陳黎明 嚴(yán)露 諶方圓 胡榮才

摘?要：能源是社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要基礎(chǔ)資源，解決好能源的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略問題，是實(shí)現(xiàn)中國社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。基于1980—2016年GDP及萬元GDP能源消費(fèi)量數(shù)據(jù)，運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸（MS-VAR）模型，研究能源消費(fèi)及其變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響。研究表明，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的關(guān)系存在顯著的兩區(qū)制性質(zhì)，發(fā)展趨勢存在明顯的非對稱性。具體體現(xiàn)在周期階段的轉(zhuǎn)換概率不同以及周期階段的持續(xù)期不同。尤其是2010—2016年間，隨著中國經(jīng)濟(jì)的增速逐步放緩，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)不斷發(fā)生變化，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)出現(xiàn)了逐步脫鉤的趨勢，經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)的依賴顯著減弱。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長;能源消費(fèi);可持續(xù)發(fā)展;MS-VAR

中圖分類號：F?062.2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A?文章編號：1672-7312（2020）01-0075-08

A?Study?on?the?Dynamic?Relationship?between

Economic?Growth?and?Energy?Consumption

CHEN?Li-ming，YAN?Lu，CHEN?Fang-yuan，HU?Rong-cai

（College?of?Finance?and?Statistics，Hunan?University，

Changsha?410079，China）

Abstract：Energy?is?an?important?basic?resource?for?social

and?economic?development.Solving?the?problem?of?sustainable

development?strategy?of?energy?is?an?important?link?for

realizing?Chinas?social?and?economic?sustainable

development.Drawing?on?the?annual?GDP?data?from?1980?to?2016

and?the?corresponding?energy?consumption?data?per?ten

thousand?Yuan?GDP，the?influence?of?energy?consumption?and

its?changes?on?economic?growth?was?studied?by?using?the

Markov?Zone?Transfer?Vector?Autoregression?（MS-VAR）?model.It

is?found?that?the?relationship?between?economic?growth?and

energy?consumption?has?a?significant?two-regime?feature，and

there?is?a?significant?asymmetry?in?the?development

trend.This?is?specifically?reflected?in?the?different

transition?probabilities?in?the?cycle?phase?and?the?duration

of?the?cycle?phase.Especially?from?2010?to?2016，with?the

gradual?slowdown?of?Chinas?economic?growth，the?industrial

structure?and?energy?structure?continued?to?change，economic

growth?and?energy?consumption?gradually?decoupled，and?the

dependence?of?economic?growth?on?energy?consumption?weakened

significantly.

Key?words：economic?growth;energy?consumption;sustainable

development;MS-VAR

0?引言近年來，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，中國能源消費(fèi)強(qiáng)度大幅下降，但能源消費(fèi)總量居高不下，結(jié)構(gòu)優(yōu)化任重道遠(yuǎn)。2017年，中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展，能源消費(fèi)穩(wěn)中有升，能源生產(chǎn)總體平穩(wěn)，全年能源消費(fèi)總量為44.9億t標(biāo)準(zhǔn)煤，同比增長2.9%，增速較2016年提高1.5個百分點(diǎn)。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，煤炭消費(fèi)量占比為60.4%，同比下降1.6個百分點(diǎn)。清潔能源消費(fèi)占比達(dá)到20.8%，同比上升1.3個百分點(diǎn)[1]。隨著社會發(fā)展的需要，中國能源需求仍將持續(xù)增長。但是，中國能源資源總量僅為世界的10%，而單位GDP能源消耗卻是世界水平的1.9倍，并且能源效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家[2-3]。假如繼續(xù)大量增加使用量，能源緊張問題將日益突出，勢必制約經(jīng)濟(jì)的健康穩(wěn)定發(fā)展。此外，由粗放的能源消費(fèi)模式導(dǎo)致的環(huán)境問題也層出不窮，大氣、水、土壤污染加重的趨勢難以得到根本遏制。種種危險信號表明，中國的能源消費(fèi)問題日益突出，需要從根本上得到解決。經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)背景下，能源資源與環(huán)境承載能力已經(jīng)達(dá)到或接近上限，能源資源和生態(tài)環(huán)境空間將越來越小而人民對清新空氣、清潔飲水、優(yōu)美環(huán)境的要求越來越強(qiáng)烈，因此必須尊重和順應(yīng)自然，堅(jiān)持節(jié)約資源和保護(hù)環(huán)境的基本國策，推動形成綠色低碳循環(huán)發(fā)展新方式[4]。能源是社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要基礎(chǔ)資源，解決好能源的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略問題，是實(shí)現(xiàn)中國社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策制定者感興趣的一個話題，而大家對二者的因果關(guān)系總是有著不同的看法。

