工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的動態(tài)關(guān)聯(lián)性研究

（陜西行政學(xué)院經(jīng)濟(jì)教研部，西安 710068）

引 言

能源是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要資源保障，是經(jīng)濟(jì)增長的同步指標(biāo)，能夠準(zhǔn)確、直接反映經(jīng)濟(jì)運行狀態(tài)，而經(jīng)濟(jì)增長依賴于能源消費，并影響能源消費總量、增速及結(jié)構(gòu)，兩者之間具有緊密的關(guān)聯(lián)性。對我國而言，工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同進(jìn)程中，對能耗的依賴度各異，在高速發(fā)展期，金屬冶煉、電力、機(jī)械制造等高能耗產(chǎn)業(yè)是主流支撐，對能源消費的依存度較大，此時，一味的能源 “節(jié)流”政策并不適時，但過度的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和能源刺激消費政策，也容易造成產(chǎn)能過剩、資源過度消費等問題；而近年來，在節(jié)能環(huán)保政策引導(dǎo)下，工業(yè)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了非高速發(fā)展階段，工業(yè)結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化，加之新能源、新工藝、新技術(shù)的發(fā)展和進(jìn)步，其增長對能源消費的依賴度較低，且能源消費結(jié)構(gòu)和利用效率的優(yōu)化實現(xiàn)了較少能源消費下的工業(yè)經(jīng)濟(jì)快速增長。可見，在工業(yè)經(jīng)濟(jì)不同發(fā)展階段，因為政策環(huán)境、經(jīng)濟(jì)模式、技術(shù)等因素的綜合作用，能源消費對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響并不確定，存在動態(tài)演變的非線性特征。

從目前研究看，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與能源消耗關(guān)系的研究眾多，趙玉煥和王乾［1］采用E-G兩步法，檢驗京津冀能源消費、經(jīng)濟(jì)增長與碳排放之間的長期協(xié)整關(guān)系；王新安等［2］采用協(xié)整理論、誤差修正項構(gòu)建陜西省能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)分析模型；胡小渝［3］通過 Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)和方差分解方法，實證分析了重慶市能源消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系；可知，現(xiàn)有對于變量間關(guān)系的分析多集中在協(xié)整檢驗及Granger因果關(guān)系檢驗方法，即多數(shù)學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間存在線性關(guān)系，但是實踐證明，能源對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有不確定性，且呈現(xiàn)動態(tài)演進(jìn)的特征，因經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略調(diào)整、能源政策轉(zhuǎn)換等因素的擾動，在高增速、緩增長等不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，能源對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在既定差異，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費也存在非線性關(guān)系，而以往的線性分析方法并不適用該類關(guān)系分析，為此，賀小莉和潘浩然［4］引入PSTR面板平滑轉(zhuǎn)換模型，基于資本投入量，實證分析經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的非線性關(guān)系；張恒和王彬［5］則采用SVAR非線性模型，從貨幣政策的視角探究了能源消費與經(jīng)濟(jì)之間的非線性關(guān)系問題；隋建利等［6］運用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移因果模型，分析了能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的非線性動態(tài)驅(qū)動機(jī)制。然而，現(xiàn)有非線性研究方法在區(qū)制間轉(zhuǎn)換時，存在非平滑性問題，為此本文融合以往研究，建構(gòu)平滑轉(zhuǎn)移向量自回歸模型，彌補了馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的區(qū)制間轉(zhuǎn)換的突變，并可根據(jù)能源與經(jīng)濟(jì)不同情況構(gòu)建不同變量模型，以此提升模型靈活性，以準(zhǔn)確分析能源消費與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系，以為兩者的雙向優(yōu)化和互促發(fā)展提供決策支撐。

1 能源消費與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論基礎(chǔ)

能源消費與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是生產(chǎn)函數(shù)中的兩個變量，一般以數(shù)據(jù)關(guān)系對其進(jìn)行量化，當(dāng)前，國內(nèi)外最常用的評價指標(biāo)是能源消費強度及能源消費彈性系數(shù)，這兩個指標(biāo)可以分別從不同層面反映經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的關(guān)系。

