能源经济研究范文

关键词：能源消费；经济增长；协整检验；误差修正模型

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

一、山东能源消费与经济增长关系的实证分析

1.数据的选取

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

2.单位根检验

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

3.协整检验

对样本数据进行协整检验，得到协整方程如下：

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

t值（4.40）（4.72）（-0.79）（-4.01）

S.e.16.940.460.172.15

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

检验残差是平稳的，所以上述协整方程是存在的.

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

4.建立误差修正模型

首先，我们采用滞后一阶的形式：

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

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

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

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

二、研究结论

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

三、优化山东省能源政策建议

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

参考文献：

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

能源经济研究范文篇2

关键词：绿色发展；煤炭企业；问题；策略分析

近些年以来，随着我国国家经济的不断向前发展，生态环境建设也逐渐受到重视。特别是可持续发展和循环经济也越来越受到重视，这给煤炭企业的发展造成一定的影响。而煤炭作为一种重要的能源资源，对于环境污染形成一定的破坏，而随着煤炭企业的循环经济的绿色发展的提出对煤炭企业的经济效益造成很大的影响，那么，在循环经济的绿色发展过程中，如何做好相关煤炭企业绿色发展渠道，这就成为当前急需要面临的问题之一。所以，要想建设资源节约型和环境友好型的社会，就必须要能够对煤炭企业的发展模式进行创新和改革，实现经济和社会的绿色发展。

一、煤炭企业实现绿色发展的必要性探讨

（一）绿色、低碳经济时代的道路成为煤炭企业绿色发展的关键

在对传统的经济学企业而言，就仅仅是针对企业的经济系统进行选择，不涉及相关的生态环境发展和企业的经济发展系统和生态环境之间的关系。要从绿色经济的角度出发，对煤炭企业的运营模式提出新的质疑，要想克服煤炭企业生产过程中产生的高污染，就必须要能够加强对绿色发展战略的研究。这就需要涉及整个煤炭企业的“生态、经济、社会”之间的系统的健康运行和可持续发展。

现在很多的煤炭企业都是属于高污染企业，都是一些非可持续发展的运营发展模式，在绿色环保的大背景下，企业要从实现经济效益和社会效益以及环境效益的统一出发，另外一方面，要能够从煤炭工业的绿色发展角度出发，以绿色发展经济理论为主要依据，从而实现我国煤炭企业的绿色发展。

（二）绿色发展战略是实现煤炭企业可持续发展的重要依据

在煤炭的开发历史和经济体制等一些方面，我国煤炭企业至今还是沿袭着传统的粗放型经营模式，特别是“三废”排放量大，对煤炭开采区的生态环境的破坏极其严重，从而使得企业和整个的国民经济付出很大的生态环境代价和社会成本管理，在新时期下，这就需要企业能够转变传统的发展战略思维，实行绿色发展战略。从某个角度上说，实施绿色发展在一定程度上不但可以实现企业集约型经济增长，还能够实现企业的生态环境和科技型的发展，从而能够极大提高现代企业发展的生态科技文化含量，能够有效构建煤炭企业的经济、文化和资源之间的绿色发展新模式。

（三）煤炭能源节约发展的需要

煤炭能源是现代社会运行所必要的动力，没有煤炭能源，我国的社会经济发展将会停滞不前。这里笔者所提到的煤炭能源，煤炭资源国家的工程建设来说，都是不可或缺的，而特别是和煤炭能源消耗相关的生产利益链息息相关的产业，如果对煤炭能源的消耗量太大，这就很容易造成能源危机，尤其是这其中煤炭资源是属于不可再生能源，如果没有对煤炭资源进行合理利用，这样很容易造成能源危机，因此，我们要对煤炭能源的进行节约，也是绿色建设的一部分。首先，要减少浪费，优化各项煤矿开采环节，减少不必要的能源消耗，为煤炭能源的节约打下基础。其次，要更新设备，研发新的技术，利用新型的设备和技术，提高煤炭能源的利用率，从而促进能源的节约。最后，国家也应重视能源的问题，对能源的消耗，不断加大科研投入，对能源进行深加工、不断提高能源利用率、立法保护能源。另外，还应不断进行新能源的开发，缓解我国当前遇到的能源紧张的问题，为我国煤炭能源企业寻求一条可持续发展的道路。