1?文獻(xiàn)綜述能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的定量研究，在20世紀(jì)70年代即引起了國際社會的廣泛關(guān)注。時至今日，相關(guān)研究文獻(xiàn)頗豐，各國學(xué)者利用不同的數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)方法做了系列研究。對于西方國家，Yu和Hwang（1984）進(jìn)行了開拓性研究，他們利用1947—1979年間美國年度數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究表明：能源消費(fèi)和GNP?增長之間不存在因果關(guān)系[5];Karanfil（2007）、Pao和Tsai（2011）利用協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果檢驗(yàn)法對GDP和能源消費(fèi)間的關(guān)系進(jìn)行了研究[6-7];Siebert（1982）的研究認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模超過環(huán)境承載力時，經(jīng)濟(jì)增長將受到一定的限制，生態(tài)環(huán)境也將瀕臨崩潰[8];Yu和Choi（1985）運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)格蘭杰檢驗(yàn)方法對不同經(jīng)濟(jì)體之間經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)美國、波蘭、英國的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在因果關(guān)系，而韓國的GNP對能源消費(fèi)存在單向的因果關(guān)系[9]。對于亞洲部分國家和地區(qū)，研究結(jié)論也不盡相同。Hwang和Gum（1992）對中國臺灣的經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)GDP與能源消費(fèi)之間存在雙向的因果關(guān)系[10];而Chiou_Wei（2006）等利用菲律賓1954—2006年間的GDP與能源消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)的單向格蘭杰原因[11]。趙進(jìn)文（2007）和張優(yōu)智等（2016）運(yùn)用STR模型對中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間內(nèi)在結(jié)構(gòu)依從關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)能源效率與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期的均衡關(guān)系且互為因果關(guān)系[12][13];楊方圓等（2017）利用LMDII分解方法，建立分行業(yè)能源消費(fèi)分解模型，分析2006—2011年間中國高耗能行業(yè)終端能源消費(fèi)的變化、主要原因、各因素的影響程度以及特征[14];梁經(jīng)緯等（2014）利用兩區(qū)制馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型對中國1953—2008年能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)適速增長區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，在經(jīng)濟(jì)快速增長區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系[15];郭四代（2012）和馬宏偉等（2012）運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)分析法及線性回歸模型對中國新能源利用和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)不存在能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的雙向格蘭杰因果關(guān)系，但從長期來看經(jīng)濟(jì)增長是能源消費(fèi)的格蘭杰原因[16-17];張修和王廣鳳（2017）通過VAR模型以及廣義脈沖分析方法對中國河北省能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行了分析及研究，得出碳排放與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)倒“U”型EKC曲線關(guān)系的結(jié)論[18]。上述學(xué)者采用VAR模型、VECM模型、典型相關(guān)模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法來研究GDP與能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系。他們得到的研究結(jié)果存在著較大差異，有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)GDP與能源消費(fèi)之間存在單向的因果關(guān)系，有些認(rèn)為二者之間不存在因果關(guān)系，還有一些則認(rèn)為二者之間存在雙向的因果關(guān)系。在這些研究中，模型中的參數(shù)在樣本期內(nèi)都假定為常數(shù)，意味著GDP與能源消費(fèi)之間的關(guān)系是恒定不變的，而實(shí)際上宏觀政策的變化和突發(fā)的經(jīng)濟(jì)危機(jī)、金融危機(jī)都會影響到GDP與能源消費(fèi)之間的關(guān)系。因而這些研究存在一個共同的不足之處，就是利用線性模型來構(gòu)建能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，沒有考慮到經(jīng)濟(jì)時間序列的非線性本質(zhì)。Hamilton指出：“許多經(jīng)濟(jì)變量在經(jīng)歷一段時期之后，其序列特征看上去都會產(chǎn)生較大變化”。[19]因此，在經(jīng)濟(jì)變量之間建立線性模型是需要相當(dāng)謹(jǐn)慎的。文中的創(chuàng)新之處就在于選用非線性模型，分區(qū)制研究經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)間的動態(tài)關(guān)系，因而能夠更加準(zhǔn)確的刻畫二者之間的關(guān)系。

