第三节 文献回顾
一 能源与环境约束下的经济增长模型研究
面对前所未有的资源、生态、环境危机对人类生存智慧的挑战，越来越多的经济学家开始关注人类经济与生态、环境和资源的关系，但是从亚当·斯密到索洛再到诺斯、罗默，他们对经济增长源泉探求的视野虽说也从分工扩展到资本、劳动、技术、人力资本、知识资本、制度等要素，但自然资源要素却从来没有引起他们足够的重视。从古典经济学到新古典经济学，从哈罗德-多马的经济增长理论，再到索洛的经济增长理论和新增长理论，资源都不是经济增长决定因素，而且总是可以被替代的。我们不难发现，经济学家，尤其是经济增长理论把“资源问题”演绎为单纯的“生产成本问题”，这几乎是所有经济增长模型的前提。
17世纪中叶，古典经济学家在劳动价值学说中奠定了人的劳动[14]在财富创造中的重要地位。早在1662年，英国古典政治经济学的创始人威廉·配第在《赋税论》中就提出了“土地为财富之母，劳动为财富之父和能动的要素”的精辟论断。他把劳动看作经济增长的主要源泉，认为一国财富的规模取决于人口数量、勤勉程度和技艺水平。亚当·斯密也把分工导致的劳动生产率的提高和生产性劳动在全部劳动中所占比例看做决定国民财富增长的主要因素，而资本积累只是经济增长的必要条件和必然结果。大卫·李嘉图断然确定生产商品所耗费的劳动量决定商品的价值，认为财富的增加可通过增加劳动者数量和提高劳动生产率来实现。马克思继承了英国古典经济学的合理观点（即土地和劳动是构成国民财富的源泉因素的思想），提出了劳动价值论，阐明了自然资源是创造财富的物质基础，劳动是创造财富的唯一源泉。19世纪30年代，工业革命在西欧各资本主义国家已经或即将完成，资本的积聚和集中也达到了空前的规模。于是，关于经济增长的研究逐渐走上了资本决定论的道路：哈罗德、多马等人认为经济增长的稳定条件是人们愿意进行的储蓄恰好等于投资者预期的投资需求，满足此条件经济就可以实现稳定的增长，并提出了哈罗德-多马经济增长模型。这一模型强调了资本积累在经济增长中的决定作用，认为资本的稀缺是经济发展的重要约束，其他因素都只是起副作用，决定不了经济的增长，增长决定于储蓄率。哈罗德-多马经济增长模型也奠定了现代经济增长模式的基本理论框架。之后，20世纪50年代索洛、斯旺等人对资本决定论提出了挑战，并将其发展为新古典经济增长模式。索洛、斯旺认为短期内的经济增长率取决于技术进步率、资本增长率和人口增长率，而长期增长来自技术进步，一国经济增长中的决定性因素是技术进步。技术进步论是对资本决定论的否定，也是西方增长理论的一次革命。然而，该理论仍把技术进步视为由体系外的因素决定的，未能突破外生经济增长理论的框架。20世纪60年代初，被誉为“人力资本之父”的舒尔茨提出了人力资本理论，他对将经济增长基本解释为物质资本和技术投入的理论进行了批判，认为促进经济增长和劳动生产率提高的重要原因已不是土地、劳动力数量和资本存量的增加，而是人的知识、能力和技术水平的提高。原因在于人力资本可以产生“知识效应”与“非知识效应”，并直接或间接地促进经济的增长。20世纪80年代中期，以罗默的《收益递增与长期增长》、卢卡斯的《论经济发展的机制》两篇论文为标志，经济学家们进一步完善了技术进步论和人力资本理论，他们强调经济增长不是外部力量，而是经济体系内部力量。尤其是在内生技术变化结果的基础上，通过对知识外溢、人力资本投资、研发、收益递增、边干边学、劳动分工和专业化等问题的研究，重新阐述了经济增长的源泉，形成了新增长理论或内生增长理论。随后在日益重视技术作用的同时，新制度学派从另外的角度来研究经济增长问题，提出制度重于技术的观点。
我们不难发现，在几乎所有的经济增长理论中，经济增长都被认为只是劳动、资本、技术、人力资本、制度等的函数，而资源是能够相互替代或被“其他生产要素”所替代的，这几乎成为所有经济增长模型的前提。当然，在经济增长理论发展的历史长河中，依然有很多经济学家对资源在经济增长中的重要作用进行了阐释。如李嘉图在其代表作《政治经济学及赋税原理》中提出了资源相对稀缺论；约翰·穆勒接受并扩展了李嘉图的相对稀缺论，将资源稀缺论引申到自然环境。又如，马尔萨斯认为，由于欲望的存在人口是以几何级数增长的，粮食生产则因土地的有限性导致的绝对稀缺性约束而只能以算术级数扩大，这是一个明显的恶性循环。他认为无论在物理数量上还是在经济数量上，资源的稀缺不会因技术进步与社会发展而有所改变，这是必然的和绝对的，“这一法则制约着整个生物界”。尤其是在罗马俱乐部1972年发表的《增长的极限》报告中，梅多斯预言基本矿产和能源资源的耗竭将使经济增长在21世纪的某个时候成为不可能，即由于资源缺乏，可能会迫使经济增长停止甚至最终收缩。由此被忽略已久的自然资源这一增长要素的基础性作用逐渐在经济增长理论中得到重新审视和评价。如何在有限的资源存量约束下将经济增长势头保持下去、如何在不可再生自然资源约束下实现经济的可持续增长、如何实现资源的可持续利用、如何协调环境与经济增长的关系都是我们应该关注的问题，简言之就是如何将有限的资源约束有效地纳入经济增长模型中，而对于本书而言就是如何将能源和环境作为要素纳入经济增长的理论模型中去。
最早研究可耗竭资源（不可再生资源）问题的经济学家是Hotelling，他在1931年发表的《可耗竭资源经济学》一文奠定了可耗竭资源经济学的理论基础（于立宏，2007）。其后经济学家们从不同的视角对可耗竭资源进行的系统研究构成了日趋完整的可耗竭资源理论。20世纪70年代，为了应对石油输出国组织（OPEC）的挑战和罗马俱乐部的悲观论调，经济学家们开始把自然资源与能源问题引入到新古典增长理论框架中，探讨在资源稀缺或不断耗竭条件下的经济可持续增长问题。如Dasgupta和Heal（1974）、Solow（1974）、Stiglitz（1974）、Grag和Sweeney（1978）等运用新古典增长模型对可耗竭性资源的最优开采、利用路径进行了分析；Robson（1980）将不可再生资源纳入Uzawa（1965）的模型分析；Schou（1995）、Scholz和Ziemes（1996）通过把不可再生资源引入生产函数，建立了以研发为基础的内生增长模型，强调了由于不完全竞争性引致的市场失灵。Grimaud和Rouge（2003）则构建了一个基于“创造性破坏”的新熊彼特模型，通过同时对社会计划者最优均衡问题和分权经济条件下的市场均衡问题进行分析，探讨了不可再生资源对长期经济增长的影响（彭水军、包群，2006）。我国学者赵丽霞、魏巍贤（1998）采用多变量自回归方法，将能源作为新的变量引入柯布-道格拉斯生产函数，研究了我国经济增长与能源使用之间的关系，得出能源在我国经济发展过程中具有不可完全替代的作用的结论。王海建（2000）利用卢卡斯的人力资本积累内生经济增长模型，将耗竭性资源纳入生产函数，得到了模型的平衡经济增长解及其在耗竭性资源可持续利用下的政策含义。为了更好地了解目前国内外学者对不可再生资源尤其是能源约束下的经济增长模型的研究，本部分对不可再生资源作为一种要素纳入经济增长的理论模型进行了梳理，分别讨论了不可再生资源（能源）约束下的新古典经济增长模型、不可再生资源（能源）约束下的卢卡斯经济增长模型和不可再生资源约束下的罗默经济增长模型，为探寻缓解能源约束的对策提供理论基础。
1.不可再生资源（能源）约束下的新古典经济增长模型
从前文的分析可知，从古典经济学到新古典经济学都没有把能源看做经济增长的决定因素，而只是将其看做可以被“其他生产要素”替代的外生变量。但基于当前的能源形势和经济增长的问题，我们应该尝试在主流经济增长模型的基础上进行新的探索，将能源作为内生变量，对经典的经济增长模型进行拓展和创新。将资源利用的约束方程纳入经济增长的模型中去，为在现实中寻找一条可持续发展的道路提供理论依据。
新古典经济增长模型源于索洛和斯旺等人对哈罗德-多马模型的修改和补充。它放弃了哈罗德-多马模型中关于资本和劳动力不可替代及不存在技术进步的假设，重新提出了自己的前提条件，并在此条件下得出结论，建立了新的经济增长模型。与古典经济学的物质资本积累决定论不同，新古典学派经济学家大多属于技术进步决定论者。在他们看来，技术进步是现代社会推动经济增长的最关键要素。尽管新古典经济增长模型没有对耗竭能源和环境问题进行解释，但其技术进步机制的科学解释无疑对能源经济学的研究思路和框架的构建有指导意义。以下就是引入不可再生资源约束下的新古典经济模型的构建。
