（-1.923）消费消费的ADF值比临界值大，由此说明该时间序列存在着单位根，总体保持不平稳。可是俄罗斯煤炭（-2.729）、核能（-3.106）消费变量都拒绝“存在单位根”的原假设。然后对数序列进行差分变换，上表中dLgdp、dLoil、dLgas、dLren、dLhydro是指各相关变量对数序列的一阶差分，然后再做平稳性检验，发现在临界值水平下，除了可再生能源以外其他的变量基本都是平稳的。对协整和因果关系检验分析，变量的阶应该属于同阶，这样满足检验的条件，而上面单位根检验显示变量单整阶数不同，所以不能进行相关检验，对俄罗斯能用Lgdp、Loil、Lgas、Lhydro。这些变量属于同阶，那可以进行Johansen协整检验。
（二）Johansen协整检验
JJ协整检验表示如果序列数据是非平稳而这一组的线组合，意思是这个租序列就是协整的，即有一种长期的均衡关系。非平稳的时间序列协整分析包括两个方法：第一，对两个变量之间协整关系学家用Engle和Granger（EG）两步法，他们的步法是基于回归残差协整检验；第二，对两个多变量之间协整关系来说，比较长用Johansen检验法，JJ检验法是基于回归系数协整检验。
本文的研究包括两个多变量可以正确通过检验出协整向量的数目，协整检验方法采用被广泛使用的Johansen检验法。做对俄罗斯变量协整分析，检验见下面表：俄罗斯GDP和能源消费的协整性分析。
表1 俄罗斯的变量的Johansen协整检验结果
特征根迹检验
原假设协整方程的个数 特征值 迹统计量 5%临界值
0 - 66.2154 47.21
1 0.71531 38.5753 29.68
2 0.58915 19.0057 15.41
3 0.49516 3.9682 3.76
最大特征根迹检验
原假设协整方程的个数 特征值 迹统计量 5%临界值
0 - 27.6401 27.07
1 0.71531 19.5696 20.97
2 0.58915 15.0375 14.07
3 0.49516 3.9682 3.76
从上结果发现了对俄罗斯来说：Lgdp、Loil、Lgas和Lhydro四个变量之间存在协整关系。
（三）格兰杰因果检验
格兰杰因果关系检验的原理如下：
Et=ln（Et）， yt=ln（Yt）， Et为第t期的能源消费，Yt为世纪GDP，都是水平数据。
LGDP、Loil、Lgas、Lhydro虽然是非平稳变量，由于对俄罗斯来说LGDP、Loil、Lgas和Lhydro是存在协整关系，所以可以对他们进行格兰杰因果关系检验。本文利用格兰杰因果检验研究俄罗斯GDP与能源消费之间的关系，通过STATA 用格兰杰因果检验分析结果。
表2 俄罗斯变量格兰杰因果关系检验结果
Equation Excluded 带后阶数 Chi2 P值 检验结果
LGDP Loil 2 10.612 0.005 Loil是LGDP的Granger因
LGDP Lgas 2 7.1129 0.029 Lgas是LGDP的Granger因
LGDP Lhydro 2 1.1892 0.552 Lhydro不是LGDP的Granger因
Loil LGDP 2 1.6574 0.437 LGDP不是Loil的Granger因
Lgas LGDP 2 1.7772 0.411 LGDP不是Lgas的Granger因
Lhydro LGDP 2 8.1318 0.017 LGDP是Lhydro的Granger因
在表2中，对俄罗斯的一次能源消费与经济增长之间的格兰杰因果关系检验可以看出，在5%的显著性水平下，天然气、水电能源消费与经济增长之间的因果关系很明显。对于“Loil不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Loil的格兰杰因”的原假设，能接受一个原假设就是经济增长不是石油消费的格兰杰因，即石油消费是经济增长的格兰杰因。
“Lgas不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Lgas的格兰杰因”的原假设结果是，天然气消费是经济增长的格兰杰因，就是经济增长依赖天然气消费。
关于“Lhydro不是LGDP的格兰杰因”和“LGDP不是Lhydro的格兰杰因”的原假设。意思是水电消费不是经济的格兰杰因，而经济增长是水电消费的格兰杰因。意思是经济发展是非水电能源依赖型的，而经济发展对水电能源消费率会有影响。
四、结论与政策含义
从1990年到2013 年有苏联解体，两个很重的危机，俄罗斯的能源消费苏联解体以后下降，20世纪末有积极增长的态势。这都是对能源消费和经济发展有影响。2013年GDP比1990年GDP增长了4倍，一次能源消费增长了0.8倍，就是2013年一次能源消费比1990年一次能源消费小。2000年以后俄罗斯能源消费稳定增长，也是可再生能源消费慢慢增长。根据格兰杰的检验结果可以发现，对于俄罗斯而言，石油和天然气与经济增长之间存在着明显的单向因果关系，经济增长对水电消费存在着显著的单向因果关系，即俄罗斯的经济增长依赖于石油和天然气的， 而水电能源消费是依赖于经济增长的。
【参考文献】
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[2]Akarca，Long.On the relationship between energy and GNP：a reexamination[J].Journal of Energy Development，1997（05）：326-331.
[3]Masih，A.M.M.and Mansih R. Energy Consumption，Real Income and Temporal Causality： Results from a Multi-Country Study Based on Cointegration and Error-Correction Modeling Techniques[J].Energy Economics，1996（18）：165-183.
[4]John Asafu-Adjaye.The relationship between energy consumption，energy prices and economic growth：Time series evidence from Asian developing countries.Energy Economics，2000（22）：615-62.