2?模型設(shè)定

2.1?理論模型由于宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行在特定經(jīng)濟(jì)周期可能存在多重變化或者結(jié)構(gòu)性斷點(diǎn)，采用傳統(tǒng)的線性模型來研究GDP與能源消費(fèi)之間的關(guān)系可能存在較大的偏差。因此文中摒棄傳統(tǒng)的線性因果關(guān)系建模思路，采用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸方法對GDP與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究。馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移回歸模型最早是由Goldfeld和Quandt（1973）引入計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的[20]。自Sims（1980）提出向量自回歸模型以來[21]，該方法在研究總體變量之間的關(guān)系得到廣泛應(yīng)用，而馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型就是在向量自回歸模型的基礎(chǔ)上加上了馬爾科夫鏈特性的模型。馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型中的參數(shù)包含常數(shù)項(xiàng)、平均數(shù)和誤差項(xiàng)，三者都會隨著區(qū)制的改變而發(fā)生變化。因此，依據(jù)研究本身的需求，選擇此模型來研究不同區(qū)制下經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)間的動態(tài)關(guān)系。

2.2?模型介紹在MS-VAR模型中，VAR模型的參數(shù)依賴于狀態(tài)（st），假定存在s個狀態(tài)，即st∈{1，2，…，s}，那么時間序列yt的條件概率密度函數(shù)定義為

p（yt|Yt-1，st）

=f（yt|Yt-1，θ1），st=1

f（yt|Yt-1，θs），st=s

其中θ為VAR模型中的參數(shù);Yt-1為樣本內(nèi)yt-1個樣本觀測值。在每個區(qū)制中，一個MS-VAR的一般形式為

yt=v（st）+qi=1Ai（st）yt-1+εt

其中v為截距項(xiàng);Ai為自回歸系數(shù);εt是白噪聲向量;即εt～NID（0，（st））。在一個MS-VAR模型中，（st）是由一個馬爾科夫鏈所生成的

prst|{st-1}∞i=1，{yt-1}∞i=1」

=pr{st|st-1;ρ}

其中ρ包含了概率參數(shù)，也就是說，t時期的區(qū)制僅依賴于t-1時期的區(qū)制。另外，yt的條件概率分布不依賴與st-1，也就是說，pr（yt|Yt-1，st-1）=pr{yt|Yt-1}.另外，由于區(qū)制變量是無法觀測到的，因此需要根據(jù)可觀測的時間序列yt來進(jìn)行推斷。定義pij為從區(qū)制1到區(qū)制2的轉(zhuǎn)移概率，則

pij=p{st=j|st-1=i，st-2=k，…}=pr{st=j|st-1=i}

狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率可以表示為（N*N）狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣，該矩陣用

馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型的參數(shù)估計(jì)方法有2種：一是利用最大期望值算法（EM算法）給出模型的最大似然估計(jì)值;另一種通過吉布斯抽樣算法給出參數(shù)估計(jì)值[22]。文中采用EM算法。

