秦靜，牛叔文，孫紅杰，胡莉莉

(蘭州大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，蘭州730000)

有關(guān)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系是個(gè)有爭(zhēng)議的問(wèn)題，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致能源消費(fèi)?還是能源消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界圍繞這一問(wèn)題展開(kāi)了討論，得出的結(jié)論也不盡相同。

Kraft J和Kraft A(1978)發(fā)現(xiàn)了美國(guó)GDP對(duì)能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系[1]。Yu和Choi(1985)的研究表明，韓國(guó)也存在著GDP增長(zhǎng)促使能源消耗增加的因果關(guān)系，而菲律賓則存在著從能源消耗促進(jìn)GDP增長(zhǎng)相反的因果關(guān)系[2]，Yang(2000)檢驗(yàn)了石油、天然氣、煤炭和電力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，得出各種能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著格蘭杰雙向因果關(guān)系[3]。Hondroyiannis(2002)等研究了希臘能源消費(fèi)、GDP和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間的聯(lián)系，認(rèn)為能源消費(fèi)與GDP存在雙向因果關(guān)系[4]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)此也做了大量研究。馬超群(2004)等研究結(jié)果表明，我國(guó)GDP分別與能源總消費(fèi)、煤炭消費(fèi)之間存在協(xié)整關(guān)系和很強(qiáng)的Granger雙向因果關(guān)系，而GDP與石油、天然氣和水電之間不存在協(xié)整關(guān)系[5]。楊朝峰、陳偉忠(2005)則得出我國(guó)從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系，而且這種關(guān)系是穩(wěn)定的，沒(méi)有隨時(shí)間發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化[6]。王宇新研究結(jié)果又表明，短期內(nèi)我國(guó)能源消費(fèi)與GDP增長(zhǎng)之間不存在因果關(guān)系，但長(zhǎng)期內(nèi)存在GDP到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系[7]。王海鵬等(2005)研究結(jié)果則表明我國(guó)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整性和雙向因果關(guān)系[8]。研究綜述不難發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究結(jié)果雖不盡相同，但總的來(lái)說(shuō)，能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之存在間雙向因果關(guān)系的居多。

甘肅省是我國(guó)西部一個(gè)重要而又特殊的省份，截至目前，關(guān)于甘肅經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)關(guān)系的相關(guān)研究不多。因此，本研究將根據(jù)1985—2007年間甘肅省的23組年度數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析及格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)甘肅省生產(chǎn)總值和能源消費(fèi)總量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

1 甘肅能源開(kāi)發(fā)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

1.1 能源條件

甘肅省位于黃河上游，地處西北內(nèi)陸，擁有獨(dú)特的自然地理?xiàng)l件，能源資源相對(duì)富集，品種齊全，既有常規(guī)礦產(chǎn)能源，石油、天然氣、煤、油頁(yè)巖、泥炭等，又有水電、核能、太陽(yáng)能、風(fēng)能、地?zé)峒吧镔|(zhì)能等資源。且具有分布相對(duì)集中、開(kāi)發(fā)成本低、開(kāi)發(fā)潛力大等特點(diǎn)。