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篇6
关键词 向量误差修正模型；方差分解；财税政策
中图分类号 F810.2 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2008)03-0156-07
财政政策通过政府购买、补贴、税收等手段对抑制能源消费、调整能源消费结构和保障能源安全发挥着重要作用。多年以来，国家通过实施多种能源财政政策极大地改善了能源消费状况,但能源消费弹性系数连续大于1。因此，对国家财政政策的能源调控效应进行深入认识对制定合理的财政政策，抑制能源消费、保障国家能源安全具有重要意义。尽管人们使用了不同的研究方法来分析财政政策的产出效应，如经典的赐-m模型和20世纪70年代起流行的联立方程宏观计量模型等，但传统上是以定性描述和简单回归分析为主。向量自回归(Vector Autoregression,VAR)模型等定量方法在最近几年才被用来分析财政政策的动态效应。Blanchard和Perotti最先用VAR模型来分析美国的财政政策，并对用经济理论中得出的长期约束进行了结构行估计［1］。Castro拓展了VAR模型，并运用该模型研究了西班牙财政政策的经济效应［2］。Breitung 和Bruecemann［3］系统阐述了VAR模型在财政政策效应分析中的作用，并将脉冲反应函数和预测误差方差分解引进该分析中，首次形成了完整的分析财政政策效应方法。国内对财政政策效应的研究，多数采用在静态经济模型中估计财政支出和收入乘数效应的静态分析方法。如高铁梅、李晓芳和赵昕东估计了20世纪90年代财政政策的IS-LM季度模型，计算了政府支出乘数和包含挤出效应的财政政策乘数［4］；李生祥、丛树海建立了消费方程、投资方程等，对财政政策的效应进行了回归估计，计算了积极性财政政策的收支乘数［5］。谷宇和陈磊首先采用结构性VAR模型来估计我国财政政策的影响，结论是财政政策对产出的效果并不显著，但在对结构性VAR模型进行估计时直接采用了Choleskey的分解方法，这种对结构性财政冲击的分解方法忽视了变量的即期作用，无法准确反映财政冲击的实际值［6］。近年来，很多学者采用VAR模型对我国财政政策对经济产出的影响进行了系统分析，得出了很多有借鉴意义的结论［6～8］。综观国内外相关研究，有两个较为明显的特点：首先，对财政政策的效应研究主要集中在对经济产出效应的研究，极少就它对其他领域（包括能源）的产出效应进行系统研究；其次，使用VAR模型来分析财政政策产出效应是通用的研究方法。因此，本文尝试采用定量分析方法，引入计量经济学技术VAR模型，对我国财政政策对能源消费的影响进行实证分析。文章的整体思路是，依据1989-2006年中国的能源消费总量和财政支出数据，利用协整分析和向量误差修正模型，在分析它们之间的协整关系基础上，检验短期和长期的因果关系，并通过方差分解对这种相互影响的强度进行检验，分析两者之间的动态效应。
1 模型、方法与数据
向量自回归模型(VAR)是一种近年来广泛应用于宏观经济分析中的非结构化模型，主要通过实际经济数据而非经济理论来确定经济系统的动态结构。建模时无需提出先检验假设――它不排除任何假设，可以通过信息的时间序列将这些假设区分出来。VAR模型是有效的预测模型，也被频繁地用于分析随机扰动向量对系统变量的动态影响。使用该方法的前提是两变量必须存在协整和因果关系。目前分析因果关系的方法主要有传统的Granger因果检验和代表长期关系的EC项的Granger因果检验，但由于目前使用较多的是传统Granger因果检验，为了分析的可靠性，我们采用传统的Granger因果检验，尽管它可能存在一定的局限性［9］。出于同样的考虑，本文使用常用的自回归模型来分析两者的长期关系，而不使用包含有误差修正项和协整向量参数的联合检验。
王红兵等：中国财政政策对能源消费影响的动态效应分析 2008年 第3期1.1 变量选择和样本数据说明
财政政策的调控手段有财政收入和财政支出两个方面。财政收入主要是税收收入，税收政策也是调控能源消费的重要杠杆，但由于税收总额本身就是能源消费总量的增函数，因而税收本身并不能准确反映财政政策的松紧程度。而财政支出是政府根据经济发展的需要对财政资金进行的具体安排，能通过乘数效应对能源消费产生很强的扩张作用，因此本文选用财政支出总额（用CZZC表示）作为财政政策的代表变量。能源消费总量（用EC表示）是反映我国能源消费情况的最重要的总量指标，因此本文以此作为能源消费的代表变量。
由于数据方面的原因，本文的能源财政支出采用中央财政支出数据来表示，其中1989-2005年的财政支出数据来自于《中国统计年鉴（2006）》，2006年数据来源于《中国统计摘要2007》，单位是亿元。1989-2005年的能源消费数据来自于《中国能源统计年鉴（2006）》，2006年数据来源于《中华人民共和国2006年国民经济和社会发展统计公报》。两者的直线图见图1。
从图1中可以看出，财政支出与国内能源消费的变化趋势基本一致，尤其是在2005年以前，两者都经历了一个上升、下降、再上升的变动过程，这反映了两变量变化的对应性和趋同性。这说明，在我国重工业发展和能源消费之间存在着长期对应关系。
1.2 实证模型
本文的实证分析采用向量自回归模型(VAR)。构建该模型的主要目的是估计能源需求各组分的残差。这些残差代表了各自变量变化可能给经济系统造成的冲击。
这一模型中，选择财政支出和能源消费总量为基本变
量。由这二个变量构成的p阶模VAR型可以表示为：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+εt（1）
其中yt为m维非平稳I(1)序列，εt为白噪声向量。
VAR模型的一个重要问题是滞后期p的选择。一般来说可以使用R2、AIC和SC来确定滞后项的数目。利用R2确定滞后项数时是使R2尽量大，利用AIC和SC确定滞后项数时是使AIC和SC的和尽量小，或取AIC和SC同时达到最小时的滞后期为最优滞后期。
1.3 脉冲反应函数和预测误差方差分解
（1）脉冲反应函数(Impulse Response Functions,IRF)。第i个变量的波动除直接影响第i个变量的取值外，还会通过VAR的动态结构将这种影响传达到所有的内生变量。脉冲反应函数就是用于追踪其中某一变量一个标准差的波动对模型中所有内生变量当前值和将来值影响效果的一种分析技术。
Lutkepohl和Reimer证明从式（1）很容易获得脉冲反应函数(IRF)为:
Φn(φik,n)=nj=1Φn-jAj,n=1,2,…（2）
其中Φ0=Im，对j＞p,Aj=0。φik,n是Φn的第ik个元素，表示变量yi对变量的一个初始波动n期前的反应。
（2）预测误差方差分解(variance decomposition,VDC)。预测误差方差分解提供了每个随机变化对VAR模型中所有变量的相对重要性的信息。第h步的预测误差为：
2 实证分析
如上文所述，在对两变量关系进行动态分析之前，要先对变量进行协整和因果关系检验，只有通过了这些检验，才能够进行下一步的分析。
2.1 平稳性检验
首先对变量序列用增广的迪基―富勒检验(ADF)来检验平稳。从图1中可以看出，CZZC和EC这两个时间系列均有上升的趋势，因此它们的线性方程中应含有截距项和趋势项，所以对包含的截距项和趋势项线性方程进行检验(见表1)。
从检验结果可以看出，非平稳性序列CZZC、EC经过二阶差分后平稳，是二阶单整序列，即I(2)。所以两者之间就有可能存在协整即长期稳定的比例关系。
2.2 协整检验
本文使用JJ法进行协整检验。表2是对财政支出与国内能源消费关系进行Johansen检验的结果。
