城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間計量分析

李國志+趙峰

摘要：隨著城鎮(zhèn)化進程加快和收入水平提高，城鎮(zhèn)居民直接生活能耗快速攀升，已經(jīng)成為推動我國能源消費增長的重要力量?；?0個省份的數(shù)據(jù)，利用動態(tài)空間面板模型，對城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間相關(guān)性及影響因素進行實證研究。結(jié)果表明：城鎮(zhèn)居民直接生活能耗具有顯著的空間相關(guān)性，相鄰省份的消費量會產(chǎn)生正向刺激效應；人口規(guī)模對城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的彈性系數(shù)為02386，具有明顯的促進效應；收入水平的彈性系數(shù)為06142，是最重要的驅(qū)動因素；節(jié)能技術(shù)的彈性系數(shù)為01643，是居民生活能耗的抑制因素。另外，收入水平與城鎮(zhèn)居民直接生活能耗之間存在典型的倒“U”型EKC關(guān)系，但要達到曲線拐點，尚需要較長的時間?；谏鲜龇治?，提出簡要政策建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民；直接生活能耗；空間相關(guān)性；影響因素；動態(tài)空間面板模型

中圖分類號：C92424文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2015）04-0001-08

DOI：103969/jissn1000-4149201504001

一、引言及文獻綜述

能源是人類社會生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)和動力來源，與社會經(jīng)濟發(fā)展和國家安全密切相關(guān)。任何形式的生命和社會都需要消耗能源，能量流一旦中斷，生命和社會都將不復存在。能源消費主要包括生產(chǎn)性能耗和生活性能耗。長期以來，由于生活性能耗總量較少，用能方式比較分散，人們對其關(guān)注不夠。但近年來情況有所改變。隨著我國人口的快速增長和人們收入水平的極大提高，居民生活能耗快速攀升，對生態(tài)環(huán)境和經(jīng)濟增長的影響也越來越深，因此日益受到社會各界的關(guān)注。

居民生活能耗分為直接能耗和間接能耗，直接能耗主要包括照明、炊事和交通等引起的直接能源需求；間接能耗主要是由于居民購買產(chǎn)品和服務所誘發(fā)的間接能源需求。本文主要分析城鎮(zhèn)居民的直接生活能耗。

目前國內(nèi)外有部分文獻對居民生活能耗的影響因素進行研究，按照所涉及因素的種類，總體可以分為三類：其一，人口因素。這部分文獻集中于分析人口數(shù)量、年齡結(jié)構(gòu)、分布密度等因素的影響。如趙曉麗和李娜認為人口增長對居民生活能耗有顯著的驅(qū)動效應[1]；姚永玲研究發(fā)現(xiàn)人口密度對生活能耗減少沒有貢獻[2]，而蘇青則認為人口密度對能源消費有負向影響[3]；傅崇輝等認為老齡化、城鎮(zhèn)化和人口自然變動對居民生活能耗具有敏感性[4]；李怡涵等認為人均消費水平是刺激家庭生活能耗的主要影響因子[5]。其二，收入因素。如羅薩斯（Rosas）等分析了不同收入群體的家庭能源消費結(jié)構(gòu)[6]；風振華和魏一鳴認為高收入家庭和低收入家庭生活能耗結(jié)構(gòu)存在較大差異[7]；梁育填等借助Tobit模型，發(fā)現(xiàn)隨著收入上升，電力和煤炭等商品性能源消費比例將上升[8]；張妮妮等認為收入水平對農(nóng)戶選擇清潔、高質(zhì)能源有重要影響[9]；賀仁飛等認為低收入地區(qū)能耗對收入變動的反應比較敏感[10]。其三，其他因素。如貝恩斯（Baynes）和曼弗雷德（Manfred）利用神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)技術(shù)，分析了加拿大與居住有關(guān)的家庭能源消費[11]；瑪麗（Mari）和喬茜（Josie）分析了通信技術(shù)和信息流通在英國家庭能源消費中的作用[12]；張馨和牛叔文利用線性支出系統(tǒng)模型，認為農(nóng)村生存型能耗比重較城鎮(zhèn)高[13]；王子敏和楊小軍從習慣形成視角對居民生活能耗增長進行因素分解[14]；趙雪雁采用二元Logistic模型分析了生計方式對農(nóng)戶生活能源消費量消費模式選擇的影響[15]。