1.1 能源消費強度

能源消費強度是GDP單位產(chǎn)值能耗，是指一個國家或地區(qū)在特定時期內(nèi)單位產(chǎn)值所消耗的能源總量，可用公式表示為［7］：

該指標(biāo)能夠有效反映能源利用率、工業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)及工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變化等，并據(jù)此預(yù)測能源消費與經(jīng)濟(jì)增長的未來發(fā)展趨勢。不同的時期因技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、管理模式及創(chuàng)新程度的不同，能源消費強度存在差異性，從世界各國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程來看，其大多經(jīng)歷 “工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期-工業(yè)化發(fā)展中期-工業(yè)經(jīng)濟(jì)末期 （綠色節(jié)能）”的演變過程，能源消費強度系數(shù)呈現(xiàn)低-高-低的“U”型發(fā)展規(guī)律，這種關(guān)系與Kuznets于1995年發(fā)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長與收入差異的關(guān)系類似，即能源消費Kuznets曲線，如圖1。

圖1 能源消費Kuznets曲線

1.2 能源消費彈性系數(shù)

能源消費彈性系數(shù)是能源消費增長率與經(jīng)濟(jì)增長率之間的比值，能夠有效反映能源效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［8］：

從能源消費系數(shù)的演變規(guī)律可知，在工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，經(jīng)濟(jì)的快速增長需要依靠能源的超前消費，此時的e值＞1；而當(dāng)工業(yè)化進(jìn)程基本完成，能源利用水平提升，能耗也就相對降低，趨向穩(wěn)定，e值＞1且接近于1。由此可知，能源消費系數(shù)是能源消費與經(jīng)濟(jì)關(guān)系的直接反映，可用于分析一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程、程度及未來發(fā)展趨勢。

2 能源消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)變化的定量分析

能源消費與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長一直以來都保持著密切關(guān)聯(lián)性。在工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，經(jīng)濟(jì)增長處于高速狀態(tài)，尤其是改革開放以來，在工業(yè)化和城市化 “雙加速”的壓力下，經(jīng)濟(jì)增長更是呈現(xiàn)“非常態(tài)”發(fā)展，依照2000年不變價格計算，1991年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值為3645.02億元，到2018年則達(dá)到了900309.5億元，增長了252倍 （根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)整理，如圖2）；而與此同時，能源消費也在極速上升，根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計1978年我國能源消費總量為57144萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，至2018年我國能源消費總量增至41.5億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，整體也呈上升趨勢 （如圖3）。

圖2 1999～2018我國GDP增長趨勢

由圖2、3可知，宏觀上我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費均呈現(xiàn)上升趨勢。近年來，因為工業(yè)發(fā)展進(jìn)行新常態(tài)調(diào)整，增速放緩、結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，其能源消費增速下降，但GDP卻未見下降，仍處于勻速上升趨勢，可見，能源消費與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性動態(tài)變化關(guān)系。

圖3 1999～2018能源消費增長趨勢

為了進(jìn)一步研究我國能源消費與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)性，需要基于我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)、能源發(fā)展現(xiàn)狀，根據(jù)其經(jīng)濟(jì)所處的不同發(fā)展階段，制定經(jīng)濟(jì)和能源互動發(fā)展的政策，本文從能源消費強度和能源消費系數(shù)來進(jìn)行分析，以此判斷我國能源消費與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間發(fā)展態(tài)勢。

圖4 我國1999～2018年能源消費強度走勢

從圖4可知，我國能源消費強度整體呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，整體發(fā)展態(tài)勢較好，且在1999～2013年隨著工業(yè)化和城市化 “雙加速”發(fā)展向城市化 “單速”軌道的轉(zhuǎn)變，能源消費強度下降較快；而2014～2018年，因新常態(tài)戰(zhàn)略目標(biāo)的確定，我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入低速發(fā)展通道，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化，新型低能耗的產(chǎn)業(yè)比重上升，能源消費強度不斷降低，但是幅度較小，還未到最優(yōu)狀態(tài)，這說明經(jīng)濟(jì)節(jié)能降耗還有比較大的潛力和空間。