由于上述两种情况中，在5%的显著性水平下的似然比均大于临界值，按照LR检验的基本原则，因此可以拒绝两种情况下5%显著性水平下的原假设，即CZZC和EC之间至少有一个协整方程，这说明变量通过协整检验，它们之间存在长期均衡关系。
2.3 因果关系检验
虽然协整检验表明，财政支出与国内能源消费之间存在着动态平衡关系，但并没有说明这两者因果关系。而Granger因果关系检验和误差修正模型则可以反映两者短期和长期中的相互影响关系。所以，可以运用它们来反映财政支出与国内能源消费的因果关系。
（1）Granger因果关系检验。从表3中可以看出，财政支出与国内能源消费表现出较强的因果关系，但财政政策对能源消费的影响大于能源消费对财政支出的影响。就时效和强度来说，财政政策对能源消费影响的时效较长、强度较大，而能源消费对财政支出的影响则持续时间较短、强度相对较弱。
（2）向量误差修正模型的建立。从检验结果(见表4)可以看出，除EC（-3）外，其他变量均通过了检验。按照统计学的基本原理，可以将国内能源消费的误差修正模型表示为下述方程：
其中，ecm是误差修正项，反映了财政支出和能源消费偏离它们长期均衡关系的程度，0.806说明财政支出每波动1%，则能源消费就会偏离长期均衡关系0.806%。
从上述方程中可以看出两者之间存在着极为明显的长期因果关系。本期财政支出每增加1%，会使本期能源消费降低6.43%；1期前的财政支出每增加1%，会使本期能源消费降低1.25%，2期前的财政支出每增加1%，会使本期能源消费降低0.73%；3期前的财政支出每增加1%，会使本期能源消费降低0.38%。同时，能源消费对自身也存在极为显著的影响，1期前的能源消费每增加1%会使自己增加1.01%；2期前国内原油价格每增加1%就会使本期国内原油价格增加0.70%。误差修正项的符号与CZZC的系数符号相反，符合反向修正机制。
2.4 动态模拟分析
通过对财政支出和能源消费的长期均衡关系进行检验，发现财政支出和能源消费之间存在着相互影响的关系。但这种分析只是揭示了两者的动态关系，并没有说明两者是如何相互影响，即相互影响程度问题。下面利用脉冲响应函数和预测误差分解技术对两者的相互作用机制和影响程度进行动态模拟分析，以期对两者的动态关系有深刻的认识。
从这些响应函数中可以看出，财政支出和能源消费的未来波动对自己和对方均会产生冲击，这说明两者之间存在着一种动态互动关系。但财政支出产生的冲击能源消费的影响极为强烈、效果明显且持续时间长。而国内能源消费对财政支出的影响有较强的时段性，在前4个周期中影响较为明显，从第5个周期时这种影响作用慢慢减弱，到第6.5个周期时这种影响则完全消失，此后，两者相互不发生作用。
具体来说，CZZC的一个标准扰动对EC的影响传导很快，在1个月内就能把财政支出下降的96%传导到能源消费，使能源消费量增加。财政支出在经过45天的下降后又开始增加，此时，国内能源消费量急剧降低。而且这种冲击作用要维持到第4.5期才完全消失。此后，虽然财政支出不断增加，能源消费量也在不断的下降。到第7个周期时，随着财政支出增加速度的降低，能源消费量表现出上升的特征，这可以解释为能源消费的惯性，即能源消费量达到一定数量后，需要的财政支出会逐渐增加，而若财政支出的增加量小于某种数量，则能源消费量会不断增加。以上变化轨迹，可以从图3中得到证明。
按照同样的办法，也可以分析EC一个标准扰动对CZZC的影响，只不过这种冲击的影响程度要小些、变动幅度偏小，而且这种影响在第6.5个周期后就完全消失。
（2）预测误差方差分解分析。CZZC和EC的脉冲响应函数说明了两者之间的互动关系。下面通过预测误差方差分解技术将这种互动关系进行分解，以了解两者之间因果关系的强度。表5和表6分别是10个预测期内国际原油价格和国内原油价格的预测误差分解模型，图6和图7是10个预测期内国际原油价格和国内原油价格的预测误差分解模型，横坐标表示波动周期，纵坐标表示CZZC和EC的贡献率（%）。通过这些分解模型可以了解财政支出和能源消费总量对自己和对方因外界扰动发生变化时的贡献率。
从表5中和图6中可以看出，在从1到10期的预测期间内，财政支出的变化主要由自身原因解释。具体来说，第1期财政支出的预测方差中完全由自己来解释；第2期财政支出的预测方差中仍然有99.29%的比例由自己来解释，能源消费总量对财政支出的预测方差中预测方差的贡献率就由第1期的0增加到0.71%；到第3期，能源消费贡献率上升到4.20%，财政支出则降为95.80%；之后能源消费总量的贡献率不断上升，而财政支出的贡献率则不断下降；到第7期，能源消费总量的贡献率达到最大，上升为27.70%，而财政支出的贡献率则下降到72.30%。此后，能源消费总量的贡献率不断下降，而财政支出则逐渐回升，到第10期时，能源消费总量的贡献率只有23.81%，财政支出的贡献率还维持在76.19%。从图7中可以看出，在长期中，能源消费总量对财政支出影响变化不大，维持在23%左右。
从表6中和图8中可以看出，在从1到10期的预测期间内，能源消费总量的变化先主要由自身原因解释，到后来则主要由是由财政支出来解释。具体来说，第1期能源消费总量的预测方差中完全由自己来解释；第2期，能源消费总量的预测方差中仍然有99.95%的比例由自己来解释，财政支出的贡献率就由第1期的0增加到0.051%；到
3 结论与政策建议
从上述实证分析可以得出下面几个结论：能源财政政策的实施能有效降低能源消费总量，且持续时间比较长；我国能源财政政策外生于能源消费活动，保持着较强的独立性。但从方差分解的作用强度和持续时间来看，能源财政政策存在很长的时滞，显示出明显的中期化现象。作为一种反周期的宏观调控政策,财政政策一般来说应是一种短期政策,这种中期化现象的存在极大削弱了财政政策能源调控效应的发挥。因此，面对新的能源消费形势，如何及时调整财政政策，将决定着财政政策能源调控效应的大小和能源安全。针对财政政策能源调控效应薄弱的原因，下面简要提几点建议：
(1)能源财政政策存在中期化的原因比较复杂，但主要还是体制上的原因。财政政策调控效应的大小取决于市场机制和微观经济主体的反应，并最终取决于市场信息传播的速度和途径。市场信息传播的速度越快、途径越少，财政政策的调控效应就会越大［10］。我国能源资源的所有权和分配权属于国家所有，国有能源企业代表国家行使能源资源勘探、开发和销售权。为了实现自身利益最大化，这些能源企业大多实行了上下游一体化战略。这虽然有利于提高企业的整体实力和国际竞争力，但却降低了能源的市场化程度，使能源消费信息要通过较长时间和繁琐的中间环节才能到达市场和发挥作用，从而减小了财政政策发挥作用的空间、限制了财政政策能源调控效应的发挥。所以，要消除能源财政政策中期化，在保证国家掌握能源资源的所有权基础上，要逐渐开放能源产业的中、下游市场，使不同的经济成分参与到能源市场中来，提高市场化程度，增强市场自由度，减少中间环节，促使能源消费信息的合理流通，促进能源财政政策调控效应的增强。
(2)变量相互作用的大小在一定程度上取决于变量之间的关系。我国财政政策外生于能源消费说明我国能源财政政策与能源消费之间并不存在必然的因果关系，能源消费的变化只是国家能源财政政策实施的间接结果。这反映出政策内容与政策目标之间的不一致性。这种不一致性现象的存在影响了财政政策能源调控效应的大小和发挥，究其产生的原因主要是由于能源财政政策的滞后性和内容上的不合理［11］。职能部门往往是在能源市场中某种现象出现很长一段时间后才开始制定相关政策措施，政策制定的滞后性和发挥作用所需要的时间导致了能源财政政策的滞后性，从而使政策制定目的和所要达到的目标之间产生偏差；同时尽管国家制定了很多相关的能源财政政策，但到目前为止，中国尚未形成健全的能源财政政策体系，或者说，政府缺乏利用公共财政手段促进国家能源战略实施的观念，现有零星的、“就事论事”式的能源财政政策措施难以发挥应有的效率。因此，为了消除能源财政政策的外生性，增强能源财政政策的调控效应，国家不仅要采取有效措施降低能源财政政策的滞后性，增强能源财政政策目标的针对性，还要形成一套完整的能源财政政策体系。