現(xiàn)有文獻利用各種方法，對居民生活能耗的影響因素進行實證分析，得出了很多富有價值的結(jié)論。但總體來說，尚存在兩方面不足：其一，對居民生活能耗的空間相關(guān)性缺乏關(guān)注。由于相鄰省份居民在收入水平、消費習慣等方面存在一定的相似性，因此生活能耗可能具有一定的空間相關(guān)性，需要加以考慮。其二，研究方法缺乏動態(tài)性分析。在實際中，居民的生活能耗往往具有一定的時間慣性，某一年的生活能耗可能會對下一年產(chǎn)生影響，因此需要在模型中進行修正。本文在現(xiàn)有文獻基礎(chǔ)上，利用動態(tài)空間面板模型，對城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間相關(guān)性及影響因素進行分析，以期得出一些有價值的信息。

二、研究方法、模型構(gòu)建及變量說明

1.研究方法

本文利用空間計量方法來分析各種因素對城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的影響?？臻g計量將統(tǒng)計變量與地理位置建立聯(lián)系，可以有效解決變量之間的空間相關(guān)性問題。

（1）空間自相關(guān)性。

利用空間計量方法時，需要對變量的空間相關(guān)性進行檢驗，常用方法是全局Morans I指數(shù)。其計算公式為：Moran′s I=∑ni=1∑nj=1Wij（Yi-Y-）（Yj-Y-）1n∑ni=1（Yi-Y-）2∑ni=1∑nj=1Wij（1）

其中，Yi為第i個地區(qū)的變量觀測值，Y-為變量均值，Wij為空間權(quán)重矩陣。Morans I指數(shù)的值在-1到1之間，如果大于0，說明變量觀測值呈空間正相關(guān)，系數(shù)越大空間相關(guān)性越強；如果小于0，則為空間負相關(guān)，系數(shù)越大，空間排斥性越高；若為0，則表示變量在空間上呈隨機分布態(tài)勢?？臻g權(quán)重矩陣的選擇對Morans I指數(shù)影響較大，本文按照空間鄰接標準來建立空間權(quán)重矩陣，即如果i和j空間鄰接，則Wij=1；如果i和j空間不鄰接，則Wij=0。

（2）空間面板模型。

空間面板模型主要包括兩類：一是空間誤差模型（SEM），適用于模型的誤差項在空間上相關(guān)的情況；二是空間滯后模型（SLM），適用于由于變量的空間依賴性導致的空間相關(guān)。

SEM模型可表示為：yit=αit+xitβit+μitμit=λWμjt+εit（2）

SLM模型可表示為：yit=αit+ρWyjt+xitβit+μit（3）

在式（2）和式（3）中，下標i和j表示不同省份，t表示觀測年份，y為因變量，x為自變量，α和β為變量回歸系數(shù)。λ為空間誤差系數(shù)，表示鄰接地區(qū)y的擾動誤差對本地區(qū)y的沖擊程度；ρ為空間滯后系數(shù)，反映鄰接地區(qū)y對本地區(qū)y的影響程度。

在實證分析中，需要判斷利用哪種模型形式來擬合數(shù)據(jù)，通?？梢愿鶕?jù)LMsar、LMerr、RLMsar和RLMerr等指標來進行判斷。如果LMerr和RLMerr顯著，而LMsar和RLMsar不顯著，則應該選擇空間誤差模型，反之則應該利用空間滯后模型。另外，需要指出的是，按照不同的假設(shè)條件，空間面板模型存在隨機效應和固定效兩種模式，其中固定效應又包括空間固定、時間固定、時空固定三種形式，需要進行比較，以選出最合適的形式進行分析。

2.模型構(gòu)建

影響居民直接生活能耗的因素包括人口規(guī)模、消費習慣、文化程度、家庭結(jié)構(gòu)、收入水平、節(jié)能技術(shù)、環(huán)保意識等，其中人口規(guī)模、收入水平和節(jié)能技術(shù)是最主要的影響因子。本文借鑒STIRPAT模型形式，構(gòu)建城鎮(zhèn)居民生活能耗影響因素模型如下：E=aPbIcTd（4）