二、煤炭企业实现绿色发展道路研究

生态环境的破坏已经成为我国煤炭行业不可避开的问题，煤炭行业不仅仅占用大量的耕地，而且对环境的破坏也相对大，所以煤炭资源的开采过程对环境的改造较大，这更加重了我国煤炭绿色发展道路上造成一定的阻碍。绿色发展理念要求我们的发展和建设，都要与环境相适应，避免环境、生态等问题的出现，以环境为代价，换取发展的高速度，无疑是饮鸩止渴，是不符合可持续原则的，因此我国煤炭企业的绿色发展，还要注重环境的保护，推进煤炭开采施工的环境友好型发展。笔者调查发现，我国当前的技术已经有能力支持这一发展模式，因而当前煤炭开采工程的绿色发展迫在眉睫，对于环境友好型的煤炭工程建设，笔者认为应当从以下几个方面入手：

（一）加强对企业内部人员的思想转变

煤炭企业的绿色发展一定要有核心思想进行指导，这就需要在煤炭企业内部进行思想统一，转变原有的生产经营理念，充分认识到只有实施绿色发展战略才能实现企业的健康发展，为此，就必须要煤炭企业内部宣传有关企业绿色发展战略的转型策略，从而能够使得全体煤炭企业员工对绿色发展战略的发展思路和发展方向有一个清晰、准确地定位，让企业员工尽快转变自身的定位和角色，更方便煤炭企业开展绿色发展战略的行动。

（二）在煤矿矿区上因地制宜，科学发展

煤炭开采是属于一种长期的施工过程，煤炭开采时间较长，所以煤炭企业的开采本身对环境的要求较高，对于一些煤炭开采过程中，已经出现了不少改变当地环境的例子，对当地的环境造成了长期的困扰。因此，笔者认为煤炭开采应当尽量因地制宜，尽量避免对当地环境进行大规模的改造，在不破坏当地环境平衡的基础上，进行煤炭开采的相关工作发展。首先煤炭能源企业就应当对当地环境进行充分的调查，根据环境的不同，制定出不同的开采实施方案。其次，使开采实施方案能够适应当地的环境，不至于对当地生态环境造成过大的影响。其次，煤炭开采过程中或多或少都会进行环境的改造，而这种改造应当是温和型的，改变过去“一刀切”的手段，保证煤炭开采地区发展的可持续。最后，我们应当建立责任负责制度，实现煤炭开采区责任的分区责任制。煤炭企业要能够对当前的煤炭开采过程中造成的生态环境问题负责，从而促使煤炭开采过程与环境相友好。

（三）从煤炭企业自身的实际情况出发，制定相应的绿色发展战略

为了能够让我国煤炭企业的发展步入一个绿色发展的时代，要能够针对我国煤炭企业发展的实际情况进行具有针对性的战略规划设计，从而让我国煤炭企业可持续发展发展可以有一个可以依赖的目标规划，并能够实现相关发展目标的可行性进行探讨。我国煤炭企业的绿色发展战略规划不但要能够符合企业未来的发展方向和生产经营的实际情况的，还应该是要结合煤炭行业发展未来导向性和市场经济的发展未来轨迹来进行判断，煤炭企业要能够切实根据市场反馈过来的信息，对煤炭产品进行绿色加工和深加工，能够对市场进行有效预期估算，才能实现我国煤炭企业的绿色发展和可持续发展。同样的，只有充分考虑了这些因素才能够确保做出的战略规划能够帮助我国的煤炭企业达到一个可持续发展的状态。另外，笔者还认为我们应当设立相关的法律法规，使我国的绿色煤炭企业能够在法律制度下有序的运行。例如，法律中要明确规定煤炭企业的消耗量范围，并进一步明确的标明责任的承担，并明确惩戒手段，从而使得煤炭企业的绿色化改革能够得到法律的支持，促进煤炭企业绿色发展战略的进程。

三、结语

随着我国能源消耗量的不断加大，这对生态环境的污染也在逐渐加大，这必须要能够对我国相关的能源企业进行约束，而煤炭企业的绿色发展引起了很多人关注，但是，我国煤炭企业的绿色发展还是存在一定的问题，这就需要企业领导者要能够及时进一步完善相关的战略计划，能够更好地保护好生态环境，促进煤炭企业的可持续发展和绿色发展，更好地为国家和社会提供发展的动力。