由圖5可知，能源彈性系數(shù)曲線波動較大，穩(wěn)定性較差，規(guī)律性不明顯，這是因為其是綜合指標(biāo)，受經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、能源種類、技術(shù)水平、管理水平等多個變量影響，也反映了我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對能源消費的需求量并不穩(wěn)定，兩者的非線性特質(zhì)明顯，存在時變性。

圖5 我國1999～2018年能源彈性系數(shù)

3 工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費動態(tài)關(guān)聯(lián)性的實證分析

3.1 數(shù)據(jù)選擇及說明

本文選取了1999～2018年我國經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為分析樣本。以人均能源消費量表示能源消費，以人均GDP表示經(jīng)濟(jì)增長，相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于各年的 《中國統(tǒng)計年鑒》、 《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及國家統(tǒng)計局、《BP世界能源統(tǒng)計年鑒》和世界銀行在線數(shù)據(jù)庫等，GDP參數(shù)所隱含的縮減因子以2000年為基期生成可比價格的GDP；同時，對GDP和ENG兩數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)轉(zhuǎn)換，并進(jìn)行一階差分，得出我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率及能源消費增長率，分別記為dInGDP、dInENG。

3.2 計量模型的構(gòu)建

結(jié)合上述分析，我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間存在高度相關(guān)性，但在不同階段兩者的關(guān)聯(lián)性存在非線性的動態(tài)演變性，針對此，為得到能源消費在不同經(jīng)濟(jì)期對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響，本文引入LSTVAR平滑轉(zhuǎn)移向量自回歸模型［9］：

式 （4） 中，β（L）、θ（L）均為p階數(shù)多項式，εt為k維白噪聲過程，均值為0、方差協(xié)方差矩陣為∑，F(xiàn)（st-d，γ，c）為邏輯函數(shù)，控制模型在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)制之間轉(zhuǎn)換，st-d為轉(zhuǎn)移變量，且d為轉(zhuǎn)移變量的滯后階數(shù)，c為門限值，γ為轉(zhuǎn)移速度。

3.3 GIRF廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是VAR模型中分析變量之間關(guān)系的首要方式，但傳統(tǒng)的線性TIRF不適用非線性問題的分析，為此，本文引入廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)GIRF，實證分析不同經(jīng)濟(jì)期工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的非線性特征，闡釋兩者的動態(tài)關(guān)聯(lián)性，任意沖擊vt＝δ及上期沖擊wt-1，GIRF用式（5） 表示［10］：

上式為廣義脈沖響應(yīng)vt、wt-1的函數(shù)，而vt、wt-1是源自同一個產(chǎn)生隨機(jī)過程 ｛xt｝，根據(jù)式（5），可在t階段，判定能源消費對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長造成的影響，且可識別在能源消費的t-1時期，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長處于何種狀態(tài)，由此，其可以從t+1至t+n期，預(yù)測不同發(fā)展階段能源消費對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

3.4 LSTVAR模型的線性檢驗和估計

3.4.1 模型的線性檢驗

針對上述LSTVAR模型，采用滯后階數(shù)確定的LR信息準(zhǔn)則，并融合SC信息準(zhǔn)則，獲得最優(yōu)的線性 VAR（1）模型［11］：

式 （6） 中，yt＝ （GDPt，ENGt），A、B為系數(shù)矩陣，ut為擾動向量。該式模型的備選假設(shè)LSTVAR模型為：

上式中，F(xiàn)（st，γ，c′）為 Logisitic 轉(zhuǎn)換函數(shù)，st為轉(zhuǎn)換變量，γ為不同經(jīng)濟(jì)階段的轉(zhuǎn)換速度，c為階段轉(zhuǎn)換的門限值，st＜c時，為一個經(jīng)濟(jì)階段，st≥c時，為另一個經(jīng)濟(jì)階段。