其中，E為生活能耗，P為人口數(shù)量，I為收入水平，T為節(jié)能技術(shù)。計量分析時，對模型進行對數(shù)變換，這樣可以直接獲得因變量對自變量的影響彈性，也可以降低異方差，具體如下：lnEit=a+blnPit+clnIit++dlnTit+μit（5）

為了考察生活能耗與居民收入水平之間是否存在倒“U”型EKC關(guān)系，將式（5）中的lnIit分解為lnIit和（lnIit）2兩項。另外，考慮到居民生活能耗可能存在一定的時間慣性，即本期消費量與上期消費量有關(guān)，在模型中加入因變量的滯后項作為解釋變量，得到動態(tài)模型：lnEit=a+hlnEi，t-1+blnPit+c1lnIit+c2（lnIit）2+dlnTit+μit（6）

最后，為了分析城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間相關(guān)性，根據(jù)上文所述方法，分別建立空間誤差面板模型和空間滯后面板模型如下：lnEit=a+hlnEi，t-1+blnPit+c1lnIit+c2（lnIit）2+dlnTit+μitμit=λWμjt+εit（7）

lnEit=a+hlnEi，t-1+blnPit+c1lnIit+c2（lnIit）2+dlnTit+ρWlnEjt+μit（8）

式（7）和（8）中， a、h、b、c1、c2、d均為變量回歸系數(shù)。根據(jù)回歸系數(shù)h的大小可以判斷居民生活能耗的時間慣性，如果h較大，表示本期生活能耗與上一期消費量關(guān)系密切，即生活能耗時間慣性較強。另外，根據(jù)回歸系數(shù)c1和c2的符號，可以判斷生活能耗與居民收入的幾種典型關(guān)系：①c1>0且c2=0，表示隨著居民收入增長，生活能耗急劇增加；②c1<0且c2=0，表示居民收入增長能抑制生活能耗；③c1<0且c2>0，表示居民收入與生活能耗之間存在“U”型關(guān)系，是與EKC完全相反的關(guān)系；④c1>0且c2<0，表示居民收入與生活能耗之間存在典型的倒“U”型EKC關(guān)系。同時，根據(jù)c1和c2大小，可以求出“U”型或倒“U”型曲線的拐點為lnI*=-c1/（2c2）。

3.變量及數(shù)據(jù)說明

本文所涉及的變量主要包括：

生活能耗（E）：用各省城鎮(zhèn)居民直接生活能耗數(shù)量表示，單位為萬噸標準煤。

人口數(shù)量（P）：用各省城鎮(zhèn)居民數(shù)量表示，單位為萬人。

收入水平（I）：用各省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示，單位為元。

節(jié)能技術(shù)（T）：主要指居民生活節(jié)能技術(shù)水平，用城鎮(zhèn)居民生活能耗收入強度表示，即單位收入的生活能耗，單位為噸標準煤/萬元。該數(shù)值越低，說明居民生活節(jié)能技術(shù)越先進。

本文所需數(shù)據(jù)主要包括人口數(shù)量、收入水平、能源消費等，其中各省城鎮(zhèn)人口數(shù)量和收入水平來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和各省市統(tǒng)計公報，能源消費量來源于歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》。由于《中國能源統(tǒng)計年鑒》中能源消費量均為實物統(tǒng)計量，為便于比較，需將其轉(zhuǎn)換為標準統(tǒng)計量。根據(jù)統(tǒng)計部門公布的數(shù)據(jù)，我國城鎮(zhèn)居民直接生活能源種類主要包括13種，其折標準煤系數(shù)分別為：原煤07143 tce/t、型煤06000 tce/t、其他洗煤02850 tce/t、焦炭09714 tce/t、焦爐煤氣57140 tce/104m3、其他煤氣35701 tce/104m3、汽油和煤油14714 tce/t、柴油14571 tce/t、液化石油氣17143 tce/t、天然氣1330 tce/104m3、熱力003412 tce/106kJ、電力1229 tce/104kWh。根據(jù)上述折算系數(shù)，可以估算出我國不同省份（為方便行文，統(tǒng)稱為省份）城鎮(zhèn)居民直接生活能耗。