模型的假设：为了方便，我们假设劳动力为常数并标准化为1。设Y，K，S，C分别为t时刻国民经济系统的人均产出、人均资本存量、人均能源存量、人均消费。为了实现经济可持续增长的目标，中央计划者将决定把一定量的能源在t时刻投入生产（在此我们假设能源生产始终能够满足经济生产对能源的需求），设t时刻投入生产的人均能源量为E。由于有些能源是可再生的，如太阳能、风能等，而有些能源是不可再生的，如化石能源（煤、石油等），同时由于受勘探技术和开采水平等因素的影响，人均能源存量S是随时间t而变化的。假设能源存量的自然增长速率或再生速率为σ，则t时刻能源存量的变化率满足如下方程：
将能源作为生产要素引入生产函数，生产函数取如下柯布-道格拉斯模型且规模报酬不变，则有：
Y=F（K，E）=AKα（E）1-α （2.2）
其中A为常数，且A＞0，代表一定时期的生产技术水平；K为人均资本存量；E为人均能源投入；α和1-α分别为资本、能源的产出弹性系数，且0＜α＜1。注意，在这里我们忽略了任何技术进步，则K满足如下方程：
式（2.3）中C为人均消费，δ为资本折旧率，
表示人均资本变化率。
式（2.2）显示，能源投入对经济产出是必要的，即若E=0，则Y=0；若Y＞0，则有E＞0。这一假设的合理性从经济学角度来看是明显的，即经济学中所谓的“没有免费的午餐”。能源生产要素与经济产出之间满足经济学关于生产要素的基本假设，即F是E的增函数且边际生产力递减。在保证经济可持续增长的前提下，本节将能源的可持续利用定义为：长期发展过程中能源存量S具有非负增长率，或者t时刻投入生产能源量E负增长。能源存量非负增长意味着能源存量随时间保持不变（零增长）或随时间而增长（正增长），t时刻投入生产的能源量E不超过能源再生量σS，即E≤σS。而E具有负增长含义时，意味着投入生产的能源量随时间而减少，即随着经济发展和技术进步，经济对能源的依赖性逐渐减弱。
设消费者的效用函数为U（C）=lnC，不同时刻的效用贴现率为常数ρ。在以上假设之下，中央计划者面临的问题是在式（2.1）和式（2.3）约束之下，选择人均消费C和t时刻能源投入量E，以最大化无限时域中消费者经贴现后的总效用，即有以下优化问题：
下面我们讨论长期稳态增长的情形。为此，针对上述优化问题，构造汉密尔顿函数为：
J=lnC+λ1（AKαE1-α-C-δK）+λ2（σS-E）
式中λ1和λ2分别为t时刻资本和能源的影子价格。
在上述优化问题中，C和E为控制变量，K和S为状态变量。由最优性条件有：
由式（2.3）～式（2.7）可得：
其中M=AKαE1-α，
。由于在稳态增长下，各人均变量的增长率为常数，故可知M，N为常数，对M，N取对数并求导（记变量x的增长率为γx），并利用式（2.8）～式（2.12），有：
γλ1=-γC （2.13）
γλ2=ρ-σ （2.14）
（α-1）γK+（1-α）γE=0 （2.15）
γK=γC （2.16）
γλ1+αγK-αγE=γλ2 （2.17）
由式（2.13）～式（2.17）可得：
γK=γC=γE=γλ2=ρ-σ （2.18）
实现经济可持续发展的必要条件之一是经济可持续增长，故在长期发展过程中要求有γK=γC＞0，即人均资本和消费应有正的增长。从而由式（2.18）知λE＞0，即在以上模型假设之下，实现经济可持续增长要以相应的能源投入量的增长来支撑。但是，在经济发展的过程中，我们必须考虑能源存量S的变化趋势，由能源存量的动态变化方程可得：
其中，
可理解为t时刻投入产出的能源比例。由于γE＞0，即能源投入量具有正的增长趋势，必然导致能源存量的负增长，即γS＜0。这与能源可持续利用的要求相悖。产生这一矛盾的根源是在上述模型中我们没有考虑技术进步。从经济角度解释如下：如果不依赖技术进步，为了实现经济的可持续增长，必然以能源的大量消耗为代价；或者说没有技术进步，经济增长和发展必然属于“粗放型”。这样下去最终会导致能源枯竭，无法实现经济可持续增长和社会可持续发展，从而说明经济可持续增长的动力源泉是技术进步。只有大力发展现代先进的生产技术，降低产品能耗，增加产品科技含量从而增强竞争力，才能最终实现经济可持续增长和社会的可持续发展。
2.不可再生资源（能源）约束下的卢卡斯经济增长模型
为了克服上述模型中的矛盾，下面考虑能源约束下的卢卡斯内生经济增长模型。卢卡斯（1988）在其模型中提出了人力资本的概念。他认为人力资本不同于劳动力的原因是人力资本可积累，而劳动力不可积累。我们在卢卡斯模型中纳入能源生产要素，讨论能源对经济增长的影响。
模型假设：基本假设同前文。用H表示t时刻的人力资本存量，每个生产者将以一定比例的时间用来从事生产，设为v，而把剩余1-v的时间用来进行人力资本建设（如接受教育、技术培训等）。在以上假设之下，人力资本的积累变化满足以下方程：
式（2.20）中
为人力资本变化率，w为常数，且w＞0，表示“学习生产率”，则生产函数可表示为：
Y=AKαEβ（vH）1-α-β （2.21）
人均资本的变化方程为：
其中，
为人均物质资本变化率，δ为物质资本折旧率。假设消费者的效用函数为U（C）=lnC，不同时刻的效用贴现率为常数ρ。现在，中央计划者面临的问题是在式（2.1）、式（2.20）、式（2.22）的约束下，选择人均消费C，t时刻能源投入量E及工作时间v，以最大化无限时域中消费者经贴现后的总效用，即
与前节类似，构造如下汉密尔顿函数：
J=lnC+λ1［AKαEβ（vH）1-α-β-C-δK］+λ2（σS-E）+λ3［w（1-v）H］
其中，λ1，λ2，λ3分别为物质资本、能源、人力资本的影子价格。
在上述优化问题中，C，E和v为控制变量，K，S和H为状态变量，由最优性条件有：
同前文，我们考虑稳态增长情形。由于稳态增长中各个人均变量的增长率都为常数，且v为常数，故由式（2.22）～式（2.28）可得：
γλ1=-γC （2.29）
γλ2=ρ-σ （2.30）
γλ3=ρ-w （2.31）
γλ1+αλK+（β-1）γE+（1-α-β）γH=γλ2 （2.32）
γλ1+αγK+βγE-（α+β）γH=γλ3 （2.33）
（α-1）γK+βγE+（1-α-β）γH=0 （2.34）
γK=γC （2.35）
由式（2.29）～式（2.35）可得：
，
要实现经济可持续发展，要求长期有γK=γC＞0，即
β（σ-ρ）+（1-α-β）（w-ρ）＞0 （2.38）
为了实现能源的可持续利用，在长期稳态增长中应有：
γE=σ-ρ＜0 （2.39）
由式（2.38）、式（2.39）可得：
（1-α-β）w（1-v）＞β（ρ-σ）＞0 （2.40）
若记|γE|=ρ-σ，并结合γH=w（1-v），则由式（2.40）可得：
式（2.41）表明：如果在长期经济发展过程中，既要实现经济的可持续增长，又要保证能源的可持续利用，则经济生产中投入能源的增长率的绝对值与人力资本的增长率之比，应小于人力资本产出弹性与能源产出弹性之比。
进一步考察能源存量的变化趋势，在式（2.19）中，若γE＜0，即如果投入经济生产的能源量逐渐减少，有可能会使γS≥0，即E≤σS，从而可以实现能源的可持续利用。
由以上分析可以看出，在有人力资本作用的卢卡斯内生经济增长模型中，理论上有可能在保证能源可持续利用的条件下，实现经济的可持续增长。但就中国目前的实际情况来分析，一方面，中国能源消费量呈现较强的随时间递增的规律，即在实际生产中，可以认为γE＞0；另一方面，由于中国能源结构以煤炭为主、能源利用技术落后等客观原因及其他一些因素，使得中国能源消费以不可再生的煤炭为主，且这一现状在近期内不会有太大变化。同时在可再生能源的开发利用方面，虽然我们已做了不少工作，取得了一定进展，但对一些丰富的再生能源（如太阳能、风能、水能）的利用还远远不够。特别是太阳能的利用技术可以说还处于起步阶段。这就决定了目前中国能源系统的承载力比较脆弱，能源的实际有效再生率σ比较小，再加上受人口多和能源利用效率低造成的能源消耗绝对量巨大，以及生产中的能源浪费等因素的综合影响，可以认为中国能源存量正在减少，即γS＜0。面对这一现实，我们更应该坚定不移地进行技术创新，提高能源利用效率，转变经济增长方式，实施可持续发展战略。