参考文献：

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摘要：本文运用Hansen和Seo两机制阈值协整研究了中国1955―2009年经济增长与能源总消费以及能源消费各构成部分（包括煤炭、石油、天然气与电力等）之间的关系。结果发现：（1）除了石油消费和电力消费外，经济增长与其他变量都存在着非线性协整关系。（2）在正常（第一）机制中误差修正对长期均衡的调整是相对较小的，意味着经济增长与能源消费市场存在着持续的不均衡，因此有必要采取能源需求方管理政策来提高能源效率，从而使二者关系回到长期均衡状态。

关键词：阈值协整；经济增长；能源消费

TheRelationshipbetweenEconomicGrowthandEnergyConsumptionRevisited

-AThresholdCointegrationAnalysis

ZHANGYantao

(SchoolofEconomics,HuazhongUniversityofScienceandTechnology,Wuhan,Hubei430074,China)

Abstract：ThispaperusesHansenSeotworegimethresholdcointegrationtostudytherelationshipbetweeneconomicgrowthontheonehandandtotalenergyconsumptionanditscomponents(includingcoal,oil,naturalgas,electricity,etc.)ontheother.Thefindingsareasfollows:(1)Exceptforoilandelectricityconsumption,thereisanonlinearcointegrationrelationshipbetweeneconomicgrowthandothervariables.(2)Inthenormal(first)regime,errorcorrectionadjustslongtermequilibriumtoarelativelysmallextent,meaningsustaineddisequilibriumbetweeneconomicgrowthandenergyconsumptionmarket.Itisnecessary,therefore,toadoptdemandsidemanagementpolicytoimproveenergyefficiency,soastobringtheirrelationshipbacktolongtermequilibrium.

Keywords：thresholdcointegration;economicgrowth;energyconsumption

一、引言

经济增长与能源消费之间的关系一直以来都是人们关注的热点话题之一，国外最早研究能源消费与经济增长的是Kraft.A和Kraft.J(1978)［1］，此后研究能源消费与经济增长的文献可谓是汗牛充栋，其中Payne(2010)［2］和IlhanOzturk（2010）［3］比较系统的总结了能源消费与经济增长之间关系的四种假设，即“增长假设”（存在从能源消费到经济增长的单向因果关系）、“节约假设”（存在着从经济增长到能源消费的因果关系）、“回馈假设”（经济增长与能源消费存在双向因果关系）和“中性假设”（经济增长与能源消费不存在因果关系）。我国学者运用不同时期的数据和方法对这几种假设做出了相应的检验，得出“增长假设”典型文献有林伯强(2003)［4］、赵进文与范继涛(2007)［5］、Yuan等人(2007)［6］和李晓嘉与刘鹏(2009)［7］；支持“节约假设”的学者主要有吴巧生等(2005)［8］、林柏强等(2007)［9］；检验出“回馈假设”的主要代表有韩智勇等(2004)［10］、吴巧生等(2008)［11］；有关“中性假设”的典型文献有王海鹏等(2006)［12］和Yuan等(2008)［13］。

本文的主要目标是运用Hansen和Seo（2002）［14］TVECM方法来检验中国能源消费与经济增长的非线性（非对称）协整。有关能源经济学科领域调整过程的非对称性这一性质很少有人关注，而最近的许多研究都提供了大部分宏观经济变量的非对称性调整（比如Ewing等，2006［15］；Maki和Kitasaka，2006［16］），忽略经济变量之间的非对称性调整可能会导致有偏误的推断并因此而得出误导性的结果。正如Balke和Fomby(1997)所指出，面向长期均衡的调整并不是一直不变的，这意味着在正的偏离情况下收敛到均衡可能会比在负偏离情况下更快（或者相反）。［17］因此，如果证明了非对称调整，那么传统的向量误差修正模型（VECM）是一个错误的设定。

Lee和Chang(2005)研究表明，忽略结构突变问题意味着不能够提示每个子样本期间内的参数是否稳定。［18］Lee和Chang(2007)在传统的新古典单个部门总生产函数框架下同时考虑了台湾能源消费对经济增长的线性和非线性影响，通过两次能源危机时期的阈值协整回归模型分析结果表明，当构造经济增长模型的估计和预测时要考虑到由于存在能源消费阈值导致的结构突变问题，并且得出台湾能源消费与经济增长之间的关系可以用倒U形来刻画。［19］赵进文和范继涛(2007)运用非线性STR模型，表明我国经济增长对能源消费的影响具有非线性特征并且具有非对称性。［5］Hu和Lin(2008)认为当达到阈值时存在均值回归行为，这使得能源总消费及分类能源消费比经济增长更快。［20］Esso(2010)分析了7个非洲国家也表明能源消费与经济增长之间也存在结构突变问题。［21］