甘肅已發(fā)現(xiàn)油田20個(gè)，含油面積為12.30萬(wàn)km2，已探明可采儲(chǔ)量為2.72億t，占全國(guó)總儲(chǔ)量的2.08%，其中，位于甘肅河西走廊的玉門(mén)油田是新中國(guó)第一個(gè)天然石油基地[9]。已探明煤炭保有儲(chǔ)量92.65億t，煤質(zhì)多以長(zhǎng)焰煤、不粘或弱粘結(jié)煤為主[10]。依托豐富的煤炭資源，先后在蘭州、平?jīng)觥⒕高h(yuǎn)等地建立了大規(guī)模的火電廠。甘肅也是我國(guó)先行開(kāi)發(fā)水電的地方，劉家峽水電站為黃河上游地區(qū)梯級(jí)水電站的開(kāi)發(fā)建設(shè)拉開(kāi)了序幕，河西750 kV輸變電系統(tǒng)不僅構(gòu)成了西北電網(wǎng)的主骨架，也為“西電東送”創(chuàng)造了條件。2009年8月中國(guó)規(guī)劃建設(shè)的第一座千萬(wàn)kW級(jí)風(fēng)電示范基地——甘肅酒泉風(fēng)電基地一期工程正式開(kāi)工建設(shè)。“建設(shè)河西風(fēng)電走廊，再造西部陸上三峽”成為甘肅能源產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整走向“綠電”新路的標(biāo)志。甘肅太陽(yáng)能的開(kāi)發(fā)利用在我國(guó)也是起步較早的省份，太陽(yáng)灶、太陽(yáng)能熱水器在城鄉(xiāng)居民的生活中有較多地應(yīng)用。生物質(zhì)能的利用技術(shù)也在不斷改善，沼氣建設(shè)緩解了農(nóng)村炊事用能，產(chǎn)生了節(jié)能減排的良好效果。甘肅的能源開(kāi)發(fā)不僅為甘肅經(jīng)濟(jì)發(fā)展奠定了基礎(chǔ)，也有力地支持了全國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[11]。

1.2 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化趨勢(shì)

由于建國(guó)初期倡導(dǎo)重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展，甘肅省形成了以重工業(yè)為主的工業(yè)體系。改革開(kāi)放以來(lái)，這種趨勢(shì)雖有所扭轉(zhuǎn)，但工業(yè)結(jié)構(gòu)基本格局仍未有大的改變[12]。甘肅能源消費(fèi)品主要為煤炭、石油、天然氣、水電、風(fēng)電，其中，煤炭和電力占有較大比重。1985—2007年甘肅能源消費(fèi)總量由1 790.12萬(wàn)tce增加到5 109.29萬(wàn)tce(圖1)，增長(zhǎng)了2.85倍，年均增幅達(dá)到4.88%。2007年，第一、二、三產(chǎn)業(yè)能耗在能源消費(fèi)總量中占比分別為4.8%、76.4%、7.3%，工業(yè)仍是能源消費(fèi)的主體，達(dá)到75.2%。期間，甘肅生產(chǎn)總值(GDP)由123.39億元增加到2702.40億元(當(dāng)年價(jià))，按可比價(jià)計(jì)算增加了8.43倍，年均增長(zhǎng)率為10.10%，比建國(guó)后前30年的年均增速高4.3個(gè)百分點(diǎn)。1985—2007年間，甘肅省GDP與能源消費(fèi)總量呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，可以初步認(rèn)為能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在某種關(guān)聯(lián)。

圖1 1985—2007年甘肅能源消費(fèi)總量與GDP增長(zhǎng)趨勢(shì)Fig.1 The amount of energy consumption and GDP growth trend from 1985 to 2007 in Gonsu Province

1.3 能源消費(fèi)彈性系數(shù)

能源消費(fèi)彈性系數(shù)是反映能源消費(fèi)增長(zhǎng)速度與國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度之間比例關(guān)系的指標(biāo)。計(jì)算公式為:能源消費(fèi)彈性系數(shù)=能源消費(fèi)量年平均增長(zhǎng)速度/國(guó)民經(jīng)濟(jì)年平均增長(zhǎng)速度。

圖2 1985—2007年甘肅能源消費(fèi)、GDP增長(zhǎng)率及能源消費(fèi)彈性系數(shù)Fig.2 Growth rate of energy consumption and GDP and elasticity ratio of energy consumption of Gansu Province from 1985 to 2007