本节得出的结论是：现代经济增长的原动力是技术进步。没有技术进步，经济增长严重依赖于能源资源的大量消耗，最终会导致能源的枯竭。在有人力资本作用的卢卡斯内生经济增长模型中，由于人力资本的作用，有可能在保证能源可持续利用的条件下，实现经济的长期可持续增长。但根据中国目前的能源发展道路，要把这种“可能性”变为现实，尚有很长的路要走（田立新，2005）。
3.不可再生资源约束下的罗默经济增长模型
下面考察不可再生资源约束下的内生经济增长模型。我们基于Romer（2001）的一个基本的资源约束下的经济增长模型进行分析。我们考虑创建一个自然资源其实是可耗竭的自然资源，其各种边际成本随着存量的减少而不断变化的经济体系，为了简单起见，假设其为C-D形式，则生产函数的典型形式可以写为：
Y（t）=K（t）αR（t）β［A（t）L（t）］1-α-β （2.42）
α＞0，β＞0，α+β＜1
R表示资源。
根据索洛经济增长模型基本假设，我们有：
K（t）=sY（t）-δK（t） （2.43）
L（t）=nL（t），A（t）=gA（t） （2.44）
其中，s和δ分别为储蓄率和资本折旧率，n和g分别为劳动和技术的增长率。因为假设了一种可再生资源，其再生率为ε，0＜ε＜b，资源消耗率为b，则资源消耗率为ε-b，所以其随时间t的变化率为：
由于引入了资源，因此我们要考察在存在资源约束的情况下，经济增长是否平稳。根据公式（2.43），资本增长率为
，根据假设，如果要保证K的增长率不变，则Y/K不变，即Y和K的增长率相等。基于这个条件，我们对公式（2.42）两边取对数：
lnY（t）=αlnK（t）+βlnR（t）+（1-α-β）［lnA（t）+lnL（t）］ （2.46）
对两边同时取对时间t的导数可得：
gY（t）=αgK（t）+βgR（t）+（1-α-β）［gA（t）+gL（t）］ （2.47）
根据上面的假设，可变为：
gY（t）=αgK（t）-β（b-ε）+（1-α-β）［g+n］ （2.48）
而gY（t）α和gK（t）必须相等，则有：
分析：对经济增长总量而言，自然资源对经济增长存在阻碍，其中，自然资源对经济增长的阻碍力量大小为
；但是，技术进步、人口增长和该资源再生率却同时对经济增长起到了推动作用，其推动力量分别为
，
和
，增长的状况取决于两种不同力量的大小对比。正如Lucas（2000）对工业革命定义的那样，考察经济增长更有意义的变量是人均产出的增长率。因此，接下来我们考虑人均产出增长情况。可以得出人均产出增长为：
式（2.50）告诉我们，人均产出是一个不确定的值，可以为正，也可以为负。
也就是说，由于受到自然资源和人口增长的限制，必然会导致人均产出增长的下降，自然资源和人口增长对经济增长存在阻碍。其中，自然资源对经济增长的阻碍力量大小为
，人口增长对经济增长的阻碍作用大小为
；但是，技术进步和资源再生能力却同时对经济增长起到了推动作用，其推动力量分别为
和
，增长的状况取决于两者力量的大小。
二 能源消费与经济增长的关系研究
国内外学者对能源消费与经济增长的关系做了大量的研究和论证。North（1955）认为，自然资源是发展中国家资本积累的前提与源泉，因而对经济发展具有促进作用。而Prebisch（1950）、Singer（1950）等学者则持相反的观点，认为资源依赖会导致贸易条件的恶化，并进一步扩大发展中国家与工业化国家之间的距离。而近年来关于自然资源与经济增长的实证研究则表明，从一个较长的时间范围来看，自然资源丰裕与经济增长之间确实呈现反方向变化（Sachs and Warner，1995，1997，1999），这种现象被称为“资源诅咒”（Auty，1993）。对这一现象的原因解释主要有：资源财富引发“寻租效应”（Baland and Francois，2000）、“荷兰病”导致反工业化（Corden and Neary，1982；Corden，1984）、资源丰裕对物质资本与人力资本的“挤出效应”（Gylfason，2001）、资源商品价格变化无常（Collier and Goderis，2007）、资源租金引起内战爆发进而制约经济增长（Lujala et al.，2005）等。同时也有学者对“资源诅咒”持质疑态度，认为经济增长缓慢或停滞是因制度因素，而不是资源丰裕导致的（Sala-i-Martin and Subramanian，2003）。从历史的经验来看，丰富的矿产资源本身并不是“诅咒”，如自然资源相对缺乏的新加坡、日本等国家和地区经济发展非常迅速，而矿产资源丰裕的尼日利亚、荷兰等国家在20世纪后半叶却出现了“资源诅咒”现象。由此可见，丰裕的自然资源既不是区域经济增长与发展的必要条件，也不是区域经济增长与发展的充分条件，关键是自然资源财富在开发、分配、使用过程中其方式是否适当（景普秋、王清宪，2008）。
就能源资源与经济增长来说，两者之间的关系至少涉及两个不同的问题，而这两个问题之间也是有着密切联系的。一是能源需求与经济增长之间的因果关系该如何判断。二是能源资源对经济增长是否构成约束，约束程度如何。下面本章就从这两个方面对能源与经济增长的关系进行阐释。
1.能源与经济增长的因果关系研究
能源消费与经济增长之间的相互关系一直是能源经济学者们研究的热门主题。特别是20世纪70年代石油危机以来，更多的学者开始致力于寻找能源与经济增长之间的真实关系。在这一研究领域做出开拓性工作的是Kraft，J.和Kraft，A.（1978），他们发现美国在1947～1974年期间仅存在GNP到能源消费的单向因果关系。此结果意味着实行能源保护政策不会影响GNP增长。然而，Akarea和Long（1980）却发现，当使用同样的时间序列数据但比Kraft，J.和Kraft，A.（1978）更短的样本区间时，不能得出类似的结果。这意味着样本区间的选择可能会影响实证结果。Yu和Hwang（1984）将上述研究的美国数据的样本区间更新为1947～1979年，但他们发现能源消费与GNP增长之间不存在因果关系。Yu和Choi（1985）使用美国、英国、波兰、韩国以及菲律宾五国的数据发现，GNP和能源消费之间不存在因果关系的国家有美国、英国和波兰；存在GNP到能源消费方向的因果关系的国家是韩国，而存在相反方向因果关系的国家是菲律宾。Erol和Yu（1987）使用6个工业化国家的样本，发现了混合结果。尽管使用美国“二战”后的数据得出的经验结果似乎支持中性假设，但有关其他国家的证据却是混合的。Hwang和Gum（1992）发现中国台湾地区存在双向的因果关系。Masih，A.M.M.和Masih，R.（1996，1997）在一个多元计量经济模型的框架内，检验一些亚洲经济实体（印度、巴基斯坦、马来西亚、新加坡、印度尼西亚、菲律宾、韩国和台湾地区）的实际收入与总能源消费之间的因果关系，结果发现能源消费关于收入是中性的国家有马来西亚、新加坡和菲律宾；存在能源消费到GNP的单向因果关系的国家是印度；印度尼西亚存在反向因果关系；巴基斯坦存在双向的因果关系；至于台湾地区，Masih，A.M.M.和Masih，R.的结果与Hwang和Gum（1992）一致。Yu和Jin（1992）使用Engle-Granger（1987）的两步法，利用美国1974～1990年期间的季度数据，检验了能源消费与收入之间是否存在长期均衡关系。检验结果表明：变量之间不存在长期联系。Stern（1993）使用四变量（GDP、劳动力、资本和能源）向量自回归（VAR）模型，对美国1947～1990年的年度数据进行标准的因果关系检验。Stem发现虽然不存在总能源消费到GDP的格兰杰因果关系，但若对最终能源消费测量根据燃料构成进行调整，就会发现能源消费到GDP的格兰杰因果关系。然而，这些研究在实证分析方法方面都存在着不足，即可能得出了“伪”结果。计量经济学的多元协整法（Johansen，1995）可有效解决上述问题，并求出变量之间的所有长期关系。另外，协整方法还为我们增加了一个检验短期格兰杰因果关系的新途径。这种短期格兰杰因果关系是由变量之间的协整关系引起的，并且是标准的因果检验无法检验出来的（Granger，1988）。近年来，许多学者将协整方法应用于此领域。