本文试图从另一个角度来提示中国能源消费与经济增长之间关系。随着中国经济不断发展，能源会变得更加稀缺，因此如何维持稳定的能源供应并且改善能源效率是今后的重要问题之一。Yang(2000)［22］、Sari和Soytas(2004)［23］、Wolde-Rufael(2004)［24］采用了不同的分类能源消费数据，而Hondroyiannis等(2002)［25］区分了居民和工业能源消费，Yuan等(2008)［13］运用传统的协整分析了中国经济增长分别与能源总消费及分类能源消费之间关系，此外，Yang(2000)认为利用能源总消费的一个缺点是不同的国家依赖不同的分类能源。因此，用能源总消费来说明分类能源消费的影响是不大合适的。基于此，本文首次运用TVECM来研究经济增长与能源总消费及分类能源消费之间的关系及其判别能源消费对中国经济增长的影响。

二、数据与研究方法

（一）数据

本文所用的数据是1955―2009年的年度数据，实际GDP是按照GDP指数转换为1978不变价格的实际GDP。能源消费序列单位是万吨标准煤。模型中所用的变量是：实际GDP（RGDP）、能源总消费（Energy）、煤炭消费（Coal）、石油消费(Oil)、天然气消费（Gas）和电力消费(ELEC)。所有的变量是以自然对数的形式来进行描述，数据来自《新中国60年统计资料》与《中国统计年鉴2010》。

为避免“伪回归”，在对变量进行计量分析时，就有必要对数据进行平稳性检验。本文主要运用标准的单位根检验包括DickeyandFuller(1979,ADF)［26］和Elliot等(1996,DF-GLS)［27］在内的两种单位根检验，当所考虑经济时间序列样本存在结构突变时，这些标准单位根检验可能会导致不能拒绝存在单位根的原假设，从而使检验结果存在偏误，因此本文接着运用Zivot和Andrews（1992，后文简称ZA检验）提出的以零假设的单位根统计量最小负值作为选择结构突变点的标准。其原始假设是数据具有单位根，备选假设是带有结构突变的趋势平稳过程。①①Zivot,EandAndrews,D.W.K.,1992,Furtherevidenceonthegreatcrash,theoil-priceshock,andtheunit-roothypothesis,JournalofBusinessandEconomicStatistics,10,251-270.由于这些时间序列的对数值的趋势图都显示出有某种趋势，因此所有的单位根检验都带有截距和趋势项，表1报告了无结构变化和存在结构变化时单位根检验的结果。

从表1中可以看出，除了煤炭消费序列以外，其他变量在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的原始假设，因此我们可认为这些序列是I(1)的。如果考虑到结构突变，那么煤炭消费是一个平稳的变量，煤炭消费结构的突变点发生在1961年。可以结合中国经济发展历史来说明煤炭断点出现在这一年的原因：1958―1960正值中国开展以大炼钢铁为中心的“”运动时期，提出在钢铁和其他主要工业产品的产量方面“赶英超美”，实现农业和工业共同跃进，例如提出钢产量1959年要比1958年翻一番，由1070万吨到3000万吨,正是由于片面强调“以钢为纲”，钢铁生产挤占了大量能源,由此带动了煤炭消费的急剧提高，煤炭消费总量从1957年的8901万吨标准煤增加到1960年的28347万吨标准煤，3年期间能源消费的平均增速高达35%，而到了1961年能源消费增长速度为-34%，这主要是由于1961年中国开始大规模地压缩基本建设投资规模，因此煤炭消费也急剧下降，1961―1963年的煤炭消费出现负增长。基于以上分析,我们认为“”的结束,引发能源消费的变化,导致了1961年煤炭消费出现结构突变。