1985—2007 年，甘肅省能源消費(fèi)彈性系數(shù)呈波動(dòng)變化(圖2)，很不穩(wěn)定，其平均值為0.60，低于全國(guó)0.68的平均水平。其中，1996、1997年能源消費(fèi)增長(zhǎng)率呈反向變化，彈性系數(shù)除了2003和2004年大于1，其余年份均小于1，且在0.1～0.7的區(qū)間波動(dòng)，沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的變化規(guī)律。由于GDP的增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的平衡性，彈性系數(shù)的變化主要是由于能源消費(fèi)增長(zhǎng)不穩(wěn)定所致。

2003 年以來(lái)，甘肅經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新一輪快速增長(zhǎng)期，伴隨投資的大幅增長(zhǎng)，鋼鐵、水泥、化工、電力等高耗能產(chǎn)業(yè)迅速擴(kuò)張，產(chǎn)品產(chǎn)量大幅增長(zhǎng)。2003—2004年能源消費(fèi)增長(zhǎng)快于GDP增長(zhǎng)，能源消費(fèi)彈性系數(shù)大于1。與全國(guó)比較，1998年以來(lái)甘肅GDP比上年增長(zhǎng)率略低于全國(guó)，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率也低于全國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率，彈性系數(shù)比全國(guó)波動(dòng)幅度大，平均值低于全國(guó)彈性系數(shù)。甘肅省的GDP、能源消費(fèi)總量及能源消費(fèi)彈性系數(shù)的變化趨勢(shì)與全國(guó)基本一致(圖3)。

1.4 能源消費(fèi)強(qiáng)度

能源消費(fèi)強(qiáng)度(萬(wàn)元，GDP能耗)是反映能源消費(fèi)經(jīng)濟(jì)成果的重要指標(biāo)，指一定時(shí)期內(nèi)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)萬(wàn)元國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值所消耗的能源，計(jì)算公式為:能源消費(fèi)強(qiáng)度=能源消費(fèi)總量/萬(wàn)元GDP(不變價(jià))。

1985—2007 年，甘肅能源消費(fèi)強(qiáng)度與時(shí)間序列的回歸方程:

圖3 1985—2007年中國(guó)能源消費(fèi)、GDP增長(zhǎng)率及能源消費(fèi)彈性系數(shù)Fig.3 Growth rate of energy consumption and GDP and elasticity ratio of energy consumption of China from 1985 to 2007

式中:y是能源消費(fèi)強(qiáng)度;x是時(shí)間。由此可以看出，能源消費(fèi)強(qiáng)度與時(shí)間有著密切的冪函數(shù)相關(guān)性(圖4)。趨勢(shì)線(xiàn)的估計(jì)值與對(duì)應(yīng)的實(shí)際數(shù)據(jù)之間擬合程度比較高。甘肅省能源消費(fèi)強(qiáng)度(按1985年價(jià)格計(jì)算)呈下降趨勢(shì)。萬(wàn)元GDP能耗從1985年的14.51 tce下降到2007年的3.01tce，累計(jì)下降125.68%，其中，2006、2007年全省萬(wàn)元GDP能耗分別比上年下降2.61%、4.09%。表明甘肅能源利用效率逐步提高，技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生了節(jié)能效應(yīng)。2007年全國(guó)的能源消費(fèi)強(qiáng)度是1.16 tce/萬(wàn)元，甘肅能源消費(fèi)強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于全國(guó)平均水平，說(shuō)明甘肅未來(lái)節(jié)能減排仍有較大潛力。

圖4 甘肅能源強(qiáng)度變化Fig.4 Energy intensity of Gansu Province

2 實(shí)證分析

2.1 變量和數(shù)據(jù)的選取

原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《甘肅改革開(kāi)放30年》、《甘肅省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間是1985—2007年，能源消費(fèi)總量(TEC)是個(gè)實(shí)物指標(biāo)，單位是萬(wàn)tce;國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是以1978年為基期的不變價(jià)格。為了消除數(shù)據(jù)間的波動(dòng)，對(duì)生產(chǎn)總值和能源消費(fèi)總量分別取對(duì)數(shù)，并記為L(zhǎng)GDP和LEC。

