區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)間關(guān)系研究＊

尚 梅，李 強(qiáng)

(西安科技大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安710054)

0 引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，成為世界上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度最快的國(guó)家之一。然而，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展走的是一條依靠高投入、高消耗實(shí)現(xiàn)高增長(zhǎng)率的粗放型增長(zhǎng)道路?；谶^(guò)去25 年(1981—2005)我國(guó)實(shí)現(xiàn)“能源消耗翻一翻，經(jīng)濟(jì)總量翻兩翻”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源消費(fèi)狀況，國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心(DRC)和國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)能源研究中心(ERI)于2000 年對(duì)中國(guó)2020 年的能源消費(fèi)需求做了權(quán)威預(yù)測(cè)，即若按常規(guī)發(fā)展模式(普通增長(zhǎng)情景)，預(yù)計(jì)2000—2020 年我國(guó)平均能源消費(fèi)增長(zhǎng)率將保持在4.8%，若采取節(jié)能減排措施(綠色增長(zhǎng)情景)，平均能源消費(fèi)增長(zhǎng)率降低到3.3%.據(jù)統(tǒng)計(jì)資料分析，2001—2014 年我國(guó)GDP 年均增長(zhǎng)率為7.08%，能源消費(fèi)總量年均增長(zhǎng)率為3.86%，即使近年在強(qiáng)制性節(jié)能減排的約束下，我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率仍然偏高，能源消費(fèi)勢(shì)必成為未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸。實(shí)踐的需要推動(dòng)了理論的發(fā)展，如何在保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)節(jié)約能源成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者們關(guān)注的焦點(diǎn)。國(guó)外學(xué)者Paul S，Bhattacharya R(2004)實(shí)證印度1950 至1996 年能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系，得出其間存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論［1］。Lee CC(2005)對(duì)18 個(gè)發(fā)展中國(guó)家1975至2001 年的能源消費(fèi)與GDP 的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證，發(fā)現(xiàn)存在從能源消費(fèi)到GDP 間長(zhǎng)期和短期單向因果關(guān)系，反之不然［2］。國(guó)內(nèi)學(xué)者王火根等(2007)基于我國(guó)省域面板數(shù)據(jù)，利用空間面板回歸模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)，我國(guó)各省能源消費(fèi)與GDP 存在顯著的空間差異性［3］;于全輝和孟衛(wèi)東(2008)運(yùn)用面板數(shù)據(jù)實(shí)證中國(guó)東西部地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國(guó)東西部地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)整關(guān)系差異顯著［4］;陳首麗等(2010)借鑒協(xié)整分析技術(shù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)能源消費(fèi)與GDP 間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系［5］。

專(zhuān)家學(xué)者從省域、地區(qū)及國(guó)家層面對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛探討，但考慮到中國(guó)幅員遼闊，能源資源稟賦差異顯著，研究不同能源資源稟賦地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)間關(guān)系的定量研究還沒(méi)有檢索到，這也是文中研究的契機(jī)。

1 研究方法

基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展及能源消費(fèi)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，首先，借鑒聚類(lèi)分析技術(shù)，以能源資源稟賦的高低為標(biāo)準(zhǔn)、對(duì)全國(guó)省域進(jìn)行聚類(lèi);其次借鑒協(xié)整及因果關(guān)系分析技術(shù)研究不同能源資源稟賦區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)間的關(guān)系。

1.1 模型構(gòu)建

面板數(shù)據(jù)是橫向截面數(shù)據(jù)與縱向時(shí)間序列綜合起來(lái)的一種數(shù)據(jù)類(lèi)型，能充分挖掘樣本信息，適合用來(lái)研究我國(guó)不同能源資源稟賦區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)間的關(guān)系。雖然能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系是文中關(guān)注的焦點(diǎn)，但兩者之間關(guān)系可能會(huì)受其他變量的影響，文中借鑒Sachs 和Warner(1995)［6］、邵帥和齊中英(2008)［7］及范欣［8］等學(xué)者研究自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系時(shí)所構(gòu)建的模型，將勞動(dòng)力、資本積累和技術(shù)進(jìn)步作為控制變量加入模型中，構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)回歸模型

其中 lnY，lnL，lnK，lnE 和lnJ 分別代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展、勞動(dòng)力、資本積累、能源消費(fèi)及技術(shù)進(jìn)步水平，α，β，γ，ε 分別代表相應(yīng)彈性系數(shù)，i 對(duì)應(yīng)省份截面單位，t 代表年份，δ 為常數(shù)項(xiàng)，μ1隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.2 主要分析方法

