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摘要：文章首先建立协整估计得出我国能源消费显著促进工业化水平的提高，而高的能源消费强度将阻碍工业化进程。其次为探讨能源消费量与宏观经济增长的动态关系建立分位数回归模型，分位点设为25%、50%、75%。2000～2014年间随着经济发展水平的不断提高，能源消费总量对于GDP的影响系数不存在明显趋势，维持在1.65左右，较为稳健；煤炭消费对于GDP的影响随着经济增长而呈逐渐削弱趋势；天然气消费对于GDP的影响逐步增强。
关键词：能源消费；工业化水平；经济增长
目前，我国整体处于工业化中期阶段，经济发展方式转型的关键时期，重工业化阶段、城镇化、基础设施、住房建设等大规模展开，对资源型产品需求庞大。资源紧张，环境恶化这一问题是我国工业化中期所处于的大环境，能源消费问题关乎我国工业化进展程度和经济发展质量。
目前大部分学者都是站在宏观层面的角度，关注点主要集中于能源消费与经济增长总量之间的联系及规律，而对于能源消费与工业化水平之间关系的研究相对比较匮乏。本文实证分析框架结构及逻辑关系如下：首先，建立协整与误差修正模型估计我国能源消费量及消费强度对于工业化水平的影响程度。其次，建立分位数回归模型探讨能源消费总量与经济增长之间的动态关系，并测算煤炭消费量与天然气消费量在不同分位点分别对经济增长的影响系数，从而发现我国能源结构的逐步转变过程。
一、我国能源消费量及消费强度对于工业化水平的影响
本文研究时间跨度为2000～2014年，数据来源为《中国统计年鉴》。关于工业化程度指标，国际上有多种测量国家工业化程度的方式，在此选用二、三产业就业人数在总就业人数的比重作为工业化程度指标。能源消费强度（吨标准煤/万元）=能源消费总量/GDP总量。工业化水平记为Ind，能源消费总量记为Ene，能源消费强度记为Str，人均煤炭消费记为Coa，人均天然气消费记为Gas。
为了避免出现伪回归现象，首先运用ADF单位根检验方法检验数据的平稳性。经检验，原始序列没有都满足10%水平下的检验，煤炭和天然气人均消费量数列存在单位根，序列不稳定，则不能通过检验。为了保证各数列同阶协整，对各序列进行一次差分，经检验各变量一次差分的ADF值均小于10%水平下的临界值，即各变量的一次差分序列平稳，均是一阶单整序列。协整估计为：Indt=0.065Enet-0.079Strt+0.529+u^，其中三个系数均在1%的水平下显著，调整后的拟合优度0.991，整体回归效果显著，且其残差序列经ADF检验为平稳序列（表1）。说明三者之间存在长期协整关系，能源消费对工业化水平呈现长期显著的正向影响，能源消费强度与工业化水平呈负向相关，毋庸置疑，高强度能耗将抑制工业化进程，这也是部分地区出现“资源诅咒”现象的本质原因。
二、能源消费量与经济增长的分位数回归模型
从宏观上看，能源消费量Ene与经济增长GDP之间，从图形中可以看出，经济发展是随能源消费的增加而逐步推进。但是随着能源消费的增加，GDP变动幅度也在增大，则初步认为存在异方差性（见图1，图2）。且经过最小二乘回归后，扰动项序列呈现非正态分布，为了使估计量更为有效和稳健，选择分位数回归。分位数回归能更加全面描述因变量的条件分布，不同分位点的参数估计的变化也具有了一定的规律和解释意义。
建立如下的回归方程：
Gdp=β0+β1Ene
Gdp=β2Coa+β3Gas+β4
分位数回归给出的是经济增长不同分位水平時能源消费对经济发展的影响，其中具体到煤炭消费以及天然气消费分别对GDP增长程度的影响变化。从回归结果中可以看出，2000～2014年各分位段能源消费量对经济增长的影响弹性系数非常稳定，徘徊在1.60～1.70之间。目前我国处于深化改革的初期，能源消耗作为必不可少的生产因素，对于工业产值以及经济增长的影响是深刻而稳健的，同时说明了技术进步与能源利用效率的提高是逐步推进的，还并没有产生本质的影响和变革。另外，具体到煤炭消费与天然气消费各分位段对于经济增长的影响则存在微妙的变化。在25%、50%、75%的分位点上煤炭消费的弹性分别是0.181、0.167、0.162，一定程度地反映出随着工业化水平的提高，煤炭消耗量对于经济增长的影响程度是逐渐缓慢削弱的趋势。同时，在25%、50%、75%的分位点上天然气消费的弹性分别是24.857、25.631、26.066，清洁新能源消耗量在经济发展过程中所承载的推动力是逐渐增强的趋势，这一规律符合当前我国能源结构优化改革的目标。
参考文献：
[1]尹建华，王兆华.中国能源消费与经济增长间关系的实证研究——基于1953～2008年数据的分析[J].科研管理，2011（07）.
[2]赵进文，范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究，2007（08）.