（二）计量方法―非对称调整阈值协整检验

传统的协整理论认为变量之间的协整可以用误差修正模型来刻画，其描述了变量对长期均衡的偏离，并认为面向均衡的调整在每个时期都是保持不变的。阈值协整（或者非线性协整）的概念是由Balke和Fomby(1997)首先提出的，他们认为由于经济人存在调整成本，因此面向长期均衡的调整在每个时期有可能不同，也就是说当偏离均衡超过某个临界阈值时可能存在面向均衡的不连续调整，此时调整的收益要大于调整的成本，因此经济人倾向于快速调整到均衡。当协整关系在某个特定区域不存在而如果系统偏离均衡太远时它又存在时，阈值协整能够刻画这种不连续的调整。

计量经济学文献中有关阈值模型最重要的统计问题之一，就是检验阈值效应是否存在。Balke和Fomby(1997)运用已知协整残差（即误差修正项）对单变量进行检验（比如Hansen，1996；Tsay，1989）［28］［29］，此后的研究如Lo与Zivot(2001)［30］把Balke与Fomby的方法拓展到在已知协整情况下的多变量阈值协整模型；Hansen和Seo(2002)则进一步将其拓展到在未知协整向量情况下进行阈值协整检验，特别指出的是作者基于误差修正项提出了一个协整向量和阈值效应的两机制阈值误差修正模型(TVECM)。

Hansen和Seo（2002）考察的两机制阈值协整模型可表述如下：

Δxt=A1′Xt－1(β)+ut

A2′Xt－1(β)+ut，wt－1(β)≤γ

wt－1(β)≥γ(1)

其中，Xt－1(β)=1

wt－1(β)

Δxt－1

Δxt－2

Δxt－l

此处,xt是p维I(1)协整序列，p×1协整向量，wt(β)=β'xt表示I(0)误差修正项，系数矩阵A1和A2描述了每个机制的动态情况，γ是阈值参数，ut是误差项。

模型(1)中的误差修正有两个机制，即wt－1低于或高于阈值γ代表着除协整向量以外的其他系数在机制1和机制2之间转换，特别要指出的是估计出wt－1的系数意味着变量调整到均衡的不同速度。如果0≤P(wt－1(β)≤γ)≤1就表明存在阈值效应，否则就退化为线性协整。

TVECM估计算法包括以下三步：首先是分别检验平稳性和运用Johansen(1991)方法来检验协整；其次是运用I(1)序列到标准线性误差修正模型中；最后是运用最大似然估计来计算TVECM模型。为此运用以下标准来选择阈值参数γ：

ξ()=minlog1n∑nt=1t(γ)t(γ)'

一旦最小化上式的阈值参数γ被选择，那么每个机制就要包含新的约束至少是预先设定的总样本(π0)到格子搜索过程中：π0≤P(|wt－1|≤γ)≤1－π0。阈值参数γ（冗余参数）的统计显著性包含了非标准推断，因此作者通过自助法来计算SupLM的P值。此外，作者提出了两种异方差一致LM检验统计量来检验是否存在线性协整（原假设）、备选假设阈值协整。如果在原假设下不存在阈值，那么模型就转换为传统的VECM。第一种检验统计量是当协整向量为已知的，具体形式为：

SupLM0=SupγL≤γ≤γULM(β0,γ)

其中，β0在固定β情况下的已知值（即β0=1）。而第二种检验统计量是协整向量为未知的，其具体形式为：

SupLM=SupγL≤γ≤γULM(,γ)

其中是β的估计值，在两种检验中γL,γU是搜索区域，因此γL是t－1的π0分位数，γU是t－1的(1－π0)分位数。Andrews(1993)建议π0设置在0.05与0.15之间较好。通过γL,γU阈值来确定两机制。

三、两机制阈值误差修正模型结果

基于前文的阈值协整检验结果，我们运用非对称误差修正模型来代替模型误设的线性误差修正模型。也就是说估计两机制VECM从而来进一步研究经济增长分别与能源总消费及分类能源消费的非对称动调整态行为，如前文所提的，阈值误差修正模型与传统误差修正模型所不同的是它允许面向长期均衡调整过程中的非对称性。

经济增长分别与能源总消费及分类能源消费的两机制误差修正模型在下文①①通过检验发现经济增长分别与石油消费和电力消费不存在阈值协整，因此后文也没有相应的TVECM。。在每个VECM方程中模型中最优滞后阶数是根据AIC准则来选择。括号中数值表示的是异方差一致（Eicker-White）估计标准误的t值，因为没有参数估计量和标准误的正式分布，因此解释时要注意。