1.2.1 面板協(xié)整理論

某些單個(gè)序列，其方差、均值或協(xié)方差可能隨時(shí)間變化表現(xiàn)出不平穩(wěn)性，但數(shù)個(gè)序列同階差分線性組合的方差、均值或協(xié)方差卻可能表現(xiàn)出不隨時(shí)間變化的性質(zhì)，即呈現(xiàn)平穩(wěn)現(xiàn)象，這些同階線性組合平穩(wěn)序列間就具有協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)間協(xié)整關(guān)系的方法有2 種，一是建立在E -G 兩步法基礎(chǔ)上的協(xié)整檢驗(yàn)方法，包括Pedroni 協(xié)整檢驗(yàn)和Kao 協(xié)整檢驗(yàn)，二是在Johansen 跡統(tǒng)計(jì)量基礎(chǔ)上形成的Fisher 協(xié)整檢驗(yàn)方法。

Pedroni 協(xié)整檢驗(yàn)的基本思想是在E -G 兩步法基礎(chǔ)上構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，并推導(dǎo)出基于殘差檢驗(yàn)的漸近分布和臨界值，判斷變量間的協(xié)整關(guān)系。

Kao 于1999 年提出用DF 和ADF 單位根檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，其中ADF 檢驗(yàn)法更常見(jiàn)。

20 世紀(jì)末，Maddala 和Wu 在Fisher1932 年提出的協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，提出“合并個(gè)體截面檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，得到整個(gè)面板的Fisher 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量”。其基本思路是:假設(shè)πi為截面成員第i 個(gè)體協(xié)整檢驗(yàn)的p 值，在面板協(xié)整的原假設(shè)下，構(gòu)建漸近卡方統(tǒng)計(jì)量，與MacKinnon-Haug-Michelis 定義的p 值對(duì)比，可檢驗(yàn)潛在的協(xié)整關(guān)系。

1.2.2 面板數(shù)據(jù)回歸分析

若確定變量間存在面板協(xié)整關(guān)系，就可以用最小二乘法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，回歸前首先要就變量間適用個(gè)體固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行判斷。Eviews 給出的判斷方法是Hausman檢驗(yàn)法。Hausman 檢驗(yàn)的原假設(shè)是個(gè)體效應(yīng)與回歸變量無(wú)關(guān)，因此當(dāng)Hausman 檢驗(yàn)值對(duì)應(yīng)的P 值遠(yuǎn)大于0.05 時(shí)，應(yīng)拒絕原假設(shè)，構(gòu)建隨機(jī)效應(yīng)模型。反之，則接受原假設(shè)，構(gòu)建個(gè)體固定效應(yīng)模型。

1.2.3 格蘭杰因果關(guān)系分析

格蘭杰因果關(guān)系主要用來(lái)分析2 個(gè)時(shí)間序列間的因果關(guān)系，即分析當(dāng)期變量Y 在多大程度上能被X 及其滯后值所解釋?zhuān)鬤 對(duì)預(yù)測(cè)Y 有幫助，則X 就是Y 的格蘭杰因。面板因果關(guān)系檢驗(yàn)常伴隨著協(xié)整檢驗(yàn)，二者相互補(bǔ)充。對(duì)于面板數(shù)據(jù)，一般構(gòu)造RSSR 受約束回歸及RSSU 無(wú)約束回歸的Wald 統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期很敏感，因此在檢驗(yàn)各變量間因果關(guān)系時(shí)應(yīng)通過(guò)AIC 或者SC 準(zhǔn)則確定最合適的滯后階數(shù)。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)收集與處理

根據(jù)研究目的及統(tǒng)計(jì)資料的可得性，文中收集1985—2014 年間我國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展、勞動(dòng)、資本、技術(shù)進(jìn)步、能源生產(chǎn)及消費(fèi)量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)［9-10］，其中，用于聚類(lèi)的一次能源生產(chǎn)消費(fèi)比用當(dāng)年能源生產(chǎn)量與消費(fèi)量比率量化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展用GDP 量化(Y，單位:億元)，勞動(dòng)用全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)量化(L，單位:萬(wàn)人)，資本用全社會(huì)資本存量量化(K，單位:億元)，技術(shù)進(jìn)步用全社會(huì)技術(shù)市場(chǎng)交易額量化(J，單位:億元)，能源消費(fèi)用全社會(huì)能源消費(fèi)總量量化(E，單位:萬(wàn)噸標(biāo)煤)，以1984 年固定資本形成總額比折舊率(按全國(guó)統(tǒng)一折舊率10.96%)再加上1985 年固定資產(chǎn)形成總額作為1985 年的資本存量，以1985 年為基期，用固定資產(chǎn)形成價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，得到1985—2014 年各省的資本存量數(shù)據(jù);考慮到通貨膨脹的影響，與貨幣有關(guān)的變量以1985 年為基期，用當(dāng)年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減;為減小異方差的影響，對(duì)所收集數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)，即用lnY，lnL，lnK，lnJ 和lnE 分別表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展、勞動(dòng)、資本、技術(shù)進(jìn)步及能源消費(fèi)總量的自然對(duì)數(shù)［11-13］。