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The Studies on the Dynamic Effects of Impact of Fiscal Policy on Chinese Energy Consumption
WANG Hongbing1 CHENG Jinhua2 ZHANG Yixiang3
(1.School of Resource，China University of Geoscience, Wuhan Hubei 430074,China；
2. School of Economics and Management， China University of Geoscience, Wuhan Hubei 430074，China；
3.School of Economics and Management，Wuhan University of Science and Engineering, Wuhan Hubei 430073, China）
篇7
【关键词】低碳经济 能源结构 国内生产总值 多元回归分析
一、引言
低碳经济是以低能耗、低污染、低排放为基础的经济模式。这种经济模式的实质是能源高效利用、清洁能源开发以及追求绿色GDP的问题。发展低碳经济的核心是实现具有我国特色的能源结构优化。近年来，技术进步及产业结构调整使我国能源结构日趋合理，但仍需进一步改善，特别是大规模的能源浪费现象和低效率利用造成我国产业投入与产出之间存在失衡。本文运用STATA11.0软件分析1978 -2015年我国能源结构对GDP的影响程度，并提出改善我国能源结构的建议。从发展低碳经济出发，优化我国能源结构，大力发展可再生能源，保证高效、清洁的能源利用，构建能源、经济与环境之间的和谐。
二、文献综述
能源与经济之间的关系一直是国内外学者关注的重点，而本文主要探究的是能源消费对经济发展水平的单向因果关系。在此基础上有很多学者对其进行了实证研究，其中，Asafu-Adjaye （2000）以及Soytas和Sari（2003）分别采用了误差修正模型分析亚洲四国和“七国集团”的能源消费与经济增长的相互关系。他们的协整分析结果表明，在这些工业化发达国家中能源消费对促进经济增长具有显著的影响。
近年来，我国关于能源结构的探讨逐步深入。陶冶等（2009）利用熵值法分析我国能源结构与产业结构协调性的演进规律，他指出技术进步与产业调整有助于降低能源污染，并且我国能源结构在逐步趋于合理。林琳（2010）认为我国能源约束明显，供需矛盾突出，能源利用效率低，结构性污染严重，战略资源进口依赖性较严重，能源安全存在隐患，并提出发展低碳经济、改变以煤炭为主的能源结构、大力开发可再生新能源等建议。邹璇（2010）认为能源消费与生态环境、经济增长与技术进步之间存在密切关系，以煤炭为主的能源结构已不适应我国经济发展，发展替代能源，实现传统能源与新能源之间的转换是缓解我国能源供需矛盾及环境压力的重要途径。徐东等（2011）认为我国能源结构发展不平衡，对煤炭依赖程度远大于石油、天然气，能源结构均衡性较差，不能抵抗未来原煤紧缺而带来的经济风险和能源问题。可见，适当减少煤炭资源使用量，开发新能源，提高能源利用率，将能源结构调整与产业结构调整、技术进步相结合，保证较充足的能源储备量是我国未来能源产业发展的重要目标。
三、我国能源结构现状及其存在的问题
能源是人类社会赖以存在的物质条件之一，是经济发展和社会进步的重要资源，能源影响着人类生产和生活的各个层面。能源已经成为我国经济发展的命脉，每一个国家经济实力的提升都有稳定充足的能源供应做基础。我国是世界最大的发展我国家，同时也是世界第二大能源消费国，但我国存在能源结构不合理、能源利用效率低下等问题。因此，“低碳经济”这种新经济发展模式已成为社会经济发展的必然趋势。
1.我国能源结构现状
在世界能源利用的主要常规能源中，我国拥有丰富的煤炭资源，但油、气资源相对短缺。正是这种“富煤、贫油、少气”的能源禀赋特点，决定了我国能源消费结构长期以煤为主。相比一些发达国家，我国能源结构层次低下，属于“低质型”能源结构。据中国统计年鉴2016统计，我国煤炭平均消费量占总能源的71.4%，天然气占19%，石油消费量占3%。由此可以看出我国对煤炭的依赖远远大于世界其他国家，并且在相当长的时期内难以改变。能源消费结构的不合理既不符合国家节能减排的政策要求，也不利于经济可持续发展。因此寻找可再生的新能源，优化能源结构，已经成为我国能源战略的重要落脚点。
2.我国能源发展存在问题
随着我国经济的快速发展，对于能源的消费需求也是越来越大，能源的供需矛盾日益尖锐。我国能源供应紧张使得供需缺口不断扩大，燃煤的大量使用使大气受到压重污染，保护生态刻不容缓。我国的能源发展主要表现为四大问题：一是能源约束明显，供需矛盾突出。我国虽然能源蕴藏量丰富，但人均能源可采储量远低于世界平均水平。二是能源利用效率低。目前，我国经济的快速发展在很大程度上是要靠大量地消耗资源与能源来实现，而现实的能源短缺，使开发利用新能源成为我国建立可持续能源体系、实现能源永续利用的根本出路。三是结构性污染问题。解决好能源问题，在注重供求平衡的同时，也要关注由此带来的生态环境问题，大量的煤炭使用造成了严重的大气污染。四是日益依赖进口石油，能源安全存在隐患。
四、能源消费结构对经济增长的计量分析
能源是我国经济发展的命脉，人类社会对能源的需求首先表现为经济发展对能源的需求。因此，经济发展对能源的需求可以通过经济增长对能源的需求来表示，而能源促进经济发展最终也是通过促进经济增长来实现的。本文在前人研究的基础上，通过建立多元回归模型，运用STATA软件探究我国煤、石油、天然气三大能源的消费结构对经济发展的单向因果关系。
1.模型构建
多元回归分析允许我们明确地控制其他许多同时也影响因变量的因素，所以它更适合于其他条件不变情况下的分析。一般的多元回归模型可以表示为：
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+......βkXk+u （1）
（1）式中，βj（j=0，1，2…k）为模型参数，X1，X2，X3，…，Xk为解释变量，y为被解释变量，u为误差项。据此，令“历年的GDP值”为Y，“煤炭比重”为X1，“石油比重”为X2，“天然气比重”为X3，得到本文研究的模型：
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3 （2）
2.数据来源
本文研究的对象是能源消费结构与经济水平，因此，数据来源于2016中国统计年鉴1978-2015年我国GDP水平和能源消费水平。
3.回归分析
我国“富煤、贫油、少气”的资源禀赋特点决定了我国能源消费结构长期以煤为主，严重偏离了以油、气为主的世界能源消费结构的主流。近年来，伴随着经济的快速发展，我国能源需求也是迅速增长。但能源供需矛盾尖锐，使得能源面临严重安全威胁。我国积极转变产业结构，调整能源消费结构，顺应时代潮流，构建低碳经济，实现可持续的发展。图1，图2，图3分别给出了我国自改革开放以来，煤炭、石油、天然气的消费比重对经济发展水平的贡献。
对比以上三图可简单的得出结论，随着技术进步和产业结构的调整，我国煤炭消费和石油消费对GDP的贡献逐渐下降，而对天然气等新能源的消费逐渐成为带动经济增长的新趋势。下面将运用STATA11软件，在95%的置信水平下对各能源消费比重与GDP水平进行回归分析，得到方差分析结果和模型检验统计量，进一步验证该结论。
在@著性水平为0.05的情况下，根据图4的回归分析结果可得出以下结论：