（一）经济增长与能源总消费

ΔGDPt=－0.58－0.05wt－1+0.68ΔGDPt－1－0.61ΔECt－1－0.60ΔGDPt－2

(－1.67)(－1.91)(3.10)(－2.49)(－1.86)

+0.82ΔECt－2+0.36ΔGDPt－3－0.75ΔECt－3+u1twt－1≤－12.68

(2.77)(1.48)(－4.55)

－4.33－0.36wt－1－0.79ΔGDPt－1+0.58ΔECt－1－0.09ΔGDPt－2

(－4.60)(－4.70)(－3.86)(5.51)(－0.46)

－0.54ΔECt－2+0.60ΔGDPt－3－0.86ΔECt－3+u1twt－1>－12.68

(－3.91)(3.84)(－7.96)

ΔECt=－0.10+0.002wt－1+0.21ΔGDPt－1+0.05ΔECt－1－0.56ΔGDPt－2

(0.21)(0.06)(0.62)(0.14)(－1.33)

+0.75ΔECt－2+0.37ΔGDPt－3－1.04ΔECt－3+u2twt－1≤－12.68

(1.75)(1.08)(－3.73)

3.00+0.24wt－1－0.77ΔGDPt－1+0.84ΔECt－1－1.64ΔGDPt－2

(2.09)(2.02)(－2.60)(5.35)(－6.58)

0.68ΔECt－2+0.97ΔGDPt－3－1.19ΔECt－3+u2twt－1>－12.68

(3.59)(4.93)(－11.92)

经济增长与能源消费的TVECM估计结果如上，估计的阈值γ=－1268②②括号中的t值是根据Eicker-White标准误计算得出，自助法次数设为1000，格子搜索为50，后文类同。，检验阈值系数的显著性的LM检验值为2719(自助法5%的临界值为2127)，这表明存在阈值效应。

第一机制发生在当GDPt≤199ECt－1268时，其包含了约78%的观测值，此时经济增长有超过1268%的点要高于能源消费；第二机制发生在当GDPt≥199ECt－1268时余下的22%的观测值中。从第一机制来看，ΔGDPt方程中的存在着显著的误差修正效应和动态效应，而对于ΔECt而言，其误差修正项和动态系数基本都是不显著的；从第二机制来看，对于ΔGDPt和ΔECt方程都存在着显著的误差修正效应和动态效应。

图1经济增长与能源总消费的误差修正效应（1955―2009）图1在TVECM框架下显示了经济增长与能源消费的非对称调整图，横轴是误差修正项，其代表了对长期均衡的偏离，纵轴代表队了经济增长和能源消费对误差修正的调整状况。从中可以看出在第一机制中（第一机制占了总样本的78%的观测值，对应的年份是1997年），对长期均衡的调整是相对较小的，主要是靠经济增长来调整的，但调整速度很慢，其值是-005，意味着在1955―1997年期间，经济增长与能源消费市场存在着持续的不均衡，阈值越大非均衡状态就保持得越持久，这意味着更高的调整成本和低水平的能源市场化；而在1997―1999年中国经济在增长155%的同时，能源消费总量却下降了56%，主要认为是国内市场需求疲软，一批污染大、高能耗的企业相继被关闭，产业结构的优化，技术进步等多种因素共同作用的结果。

此外，图1显示出了误差修正效应，即在保持其他变量不变的情况下ΔGDPt和ΔECt是误差修正项wt－1的回归估计，从中可以看出，阈值左边的误差修正效应对于经济增长来说是负的效应，而对于能源消费来说是相对稳定的；在阈值的右边显示出了明显的非对称性，因为误差修正效应对能源消费的影响为正，对经济增长而言则为负。该结果表明当误差修正值超过阈值时，其对经济增长的反应要大于对能源消费的反应。在此机制中，由于诸如世界石油市场冲击或者突发经济事件等的外生冲击会导致能源消费偏离均值水平，而经济增长则会收敛到长期均衡。因此对于管理当局来说应该采取能源需求管理政策来提高能源效率。

（二）经济增长与煤炭消费

ΔGDPt=－172－013wt－1+007ΔGDPt－1+011ΔCOALt－1+025ΔGDPt－2

(－457)(－469)(038)(159)(175)