三、實證研究結(jié)果及分析

1.空間自相關(guān)檢驗結(jié)果

為了分析我國各省份城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間相關(guān)性，本文利用R軟件中的spdep包，對2000-2012年各省城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的全局Morans I指數(shù)進行計算，結(jié)果如表1所示。

由表1可知，2000-2012年間，我國各省城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的全局Morans I指數(shù)在016和035之間，Z統(tǒng)計量顯著，并且伴隨概率均小于001，這說明各省城鎮(zhèn)居民直接生活能耗存在明顯的空間正相關(guān)關(guān)系。為了進一步分析各省城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間聚集模式，以2000-2012年直接生活能耗的平均值為對象，繪制Moran散點圖，結(jié)果如圖1所示。

圖1城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的Moran散點圖

圖1中整個平面被分成了四個象限，分別表示空間相關(guān)模式的4種類型：第一象限為高能源消費-高空間滯后（HH），主要包括黑龍江、北京、遼寧、內(nèi)蒙古、山東、河北、天津、安徽、福建、河南、山西、吉林共12個省份；第二象限為低能源消費-高空間滯后（LH），主要包括江西、海南共2個省份；第三象限為低能源消費-低空間滯后（LL），主要包括青海、廣西、云南、重慶、甘肅、貴州、寧夏、陜西、四川、新疆共10個省份；第四象限為高能源消費-低空間滯后（HL），主要包括廣東、浙江、上海、江蘇共4個省份。另外，湖北和湖南這兩個省份同時跨第二和第三象限。從散點分布可以看出，大多數(shù)散點都位于第一、三象限，說明各省城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間相關(guān)模式以HH模式和LL模式為主，空間正相關(guān)特征十分明顯。當然，這種空間相關(guān)性到底是來源于空間滯后誤差項，還是空間滯后被解釋變量，需要通過空間計量模型來進一步檢驗。

2.空間計量分析

（1）模型選擇檢驗。

根據(jù)前面研究方法所述，本文利用LMsar、LMerr、RLMsar和RLMerr等指標來進行判斷。由于拉格朗日乘數(shù)及其穩(wěn)健形式主要是針對截面回歸模型進行，為了適用于面板數(shù)據(jù)

模型，本文用增廣的空間權(quán)重矩陣來代替原矩陣。利用R軟件的spdep包進行檢驗，結(jié)果如表2所示。

由表2可知，LMsar、LMerr、RLMsar和RLMerr均很顯著，說明兩種形式的空間面板模型均可利用，但是比較發(fā)現(xiàn)，LMerr和RLMerr分別遠遠大于LMsar和RLMsar，說明相對而言，空間誤差面板模型更加適用。因此，本文將利用空間誤差面板模型來進行實證研究。

（2）模型回歸結(jié)果。

基于上述檢驗結(jié)果，利用R軟件的splm包及plm 包，分別在時間固定效應、空間固定效應、時空固定效應及隨機效應四種情況下進行估計。同時，為便于比較，同時利用普通的面板數(shù)據(jù)模型進行回歸分析，結(jié)果如表3所示。

綜合比較回歸模型的擬合優(yōu)度和回歸參數(shù)是否通過t檢驗，可以發(fā)現(xiàn)空間誤差面板模型回歸結(jié)果明顯比普通面板模型結(jié)果要好。四種空間誤差面板模型中，時間固定效應模型最優(yōu)，其次是隨機效應模型，然后是空間固定效應模型，最后是時空固定效應模型，因此本文最終選定時間固定效應模型來進行分析。

首先分析空間誤差系數(shù)λ和時間慣性系數(shù)h。由λ=03215可知，相鄰省份城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的擾動誤差對本省份能耗有正的影響，說明城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間相關(guān)性主要由空間滯后誤差項所引起。由h=07341可知，我國城鎮(zhèn)居民直接生活能耗具有較強的時間慣性，本期的能耗中有7341%與上期消費直接相關(guān)。反之，h的倒數(shù)為13622，說明某一年的直接生活能耗會對未來一年多的能源消費產(chǎn)生直接影響。這可能是由于城鎮(zhèn)居民的生活習慣和用能習慣所造成的，在較短時間內(nèi)這種習慣往往難以更改。這與王子敏和楊小軍的研究結(jié)論[14]也比較吻合。他們認為中國城鄉(xiāng)居民整體的人均生活能耗的習慣參數(shù)為0685，上期能耗量的685%會成為習慣存量，進而影響到下期的能耗。