2.2 能源資源稟賦視角下國(guó)內(nèi)省份聚類(lèi)分析

廣義的能源資源稟賦指能源資源存儲(chǔ)量。能源生產(chǎn)與消費(fèi)，特別是能源生產(chǎn)與能源資源稟賦密切相關(guān)，考慮到文中以能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間關(guān)系為關(guān)注焦點(diǎn)，因此以一次能源生產(chǎn)消費(fèi)比作為能源資源稟賦的替代量，定義資源稟賦視角下我國(guó)31 個(gè)省(直轄市)聚類(lèi)的標(biāo)準(zhǔn)［14-15］。聚類(lèi)分析法包括系統(tǒng)聚類(lèi)法、K—均值聚類(lèi)法和兩步聚類(lèi)法。其中K—均值聚類(lèi)法和兩步聚類(lèi)法適用于大樣本聚類(lèi)，而系統(tǒng)聚類(lèi)法適用于小樣本聚類(lèi)?？紤]本研究樣本的特征，選用系統(tǒng)聚類(lèi)法中的組間聚類(lèi)法。該法采用合并2 類(lèi)后使所有對(duì)應(yīng)項(xiàng)之間平均距離最小的原理聚類(lèi)。借鑒SPASS 的聚類(lèi)分析功能，聚類(lèi)數(shù)量定為3，分別定義為資源富有型、資源自給型及資源匱乏型地區(qū)。聚類(lèi)分析及有效性評(píng)估結(jié)果見(jiàn)表1.

表1 聚類(lèi)分析及有效性評(píng)估結(jié)果Tab.1 Result of clustering analysis and validity evaluation

由表1 知，3 個(gè)群集中一次能源生產(chǎn)與消費(fèi)比差異比較明顯，其均值從一類(lèi)到三類(lèi)呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，分別為0.373 2，0.967 9 和1.667 4，分別對(duì)應(yīng)資源匱乏型、自給型和富有型地區(qū)。各群集樣本標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.211 9，0.128 1 和0.284 9，均較小，說(shuō)明各群集數(shù)據(jù)比較集中，都向某個(gè)根節(jié)點(diǎn)靠攏，即聚類(lèi)結(jié)果可靠。

2.3 不同能源資源稟賦地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消

費(fèi)間關(guān)系實(shí)證分析

根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論及學(xué)者們的研究成果［16-19］，文中假設(shè)不同能源資源稟賦區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在不同的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)上文構(gòu)建的模型(式(1))，基于1985—2014 年間我國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展、勞動(dòng)、資本、技術(shù)進(jìn)步及能源生產(chǎn)及消費(fèi)量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究不同能源資源稟賦區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)間的協(xié)整及因果關(guān)系。在進(jìn)行面板協(xié)整分析前，首先要對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)。

2.3.1 單位根檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系要求被檢驗(yàn)的兩個(gè)或多個(gè)變量具有相同的單整階數(shù)，因此在檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系之前，文中首先采用ADF 檢驗(yàn)法進(jìn)行變量序列的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2.

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)Tab.2 Test of panal data unit root

從表2 得知，各變量的原始序列都不平穩(wěn)，但其一階差分序列在5%顯著性水平下平穩(wěn)，即各變量一階單整，可以進(jìn)行后續(xù)的協(xié)整分析。

2.3.2 協(xié)整分析

1)協(xié)整檢驗(yàn)。由表2 知，不同能源資源稟賦地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及能源消費(fèi)的差分序列一階單整，故可以進(jìn)行面板協(xié)整分析。面板協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有Kao 檢驗(yàn)、Pedron 檢驗(yàn)及Fisher 聯(lián)合跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，其中Kao 和Pedron 方法常用來(lái)檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系是否存在，而Fisher 聯(lián)合跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)可判斷潛在的協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)。由于篇幅所限，文中僅列舉Kao 檢驗(yàn)和Fisher 聯(lián)合跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)的結(jié)果。協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，根據(jù)AIC 準(zhǔn)則，選取AIC 值最小時(shí)的滯后階數(shù)2。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3.

從Kao 檢驗(yàn)結(jié)果知，拒絕原假設(shè)犯錯(cuò)誤的概率為零，即不同能源資源稟賦區(qū)各要素間存在協(xié)整關(guān)系，從Fisher 聯(lián)合跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果知，三類(lèi)地區(qū)各變量間均存在至少兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，甄別出符合經(jīng)濟(jì)理論的協(xié)整關(guān)系是研究的重點(diǎn)之一。

2)協(xié)整關(guān)系的甄別——面板數(shù)據(jù)回歸。從表3 知，資源富有型、自給型及匱乏型地區(qū)能源消費(fèi)、勞動(dòng)力、資本存量、技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展間均存在協(xié)整關(guān)系。因此，可用最小二乘法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，回歸前首先要就各能源資源稟賦區(qū)適用個(gè)體固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行判斷［20-21］。Eviews 給出的判斷結(jié)果見(jiàn)表4.