Stern（2000）使用单方程静态协整分析和多元动态协整分析法推广了他本人（Stern，1993）的因果关系分析。他发现能源在解释GDP中具有显著效果，并且GDP、资本、劳动力和能源之间存在协整关系。此结果与Yu和Jin（1992）关于美国的双变量分析的结果相反。该结果为他以前的结论提供了进一步的实证支持。John（2000）应用协整和误差修正模型技术，估计了印度、印尼、泰国和菲律宾的能源消费与经济增长之间的关系。结果表明：印度和印尼存在能源消费到GDP短期的单向因果关系；泰国和菲律宾存在双向因果关系。并且，泰国和菲律宾的能源、GDP和能源价格互为因果。该研究表明：除印度和印尼外，其他国家的证据不支持能源和收入互为中性的观点。Cheng和Lai（1997）应用单位根、协整以及格兰杰因果检验的Hsiao程序等技术，检验中国台湾地区在1955～1993年期间的能源-经济增长关系，结果发现GDP到能源消费的单向因果关系。Yang（2000）进一步将样本区间更新为1954～1997年，分别考虑GDP与各种能源（煤、石油、天然气及电）的关系，结果发现GDP与总能源、煤、电三变量分别存在双向因果关系，以及天然气到GDP、GDP到石油的单向因果关系。Soyta和Sari（2003）实证分析了“七国集团”和除中国外的新兴市场经济国家共16国的能源消费与经济增长关系。协整分析结果表明：所有国家的两个时间序列的水平值都是非平稳的；但其一阶差分都是平稳的；“七国集团”的两个变量之间存在协整关系；土耳其、法国、德国和日本的因果关系方向是能源消费到GDP，意大利和韩国的方向正相反，而阿根廷是双向的因果关系（林伯强，2003a）。
根据以上林伯强《电力消费与中国经济增长：基于生产函数的研究》一文中关于能源消费与经济增长的关系问题的梳理，我们可以看到能源消费与经济增长之间大体存在以下三种关系。（1）单向因果关系：从能源消费到经济增长的格兰杰单向因果关系［Masih，A.M.M. and Masih，R.（1996）、Asafu-Adjaye（2000）、Soytas and Sari（2003）、Lee（2005）］；从经济增长到能源消费的单向因果关系［Kraft，J. and Kraft，A.（1978）、Cheng and Lai（1997）、Soytas and Sari（2003）］。（2）双向因果关系［Masih，A.M.M. and Masih，R.（1997）、Glasure（2000）、Yang（2000）、Chang（2001）、Glasure and Lee（1997）、Glasure（2002）］。（3）无因果关系［Cheng（1999）、Yu and Hwang（1984）、Stern（2000）、Altinay and Karagol（2004）］。已有的研究显示，对不同的样本、相同样本不同的样本时间跨度甚至不同的研究方法对能源消费与经济增长的关系研究都会得到不同的结果。所以对能源消费与经济增长之间关系的研究仍需不断深入。
表2-2 能源与经济增长因果关系研究的比较
续表
近年来国内学者对能源消费与经济增长关系的实证研究也比较多，国内学者运用不同技术手段对我国能源消费与经济增长的关系进行了考察，研究大多认为在中国存在着从经济增长到能源消费的单向因果关系。如林伯强、魏巍贤、李丕东（2007）对中国煤炭需求和GDP的格兰杰因果关系进行了检验，结果显示中国高速经济增长是煤炭需求增长的主要原因。在5%的显著性水平下，GDP是引导煤炭需求的原因，但煤炭需求不是引导GDP增长的原因。周建（2007）采用格兰杰因果关系检验、动态相关系数、小样本因果关系检验模型等多种计量方法对改革开放以来我国能源消费与经济增长之间的作用机理进行了深入、全面的系统分析。检验结果显示，改革开放以来经济与能源消费之间存在着明显的单向因果关系，经济增速对于能源增速变化的影响明显大于能源对经济增长的影响。吴巧生、成金华、王华（2005）对中国能源消费与经济增长进行的协整关系分析显示，中国1953～2002年的GDP每增长1%，带动能源消费增长约0.5%。显然中国能源消费增长与经济增长之间具有单向因果关系，即GDP增长是能源消费增长的原因。当然，如果中国的能源消费与经济增长的真实关系确如以上研究所示的话，那么我们可以认为，经济增长是能源消费的原因，从而经济系统对能源的依赖性比较小，能源消费不会对经济增长造成消极影响，即降低能源消耗不会降低我国经济的可持续发展速度。但是经济事实远不会如此简单，有研究表示了不同的观点，如赵进文、范继涛（2007）通过引入非线性STR模型技术对我国能源消费与经济增长之间的内在结构依从关系进行研究。实证结果表明：我国的能源消费同经济增长之间存在且仅存在从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系，同时经济增长对能源消费也存在着较强的非线性影响，影响机制更为复杂，并呈现非对称特征。而韩智勇、魏一鸣、焦建玲、范英、张九天（2004）通过对1978～2000年中国能源消费与经济增长协整性和因果关系的研究，认为能源消费和经济增长之间存在双向因果关系，但不存在长期均衡关系；另外，经济增长和能源消耗间的关系在不同区域的表现也有不同。吴巧生、陈亮、张炎涛、成金华（2008）运用面板单位根、异质面板协整和基于面板的误差修正模型对中国各省份1986～2005年的数据重新进行了中国能源消费和GDP的关系检验。结果表明：从长期来看，中国总体存在能源消费与GDP的双向因果关系；同时从区域来看，东部地区只存在从能源消费到GDP的单向因果关系，而中西部地区则存在从GDP到能源消费的单向因果关系。从短期来看，中国总体及东西部地区的能源消费与GDP无因果关系，而中部地区则存在能源消费和GDP之间的双向因果关系。
不同的研究结果必然导致不同的能源政策，如果存在从能源到GDP的单向因果关系，那么降低能源消费可能引起收入的下降，因此能源保护政策可能会影响发展中国家的经济增长；但如果存在GDP到能源的单向因果关系，那么降低能源消费则不会对经济增长造成任何消极影响；如果能源消费和GDP之间不存在任何方向的因果关系，那么降低能源消费可能不会影响收入，节能政策也不会影响经济增长。而从以上所有已有研究中我们可以看出，采用不同的样本或样本相同但样本时间跨度不同，甚至采用不同的研究方法对能源消费与经济增长的关系进行研究都会得到不同的结果。面对这些甚至是自相矛盾的研究结果，我们必须根据经济形势和能源供需现状采取更为灵活的能源政策。
2.中国经济增长的尾效分析
由于资源的约束，经济增长的速度同不存在资源约束情况下的经济增长速度相比所降低的程度，我们将之定义为经济增长的“尾效”（Romer，2001）。目前国外学者关于经济增长的尾效问题已经做了比较多的研究，如Dagsupta and Heal（1974），Nordhaus（1992），Noel（1995），Bruvoll、Glomsroda and Vennemo（1999）等均对这一问题做了值得借鉴的分析。Dagsupta and Heal（1974）指出，考虑到不可再生资源的增长尾效，稳态的经济增长路径仅存在于不可再生资源在生产中不重要的情况。Nordhaus（1992）利用扩展的柯布-道格拉斯生产函数衡量了由于资源和土地限制而引起的增长尾效，他估计的值是0.0024，即每年大约为1个百分点的1/4，而且其中1/4来自土地，其余大部分可归于有限资源的限制。Noel（1995）分析了能源不足对美国经济增长的影响。他首先根据能源单位成本和相对能源价格来定义能源稀缺的概念，然后根据相对能源价格得出相比于20世纪70年代美国能源资源在80年代的稀缺程度加剧。能源资源不足对经济增长的影响和经济增长本身是相互关联的。他们使用协整方法来检验能源不足和美国经济增长是否存在长期的均衡关系，结果发现在1889～1992年只有原油的不足对美国的经济增长影响显著。Bruvoll、Glomsroda and Vennemo（1999）将环境尾效定义为由于环境约束而使社会付出的成本。他们使用动态CGE来模拟挪威的环境尾效，结果发现环境尾效导致经济产出和消费者福利下降，而且较低的技术进步率和贴现率会使环境尾效增大。