其次，人口規(guī)模彈性系數(shù)b=02386，說明城鎮(zhèn)居民人口規(guī)模增加1%，直接生活能耗將增加024%左右。人口數(shù)量的增加，以及由此引起的住宅面積增加，無疑會增加照明、炊事、取暖等方面的能源需求，從而推動直接生活用能的增長。我國正處于城鎮(zhèn)化快速發(fā)展階段，每年有大量的農(nóng)村人口變?yōu)槌擎?zhèn)居民，這是推動城鎮(zhèn)居民直接生活能耗增加的重要因素。2000-2012年，我國城鎮(zhèn)人口從41315萬人增加到71555萬人，平均每年增加約2520萬人。伴隨人口數(shù)量增加，直接用于生活的原煤從3114萬噸增加到3379萬噸，增加了265萬噸；液化石油氣從751萬噸增加到1250萬噸，增加了499萬噸；熱力從24611百億千焦增加到107519百億千焦，增加了3倍多。未來一段時期內(nèi)，我國城市化率仍將保持快速增長，城鎮(zhèn)人口數(shù)量還將繼續(xù)增加，由此引起的直接生活能耗也將快速攀升。

然后，收入水平的直接影響系數(shù)為c1=06142，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1%，直接生活能耗將增加061%左右，與張馨和牛叔文[13]測算出的生活能源需求收入彈性05188比較接近?？梢姡杖朐黾邮球?qū)動城鎮(zhèn)居民直接生活能耗增加的主要因素。隨著收入水平提高，城鎮(zhèn)居民對生活質(zhì)量的追求也越來越高，除滿足照明、炊事、取暖等基本生存需求外，用于享受和娛樂等方面的能耗比重將會越來越大。2000-2012年，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從6280元增加到24565元，增加了近3倍。伴隨收入增長，城鎮(zhèn)居民耐用消費品擁有量快速增加。2000年，我國城鎮(zhèn)居民家庭每百戶擁有洗衣機9052臺、電冰箱8013臺、彩色電視機11656臺、空調(diào)3076臺、家用汽車051輛、摩托車1883輛。2012年，城鎮(zhèn)居民家庭每百戶擁有耐用消費品數(shù)量為洗衣機9705臺、電冰箱9723臺，彩色電視機13515臺、空調(diào)12200臺、家用汽車1858輛、摩托車2013輛。家庭耐用電器和家用汽車擁有量均呈現(xiàn)大幅度上升，由此帶動了電力和燃油等能耗的急劇攀升。2000-2012年，城鎮(zhèn)居民生活耗用電力從990億千瓦時增加到3218億千瓦時，增加了兩倍多；汽油從113萬噸增加到2196萬噸，增加了18倍多；柴油從44萬噸增加到387萬噸，增加了近8倍。

另外，根據(jù)c1=06142和c2=-00256，可知城鎮(zhèn)居民直接生活能耗與收入水平之間存在典型的倒“U”型EKC關(guān)系，并可求出拐點為lnI*=-c1/（2c2）=11.9961，即人均收入水平達到162121元。如果按照2000-2012年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收增長速度（1204%）計算，到達拐點尚需要1660年，即到2029年。當然，由于不同省份收入水平和增長速度均不一樣，因此到達拐點所需的時間肯定也會有所差異。

最后，節(jié)能技術(shù)對生活能耗影響系數(shù)d=01643，表示生活能耗收入強度每下降1%，則生活能耗下降016%左右，這說明節(jié)能技術(shù)的提高可以有效低促進生活節(jié)能。2000年，城鎮(zhèn)居民生活能耗收入強度為02826噸標準煤/萬元，2012年下降到01225噸標準煤/萬元，說明城鎮(zhèn)居民生活節(jié)能技術(shù)得到了較大提升。近年來，家庭節(jié)能技術(shù)得到了快速發(fā)展和廣泛應用，尤其是太陽能利用技術(shù)、節(jié)能家電、保溫遮陽技術(shù)等，這些技術(shù)是實現(xiàn)城鎮(zhèn)居民生活水平提高，同時推動生活節(jié)能的關(guān)鍵因素。