[3]屈小娥，袁晓玲.能源消费对中国工业化进程制约作用的实证分析[J].数理统计与管理，2009（05）.
[4]余翔.中国工业化进程中能源消费的结构及总量分析[J].经济评论，2007（06）.
（作者单位：成都理工大学商学院）
关键词：能源消费；工业化水平；经济增长
目前，我国整体处于工业化中期阶段，经济发展方式转型的关键时期，重工业化阶段、城镇化、基础设施、住房建设等大规模展开，对资源型产品需求庞大。资源紧张，环境恶化这一问题是我国工业化中期所处于的大环境，能源消费问题关乎我国工业化进展程度和经济发展质量。
目前大部分学者都是站在宏观层面的角度，关注点主要集中于能源消费与经济增长总量之间的联系及规律，而对于能源消费与工业化水平之间关系的研究相对比较匮乏。本文实证分析框架结构及逻辑关系如下：首先，建立协整与误差修正模型估计我国能源消费量及消费强度对于工业化水平的影响程度。其次，建立分位数回归模型探讨能源消费总量与经济增长之间的动态关系，并测算煤炭消费量与天然气消费量在不同分位点分别对经济增长的影响系数，从而发现我国能源结构的逐步转变过程。
一、我国能源消费量及消费强度对于工业化水平的影响
本文研究时间跨度为2000～2014年，数据来源为《中国统计年鉴》。关于工业化程度指标，国际上有多种测量国家工业化程度的方式，在此选用二、三产业就业人数在总就业人数的比重作为工业化程度指标。能源消费强度（吨标准煤/万元）=能源消费总量/GDP总量。工业化水平记为Ind，能源消费总量记为Ene，能源消费强度记为Str，人均煤炭消费记为Coa，人均天然气消费记为Gas。
为了避免出现伪回归现象，首先运用ADF单位根检验方法检验数据的平稳性。经检验，原始序列没有都满足10%水平下的检验，煤炭和天然气人均消费量数列存在单位根，序列不稳定，则不能通过检验。为了保证各数列同阶协整，对各序列进行一次差分，经检验各变量一次差分的ADF值均小于10%水平下的临界值，即各变量的一次差分序列平稳，均是一阶单整序列。协整估计为：Indt=0.065Enet-0.079Strt+0.529+u^，其中三个系数均在1%的水平下显著，调整后的拟合优度0.991，整体回归效果显著，且其残差序列经ADF检验为平稳序列（表1）。说明三者之间存在长期协整关系，能源消费对工业化水平呈现长期显著的正向影响，能源消费强度与工业化水平呈负向相关，毋庸置疑，高强度能耗将抑制工业化进程，这也是部分地区出现“资源诅咒”现象的本质原因。
二、能源消费量与经济增长的分位数回归模型
从宏观上看，能源消费量Ene与经济增长GDP之间，从图形中可以看出，经济发展是随能源消费的增加而逐步推进。但是随着能源消费的增加，GDP变动幅度也在增大，则初步认为存在异方差性（见图1，图2）。且经过最小二乘回归后，扰动项序列呈现非正态分布，为了使估计量更为有效和稳健，选择分位数回归。分位数回归能更加全面描述因变量的条件分布，不同分位点的参数估计的变化也具有了一定的规律和解释意义。
建立如下的回归方程：
Gdp=β0+β1Ene
Gdp=β2Coa+β3Gas+β4
分位数回归给出的是经济增长不同分位水平時能源消费对经济发展的影响，其中具体到煤炭消费以及天然气消费分别对GDP增长程度的影响变化。从回归结果中可以看出，2000～2014年各分位段能源消费量对经济增长的影响弹性系数非常稳定，徘徊在1.60～1.70之间。目前我国处于深化改革的初期，能源消耗作为必不可少的生产因素，对于工业产值以及经济增长的影响是深刻而稳健的，同时说明了技术进步与能源利用效率的提高是逐步推进的，还并没有产生本质的影响和变革。另外，具体到煤炭消费与天然气消费各分位段对于经济增长的影响则存在微妙的变化。在25%、50%、75%的分位点上煤炭消费的弹性分别是0.181、0.167、0.162，一定程度地反映出随着工业化水平的提高，煤炭消耗量对于经济增长的影响程度是逐渐缓慢削弱的趋势。同时，在25%、50%、75%的分位点上天然气消费的弹性分别是24.857、25.631、26.066，清洁新能源消耗量在经济发展过程中所承载的推动力是逐渐增强的趋势，这一规律符合当前我国能源结构优化改革的目标。
参考文献：
[1]尹建华，王兆华.中国能源消费与经济增长间关系的实证研究——基于1953～2008年数据的分析[J].科研管理，2011（07）.
[2]赵进文，范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究[J].经济研究，2007（08）.
[3]屈小娥，袁晓玲.能源消费对中国工业化进程制约作用的实证分析[J].数理统计与管理，2009（05）.
[4]余翔.中国工业化进程中能源消费的结构及总量分析[J].经济评论，2007（06）.
（作者单位：成都理工大学商学院）