2.2 序列的平穩(wěn)性能檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型一般假定都建立在平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)過(guò)程基礎(chǔ)上，美國(guó)學(xué)者Nelson與Plosser(1982)指出，多數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是不穩(wěn)定的[13]，Stock(1987)的研究則表明因果性檢驗(yàn)對(duì)序列的穩(wěn)定性非常敏感[14]。如果把非平穩(wěn)的研究過(guò)程當(dāng)成平穩(wěn)過(guò)程，這對(duì)計(jì)量回歸分析的有效性有很大影響，會(huì)導(dǎo)致分析、檢驗(yàn)和預(yù)測(cè)的結(jié)果都是無(wú)效的。因此在具體應(yīng)用協(xié)整理論進(jìn)行分析時(shí)，首先要對(duì)能源需求和GDP的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從圖1可以看出，能源消費(fèi)總量(EC)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是帶有趨勢(shì)的、非平穩(wěn)的，未經(jīng)差分的序列是非平穩(wěn)序列。由于實(shí)際的經(jīng)濟(jì)序列通常不會(huì)是一個(gè)簡(jiǎn)單的一階自相關(guān)過(guò)程，這里用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷其平穩(wěn)性[15]。ADF檢驗(yàn)是通過(guò)下面3個(gè)模型完成的。

模型(1)不包含常數(shù)項(xiàng)和線(xiàn)性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)

模型(2)包含常數(shù)項(xiàng)、不包含線(xiàn)性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)

模型(3)包含常數(shù)項(xiàng)和線(xiàn)性時(shí)間趨勢(shì)

其中:ut是白噪聲;Δ表示變量的一階差分;a為常數(shù)項(xiàng);t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。單位根檢驗(yàn)的最佳滯后階數(shù)依照AIC(Akaike info criterion)和SC(Schwarz criterion)最小準(zhǔn)則確定。

在進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，同時(shí)估計(jì)出上述3個(gè)模型的適當(dāng)形式(在每個(gè)模型中選取適當(dāng)?shù)臏蟛罘猪?xiàng)，以使模型的殘差項(xiàng)是一個(gè)白噪聲，主要是保證不存在自相關(guān)。一般選擇能保證ut是白噪聲的最小P值。)然后通過(guò)ADF臨界值檢驗(yàn)零假設(shè):Ho∶δ=0。只要其中有一個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可以認(rèn)為時(shí)間序列是平穩(wěn)的。當(dāng)3個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果都不能拒絕零假設(shè)時(shí)，則認(rèn)為時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。如果其中任何一個(gè)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭蠥DF值大于麥金農(nóng)臨界值，則可以認(rèn)為該序列不能拒絕存在單位根的假設(shè)，即是非平穩(wěn)序列。如果非平穩(wěn)序列的d階差分是平穩(wěn)序列，則我們稱(chēng)為此序列d階單整，記為I(d)。

利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件EVIEWS5.0完成對(duì)甘肅GDP和TEC序列的平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，LEC和LGDP的一階差分都不平穩(wěn)。在二階差分的時(shí)候，LEC的模型1、模型2中ADF值分別為-6.0413、-5.8914，均小于a=1%、a=5%和a=10%時(shí)的臨界值;LGDP的模型1、模型2中ADF值也分別小于a=1%、a=5%和a=10%時(shí)的臨界值?？梢?jiàn)，甘肅省LEC和LGDP序列通過(guò)二階差分后，能達(dá)到顯著性水平99%以上的平穩(wěn)性。所以?xún)蓚€(gè)時(shí)間序列LEC和LGDP都是二階差分單整序列，故可以對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

2.3 能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整性分析

協(xié)整的基本思想認(rèn)為，盡管兩個(gè)或者兩個(gè)以上的變量中每個(gè)都是非平穩(wěn)的，但它們的線(xiàn)性組合有可能相互抵消趨勢(shì)項(xiàng)的影響，使該組合成為一個(gè)平穩(wěn)的變量。協(xié)整理論為兩個(gè)或兩個(gè)以上非平穩(wěn)變量之間尋找均衡關(guān)系，以及用存在協(xié)整關(guān)系的變量建立動(dòng)態(tài)模型奠定了理論基礎(chǔ)[16]。