（1）回归方程的F统计量通过显著性检验；
（2）根据P值和t值可以看出x1，x2，x3及常数项均通过了显著性检验；
（3）R-sqared=0.9849且Adj R-squared=0.9752，接近1，表示该回归结果有很好的拟合度。
根据回归结果也可以得到回归方程为：
Y=5058466-53780.611X1-58548.9X2+26206.48X3 （3）
4.多重共线性检验
多重共线性是指线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关关系或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确。一般来说，利用方差膨胀因子（VIF）可以对解释变量间的多重共线性进行检验，VIF越大，显示共线性越严重。根据经验判断，当0
根据检验结果显示，VIF=7.71
5.异方差检验
经典回归中的同方差是指随着样本观察点x的变化，线性回归模型中随机误差项的方差并不改变，保持为常数；如果的方差对不同的样本观察值各不相同，则称随机误差项具有异方差。异方差检验方法包括布罗施―帕甘异方差检验法和怀特检验法，这里采用怀特检验法对是否存在异方差情况进行检验。
根据图6显示，Prob>chi2=0.0826>0.05，因此证明原假设成立，原始数据不存在异方差情况，显著性检验有意义。
6.自相关检验
如果随机误差项的各期望值之间存在着相关关系，这时，称随机误差项之间存在自相关性或序列相关。这里采用德宾―沃森统计量对是否存在自相关性进行检验。
根据图7显示，在显著水平为0.05的情况下，当k=4，n=33时，DW=0.9414915，且参照DW检验表可得，dl=1.19，du=1.7，因此，DW
7.小结
通过以上计量分析可以整体评价出，由样本得出的回归方程基本符合上述检验，且不存在多重共线性和异方差性，总体解释能力较强。
从分析结果可以看出，当其他变量保持不变时，煤炭消费比重增加会导致GDP减少；同样，石油消费比重增加也会会导致GDP减少；而天然气消费比重增加会导致GDP的增加。
资源的有限性和需求的无限性使得我国亟需转变能源消费结构，开发天然气、太阳能、风能等新型能源，在一定程度上替代传统能源，这不仅能够减少对稀缺资源的浪费，也可以降低环境污染。从长远来看，开发天然气等新能源是我国未来重点研究方向。
五、调整我国能源结构的建议
我国的能源结构特征，决定了我国目前以煤炭为主的能源消费结构短期内不会改变，但从保护生态环境，促进社会经济可持续发展的角度来考虑，就必须发展“新型能源产业”，建设“低碳经济体”，调整产业结构，降低煤炭比重。
1.创建低碳经济体
创建“低碳经济体系”，体现在能源上就是发展“绿色能源体系”，提倡清洁生产。绿色能源可概述为清洁能源和再生能源。从高碳到低碳，最后实现无碳是能源发展转换的规律。目前，能源可持续发展已经成为我国经济发展的一个重要基本方针，为了落实节能减排、发展低碳经济，我国应大力发展可再生能源。同时，也应实现技术的创新，逐步改变以煤碳为主的能源结构，发展核能、风能、太阳能等新能源和可再生能源。
2.调整产业结构
当前，我国还未完全改变“高消耗、高排放、低产出”的粗放型经济增长方式，也未完全改变能源效率低、环境污染严重的局面。能耗高的第二产业在我国产业中所占比重最高，这是造成我国GDP能耗高的主要原因之一。因此，必须调整产业构，发展具有低碳特征的产业。这样就可以在根本上减少碳的使用，从而降低碳排放量，改善污染严重的局面，逐步实现低碳经济。
3.降低煤电比重，保护生态环境
在我国电力产业的发展中，降低煤电的比重是节能减排和保护生态环境的需要。我国电力产业结构的不合理主要表现在电源结构不合理和电源布局不合理这两个方面。因此，推进节能减排，发展我国电力产业，必须调整电源生产结构，优化电源布局结构。构建以优化发展煤电为重点，大力发展水电，积极发展核电，加快发展新能源，合理布局东、中、西部电源结构的电力产业发展模式。
综上所述，优化能源结构是我国能源与环境经济协调发展的客观需要和战略要求，是事关国家前途命运的大事。优化能源结构直接关系着我国社会经济的可持续发展。
因此，国家应从实际国情出发制定一系列相关策略，转变能源管理模式，推动能源节约发展、清洁发展和安全发展。要立足依靠化石能源并大力发展新能源，有计划有步骤地优化能源结构，从而保证经济发展的需要。
六、结论
通过构建经济计量模型，用stata11软件对数据的处理结果可以看出，清洁能源对我国的经济发展具有正向影响。我国作为发展中国家，能源结构不合理导致城乡空气污染不断加剧，严重影响了部分地区的经济发展。基础能源建设是生态环境系统的重要组成部分，对提升我国综合国力发挥着重要作用。未来我国应进一步重视能源结构规划，提高现有能源利用率，合理布局能源开发区域，将产业发展、技术创新与能源利用有效结合。致力于优化能源结构，完善能源系统，确保我国能源和经济安全，为社会经济发展提供良好的外部环境。
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篇8
关键词：回弹效应；生态足迹；全要素生产率；北京市
中图分类号：F062.省略
通常认为，经济增长带来的技术进步可以提高资源的产出效率，而资源效率的提高是减少自然资源消耗的有效手段，但也有学者持相反的观点，认为效率的改善会使资源比其他要素廉价而更多地使用，同时经济增长也会对自然资源产生新的需求，从而部分地抵消了所节约的自然资源，即产生“回弹效应”（Rebound Effect）。
一、回弹效应理论回顾
回弹效应起源于能源经济学对于经济增长中能源消耗问题的关注，最早由Saunders提出，其含义是技术进步虽然能够提高能源的使用效率而节约能源，但技术进步同时也促进了经济的快速增长，从而对能源产生新的需求，部分地抵消了所节约的能源［1］。这一定义也同样适用于经济增长中的资源投入问题，即指资源使用效率的提高通过产生新的资源投入需求而不同程度地“挤出”了所节约的资源消耗。
按照“挤出”的程度不同，回弹效应可分为三种［2］：（1）弱回弹效应，资源效率提高产生的新资源投入需求很少地“挤出”了所节约的资源，资源效率措施仅仅是并不和预期同样有效；（2）强回弹效应，大部分的节约资源被新产生的资源需求所“挤出”，许多预期的节约都没有实现；（3）回火效应（Backfire Effect），资源节约完全被新产生的资源需求所“挤出”，资源效率等措施并未使得资源得到节约使用，反而导致资源消耗的增加。
从目前已有的文献来看，回弹效应在测度方法大致有三类模型：（1）模拟实验型［3］，直接估计资源使用效率提高前后的资源需求量，通过前后两者对比测算资源消耗的节约量。由于实际中很难控制影响资源需求的其他变量，导致该方法的估计结果具有较大误差。（2）计量模型法，利用一定的假设条件，如假设资源产品外的其他要素投入比例不变，应用不同函数形式的计量模型通过估计资源产品的价格需求弹性间接计算资源回弹量，这是目前在国外应用相对广泛的一类方法［4-5］。（3）一般均衡模型（CGE），这类模型充分地考虑了价格、要素替代、收入和部门结构等的影响［6-7］，对传统经济理论的解释性也很好，但由于对数据质量的要求较高，市场完备性、价格信息等对方程参数设定和运行结果的影响较大，实际应用受限。
二、研究思路
既然回弹效应反映的是技术进步带来的新资源投入需求对所节约资源量的“挤出量”，直观上可以对两者进行直接对比［8-9］，来估算这种“挤出”程度的大小，即：
RE（回弹效应）（1）
其中，ΔR-表示技术进步带来的资源节约量，ΔR+表示技术进步带来的新增资源需求。根据前文所述，可以认为当RE
1.资源节约量ΔR-的计算
资源节约量是由于技术进步提高了资源的生产率，降低了资源的使用强度而实现的，假定Y为经济产出，R为资源投入量，则资源使用强度RIR/Y。由于资源使用强度降低实现的资源节约量为：