最近几年国内学者也根据这一模式对我国因自然资源的消耗引起的增长阻力进行了分析，致力于研究中国几十年来的高速增长状态对资源消耗的影响程度，并就资源的不断消耗对中国经济增长的阻力进行量化。崔云（2007）在索洛模型与大卫·罗默的增长尾效假说的基础上，利用1978～2005年的相关统计数据对我国经济增长中土地资源的增长尾效进行了分析，计量结果显示我国经济增长中土地资源的尾效平均每年约为1.26个百分点。也就是说，在1978～2005年，仅仅由于土地资源的不断消耗，中国的经济增长速度平均每年要降低1.26%（比美国要大得多）。按照这一数据推算下去，到2030年，中国的年经济增长率将会因为土地资源的尾效而降低到目前经济增长率的74%；到2050年，中国的年经济增长率将会因为土地资源的尾效而降低到目前经济增长率的57%。由此可见，土地资源对中国经济增长将产生相当大的制约作用，并对中国经济的可持续增长造成较大的影响。谢书玲、王铮、薛俊波（2005）在罗默模型的基础上对中国经济增长尾效进行了分析，计量发现水资源对中国经济增长产生的尾效为0.001397，土地资源对经济增长产生的尾效为0.013201，这两者尾效之和为0.014598，由于水资源匮乏导致土地蜕化带来的增长尾效为0.0002。换言之，中国每年经济增长的速度由于水土资源的耗费，每年要在上年的基础上降低1.45%，这是一个很大的数据。这里，土地资源增长尾效比较大，说明当前中国经济增长中对土地资源的保护是第一位的。另一方面，水资源增长尾效的存在表明，中国经济增长中对水资源的耗费有一部分是耗竭性的，从长远看，这个问题必须充分注意。雷鸣、杨昌明、王丹丹（2007）在设定能源总量刚性下降的前提下，对模型进行了回归模拟和实证分析，在单位劳动力拥有土地和水资源量保持不变、能源使用总量最终下降时，能源对经济增长的尾效约为0.0068。同样，可以计算出土地对经济增长的尾效约为0.0131，水资源对经济增长的尾效约为0.0013，土地、水资源和能源的尾效之和约为0.0212。也就是说，中国经济增长的速度由于能源、水资源和土地的消耗，理论上每年要降低约2.12%。薛俊波、王铮、朱建武、吴兵（2004）以罗默假说分析为基础，计算出中国经济的增长尾效大约为每年1.75个百分点；同时计算了由于增长尾效的存在，如果继续推行过去几年的生产要素投入政策，沿着平衡增长路径，要想在2020年实现人均GDP比2000年翻两番的目标，技术进步导致的经济增长率至少要达到0.6%。刘耀彬、陈斐（2007）通过计算认为，能源、土地、水资源对经济增长的“尾效”分别为0.00848989、0.00028236、0.015188131，这三者对经济增长的尾效之和为0.023960381。换言之，中国经济增长的速度由于能源、土地和水资源的消耗，每年要降低2.39个百分点，这是个很大的数据。
另外，随着中国城市化进程的加速，以及城市化过程中对能源需求所带来的问题的激增，关于中国城市化进程与能源问题的研究也逐渐增多，主要集中于对以下几方面问题的研究。（1）对城市化与能源消耗的因果关系的分析。如刘耀彬（2007）通过对中国城市化与能源消费量之间的因果方向进行检验，结果表明中国城市化水平提高是导致能源消费量增长的格兰杰原因，而中国能源消费增长却不是城市化水平提高的直接推动原因。（2）对城市化进程中的能源消耗尾效分析。刘耀彬、陈斐（2007）基于新古典经济增长理论和城市化增长模型，首次构建出城市化进程中的资源消耗尾效模型，并以中国的数据进行了实证分析。研究显示，中国能源、土地和水资源消耗对城市化进程的尾效分别为0.1060748、0.003557703和0.191362401，它们对城市化进程的总尾效为0.300994904。可见，能源、土地和水资源对中国城市化进程的影响作用是很大的。相比较而言，水资源对城市化的尾效作用最大，其次是能源消耗尾效，最后才是土地资源的约束作用。（3）对城市化与能源消费间的作用机制进行分析。对于这一问题，学者基本上均认为城市化过程能产生集聚效应、规模效应及知识的溢出效应等（王小鲁，2002；吕政、黄群慧等，2005；钱陈，2005；刘耀彬，2007），从而使资源得到更合理的配置和利用。相应地，能源消耗具有下降的趋势，即长期来看城市化是有利于能源消费的节约的。
以上研究均表明，由于资源稀缺性而导致的硬约束对一国的经济增长是有着很明显的阻力的，也就是说，罗默的增长阻力现象在中国是存在的。我国作为一个经济快速、持续增长的发展中国家，能源约束问题是明显存在的，所以对能源约束而导致经济增长的降低程度的研究和度量是必要的，也是有意义的。但在目前国内已有的研究中存在着以下不足。
第一，现有关于经济增长自然资源约束的分析模型中一般只考虑了规模报酬不变的情形，但本书认为规模报酬不变的假设前提将导致要素实际贡献额的估计有偏。
第二，关于经济增长尾效的分析中大多是对水土资源的分析，关于能源资源的分析相对很少。如谢书玲、王铮、薛俊波（2005）分析了水资源和土地资源的经济增长尾效，并认为当前中国经济增长中土地资源的保护是第一位的；崔云（2007）利用1978～2005年的相关统计数据对我国经济增长中土地资源的增长尾效进行了分析；薛俊波、王铮、朱建武、吴兵（2004）分析了1978～2002年的土地资源的经济增长尾效。
第三，关于能源的经济增长尾效分析多是对能源尾效分析进行数值模拟，很少运用严谨的计量工具进行分析。如雷鸣、杨昌明、王丹丹（2007）在设定能源总量刚性下降的前提下，对模型进行了回归模拟和实证分析，在单位劳动力拥有土地和水资源量保持不变，能源使用总量最终下降时，能源对经济增长的尾效约为0.0068；刘耀彬、陈斐（2007）虽然分析了能源、土地、水资源对城市化进程的尾效，但没有分析三者对经济增长的尾效。
鉴于以上不足，本研究将在放宽罗默经济规模不变假定的前提下对我国经济增长中的能源约束进行量化。
三 能源（石油）价格波动与经济增长的关系研究
20世纪70年代，阿拉伯国家将石油作为政治武器，对西方一些国家实行针对性的禁运，西方工业化国家的经济发展因此而遭受了国际油价高涨的严重逆向冲击。之后，国外学者对能源价格与宏观经济之间的关系进行了大量的研究。通过对相关文献的梳理，可以看出国外关于能源价格和经济增长的研究主要集中于石油价格波动与经济增长之间关系。一般认为，能源价格上升是一种冲击，在某种意义上等价于反向的技术冲击，大量证据显示能源价格上升与不景气的开端是联系在一起的。因此，能源价格的上升会导致经济活动的显著紧缩，如Pasche和Tatom（1981），Darby（1982），Hamilton（1983，1995），Burbidge和Harrison（1984），Gisser和Goodwin（1986），Mork（1989），Carruth、Hooker和Oswald（1995）等学者研究认为，石油价格冲击是造成三十几年来经济实质性波动的主要原因。同时有学者研究发现能源价格的升降对经济增长的影响并不是对称的，而是具有不对称性（Loungni，1986；Mork，1989；J.D.Hamilton，2003；Mory，1993；Mork、Olsen和Mysen，1994；Ferderer，1996），即油价上升对经济增长具有显著的抑制性作用，而油价的下跌对经济却不具有明显的积极效应，而且油价上涨对经济影响的程度要大于油价下跌对经济的影响程度，这两者的影响是非对称的。
自1998年6月1日我国国内油价与国际油价接轨实行新的价格机制和流通体制以来，我国对国际原油市场的依赖性不断增强，国内能源的市场化改革的步伐不断加快，国际油价的波动对中国经济的影响也愈加明显。越来越多的学者开始关注我国能源价格的理论和实证问题的研究。目前已有的研究主要集中于以下几方面。
1.我国油价与国际油价的关系问题研究
王卫华、荆浩、伦昕义（2003）通过建立协整关系与引导关系模型，论证和检验了我国国内油价与国际油价的关联程度。研究结果表明：由于国内油价的形成仍有某种内控因素的存在，国际原油价格对大庆油价具有引导关系，但不存在协整关系。同时我国油价对国际油价的形成没有引导关系，这说明我国油价在国际油价形成中的地位微不足道。李少民（2006）则认为，中国对国际石油价格的这种影响力不到0.1%。王风云（2007）研究认为，国际原油价格的正常或非正常波动对我国油品以及相关生产资料的价格有显著影响，甚至影响着我国价格总水平的波动趋势。魏巍贤、林伯强（2007）运用多种计量经济方法对国内外原油价格波动性及其相互关系进行定量实证研究，结果显示两市场油价波动性存在着互动性，两市场油价之间存在长期均衡关系与短期的动态调整，两市场波动性（风险）的传导呈现双向性，但是国际油价对国内油价具有绝对的引导作用。