協(xié)整分析，主要用于短期動(dòng)態(tài)關(guān)系易受隨即擾動(dòng)的影響，而長(zhǎng)期關(guān)系又受經(jīng)濟(jì)均衡關(guān)系約束的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法有EG(Engle-Granger，1987)兩步法和JOHANSON(Johansen，1988)檢驗(yàn)法。約翰森檢驗(yàn)法常用于基于向量自回歸模型的多變量之間的協(xié)整分析[17]。兩步檢驗(yàn)法是由恩格爾(Engle)和格蘭杰(Grange)于1987年提出的[18]，通常用于檢驗(yàn)兩變量之間的協(xié)整關(guān)系——對(duì)于兩個(gè)都是隨機(jī)游走的變量序列，如果它們的某個(gè)線(xiàn)性組合是平穩(wěn)的，則稱(chēng)這兩個(gè)序列為協(xié)整的;如果是非平穩(wěn)的，則求出兩變量單整的階，且兩個(gè)序列具有相同的單整階數(shù)，是序列之間具有協(xié)整性的必要條件。如果兩個(gè)序列單整的階相同，則可以利用最小二乘法對(duì)協(xié)整回歸方程xt=a+βyt+ut的殘差ut是否平穩(wěn)的檢驗(yàn)來(lái)判斷xt和yt的協(xié)整性。如果ut是平穩(wěn)序列，說(shuō)明是協(xié)整的，反之不協(xié)整。此法適用于能源消費(fèi)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的協(xié)整關(guān)系的分析。

從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，該方程的擬合優(yōu)度R為0.9826，調(diào)整后的R2為0.9796，F(xiàn)=320.8217，t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量都很顯著，說(shuō)明模型的擬合效果很好。其中DW=2.09，查DW統(tǒng)計(jì)量表得DL=1.24，Du=1.43，Du＜DW＜4-Du，殘差序列已消除自相關(guān)。殘差的計(jì)算公式為

第二步，檢驗(yàn)et的單整性，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。

對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，按照AIC定階準(zhǔn)則和EVIEWS運(yùn)算確定滯后階數(shù)，通過(guò)單位根的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不含常數(shù)項(xiàng)和截距項(xiàng)的模型最適合，ADF檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

由單位根檢驗(yàn)可知，LEC和LGDP時(shí)間序列都是二階平穩(wěn)的，協(xié)整檢驗(yàn)分兩步進(jìn)行。

第一步，通過(guò)最小二乘法回歸得到兩者之間的協(xié)整回歸方程為

表2 殘差單位根的檢驗(yàn)結(jié)果表Tab.2 Unit root tests on residual series

由對(duì)殘差穩(wěn)定性的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，ADF值的絕對(duì)值小于顯著性水平為1%、5%、10%水平下的臨界值，殘差序列是平穩(wěn)序列。也就是說(shuō)1985—2007年甘肅省能源消費(fèi)與GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之間具有協(xié)整關(guān)系。由協(xié)整回歸方程可以看出，甘肅省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著正向互動(dòng)關(guān)系，甘肅能源消費(fèi)每增加1個(gè)單位，GDP增長(zhǎng)34.8%。

2.4 變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想為:假定變量X的變化是變量Y發(fā)生的原因，則X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y的變化之前，而且在預(yù)測(cè)Y的回歸模型中，引入變量X的過(guò)去觀測(cè)值作為獨(dú)立變量應(yīng)該在統(tǒng)計(jì)上顯著地增加模型的解釋能力。交換X與Y，做同樣的回歸估計(jì)，檢驗(yàn)Y是引起X變化的原因。常用的模型為