ΔR－Yt+1（RIt－RIt+1）（2）
2.新增资源需求ΔR+的计算
新增的资源需求是通过技术进步促进了经济的快速增长来实现的，假定技术进步对经济增长的贡献率为σ（技术进步对经济增长的贡献可以通过估计全要素生产率来实现），则新增的资源需求可以表示为：
ΔR+σt+1（Yt+1－Yt）RIt+1（3）
3.资源投入量R的计算
在目前研究经济增长与资源使用效率关系的文献中，多采用能源消费量数据代替资源投入指标，这种做法容易便捷地获取数据，但造成环境资源因素在生产函数中未能得到充分体现［10-11］，低估了基础资源产品投入在经济增长中的作用。生态足迹方法通过引入生态生产性土地概念，实现了对各种自然资源的统一描述，适合表示为生产函数中的资源投入要素。因此，本文将采用生态足迹指标作为自然资源要素投入的度量，来衡量资源使用强度，估计代表广义技术进步的全要素生产率。
三、实证分析
1.北京市生态足迹测度
本文选取1981―2008年为研究时段，按照Wackernagel对于消费项目的分类，测算北京市生态足迹。其中，生物资源账户主要包括粮食、棉花、油料、蔬菜、干鲜果品、肉类、禽蛋产品和水产品类日常消费的生物资源，数据均来自于北京市统计年鉴、北京市社会经济统计年鉴；能源生态足迹账户主要包括煤、石油（原油、汽油、煤油、柴油）、天然气、水和电等能源消费项目，这几类数据主要来自于国家统计年鉴和北京市统计年鉴。在计算生态足迹时，按照联合国粮农组织（FAO）公布的世界平均产量资料将生物资源的消费主要转化为耕地、林地、牧草地和水域的面积，将能源消费主要转化为化石能源用地和建筑用地，并按照均衡因子（耕地和建筑用地为2.8，林地和化石能源用地为1.1，草地为0.5，水域为0.2）将各类生态生产性土地面积进行汇总得到北京市的历年生态足迹。从表1可以看出，北京市的生态足迹持续增加，表明资源消耗程度加剧。
表1北京市历年生态足迹单位：万公顷
参考文献
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篇9
[论文摘要]近几年，随着“以人为本”设计理念的提出，人们对住宅的舒适性要求越来越高，建筑能耗也随之增高。据统计，目前我国建筑能耗约占国民经济总能耗的25%左右，且呈上升趋势。另一方面，随着建筑能耗的增加和大量空调设备的安装，“城市热岛效应”日益严重，使环境日益恶化。我国建筑节能的重点应为：建筑本体的节能、采暖系统节能、提高照明和其他电器的效率、大型公共建筑节能。
随着科学技术的日新月异，能源短缺已不容忽视，节约能源已受到世界性的普遍关注，在我国亦不例外。目前，全世界有近30%的能源消耗在建筑物上，长此以往，将严重影响世界经济的可持续发展。因此，能源问题将成为本世纪的热门话题。
一、世界其他国家在节能建筑方面的作为
美国一家大学曾设计建造了一种四居室的生态房。它的热能来源于人工散热、阳光及使用家电设备所产生的热量；用电依靠风力发电机和太阳能电池；用水是从屋檐流下来经过处理的雨水；粪便和污水则流入一个堆肥坑里，经发酵后供花园施肥用。美国一家建筑公司用回收的垃圾建筑房屋，墙壁是用回收的轮胎和铝合金废料建造的；屋架所用的大部分钢料是从建筑工地上回收来的。
日本1997年建成了一栋实验型“健康住宅”。除了整个住宅尽可能选对人体无害的建筑材料外，墙体还被设计成双重结构，每个房间建有通风口，整个房屋系统的空气采用全热交换器和除湿机进行循环。全热交换器能够有效地回收热量并加以再次利用，其过滤器可有效地收集空气中细小的尘埃，从而能够抑制霉菌等过敏生物繁殖。这种资源的回收利用，不仅变废为宝，而且减少了环境污源，节约了能源。
德国建筑师塞多·特霍尔斯建造了一座能跟踪阳光的太阳房屋。房屋被安装在一个圆盘底座上，由一个小型太阳能电动机带动一组齿轮。房屋底座在环形轨道上以每分钟转动3cm的速度随太阳旋转。当太阳落山以后，该房屋便反向转动，回到起点位置。它跟踪太阳所消耗的电力仅为房屋太阳能发电功率的1%，而所吸收的太阳能则相当于一般不能转动的太阳能房屋的2倍。
二、中国建筑能耗基本情况和几本问题
我国正处于房屋建筑的高峰时期，建筑速度之快，规模之大，可谓前所未有。2003年，我国城乡建筑竣工面积达20.3亿平方米(其中城镇12.7亿平方米)，超过所有发达国家年建成建筑面积的总和。但令人忧虑的是，在新竣工的建筑中，节能建筑面积不到1亿平方米，尚不足竣工建筑的5%。至今，在我国城乡既有建筑约400亿平方米中(其中城市约140亿平方米)，只有3.2亿平方米房屋是节能建筑，不到全国既有建筑的1%。
我国是一个能源短缺的国家，但我国单位建筑面积能耗目前却是发达国家的2至3倍。与发达国家相比，我国建筑钢材消耗高出10%至25%，每拌和1立方米混凝土要多消耗水泥80公斤；卫生洁具的耗水量高出30%以上，而污水回用率仅为发达国家的25%。此外，在我国人均耕地只有世界人均耕地1/3的情况下，实心黏土砖每年毁田12万亩。
我国的建筑能耗量约占全国总用能量的1/4，居耗能首位。近年来我国建筑业到了快速的发展，需要大量的建造和运行使用能源，尤其是建筑的采暖和空调耗能。据统计，1994年全国仅住宅建筑能耗在基本上不供热水的情况下为1.54×108t标准煤，占当年全社会能源消耗总量12.27×109t标准煤的12.6%。目前每年城镇建筑仅采暖一项需要耗能1.3×108t标准煤，占全国能源消费总量的11.5%左右，占采暖区全社会能源消费的20%以上，在一些严寒地区，城镇建筑能耗高达当地社会能源消费的50%左右。与此同时，由于建筑供暖燃用大量煤炭等矿物能源，使周围的自然与生态环境不断恶化。
我国节能工作与发达国家相比起步较晚，能源浪费又十分严重。如我国的建筑采暖耗热量：外墙大体上为气候条件接近的发达国家的4～5倍，屋顶为2.5～5.5倍，外窗为1.5～2.2倍；门窗透气性为3～6倍；总耗能是3～4倍。
三、我国学要发展的重点领域
1.优化建筑设计
建筑造型及围护结构形式对建筑物性能有决定性影响。直接的影响包括建筑物与外环境的换热量、自然通风状况和自然采光水平等。而这三方面涉及的内容将构成70%以上的建筑采暖通风空调能耗。不同的建筑设计形式会造成能耗的巨大差别。然而，建筑物是个复杂系统，各方面因素相互影响，很难简单地确定建筑设计的优劣。例如，加大外窗面积可改善自然采光，在冬季还可获得太阳能量，但冬季的夜间会增大热量消耗，同时夏季由于太阳辐射通过窗户进入室内使空调能耗增加。这就需要利用动态热模拟技术对不同的方案进行详细的模拟测试和比较。
2.建筑围护结构材料和部品
开发新的建筑围护结构部件，以更好地满足保温、隔热、透光、通风等各种需求，甚至可根据变化了外界条件随时改变其物理性能，达到维持室内良好的物理环境同时降低能源消耗的目的。这是实现建筑节能的基础技术和产品。主要涉及的产品有：外墙保温和隔热、屋顶保温和隔热、热物理性能优异的外窗和玻璃幕墙、智能外遮阳装置以及基于相变材料的蓄热型围护结构和基于高分子吸湿材料的调湿型饰面材料。自上个世纪90年代起，我国自主研发和从国外吸收消化的外墙、屋顶保温隔热技术被慢慢的采用。尤其外墙外保温可通风装饰板、通风型屋顶产品、通风遮阳窗帘的使用，都大大提高产品的质量、降低建筑运行成本。超级秘书网
3.建筑中的可再生能源技术
可再生能源包括太阳能、风能、水能、生物质能、地热能、海洋能等多种形式。可再生能源日益受到重视。开发利用可再生能源世界能源是持续发展战略的重要组成部分。太阳能既是一次性能源又是可再生能源，资源丰富对环境无污染，是一种非常洁净的能源。应提倡在建筑中广泛应用。
4.其他方面还有很多包括：通风装置与排风热回收装置与各种泵技术。
四、结束语
虽然，我国在这方面还存在许多问题，但只要我们提高认识，加强管理，那么不久的将来我国一定有望发展成为能源节约大国!