2.国际、国内能源价格变动对宏观经济的影响分析
魏涛远（2002）应用一般均衡模型就世界油价上涨对我国经济的影响进行了短期静态分析。研究结果显示，总体看来，在所模拟的任何情况下，世界油价上涨都会给我国经济增长带来损害。而世界油价每上涨10%，将使我国GDP下降0.1%～0.3%。据摩根斯坦利和亚洲开发银行《亚洲发展展望2004（更新版）》测算，国际原油价格每上涨10美元/桶，中国的GDP增速将减缓约0.6个百分点。世界银行（World Bank，2004）给出的估计表明，石油价格每桶上涨10美元，世界经济增长在2年内将因此下降0.5个百分点。另据国家信息中心的测算，2005年国际油价上涨导致中国国内生产总值减缓0.5～0.7个百分点，国内消费价格指数上涨0.8～1.2个百分点，生产资料价格指数上涨3.2～4个百分点。李善同、何建武、许召元（2007）则认为，这些分析基本上都是短期的静态分析，只反映基年的影响，而没有反映长期的影响，因而存在一定的局限性，并利用可计算一般均衡模型（CGE）分析了国际油价变动对中国经济的影响，结果显示国际油价的上涨对整个经济的影响基本都是负面的。林伯强、牟敦国（2008）运用可计算一般均衡模型研究了石油、煤炭价格上涨对中国经济的影响并对石油与煤炭价格上涨影响程度进行了对比。其研究结果表明能源价格上涨对中国经济具有紧缩作用，但对不同产业的紧缩程度不一致：对大多数产业而言，相同比例的价格上涨，煤炭的紧缩作用是石油紧缩作用的2～3倍，对于非能源密集型的服务业紧缩幅度也达到3倍。石油和煤炭的经济紧缩作用程度一致与目前中国能源消费结构基本吻合。
3.油价波动影响宏观经济的传导机制研究
林永生（2008）在一般均衡框架下研究了能源价格的上涨对企业、居民和政府主体的影响及其传导机制，并用中国的经验数据进行了实证检验。结果显示，能源价格上涨不仅会影响企业主体的生产决策，造成机器开工不足、投资需求和劳动力需求下降，而且还会影响居民主体的劳动供给与消费决策，造成劳动供给和非自愿性失业增加，延迟大宗商品的消费决策，进而影响政府的宏观经济调控目标，使就业形势恶化并抑制经济更大幅度的增长。李善同、何建武、许召元（2007）认为国际油价上涨将首先通过能源价格的上升传导至各下游部门，导致各部门生产成本的上升，能耗水平较高的部门首当其冲。由于产业间的相互传导作用，一些部门尽管油耗水平不是很高，但是由于“二次”传导以及“多次”传导，也会导致其成本上升很多。整体来看，油价的上升对农业和第三产业（除了交通运输业）的影响相对较小。价格的上升导致居民实际收入水平、居民需求和各部门产出水平的下降。同时在成本压力和工资刚性的约束下，就业水平下降，进一步导致居民收入水平的下降。
4.我国能源价格形成机制研究
目前中国国内能源价格还没有完全采用市场定价的原则，仍然是政府定价，市场化程度不够（李善同、何建武、许召元，2007；林伯强，2008b；张卓元，2005；林永生，2008；周建，2007），这也是近年来油价波动对中国经济的影响没有预期中那么严重的一个重要原因。能源价格对经济主体的影响及其传导机制政策性地屏蔽了国际能源市场原油价格上涨对国内价格总水平及整个经济体的冲击（林永生，2008）。但是从长远来看，这种价格形成机制则存在很多的弊端：（1）不利于能源的节约和能源利用效率的提高，以及市场对能源的合理配置（林伯强、牟敦国，2008；李善同、何建武、许召元，2007）。（2）形成了国内和国际能源价格“倒挂”，导致炼油企业大幅亏损，政府为此付出大量的补贴成本；有刺激寻租活动、增加腐败滋生的可能性；在全球化市场条件下，还会刺激投机和走私（朱玲，2008；李善同、何建武、许召元，2007；林永生，2008）。具有“工业血液”战略地位的石油，其价格影响因素之复杂远非一般商品所能相提并论。但从长期来看，国际油价的长期走势是相对稳定的，石油的需求和供给才是国际油价的决定性因素，能源价格最终仍然是由最根本的供求关系等经济因素决定的（李畅、杨再斌，2007；魏涛远，2002；魏巍贤、林伯强，2007）。所以从长远来说，石油价格必须反映能源稀缺和环境成本以提高能源使用效率，石油价格应该由市场决定，而不是由政府定价，我国的能源价格形成体制必须改革（林伯强，2008b；张卓元，2005；李钢、陈志、金碚，2007）。
通过对已有文献的梳理，可以看出目前关于能源价格的研究中对我国能源价格管理体制的阐述比较多，而对开放经济背景下的能源价格波动对我国经济增长的冲击的研究比较少；对能源价格波动原因的研究相对比较多，而对能源价格波动的影响机理分析比较少；对能源价格波动影响的定性分析较多，而定量分析还比较少。
四 能源贸易问题研究
面临日益增长的能源需求，在国内能源供给、技术水平、能源利用效率以及生产方式和消费方式短期内不能发生根本性改变的情况下，我们只能寻求国际市场的力量，在国际市场上通过进行能源贸易来满足我们日益增长的能源需求。自1993年我国成为石油净进口国以来，我国的能源贸易量、能源贸易结构及能源贸易产品结构都发生了很大的变化。然而中国经济运行所消耗的能源，最终都是由中国人在中国境内消费了吗？事实证明，作为“世界工厂”，中国能源需求和排放增长不仅是因为旺盛的国内消费需求和较高的固定资本投资，快速增长的外贸出口和不断扩大的贸易顺差也是重要的驱动因素。尽管中国不断推进外贸产业结构的升级，但中国在国际分工体系中仍处于相对低端，相比从发达国家的进口产品，我国出口产品的附加值较低，单位出口贸易额的能源消耗和排放量均较高，中国作为内涵能源[15]的净出口国的这一事实应该引起我们的关注。所幸的是，近年来，在能源经济学领域涌现了许多探讨能源贸易问题的研究成果，主要集中于以下几方面的探讨。
1.能源产品贸易及进出口产品内涵能源问题分析
由于能源不仅是可贸易的商品，还是一种重要的生产要素投入，因此仅研究能源品贸易，并不能完全反映我国能源的输入输出情况，还应该考察能源作为生产要素时其在非能源商品中的蕴含量（李坤望、孙玮，2008）。沈利生（2007）利用投入产出模型对2002～2005年我国货物出口、货物进口的能源消费进行了测算。他认为我国的外贸产品结构（无论是出口产品结构还是进口产品结构）在趋坏，这意味着如果用外贸对能源消耗的影响来衡量对外贸易质量的话，我国对外贸易的质量在下降。吴献金、黄飞、付小燕（2008）对我国东部11个省份的能源消费与出口贸易之间的关系进行了分析，结果显示出口每增加1个百分点，能源消费就要增加0.44个百分点，出口的扩张增加了能源的消费。也就是说，中国在承接国际产业转移的同时，相应地加大了自身的能源消耗总量，直接或间接地出口了大量的能源。张生玲（2007）的研究认为虽然我国出口高能耗产品的单位产值能耗逐年降低，但仍然比全国平均水平高两倍多，这些高耗能产品作为低价值产品大量出口，造成我国能源的大量流失，加剧了能耗增长。“中国能源供求状况及前景分析”课题组（2007）研究亦显示煤炭等资源性产品出口增长仍然较快。近年来受国内产能过剩、生产成本低估、国际市场价格上涨等因素的影响，一些高能耗和资源性产品出口增长较快。陈迎、潘家华、谢来辉（2008）根据我国公布的投入产出表和国际能源署、《中国统计年鉴》有关能源与排放数据对2002年中国进出口贸易中的内涵能源进行了测算。结果显示，2002年我国出口货物的内涵能源总量大约为4.1亿吨标准煤，占当年我国一次能源总量的27.6%。同时，内涵能源进出口净值随贸易顺差的扩大呈现增长的趋势。顾阿伦、何建坤、周玲玲、姚兰、刘滨（2010）利用中国2002年和2007年投入产出表，计算了2002年和2005年以及2006年和2007年出口产品的内涵能源和内涵二氧化碳排放。研究结果显示，进出口加工贸易对于核算中国进出口内涵能源及二氧化碳排放有重要影响，中国出口产品内涵能源（以C当量计）由2002年的2.09亿吨增加到2005年的5.91亿吨，占全国能源消费总量的比重由13.11%增长到25.04%；净出口的内涵能源2007年达到2.61亿吨，占全年能源消耗总量的9.3%。中国依然是净出口内涵能源大国。兰宜生、宁学敏（2010）采用投入产出分析方法，对2005年我国22个贸易产业部门的出口贸易与能源消耗进行了实证研究，认为2005年我国内涵能源净出口量为5.79亿吨标准煤，我国是个内涵能源净出口大国。若保持过去30年17.19%的出口增速，按照2005年投入产出数值计算，到2030年我国净出口内涵能源将超出我国能源总产量的8倍。