白噪聲u1t和u2t假定為不相關(guān)的。

用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，用F統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析，F(xiàn)檢驗(yàn)的原假設(shè)分別為

若F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值比F臨界值大，則X不能導(dǎo)致Y的原假設(shè)不成立，也就是說(shuō)X是Y的Granger原因[19]。

表3 EC和GDP的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)Tab.3 Granger causality estimation on energy consumption and GDP

由表3可以看出，在滯后期為1的時(shí)候，對(duì)于GDP不是EC的格蘭杰原因的假設(shè)相伴概率為0.2632，表明至少在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即可以認(rèn)為GDP不是EC的格蘭杰原因。而對(duì)于EC不是GDP的格蘭杰原因的相伴概率只有0.0020，表明至少在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，即可以認(rèn)為EC是GDP的格蘭杰原因。滯后期為2和3時(shí)，可以得到同樣的結(jié)論。因此，該檢驗(yàn)表明甘肅省能源消費(fèi)與GDP是一種單向因果關(guān)系，即甘肅能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但反向因果關(guān)系并不成立。

這種因果關(guān)系與甘肅的實(shí)際情況是相符合的。多年來(lái)，甘肅的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以能源原材料等高耗能重型工業(yè)為主，并依賴(lài)政府投資來(lái)擴(kuò)大規(guī)模。這些產(chǎn)業(yè)對(duì)能源具有較強(qiáng)的依賴(lài)性，而低耗能的加工服務(wù)業(yè)相對(duì)薄弱，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)不大。這就形成了能源消費(fèi)導(dǎo)致GDP增加的局面。

3 結(jié)論與建議

能源的開(kāi)發(fā)利用在甘肅經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占有重要的位置。1985—2007年間，甘肅能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，能源消費(fèi)彈性系數(shù)在0.1～0.7的區(qū)間波動(dòng)變化，沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的規(guī)律性。能源消耗強(qiáng)度逐年下降，能源利用效率較快提高。但與全國(guó)平均水平相比較，能源消耗強(qiáng)度仍偏高，未來(lái)節(jié)能減排的潛力較大。協(xié)整分析表明:甘肅能源消費(fèi)和GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。兩者之間的長(zhǎng)期關(guān)系為能源消耗提高1個(gè)單位，甘肅省地區(qū)生產(chǎn)總值增加34.8%。甘肅能源消費(fèi)與GDP增長(zhǎng)是一種單向因果關(guān)系，即能源消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但反向因果關(guān)系并不成立。這說(shuō)明甘肅是能源依賴(lài)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，能源的開(kāi)發(fā)和利用在很大程度上帶動(dòng)了地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

甘肅重工業(yè)比重大，高耗能行業(yè)比重高，工業(yè)化進(jìn)程中存在著“高消耗、高污染、低產(chǎn)出”的問(wèn)題，加之觀念落后、技術(shù)水平有限等問(wèn)題，使得甘肅的粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式始終未得到根本轉(zhuǎn)變。在能源競(jìng)爭(zhēng)日益激烈、節(jié)能減排已成為我國(guó)必須面對(duì)的嚴(yán)峻現(xiàn)實(shí)情況下，甘肅既需要大規(guī)模開(kāi)發(fā)河西風(fēng)電和開(kāi)發(fā)隴東煤田，使之成為支撐甘肅長(zhǎng)期發(fā)展的重要依托，同時(shí)又要加大節(jié)能減排的力度，堅(jiān)決關(guān)停并轉(zhuǎn)高耗能、高污染企業(yè)，發(fā)展低耗能的加工服務(wù)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。

今后，隨著甘肅省經(jīng)濟(jì)總量不斷增長(zhǎng)，能源需求總量將在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)保持較高的增長(zhǎng)水平。進(jìn)一步調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，依靠科技進(jìn)步，提高能源利用效率，加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向能源節(jié)約型和集約化轉(zhuǎn)變，是確保甘肅省經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的一項(xiàng)重要任務(wù)。

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