2.3?變量選擇與數(shù)據(jù)來源選取中國1980年至2016年的GDP，萬元GDP能源消費(fèi)量（簡稱能源消費(fèi)，用EC表示）作為研究數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2017》。

3?實(shí)證研究

3.1?單位根檢驗(yàn)在構(gòu)建MS-VAR模型之前，首先需要保證樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。通過Eviews?8.0采用ADF檢驗(yàn)方法對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。從表1和表2可以看出GDP及能源消費(fèi)都不是平穩(wěn)序列。為了減少數(shù)據(jù)的波動、消除經(jīng)濟(jì)時間序列異方差的問題，對GDP及能源消費(fèi)取對數(shù)，然后對其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，同樣未得到數(shù)列平穩(wěn)的結(jié)論。于是對其進(jìn)行一階差分，經(jīng)過檢驗(yàn)，一階差分后數(shù)列是平穩(wěn)的。

3.2?協(xié)整檢驗(yàn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，從表3和表4可以看出，在5%的顯著性水平下，跡檢驗(yàn)結(jié)果及最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果中當(dāng)原假設(shè)為沒有協(xié)整關(guān)系時，p值0.769?6大于顯著性水平0.05，因此接受原假設(shè)，認(rèn)為二者之間不存在協(xié)整關(guān)系。

3.3?最優(yōu)階數(shù)的確定文中根據(jù)AIC和SC值來確定模型的最優(yōu)階數(shù)，從表5最優(yōu)滯后階數(shù)確定結(jié)果可以看出，當(dāng)滯后期數(shù)為1時，AIC值為-3.823?609，SC值為-3.548?784.AIC和SC值相對較小，代表其模型配適性最佳，因此確定模型的VAR階數(shù)為1.

3.4?最佳模型的確定接下來通過AIC值、SC值和LR?Linearity值來確定MS-VAR的最佳模型，具體數(shù)值見表6.

文中根據(jù)AIC和SC值，已經(jīng)確定VAR模型的階數(shù)為1階，從表6可以看出，根據(jù)AIC和似然比（LR）檢驗(yàn)，MSIAH（2）-VAR（1）模型的AIC值和SC值最小，且LR線性統(tǒng)計(jì)量顯著。因而選擇MSIAH（2）-VAR（1）模型對經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)間的關(guān)系進(jìn)行研究，接下來對模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.5?模型的檢驗(yàn)從表7可以看出，該模型的LR線性統(tǒng)計(jì)量（χ2（9），χ2（11）和Davies）都顯著拒絕了模型是線性的原假設(shè)，接下來對MSIAH（2）-VAR（1）模型分區(qū)制進(jìn)行動態(tài)分析。

3.6?模型的分析狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率反映了GDP與能源消費(fèi)之間相關(guān)關(guān)系轉(zhuǎn)換的可能性。由表8可知，當(dāng)期處于區(qū)制1，下期維持區(qū)制1的概率為0.596?5，下期轉(zhuǎn)換為區(qū)制2的概率為0.403?5;當(dāng)期處于區(qū)制2，下期維持區(qū)制2的概率為0.882?4，下期轉(zhuǎn)換為區(qū)制1的概率為0.117?6.估計(jì)結(jié)果表明，沒有一個狀態(tài)是穩(wěn)固的，因?yàn)樗械霓D(zhuǎn)移概率都小于1.說明經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)間的關(guān)系一直處于不穩(wěn)定的狀態(tài)。