图2-2 能源进出口与最终消费的关系
2.能源产品出口及进出口产品的内涵排放问题
中国社会科学院城市发展与环境研究中心潘家华研究员指出：“在传统国际贸易与温室气体减排的研究以及国际气候谈判中，外贸进出口商品的内涵问题往往都被忽略。”2006年，中国出口内涵能源的排放量约为18.46亿吨二氧化碳，进口内涵能源的排放量约为8亿吨二氧化碳，净出口内涵能源排放净值超过10亿吨。“这些数据证明近年来中国温室气体排放的快速增长，不单是国内消费需求膨胀的结果，外贸出口也是重要的驱动力。”世界自然基金会（WWF）中国区首席代表欧达梦指出：“那些享受中国制造的商品的发达国家，对中国能源和排放的快速增长也负有很大的责任，一味指责中国的排放问题是不公平的。”张小蒂、罗堃（2007）认为，由于环境影响往往具有隐蔽及难以用货币计量等特性，我国能源密集型产品出口贸易的环境代价长期被忽略。作为环境资源极为稀缺的国家，中国能源密集型产品出口贸易中的比较利益扭曲问题亟须引起重视。刘强、庄幸、姜克隽、韩文科（2008）从产品角度对中国出口贸易隐含的载能量和碳排放量进行了研究，该研究采用生命周期评价的方法对中国46种主要的出口贸易产品的出口载能量进行分析，结果显示这些产品在出口的过程中带走了大约13.4%的国内一次能源消耗，碳排放量约占全国碳排放量的14.4%。由于该研究仅计算了46种出口贸易产品的载能量，按出口金额比例看，仅占中国2005年出口总额的22%，因此，研究所计算得到的载能量仅能反映中国出口贸易的一部分。可见，中国每年由贸易带走的能耗量和碳排放量十分可观。
图2-3 能源品出口的内涵排放
从目前已有的研究来看，我国在经济快速增长进程中寻求国际能源支持时面临着很多的问题，如能源贸易的安全问题、能源贸易中的隐性环境问题及能源产品贸易中的内涵能源输出问题等等，关于这些问题的研究无疑是必要的。我国已经开始重视能源贸易问题对中国经济增长的可持续性产生的约束，但是如何平衡贸易利益、环境利益和能源可持续利用之间的关系依然是个难题。本书将致力于对这一问题的关注，从优化贸易结构的角度积极探索缓解我国能源约束的途径。
3.外贸进出口商品的内涵能源、内涵排放分析及估算
出口贸易作为带动中国经济增长的“三驾马车”之一，一直保持着快速发展态势。2009年中国的进出口贸易总量虽受到国际金融危机影响略有降低，但仍然赶超原来世界第一的德国，成为世界第一出口大国。2012年，中国全年货物进出口总额达38668亿美元，其中，货物出口总额达20489亿美元。不断增长的产品出口，实际上也在间接出口这些产品中的能源。由于中国在国际产业分工中位于产业链的低端，能源密集型产品的出口占了较大比例，在经济全球化进程中，大量能源密集型产业被转移到中国，使中国在成为“世界工厂”的出口贸易大国的同时，也间接出口了大量内涵能源，出口贸易中的内涵能源是导致我国能源消费量巨大的主要原因之一。因此，做好我国出口产品内涵能源的估算是十分必要的。由于内涵能源的测算往往受到许多因素的制约，并且这些因素之间又保持着错综复杂的关系，因此估算出口产品的内涵能源一般比较困难，测算结果也往往不能真实地反映我国对外贸易中内涵能源的实际值。本章对目前几个代表性的研究进行了梳理（见表2-3），并依据已有的研究结果对当前我国的对外贸易中的内涵能源、内涵排放情况进行了估算。
表2-3 外贸进出口商品的内涵能源、内涵排放的估算
全球能源资源地理分布的不均衡和各国经济发展水平的不平衡造成了能源资源地与能源消费地在空间布局上的分割，这种分割必然造成国际能源贸易的形成。作为当今世界经济发展最快的国家之一，中国目前正处于重化工业为主的工业化以及城市化加快推进的新阶段。伴随着我国经济总量、人口总量的不断扩大以及人民生活水平的提高，我国必将对能源增长产生更高的依赖性。但中国每年能源消耗的总量中，除了满足国内的一般需求之外，还同时服务于出口产品的生产。统计数据显示，2012年我国能源消费总量为36.2亿吨标准煤，若根据出口总额占国内生产总值的比例（24%）来简单核算我国间接出口能源数量的话，我国2012年因出口贸易间接出口的内涵能源总量达到了8.68亿吨标准煤；若按已有研究所得结果（净出口内涵能源占能源消费总量的比例大概为10%～25%）对目前我国对外贸易内涵能源进行测算，我国2012年因对外贸易间接净出口的内涵能源总量将达到3.6亿～9.05亿吨标准煤，可见中国因对外贸易带走的能耗量十分可观。《中国环境统计年报》数据显示，2011年全国废水排放总量为659.2亿吨，废水中化学需氧量（COD）排放量为2499.9万吨；氨氮排放量为260.4万吨；全国废气中二氧化硫（SO2）排放量为2217.9万吨，氮氧化物（NOx）排放量为2404.3万吨，烟（粉）尘排放量为1278.8万吨；全国一般工业固体废物产生量为32.3亿吨，全国工业危险废物产生量为3431.2万吨。已有研究显示，我国对外贸易产品内涵碳排放量约占全国碳排放量的15%，这意味着我国因对外贸易而承担的排放亦是十分可观的。分析显示，无论从绝对值还是增长速度上来看，我国外贸净出口商品的内涵能源和内涵排放都是非常惊人的。
五 能源效率问题研究
随着能源问题与环境问题的日益突出，能源效率问题越来越受到国际社会的关注和重视。Andrew Warren（1982）把能源效率称为“第五类能源”，可见能源效率在能源利用中的重要地位。改革开放以来，我国能源消费强度大幅度下降，1978年每万元GDP需要消费15.68吨标准煤，2011年只需0.736吨标准煤（GDP按当年价格计算），[16]中国能源使用效率有了相当大的提高。但相对发达国家来看，我国能源消耗强度的下降仍然有较大的空间。中国能源网统计数据显示，2005年中国1美元GDP所消耗的一次能源总量为7906英热单位［按购买力平价（PPP）2000年美元价格计算］，能耗强度约为日本的1.21倍、德国的1.13倍、美国的0.87倍、巴西的1.25倍、印度的1.98倍、世界平均水平的0.98倍。从宏观上看，中国能源经济效率仍然低于一些发达国家的水平，仅与世界平均水平持平。2006年《中国政府工作报告》和《“十一五”规划纲要》把单位GDP能耗（能源强度）指标列为国家发展目标，充分体现了当前我国政府工作的重心和节能减排的决心。
图2-4 1978～2011年中国能源消费强度（GDP按当年价格计算）
资料来源：2012年《中国统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》。
目前关于能源强度的研究主要集中于以下几个方面：
1.影响能源强度的因素分析