四、結(jié)論及政策含義

本文利用動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型，分析了我國城鎮(zhèn)居民直接生活能耗的空間相關(guān)性及其影響因素。主要結(jié)論如下：第一，我國各省份城鎮(zhèn)居民直接生活能耗存在明顯的空間相關(guān)性，2000-2012年生活能耗均值的Morans I指數(shù)為03636；第二，城鎮(zhèn)居民直接生活能耗存在較強的時間慣性，本期的生活能耗734%與上期消費量直接相關(guān)；第三，人口規(guī)模的影響彈性為02386，對城鎮(zhèn)居民直接生活能耗有較強的正向效應；第四，收入水平的影響彈性為06142，是城鎮(zhèn)居民直接生活能耗最大的驅(qū)動因素。同時，兩者之間存在典型的倒“U”型EKC關(guān)系，即隨著收入水平增加，居民生活能耗呈現(xiàn)先增加后減少的變化趨勢，但是到達拐點尚需要較長時間；第五，節(jié)能技術(shù)的影響彈性為01643，對居民生活能耗有明顯的抑制作用。

筆者以為，對居民生活能耗的研究，將是未來較長時間內(nèi)學術(shù)界的研究熱點之一，研究內(nèi)容也將不斷深化。如間接生活能耗的估算及因素分解、不同區(qū)域（城鄉(xiāng)、南北）的比較等。另外，基于入戶調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證研究也是一個重要途徑。

隨著城鎮(zhèn)居民生活能耗不斷增加，居民節(jié)能越來越重要。因此，我們需要制定和完善相關(guān)政策，推動城鎮(zhèn)居民的生活節(jié)能。第一，加大宣傳，培養(yǎng)城鎮(zhèn)居民的節(jié)儉意識。城鎮(zhèn)人口規(guī)模擴張是不可改變的現(xiàn)實，因此寄希望于減少人口數(shù)量來實現(xiàn)生活節(jié)能是不可能的。我們可以通過電視、報紙、影視作品等途徑，加大節(jié)能宣傳力度，倡導節(jié)約文化，引導城鎮(zhèn)居民養(yǎng)成節(jié)能的良好習慣，如利用節(jié)能燈管代替燈泡、手洗衣服、公交出行等，形成節(jié)約、文明、健康的消費模式。第二，優(yōu)化城鎮(zhèn)居民生活用能結(jié)構(gòu)，提高能源利用效率。一方面，通過政策引導，大力發(fā)展水電、風電及核電，積極利用太陽能，推動生物質(zhì)能的開發(fā)，促進居民生活能源消費結(jié)構(gòu)向可再生化、清潔化轉(zhuǎn)變，逐步減少煤炭、火電等化石能源消費比重，緩解能源供應壓力。另一方面，完善供能服務的普遍性，加大城鎮(zhèn)集中供暖、供電普及力度，通過集中供能，可以有效提高城鎮(zhèn)居民生活能源利用效率，降低生活能耗和污染排放。第三，加快節(jié)能產(chǎn)品開發(fā)，規(guī)范節(jié)能產(chǎn)品市場。目前，我國節(jié)能產(chǎn)品市場尚不成熟，產(chǎn)品種類不多，價格偏高，消費者對節(jié)能產(chǎn)品認可和接受度不夠，這直接妨礙了城鎮(zhèn)居民購買節(jié)能產(chǎn)品的積極性。所以，應該出臺各項政策，如對生產(chǎn)節(jié)能產(chǎn)品的企業(yè)給予適當?shù)呢斦a貼或稅收優(yōu)惠，降低企業(yè)的生產(chǎn)成本。同時，通過節(jié)能補貼和環(huán)保積分等政策，引導消費者增加對節(jié)能產(chǎn)品的購買。

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[責任編輯方志]