結(jié)合表7，表9以及圖1，對中國GDP與能源消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行如下分析：對于GDP來說，從表9可以看出，在顯著性水平為5%的情況下，t檢驗(yàn)臨界值為2.035，DLNEC的滯后項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量通過了檢驗(yàn)，能源消費(fèi)（DLNEC）的滯后項(xiàng)系數(shù)只有在區(qū)制2下是顯著的，即在1980—1990年、1992—2000年、2005年、2007—2010年、2012—2016年，能源消費(fèi)是GDP的格蘭杰原因，能源消費(fèi)拉動了經(jīng)濟(jì)增長。而在區(qū)制1下，即在1991年、2001—2004年、2006年、2011年，DLNEC的滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著，二者之間沒有強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，能源消費(fèi)對GDP沒有顯著影響，能源消費(fèi)不是GDP的格蘭杰原因。對于能源消費(fèi)來說，經(jīng)濟(jì)增長（DLNGDP）的滯后項(xiàng)系數(shù)只有在區(qū)制1下是顯著的，即在1989—1991年、1995—1997年、2000—2008年、2010—2013年GDP是能源消費(fèi)的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了能源消費(fèi)。而在區(qū)制2下，即在1980—1988年、1992—1994年、1998—1999年、2009年、2014—2016年，DLNGDP的滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著，二者之間沒有強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，GDP對能源消費(fèi)沒有顯著影響，GDP不是能源消費(fèi)的格蘭杰原因。綜上所述，在區(qū)制1下，GDP是能源消費(fèi)的格蘭杰原因，能源消費(fèi)對GDP沒有顯著影響;在區(qū)制2下，能源消費(fèi)是GDP的格蘭杰原因，GDP對能源消費(fèi)沒有顯著影響?？梢?，GDP與能源消費(fèi)之間并不一定存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。

表10給出了不同區(qū)制下GDP與能源消費(fèi)之間的動態(tài)相關(guān)系數(shù)。其中區(qū)制1內(nèi)的相關(guān)系數(shù)為0245?9，區(qū)制2內(nèi)的相關(guān)系數(shù)為-0.227?8，說明不同區(qū)制條件下二者相關(guān)關(guān)系不同。在區(qū)制1中GDP與能源消費(fèi)之間存在較弱的正相關(guān)，GDP的增長帶動了能源消費(fèi)，同時能源消費(fèi)也帶動了GDP增長，但其相互影響程度不高，說明能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間沒有強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。而在區(qū)制2中GDP與能源消費(fèi)之間存在較弱的負(fù)相關(guān)，二者出現(xiàn)了不正常的“背離”，主要原因在于能源的過度消耗可能會導(dǎo)致一系列的環(huán)境問題，如煤炭資源的使用會導(dǎo)致SO2的過度排放和酸雨的形成，國家治理酸雨會消耗大量的財力，進(jìn)而對GDP的增長有一定的沖擊作用。

接下來對模型的現(xiàn)實(shí)意義進(jìn)行檢驗(yàn)：首先，在自身持續(xù)性方面，從表8可以看出，區(qū)制2的自身持續(xù)概率高達(dá)0.882?4，遠(yuǎn)高于區(qū)制1的自身持續(xù)概率0.596?5.從表11可以看出，區(qū)制2的平均持續(xù)期為8.51，區(qū)制1的平均持續(xù)期為2.48，區(qū)制2的平均持續(xù)期是區(qū)制1的4倍。并且從表11可以看出區(qū)制2的無條件概率為0.774?4，而區(qū)制1的無條件概率僅為0.225?6，說明區(qū)制2比區(qū)制1有更強(qiáng)的穩(wěn)定性和持續(xù)性。

結(jié)合中國現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況，1990—1991年，對外開放漸次有序的推進(jìn)，GDP得到有效增長;2001年中國加入世界貿(mào)易組織，GDP得到快速增長;2011年中國“十二五”規(guī)劃正式開始實(shí)施，中國加快經(jīng)濟(jì)建設(shè)，GDP穩(wěn)速上升。而在此階段，能源消費(fèi)也隨之穩(wěn)步增長。說明隨著各個階段GDP的增長，能源消費(fèi)也隨之增加。1980—2000年中國能源消費(fèi)以每年5.6%的增長率支撐了國民經(jīng)濟(jì)年均9.8%的增長，同時結(jié)合國際經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)狀況，1980—1999年共20年間，中國經(jīng)濟(jì)對全球經(jīng)濟(jì)增量貢獻(xiàn)僅為38%，同期美國貢獻(xiàn)32.2%;2000—2007年中國經(jīng)濟(jì)對全球經(jīng)濟(jì)增量貢獻(xiàn)大幅上升至9.5%，同期美國下降為17.3%;2008—2014年中國經(jīng)濟(jì)對全球經(jīng)濟(jì)增量貢獻(xiàn)高達(dá)40.8%，而美國為18.9%.說明隨著能源消費(fèi)的穩(wěn)步增長，GDP也隨之增加。結(jié)合圖2可以看出能源消費(fèi)在1980—1989年