参考文献：
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篇10
摘要：能源安全已成为制约中国经济社会可持续发展的关键因素。金融部门如何把金融业务运作与加强资源环境保护、促进产业结构调整有机地结合起来以确保能源安全、促进经济社会可持续发展，这是摆在金融部门面前的一个重大战略课题。为此，文章通过对中国能源安全与产业结构现状进行分析，探讨实行绿色金融、强化节能减排、缓解能源供求压力以确保能源安全、促进可持续发展的基本思路与对策。
关键词：能源安全；绿色金融；产业结构
一、引言
能源作为人类社会生产生活的先决条件，是一国经济社会发展的重要物质基础。能源安全是一国经济安全的重要方面，它直接影响到国家安全、经济安全、可持续发展和社会稳定。爆发于20世纪70年代的两次“石油危机”使得世界经济特别是西方发达国家经济遭受了巨大的打击，同时也宣告了西方世界“黄金时代”的结束。此后，能源安全问题一直是倍受世界各国关注的重大战略问题。为此，世界许多研究机构、国际组织和学者们都对能源安全问题展开了一系列相关研究，并取得了大量有价值的研究成果。就经济学领域而言，能源经济学已成为一门专门以研究石油问题为主的经济学分支学科，主要研究和探讨石油价格波动对世界石油市场供求关系和各国经济的影响。国际上研究能源经济学的学者们其研究也大多集中于分析国际油价的变动对世界石油供求和各国经济的影响这一问题上。例如，NoureddineKrichene（2002）通过考察1918～1999年间的世界原油与天然气市场，并对1918～1973年和1973～1999年这两个时期的原油与天然气的供给与需求弹性进行了估算，发现1918～1973年这一时期的原油与天然气价格稳定，而1973年之后石油与天然气价格变得极不稳定，反映了1973年石油危机以来世界石油与天然气的市场结构已经发生深刻的变化；JamesD.Hamilton（2003）运用计量经济学方法证明了石油价格的变动与GDP增长之间呈现出非线性关系的特征；J.Bielecki（2002）从能源安全概念、石油市场演进、制度安全框架、目前石油安全状况、未来石油安全需要、增加能源安全战略措施等方面分析了世界能源未来的发展趋势，并认为尽管未来不会出现像1970年代那么大的全球能源危机，但某些能源安全的严重程度将继续值得关注，未来并有可能进一步加重，因而对于能源安全没有任何自满的余地，目前的石油紧急措施有必要扩大到包括发展中国家和其他能源来源；DavidK.Backus和MarioJ.Crucini（2000）通过考察石油价格与贸易条件后发现在最近25年中石油价格的变动主要是由贸易条件的变化所引起的，并且量的作用也是极不相同的。
自改革开放以来，中国经济的高速发展引致了能源需求的稳步上升。特别是20世纪90年后，快速推进的工业化和城市化进程，进一步刺激了以电力、石油为主的能源消费需求急增。近年来，国内能源产供能力受多种因素制约短期内难以大幅度增加，能源供求矛盾日益突出，能源安全问题开始越来越受到众多国内学者的关注，如舒先林、阎高程（2004）、王树林（2001）、曹志峰（2004）等，他们都对中国能源安全问题开展了相应研究。然而，与国际上学者的研究相比，国内学者对能源安全问题的探讨才刚刚起步，还有待于不断深入和系统化。诚然，国内外学者所做的上述研究为进一步更好地开展对中国能源安全问题研究提供了极其丰富的研究参考基础。但这些研究主要集中在单一石油能源以及能源安全供给问题上，而有关能源生产和消费所带来的环境影响分析研究得较少。正是基于这一考虑，本文以国内外研究为基础，更为深入地分析和探讨金融部门如何通过实施绿色金融发展战略把金融业务运作与加强生态环境保护、加快产业结构调整、强化节能减排有机地结合起来以确保能源安全、促进经济社会可持续发展的基本思路与对策，为相关部门和机构提供决策参考。
二、中国能源安全现状分析
所谓能源安全，主要包括两个方面的含义：一是满足经济社会发展对能源的需求，保障能源的持续、稳定供给，即能源的供给安全；二是减少和降低能源生产与消费对生态环境的影响，保障经济社会的可持续发展，即能源生产与消费的环境安全。就中国能源安全现状而言，主要面临以下三个方面的严峻挑战：
（一）持续扩大的能源需求所形成的供给压力不断加大，能源供给安全受到极大挑战
自20世纪90年代后，中国工业化与城市化进程明显加快，目前已进入工业化、城市化快速发展时期，同时也是能源消费高强度时期。从城市化发展水平来考察，中国城镇人口已由1978年占总人口的17.92%上升到2005年占总人口的42.99%。随着城市化进程的加快，农村人口开始逐步向城市和非农产业转移，城市就业人口呈稳步上升趋势，从1985年城市就业人口占总就业人口的25.68%上升到2005年36.04%（引自2005BP世界能源统计）。从城市人口和城市就业人口两个方面的数据来看，按照世界城市化发展的一般规律，城市化率在30%—70%为高速发展时期，因而中国城市化已步入了快速发展时期。就工业化发展水平来考察，根据赛尔奎因和钱纳里产业结构模式，再结合20世纪90年代以来中国产业结构变化趋势来判断，中国工业化正处于中期快速发展阶段。