一般认为，能源强度的降低（能源效率的提高）主要源于两类因素。第一类因素是能源从低生产率的产业流向高生产率的产业（如农业向工业、工业向服务业、传统工业向新型工业等），简言之，即产业结构的调整。产业结构调整对能源强度的作用已经为众多理论与实证所证实。如史丹（2002）研究认为产业结构变动对能源消费强度产生影响的原因主要在于各产业能源消耗密度存有很大的差异，如果能源消耗密度高的产业在国民经济中占有较大的比重并且上升较快，显然能源消费强度就会因此而增加。另外，各产业的能源消费弹性系数也不尽相同，如果能源消费弹性系数较大的产业增长速度较快，那么整个国民经济的能源利用效率就会下降。持有这一观点的学者还有Samuels et al.（1984），Richard（1999），Reitler et al.（1987），Liu et al.（1992），Ang（1994），周勇、李廉水（2006），吴巧生、成金华（2006a）等。然而，也有研究认为继续依靠产业结构调整来提高能源效率显然难以满足当前的要求，而产业结构变化对能源效率的作用自20世纪90年代中期起正在逐渐消失（史丹，2003），甚至产生负向作用（王玉潜，2003）。第二类因素是技术进步提高了能源利用效率、降低了能源消耗强度，这一观点得到了普遍的认可。刘伟、蔡志洲（2008）利用历年的投入产出数据，对中国1992年以来中间消耗水平的变化趋势进行了分析。研究结果显示，在这一时期，技术进步对降低国民经济中间消耗的水平和改善经济增长效率作出了贡献。Garbaccio et al（1999）运用投入-产出分析法分析了1978～1995年中国能源消费强度下降的原因，认为产业的技术创新是中国能源消费强度下降的主要原因。齐志新、陈文颖（2006）应用拉氏因素分解法，分析了1980～2003年中国宏观能源强度以及1993～2003年工业部门能源强度下降的原因，同样发现技术进步是我国能源效率提高的决定因素。刘凤朝、孙玉涛（2008）认为在产业结构调整、减少能源消费、提高能源效率的过程中，技术创新是关键因素。技术进步对能源效率的提升作用是显而易见的，但由于技术进步会产生回报效应（rebound effect），使得最终对能源效率有何种影响难以界定（Khazzoom，1980）。回报效应最早是由Khazzoom（1980）提出的，其含义为“技术进步提高能源效率而节约了能源，但同时技术进步促进经济的快速增长又对能源产生新的需求，部分地抵消了所节约的能源”。回报效应的存在使得衡量技术进步对能源效率的影响变得更为复杂了。当然也有观点认为能源效率的提高是二者共同作用的结果，是基于技术创新的产业结构升级和优化（周建，2007；刘凤朝、潘雄锋、徐国泉，2007）。
影响能源利用效率的其他因素还有很多，如史丹（2002）采用相关因素分析法对改革开放以来影响我国能源利用效率的因素进行分析，认为我国改革开放以来能源利用效率的改进是非常显著的；除产业结构外，对外开放和经济体制也是影响能源利用效率的重要因素。Fisher et al.（2004）在大量工业企业数据的基础上，运用面板计量方法，研究结果显示，1997～1999年促使中国能源消费强度下降的因素除了中国的产业结构调整外，还有能源相对价格的上升、能源R&D支出、企业产权改革等（齐绍洲、罗威，2007）。冯泰文、孙林岩、何哲（2008）运用1985～2006年的时间序列数据，采用层级回归方法对此问题进行了实证研究。结果显示，能源价格的提高并未能有效地降低能源强度；能源结构的调整也没有显著降低能源强度，提高能源效率；产业结构的优化升级显著地降低了能源强度，提高了能源的使用效率；技术进步也使得能源强度有了显著降低。同时，技术进步对能源价格、能源结构对能源强度影响的调节效应不显著，对产业结构、对能源强度影响的调节效应显著。
2.能源效率地区差异研究
由于经济发展水平、市场化程度、技术水平、产业结构、能源资源状况和能源消费结构等因素存在着明显的差异，所以不同区域之间能源消耗强度也存在着巨大的差异。史丹、吴利学、傅晓霞、吴滨（2008）通过对我国1980～2005年能源效率地区差异的典型事实进行描述和总结，发现改革开放以来我国各地区能源效率都有较大幅的提高，但地区间差异也很大，效率最高地区的能源效率平均水平大约是效率最低地区的5倍。从东、中、西三大地带[17]来看，经济相对发达的东部地区能源效率比较高，1980～2005年一直高于全国平均水平；中西部地区能源效率较低，特别是西部地区与发达地区的差距越拉越大。如果以全国平均水平为1，1980年三大地带能源效率之比为1.20∶0.85∶0.94，东部地区最高，中部最低，西部介于二者之间；1990年变为1.25∶0.87∶0.89，中、西部地区效率更为接近，东部与中、西部差异略有扩大，但变化幅度不大；到2005年这一比率为1.40∶1.00∶0.71，东部能源效率显著高于中西部地区，中部也与西部拉开了一定距离。由此可见：（1）经济发展水平与能源利用效率高度相关，经济发达地区能源利用效率比较高；（2）总体而言，改革开放以来能源效率的地区差距在扩大，特别是东部地区与中西部地区的差距一直没有缩小的趋势；（3）东部地区的内部差距在显著缩小，三大地带之间的差距对全国各地区总体差距的影响越来越大。师博、张良悦（2008）研究也发现中国能源效率的空间分布呈现与区域经济非均衡发展相吻合的特征，即沿东、中、西部梯度递减。基于变异系数的分析显示西部能源效率表现出发散的迹象，东部显示出趋同的特征，而中部则呈现逐渐向东部收敛的态势。齐绍洲、罗威（2007）通过使用面板数据计量经济学模型对我国西部与东部地区的能源消费强度差异和西部与东部地区人均GDP差异的关系进行了检验，研究显示：（1）总体而言，西部与东部地区的人均GDP差异存在收敛趋势，而随着人均GDP的收敛，西部与东部地区的能源消费强度差异也是收敛的，但收敛的速度慢于人均GDP的收敛速度。西部与东部地区人均GDP的差异每降低1%，会导致西部与东部地区能源消费强度的差异减小0.487%。（2）西部省份在经济增长过程中的能源使用效率是收敛还是发散存在差异。同时史丹、吴利学、傅晓霞、吴滨（2008）还采用方差分解方法测算了1980～2005年中国能源效率地区差异中各影响因素的作用大小，研究显示：（1）全要素生产率、资本-能源比率和劳动-能源比率差异的平均贡献份额分别为36.54%、45.67%和17.89%；（2）全要素生产率差异的作用在不断提高，是中国能源效率地区差异扩大的主要原因；（3）此外，增长方式趋同的东部地区能源效率也存在显著收敛趋势，而中、西部能源效率内部差异呈现波动性变化。
以上这些研究对我国有效改善中、西部地区的资源配置效率并促进区域间的技术扩散有重要意义。弱化能源效率空间分布的非均衡性，实现低水平地区能源效率向高水平地区的收敛，能够显著地提高我国整体能源效率（师博、张良悦，2008）。政府要鼓励和积极引导各地区充分利用能源禀赋以及能源利用效率方面的差异进行合作，走能源节约型、可持续的区域平衡增长道路（齐绍洲、罗威，2007）。
[1] 资料来源：数据来自2012年《BP世界能源统计年鉴》。
[2] 资料来源：数据来自2012年《BP世界能源统计年鉴》。
[3] 资料来源：数据来自2012年《BP世界能源统计年鉴》。
[4] 根据2012年《BP世界能源统计年鉴》核算，世界煤炭消费占一次能源消费总额的30.34%。
[5] 合38354元，见国家统计局《2012年国民经济和社会发展统计公报》。
[6] 根据2012年《中国统计年鉴》计算所得。
[7] 根据2012年《中国统计年鉴》计算所得。
[8] 2012年《中国统计年鉴》。
[9] 2012年《中国统计年鉴》。
[10] 2012年《中国统计年鉴》。
[11] 根据2012年《中国统计年鉴》计算所得。
[12] 根据2012年《中国统计年鉴》计算。
[13] 袁志刚、范剑勇应用劳动力空间分布的偏离份额法对各地区工业化进程进行分析和判断，发现我国原来的三大直辖市已进入工业化的后期阶段，东部沿海地区和东北三省处于工业化中期阶段，而中部、西北和西南地区则仍处于工业化的中前期（2003）；国家统计局在2007年下半年，根据统计资料对中国经济的发展阶段进行了界定，认为目前中国总体上正处于工业化中期阶段。但由于中国的地区经济发展不平衡性，如果把工业化中期阶段进一步划分为中期的前期、中期和后期三个阶段的话，在比较发达的沿海地区，正处于工业化中期的后期阶段；在比较落后的地区，则正处于工业化中期的前期阶段（孔令丞、谢家平，2008）。
[14] 着重号为笔者所加——笔者注，下同。
[15] “内涵能源”是指产品上游加工、制造、运输等全过程所消耗的总能源。
[16] 资料来源：2012年《中国统计年鉴》。
[17] 由于数据原因未包括海南和西藏，重庆被合并在四川省内。其中北京、天津、上海、河北、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东10个省、市为东部地区；山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省为中部地区；广西、内蒙古、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆10个省区为西部地区。