以及1992—2000年隨著GDP的增長而增長，在

2000—2016年期間，隨著GDP的穩(wěn)步增長，能源消

費(fèi)呈不規(guī)則變化，尤其以2010—2016年的波動性更為明顯，可以看出GDP與能源消費(fèi)間的動態(tài)關(guān)系與模型的狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率圖呈現(xiàn)了相同的趨勢，說明隨著社會的發(fā)展，GDP的增長對能源消費(fèi)的影響較過去有所減弱，能源的過度消費(fèi)也并不一定能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，反而會起到一定的反作用，說明能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間正逐步脫鉤。綜上所述：國內(nèi)、國際同期現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況與MSIAH（2）-VAR（1）模型狀態(tài)概率圖基本吻合，說明模型的建立及相關(guān)分析具有一定的意義。

3.7?模型的預(yù)測圖3給出了基于歷史數(shù)據(jù)預(yù)測未來區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率。圖3（a）和圖3（b）橫軸表示預(yù)測時期，當(dāng)觀測值處于某一區(qū)制時，未來時期h處于不同2種區(qū)制的不同概率;圖3（c）、圖3（d）和圖3（e）中橫軸h表示持續(xù)某概率的期間長度，分別表示各區(qū)制的持續(xù)期為h的概率，持續(xù)期小于h的概率，以及持續(xù)期為h時一直維持原區(qū)制的概率，這時對于GDP與能源消費(fèi)之間關(guān)系的預(yù)測有一定的參考價值。

圖3?持續(xù)期h與區(qū)制轉(zhuǎn)換概率的關(guān)系

（a）區(qū)制1?（b）區(qū)制2?（c）Probability?of?duration=h?（d）

Probability?of?duration≤h?（e）Probability?of?staying?in?the?same?regime?h?periods?ahead