工业化和城市化进程的加快急剧地扩大了能源消费需求，而我国能源消费需求又主要集中在工业、建筑业和交通运输等三大行业部门。1995年工业、建筑业和交通运输三大行业能源消费量为103388.70万吨标准煤，占当年能源消费总量的78.82%，2005年三大行业能源消费量为178139.50万吨标准煤，占当年能源消费总量的79.77%（见表1）。尽管1995—2005年工业、建筑业和交通运输等三大行业能源消费量占能源消费总量的比重没有多大变化，2005年的比重只比1995年高出不到1%，但三大行业的能源消费需求量却增加了72.30%。特别是工业和交通运输业自20世纪90年代以来对石油和电力能源消费需求呈急剧上升态势。就石油而言，20世纪90年代以来在国内石油产供能力短时期内难以大幅度增加的情况下，为满足国内石油需求只有通过扩大石油进口来实现。1993年之前，中国还是一个石油净出口国，而1993年之后已成为石油净进口国。1995年，中国石油净进口为1218.7万吨，而到2005年石油净进口达14275.1万吨[根据《BP世界能源统计2005》、国际能源机构（IEA）及美国能源署（EIA）网站数据整理而得]。另据国家海关统计，2006年中国进口原油14518万吨、成品油3638万吨，原油进口金额664.11亿美元，成品油进口金额155.52亿美元。随着石油进口的增加，中国石油进口对外依赖程度也随之提高，1994年中国石油对外依赖程度还只有1.9%，但到2003年却高达48.6%，并且石油对外依存度还在不断提高，中国已经成为一个石油消费与进口大国也已是不争的事实。因此，随着中国经济高速增长和经济总量规模的进一步扩大，能源需求还将持续较快地增加，能源供给压力加大，供求矛盾仍会长期存在，特别是石油天然气对外进口依存度将进一步提高，能源供给紧张格局在今后相当长一段时期内难以有根本性改变。
（二）能源结构不合理，以煤为主的能源结构加大了对环境影响的压力
从能源资源禀赋状况来看，中国是煤多、气少、油贫。煤炭是我国的基础能源，煤炭资源储量相当丰富，且煤质较好。中国煤炭资源探明可采储量为1145亿吨，占世界探明可采储量的12.6%，居世界第三位，但人均储量低于世界平均水平，且2004年中国煤炭资源采储比只有59年，而世界煤炭资源的平均储采比为164年。就石油资源而言，截至2004年底，中国累计探明石油地质储量为248.44亿吨，累计探明可采储量67.91亿吨，而累计采出量已达43亿吨，剩余可采储量只有24.91亿吨。相比世界富油地区来说，中国石油资源是比较匮乏的，而且人均石油资源储量就更低了。根据英国石油公司（BP）2007年的数据显示：2006年底，中东地区的石油资源探明可采储量约为7427亿桶，约占世界的61.5%；欧洲（主要是俄罗斯）石油探明可采储量约为1444亿桶，占世界的12%；非洲约为1172亿桶，占世界的9.7%；北美地区约为599亿桶，占世界的5.0%；亚太地区石油资源最少，约为405亿桶，占世界的3.5%，其中中国约为163亿桶，占世界的1.3%。中国能源资源禀赋决定了能源生产和消费结构在短期内较难改变。由于中国煤炭清洁利用水平低，煤炭燃烧使用所产生的二氧化硫、二氧化碳等污染性气体大分部未经处理直接排放到空气中，给生态环境造成了巨大的破坏。这种状况受我国能源结构制约还将持续下去，对本来已经十分脆弱的生态环境形成了巨大的压力。
（三）三次产业结构不合理，高能耗产业比重过大，单位GDP能耗高，能源效率低下，进一步加剧了能源供给紧张局面
从能源消耗强度来看，2004年，全世界能源消费强度（单位GDP产出能源消耗量）为2.5吨油当量/万美元GDP，而中国为8.4吨油当量/万美元GDP，是世界平均水平的3.36倍，美国的4倍多，日英德法等国的近8倍。根据国家发改委环境和资源综合利用司的数据，目前中国的能源利用效率为33%，比发达国家低约10个百分点。电力、钢铁、有色、石化、建材、化工、轻工、纺织8个行业主要产品单位能耗平均比国际先进水平高40%；钢铁、水泥、纸和纸板的单位产品综合能耗比国际先进水平分别高21%、45%和120%；机动车油耗水平比欧洲高25%，比日本高20%；中国单位建筑面积采暖能耗相当于气候条件相近发达国家的2—3倍。导致中国能效低下的原因有多方面，包括可再生能源、清洁能源、替代能源等技术的开发相对滞后，节能降耗、污染治理等技术的应用还不广泛等，其中一个根本原因是中国产业结构不合理，高能耗产业所占比重过大，而耗能少的高新技术产业比重偏低。例如，2004年采掘业、造纸及纸制品业、石油化工、冶金、电力、热力的生产和供应业、建筑业等几大高耗能行业的产值就占当年GDP的57.68%。因此，加快产业结构调整，走新型工业化道路，降低能耗，节约能源资源，是确保中国能源安全的首要任务之一。
三、实行绿色金融以确保能源安全促进可持续发展的意义及对策
（一）实行绿色金融以确保能源安全促进可持续发展的意义
所谓绿色金融，是指金融部门把加强环境保护作为自己的一项政策，通过金融业务动作同加强资源环境保护、加快产业结构调整优化、强化节能减排有机地结合起来，以确保能源安全和促进经济社会可持续发展的一种金融营运战略。在当前和今后相当长一段时期内能源安全对中国经济社会可持续发展的约束日益增强趋势下，金融部门实行绿色金融战略意义极其重大，主要体现在：有利于金融部门正确认识金融发展与环境保护的相互促进辩证关系，提高对加强资源环境保护的认识水平，增强绿色金融意识，正确处理经济效益与环境、生态、社会效益之间的关系，把环境保护这项基本国策贯彻到具体的金融业务之中去，促进经济社会可持续发展；有利于克服过去那种只顾经济效益单纯追求经济增长而资源环境保护的传统发展模式的不足，提高金融部门加强环境风险管理与化解金融环境风险的能力；有利于金融部门通过金融业务运作把好信贷、证券融资关口，促使企业实行节能减排和清洁生产，从而促进可持续发展；有利于充分发挥金融部门通过运用信贷杠杆、证券融资等多种金融手段对产业结构调整和促进新兴产业发展的产业导向作用；有利于金融部门利用自身的金融优势，通过金融业务运作来推进新型工业化进程，加快循环经济发展，促进经济社会和谐可持续发展。
（二）实行绿色金融以确保能源安全促进可持续发展的对策
1、金融部门应积极开展绿色金融宣传教育工作，提高金融从业人员的绿色金融意识与能源安全意识以及在金融业务中贯彻落实加强资源环境保护、促进可持续发展的自觉性。
2、金融部门通过业务运作利用金融手段来促进产业结构调整，凡有利于环境资源保护、能源资源节约、符合可持续发展战略要求的产业和节能减排技术项目，一律给予金融上的优先支持；而对违背可持续发展原则、对环境造成重大影响的高能耗产业，金融部门一律不予支持，也不为其开办其他金融业务。
3、金融部门应加大对洁净煤技术开发与应用、节能技术改造、新能源和再生能源及替代能源开发技术与应用推广、能源综合利用的金融支持力度，降低资源能耗，保障能源安全，实现可持续发展。
