经济增长与能源消费关系再研究

文章编号：1003-6636（2012）01-0019-08；中图分类号：F124.5；文献标识码：A

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

The Relationship between Economic Growth and Energy Consumption Revisited

- A Threshold Cointegration Analysis

ZHANG Yan瞭ao

(School of Economics, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan, Hubei 430074, China)

Abstract：This paper uses Hansen睸eo two瞨egime threshold cointegration to study the relationship between economic growth on the one hand and total energy consumption and its components (including coal, oil, natural gas, electricity, etc.) on the other. The findings are as follows: (1) Except for oil and electricity consumption, there is a non瞝inear cointegration relationship between economic growth and other variables. (2) In the normal (first) regime, error correction adjusts long瞭erm equilibrium to a relatively small extent, meaning sustained disequilibrium between economic growth and energy consumption market. It is necessary, therefore, to adopt demand瞫ide management policy to improve energy efficiency, so as to bring their relationship back to long瞭erm equilibrium.

Key words：threshold cointegration; economic growth; energy consumption

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Ilhan Ozturk（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Dickey and Fuller(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,E and Andrews,D.W.K., 1992 ,Further evidence on the great crash, the oil-price shock, and the unit-root hypothesis, Journal of Business and Economic Statistics , 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“大跃进”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“大跃进”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，他们认为由于经济代理人存在调整成本，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，因此经济代理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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责任编辑：常明明

收稿日期：2011-09-27

作者简介：张炎涛（1981-），男，湖北云梦人，华中科技大学经济学院博士生，研究方向为数量经济学。