4?結(jié)語通過兩區(qū)制的MS-VAR計(jì)量分析，文中對經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)之間關(guān)系的變化特征進(jìn)行了階段性劃分，不僅估計(jì)了不同區(qū)制下GDP與能源消費(fèi)之間的相關(guān)性，而且還給出了區(qū)制間的轉(zhuǎn)換概率、轉(zhuǎn)移方向及對區(qū)制持續(xù)長度的預(yù)測。1）中國GDP增長趨勢與能源消費(fèi)趨勢之間存在一定程度的非對稱性，體現(xiàn)在周期階段的持續(xù)期不同、周期階段的轉(zhuǎn)換概率不同，不同區(qū)制的持續(xù)期存在顯著的差異，并且區(qū)制轉(zhuǎn)換的方向存在顯著的跳躍性和非對稱性。說明當(dāng)前中國還處于飛速發(fā)展時期，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)模式還未達(dá)到穩(wěn)步發(fā)展的階段。2）在非線性模型下，GDP與能源消費(fèi)之間表現(xiàn)出復(fù)雜的相關(guān)關(guān)系，不同區(qū)制內(nèi)二者之間的關(guān)系存在很大的差異。在大多數(shù)樣本區(qū)間內(nèi)，GDP與能源消費(fèi)存在較弱的負(fù)相關(guān)性，在少數(shù)樣本區(qū)間內(nèi)，GDP與能源消費(fèi)存在較弱的正相關(guān)性。說明從短期發(fā)展來看，大量的能源消費(fèi)會導(dǎo)致GDP的增長，GDP的增長也會促進(jìn)能源的消費(fèi)。而從長遠(yuǎn)發(fā)展來看，隨著能源的大量消耗，會導(dǎo)致一系列的環(huán)境治理需求，高額的環(huán)境治理費(fèi)用對經(jīng)濟(jì)增長會形成一定的沖擊作用。3）隨著科技進(jìn)步和能源效率提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源結(jié)構(gòu)不斷發(fā)生變化，經(jīng)濟(jì)增長動力也隨之轉(zhuǎn)換，導(dǎo)致“十二五”后半期能源需求大幅下降。GDP的穩(wěn)速增長在新常態(tài)發(fā)展時期并沒有明顯的促進(jìn)能源消費(fèi)，二者之間沒有表現(xiàn)出顯著的相關(guān)性，說明能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長正逐步脫鉤，能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率正逐步下降。為了適應(yīng)當(dāng)今世界政治、經(jīng)濟(jì)格局深刻調(diào)整和能源供求關(guān)系深刻變化，針對中國人均資源水平低、能源結(jié)構(gòu)不合理的基本國情和“軟肋”，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)背景下推動能源生產(chǎn)和消費(fèi)方式變革，提高能源綠色、低碳、智能發(fā)展水平，實(shí)施向污染宣戰(zhàn)、加強(qiáng)生態(tài)環(huán)保的節(jié)能減排措施，走出一條清潔、高效、安全、可持續(xù)的能源發(fā)展之路，為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長提供支撐，文中提出以下具體政策建議：1）推動能源體制機(jī)制創(chuàng)新。形成競爭充分、開放有序的電力和油氣市場，加大天然氣進(jìn)出口開放程度，完善煤炭市場交易體系;健全能源價格機(jī)制，促進(jìn)競爭性環(huán)節(jié)價格市場化，完善天然氣、電力等清潔能源價格體系;加強(qiáng)能源管理工作，充分發(fā)揮市場的作用，保證電網(wǎng)和油氣管網(wǎng)接入的公平性。2）推動能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整。推動可再生能源協(xié)調(diào)發(fā)展：在做好環(huán)境保護(hù)、移民安置工作的基礎(chǔ)上全面推進(jìn)大型水電基地建設(shè);積極推進(jìn)風(fēng)電開發(fā)，完善風(fēng)電配套產(chǎn)業(yè)服務(wù)體系;加速技術(shù)進(jìn)步，推動光電光伏產(chǎn)業(yè)發(fā)展;加快生物質(zhì)能開發(fā)利用，大力推動生物天然氣規(guī)模化發(fā)展。3）構(gòu)建綠色低碳能源消費(fèi)模式。積極發(fā)展天然氣、核電等可再生清潔能源，加快淘汰（改造）燃煤小鍋爐。在資源開采與生產(chǎn)利用過程中減少能源使用量，提高利用率。

4）實(shí)行更加嚴(yán)格的環(huán)保政策。設(shè)定并逐步擴(kuò)大“禁煤區(qū)”范圍，加快工業(yè)燃料升級，以大氣污染防治重點(diǎn)地區(qū)為重點(diǎn)，制定實(shí)施更加嚴(yán)格的排放標(biāo)準(zhǔn)，加大工業(yè)燃料天然氣替代煤炭力度。加大煤炭消費(fèi)減量替代范圍和實(shí)施力度，對污染排放物和能效不達(dá)標(biāo)的落后用煤方式堅(jiān)決予以關(guān)停和淘汰。

5）增強(qiáng)節(jié)能理念。政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)宣傳力度，如公益廣告、媒體宣傳，組織企業(yè)、學(xué)校及市民參加節(jié)能活動;設(shè)立相應(yīng)法律法規(guī)，對能源消費(fèi)過度的企業(yè)進(jìn)行批評教育并要求其及時改造;設(shè)置節(jié)能資金，用以開展各項(xiàng)節(jié)能工作并對節(jié)能先進(jìn)單位進(jìn)行經(jīng)濟(jì)鼓勵。

參考文獻(xiàn)：

[1]?電力規(guī)劃設(shè)計(jì)總院.中國能源發(fā)展報告2017[R].2018.