－032ΔCOALt－2－051ΔGDPt－3－037ΔCOALt－3－005ΔGDPt－4+023ΔCOALt－4

(－316)(－324)(－460)(－034)(223)

+001ΔGDPt－5－034ΔCOALt－5+u1twt－1≤－1381

(008)(－485)

－611－048wt－1－180ΔGDPt－1+057ΔCOALt－1－106ΔGDPt－2

(－1311)(－1336)(－1613)(1734)(－1574)

－023ΔCOALt－2－022ΔGDPt－3－081ΔCOALt－3+072ΔGDPt－4－107ΔCOALt－4

(－561)(－258)(－2593)(746)(－1072)

－010ΔGDPt－5－017ΔCOALt－5+u1twt－1>－1381

(－243)(－377)

经济增长与煤炭消费的TVECM估计结果如上，估计的阈值γ=－1381，检验阈值系数的显著性的LM检验值为2792（其P值009，自助法5%的临界值为3076)，其在10%的显著性水平下存在阈值效应。

第一机制发生在当GDPt≤21COALt－1381时，其包含了约73%的观测值，此时经济增长有超过1381%的点要高于煤炭消费；第二机制或者发生在当GDPt>21COALt－1381时余下的27%的观测值中。

从第一机制来看，ΔGDPt方程中存在着显著的误差修正效应和动态效应；对于第二机制而言，ΔGDPt和ΔCOALt方程存在着显著的误差修正效应和动态效应。

ΔCOALt=－112－009wt－1－035ΔGDPt－1+0371ΔCOALt－1+034ΔGDPt－2

(－157)(－174)(－127)(236)(151)

－003ΔCOALt－2－051ΔGDPt－3－064ΔCOALt－3－003ΔGDPt－4+037ΔCOALt－4

(－015)(－185)(－481)(－018)(215)

－034ΔGDPt－5－051ΔCOALt－5+u2twt－1≤－1381

(－117)(－284)

－1406－109wt－1－204ΔGDPt－1－001ΔCOALt－1－153ΔGDPt－2

(－561)(－562)(－339)(－007)(－424)

－075ΔCOALt－2－089ΔGDPt－3－092ΔCOALt－3+116ΔGDPt－4－218ΔCOALt－4

(－343)(－195)(－547)(225)(－407)

140ΔGDPt－5－135ΔCOALt－5+u2twt－1>－1381

(628)(－560)

图2经济增长与煤炭消费的误差修正效应(1955―2009)图2显示出了误差修正效应，即在保持其他变量不变的情况下ΔGDPt和ΔCOALt对误差修正项wt－1的估计回归，从中可以看出，在第一机制中（第一机制占了总样本的73%的观测值，对应的年份是1995年），在此阶段经济增长调整速度要大于煤炭消费的调整速度，煤炭消费调整接近于零，因此在该阶段主要靠经济增长调整从而使二者恢复到长期均衡，这说明在该阶段煤炭消费效率是较低的，这可能是由于在1995年之前我国市场经济体制还处在起步阶段，煤炭价格主要以国家指导价格为准，这是导致在此之前煤炭消费低效率的主要原因之一。而从自1995年之后，国有企业改革从以往的放权让利、政策调整进入到转换机制、制度创新阶段，在此之后我国进入了以建立社会主义市场经济体制和经济调整增长为基本特征的发展新阶段，逐步建立起主要由市场形成价格的机制，在这一时期对国有企业进行了改革，对于煤炭工业而言，在该阶段加快了国有重点煤矿建设，促进地方矿、乡镇矿的改造和提高，提出煤炭工业要实行开发与节约并重的方针，做到能源、经济与环境协调发展。［31］在第二机制中，误差修正值对煤炭消费和经济增长的效应都是负的，但是在第二机制中煤炭消费调整速度更快，这说明当上一期偏离均衡时煤炭消费调整的效率更高。经济增长与煤炭消费在第二机制中的误差修正效应都大于第一机制中的误差修正效应，表现了明显的非对称性。

（三）经济增长与天然气消费

ΔGDPt=007+001wt－1+038ΔGDPt－1－019ΔGast－1+u2t,wt－1≤152

(815)(080)(542)(－722)

－018+006wt－1+078ΔGDPt－1－021ΔGaslt－1+u2t,wt－1>152

(－084)(113)(089)(－107)