表3 三類(lèi)地區(qū)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Result of co-integration test of three regions

表4 三類(lèi)地區(qū)Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果表Tab.4 Result of Hausman test of three regions

從表4 知，資源富有型和匱乏型地區(qū)Hausman檢驗(yàn)P 值均大于0.05，接受原假設(shè)，應(yīng)構(gòu)建隨機(jī)效應(yīng)模型，而資源自給型地區(qū)拒絕原假設(shè)，應(yīng)構(gòu)建個(gè)體固定效應(yīng)模型。據(jù)之構(gòu)建相應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見(jiàn)式(2)～(4)，括號(hào)內(nèi)數(shù)字為t-統(tǒng)計(jì)量的值。殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5.

資源富有型地區(qū)

資源自給型地區(qū):

資源匱乏型地區(qū)

表5 3 類(lèi)地區(qū)回歸模型殘差單位根檢驗(yàn)Tab.5 Test of unit root of three regions residual

從回歸結(jié)果看，各解釋變量t -統(tǒng)計(jì)量的值都大于5%置信水平下的臨界值，即解釋變量的系數(shù)顯著不為零，R2值也非常高，分別為0.975，0.993和0.964，說(shuō)明回歸結(jié)果理想。同時(shí)從表5 殘差檢驗(yàn)結(jié)果知，在5%的顯著性水平下，3 類(lèi)地區(qū)殘差均沒(méi)有單位根，及3 類(lèi)地區(qū)殘差是平穩(wěn)的，印證了回歸模型的可靠性。

2.3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

從式(2)～(4)知，不同能源資源稟賦區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消費(fèi)及諸控制變量間存在協(xié)整關(guān)系，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間是否存在因果關(guān)系是文中關(guān)注的另一個(gè)觀點(diǎn)。借鑒面板數(shù)據(jù)因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，依據(jù)AIC 準(zhǔn)則，確定格蘭杰因果檢驗(yàn)最合適的滯后階數(shù)為2.檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6.

表6 三類(lèi)地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果Tab.6 Result of Granger causality test of three regions

由表6 知，在5%的置信水平下，在資源富有型地區(qū)，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為格蘭杰因;在資源自給型及資源匱乏型地區(qū)，存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到能源消費(fèi)的單向格蘭杰因。

3 結(jié) 論

1)從協(xié)整分析結(jié)果知，在文中所聚類(lèi)的能源資源富有型、自給型及匱乏型地區(qū)，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間均存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期來(lái)看，在能源資源富有型地區(qū)，能源消費(fèi)增長(zhǎng)1%能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.15%;在能源資源自給型地區(qū)，能源消費(fèi)增長(zhǎng)1%能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.41%;在能源資源匱乏型地區(qū)，能源消費(fèi)每增長(zhǎng)1% 能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.43%，實(shí)證了我國(guó)不同地區(qū)資源稟賦性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與能源消費(fèi)關(guān)系的影響存在差異這一假設(shè)。

2)從格蘭杰因果關(guān)系分析知，在資源富有型地區(qū)，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為格蘭杰因;在資源自給型地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能源消費(fèi)的單向格蘭杰因;在資源匱乏型地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能源消費(fèi)的單向格蘭杰因。

3)在構(gòu)建能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的模型時(shí)，還引入了勞動(dòng)、資本及技術(shù)進(jìn)步3 個(gè)控制變量，從實(shí)證結(jié)果知，不同能源資源稟賦地區(qū)勞動(dòng)及資本投入都與經(jīng)濟(jì)發(fā)展正相關(guān)，且單位勞動(dòng)及資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)力度從資源富有型地區(qū)到資源匱乏型地區(qū)呈依次遞減的趨勢(shì)。同時(shí)從式(2)～(4)知，能源資源匱乏型地區(qū)技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，而在富有型和自給型地區(qū)技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，實(shí)證了在能源資源富有型和自給型地區(qū)能源消費(fèi)對(duì)技術(shù)進(jìn)步有擠出效應(yīng)。

4)通過(guò)理論及實(shí)證分析，提出以下建議:在資源富有型地區(qū)，節(jié)能降耗的重點(diǎn)應(yīng)放在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及提高能源使用效率上;在資源自給型地區(qū)可以推行節(jié)能減排政策，不會(huì)顯著抑制該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展;在資源匱乏型地區(qū)，節(jié)能減排的重點(diǎn)應(yīng)放在學(xué)習(xí)西方國(guó)家的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，繼續(xù)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及提高能源使用效率上。

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