[2]國家發(fā)展改革委，國家能源局.能源發(fā)展“十三五”規(guī)劃[Z].2016.

[3]王?領(lǐng)，陳芮嫻.外商直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與我國省際能源效率——基于GMM廣義矩估計(jì)的實(shí)證研究[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2019（01）：59-64.

[4]張?鑫，蔡夢嬌，傅為忠，等.新常態(tài)下科技支撐對區(qū)域發(fā)展的實(shí)證研究[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2019（02）：222-230.

[5]Eden?S?H?Yu，Been-Kwei?Hwang.The?relationship?between?energy?and?GNP：further?results[J].Energy?Economics，1984，6（03）：186-190.

[6]Thomas?Jobert，F(xiàn)atih?Karanfil.Sectoral?energy?consumption?by?source?and?economic?growth?in?Turkey[J].Energy?Policy，2007，35（11）：5447-5456.

[7]Hsiao-Tien?Pao，Chung-Ming?Tsai.Multivariate?Granger?causality?between?CO2?emissions，energy?consumption，F(xiàn)DI?and?GDP：evidence?from?a?panel?of?BRIC?countries[J].Energy，2011，36（01）：685-693.

[8]Horst?Siebert.Nature?as?a?lift?support?system：renewable?resource?and?environment?disruption[J].Journal?of?Economics，1982，42（02）：133-142.

[9]Eden?S?H?Yu，J?Y?Choi.The?causal?relationship?between?energy?and?GNP：an?international?consumption[J].Journal?of?Energy?and?Development，1985，10（02）：249-272.

[10]Hwang?Dennis，Burel?Gum.The?causal?relationship?between?energy?and?GNP：the?case?of?Taiwan[J].The?Journal?of?Energy?and?Development，1992，16（12）：219-226.

[11]Song?Zan?Chiou-Wei，Ching-Fu?Chen，Zhen?Zhu.Economic?growth?and?energy?consumption?revisited?evidence?from?linear?and?nonlinear?Granger?causality[J].Energy?Economics，2008，30（06）：3063-3076.

[12]趙進(jìn)文，范繼濤.經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)內(nèi)在依從關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（08）：31-42.

[13]張優(yōu)智.我國能源效率與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2015（04）：375-380.

[14]楊方圓，鄧鑫陽，薛?琪，等.基于LMDII法的高耗能行業(yè)能源消耗影響因素及特征研究[J].中國高新技術(shù)企業(yè)，2017（12）：140-141.

[15]梁經(jīng)緯，劉金蘭，柳?洲.能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長非線性動態(tài)關(guān)系研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2014（05）：1-6.

[16]郭四代，陳?剛，杜念霜.我國新能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（05）：35-37.

[17]馬宏偉，劉思峰，袁潮清，等.基于生產(chǎn)函數(shù)的中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的多變量協(xié)整關(guān)系的分析[J].資源科學(xué)，2012（12）：2374-2381.

[18]張?修，王廣鳳.河北省碳排放、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究——基于VAR模型[J].產(chǎn)業(yè)與科技論壇，2017（05）：89-91.

[19]James?D?Hamilton.Time?series?analysis[M].Princeton：Princeton?University?Press，1994.

[20]Stephen?M?Goldfeld，Richard?E?Quandt.A?markov?model?for?switching?regressions[J].Journal?of?Econometrics，1973（01）：3-16.

[21]Christopher?A?Sims.Macroeconomics?and?reality[J].Econometrica，1980（01）：1-48.

[22]劉?芳，倪?浩.我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響因素分析及相應(yīng)措施[J].技術(shù)與創(chuàng)新管理，2009（03）：321-323+358.

（責(zé)任編輯：王?強(qiáng)）