ΔGast=0004+002wt－1+071ΔGDPt－1+016ΔGast－1+u2t,wt－1≤152

(014)(056)(247)(224)

327－048wt－1－1388ΔGDPt－1+320ΔGast－1+u2t,wt－1>152

(309)(－243)(－305)(281)

经济增长与天然气消费的TVECM估计结果如上，估计的阈值γ=152，检验阈值系数的显著性的LM检验值为1712(自助法5%的临界值为1472)，这表明存在阈值效应。

第一机制发生在当GDPt≤119GASt+152时，其包含了约89%的观测值，此时经济增长有超过152%的点要高于能源消费；第二机制或者发生在当GDPt>119GASt+152时余下的11%的观测值中。

从第一机制来看，ΔGDPt和ΔGASt方程都不存在着显著的误差修正效应；另一方面，对于第二机制而言，ΔGASt方程存在着显著的误差修正效应和动态效应，而对于ΔGDPt则不存在，这说明ΔGDPt在此机制中接近于白噪声。

图3经济增长与天然气消费的误差修正效应，1955―2009此外，图3显示出了误差修正效应，即在保持其他变量不变的情况下ΔGDPt和ΔGASt是误差修正项wt－1的回归估计，从图中可以看出当误差项小于阈值时，在阈值左边（第一机制占了总样本的89%的观测值，对应的年份是2004年）显示出了接近于零的误差效应，此阶段经济增长与天然气消费市场存在着持续的不均衡，阈值越大非均衡状态就保持得越持久，这意味着更高的调整成本和低水平市场化的天然气消费；但是在阈值的右边，误差修正对天然气消费的影响为负，而对经济增长的影响接近为零，因此主要由天然气消费调整来使二者关系达到长期均衡。该结果表明当误差修正值超过阈值时，其对天然气消费的反应要大于对经济增长的反应，从而导致天然气消费效率下降。因此，对于管理当局来说应该采取天然气消费需求管理政策来提高其使用效率。

四、结论及进政策启示

本文主要运用Hansen和Seo(2002)阈值协整研究了1955―2009年中国经济增长分别与能源总消费、煤炭消费、石油消费、天然气消费和电力消费之间非线性长期均衡关系，并得出如下结论：

第一，经济增长与能源总消费存在着阈值协整。当误差修正项低于阈值时，即在1955―1997年期间，经济增长与能源消费市场存在着持续的不均衡，阈值越大非均衡状态就保持得越持久，这意味着更高的调整成本和低水平的能源市场化。当误差修正值超过阈值时，其对经济增长的反应要大于对能源消费的反应。在此机制中，由于诸如世界石油市场冲击或者突发经济事件此类的外生冲击会导致能源消费偏离均值水平，而经济增长则会收敛到长期均衡。

第二，经济增长与煤炭消费的TVECM分析结果表明，在两个机制中，误差修正项对经济增长与煤炭消费的影响都是负的，并且在第二机制的煤炭消费误差修正效应要大于经济增长的误差修正效应，也就是说煤炭消费调整比经济增长更有效，从而使二者保持长期均衡。

第三，经济增长与天然气消费的TVECM分析结果表明：在第一机制中，误差修正对经济增长与煤炭消费的影响都是正的，因此在该阶段中二者存在非均衡的长期关系，而在第二机制中主要是靠天然气消费来调整，从而使二者保持均衡关系。

为了能提高能源效率，中国有关政策当局有必要在能源市场实施一些策略。首先，由于政策管制和法律限制，中国能源市场是一个垄断市场。与诸如日本、韩国等东亚经济体相比，中国的能源市场化水平较低导致相对较低的能源价格，从而部分程度上降低了能源使用效率并且产生了过度的环境污染。为了提高能源效率和降低生产成本，政府应该逐步放开能源市场和征收碳税，此外要宣传和教育消费者和企业树立节能的意识。其次，相关当局应该因地制宜地投资“热电联产”项目，因为“热电联产”既生产电能同时又生产热能，它将高品位的热能用于发电，低品位的热能用于供热，实现了能源梯级利用，是一种高效率的能源利用形式，具有节约能源、改善环境的综合效益，符合环保需要。再次，有关当局应该发展包括天然气、水能、风能、太阳能、热能和生物能等在内的绿色能源。最后，政府应该建立和健全一种有效能源需求管理制度来降低能源消费的增长速度，从而提高能源效率。

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