為了驗證模型的線性，本文引入一階Taylor序列來近似LSTVAR。運用LM檢驗對式 （7）中各個方程的原假設(shè)H0∶γ＝0、 備選假設(shè)H1∶γ＞0進(jìn)行驗證［12］。

對式 （6）每個方程進(jìn)行回歸，獲得對應(yīng)的殘差擬合值eit和殘差平方和SSR0i， 然后， 對eit關(guān)于yit-1、styit-1進(jìn)行回歸得到殘差平方和SSR1i，由此，對各個i計算LM統(tǒng)計量：

式 （9）中，T為樣本觀測值數(shù)量，在原假設(shè)條件下，LMi服從χ2（6）。同時，采用LR驗證整個系統(tǒng)的線性，即各個方程均符合H0∶γ＝0，設(shè)，LR統(tǒng)計量為［13］：

在原假設(shè)下，LR近似服從χ2（7）。

本文以工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率、能源消費增長率及兩者的滯后變量作為轉(zhuǎn)移變量，得出模型的非線性檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 LSTVAR模型的非線性檢驗結(jié)果

由表1可知，結(jié)合LM檢驗，當(dāng)期工業(yè)經(jīng)濟(jì)和能源消費的增長率均在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，可見該模型的非線性設(shè)置合理，而LR檢驗也再次表明，模型為非線性的，符合兩變量之間的非線性特征分析需求，而以當(dāng)期工業(yè)經(jīng)濟(jì)和能源消費的增長率作為轉(zhuǎn)移變量，計算其統(tǒng)計量可知，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率LM、LR檢驗的顯著性水平更高，為此，本文選用其作為轉(zhuǎn)移變量，即工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)性受當(dāng)期工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率的影響。

3.4.2 模型的估計

完成上述模型線性檢驗后，利用R軟件，選用非線性O(shè)LS法對LSTVAR模型進(jìn)行估計，得出不同經(jīng)濟(jì)階段轉(zhuǎn)換速度、階段轉(zhuǎn)換的門限值c的估計值分別為12、110，以當(dāng)期工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率作為轉(zhuǎn)移變量的區(qū)制轉(zhuǎn)移軌跡及隨時間變化的Logistic轉(zhuǎn)移函數(shù) （如圖6所示）。圖6（a）中，數(shù)據(jù)序列被劃分為工業(yè)經(jīng)濟(jì)高速增長和非高速增長兩個區(qū)制，而圖6（b）中，由高速至非高速增長的轉(zhuǎn)移函數(shù)變化是平滑漸進(jìn)的，可見模型估計效果較好。

同時，利用上述LM、LR檢驗對上述式 （7）估計的各個殘差序列進(jìn)行計算，可得所有結(jié)果均支持非線性預(yù)設(shè)，為此，可得以當(dāng)期工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率為轉(zhuǎn)移變量，γ、c分別設(shè)定為12、110時，LSTVAR模型可充分捕捉變量間結(jié)構(gòu)性調(diào)整的非線性特征。

圖6 區(qū)制轉(zhuǎn)移軌跡及Logistic轉(zhuǎn)移函數(shù)

3.5 實證分析結(jié)果

在高速、非高速發(fā)展兩區(qū)制下，分別計算不同經(jīng)濟(jì)階段下我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，計算所得的高速發(fā)展期下工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的沖擊效應(yīng)結(jié)果如圖7所示。由圖7（a）可知，在高速發(fā)展階段，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，能源消費增長率呈現(xiàn)出顯著的正效應(yīng)，且正效應(yīng)持續(xù)5年，在第2年到達(dá)1.8峰值，而后，沖擊響應(yīng)逐漸減小，至第6年達(dá)到最小為-0.36，并在之后逐漸趨于消失，可見，在高速發(fā)展經(jīng)濟(jì)期，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長依賴于能源消費，對能源消費的促進(jìn)效應(yīng)明顯，但限定在5年左右；而與此同時，由圖7（b）可知，經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展期，能源消費增長率產(chǎn)生一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率僅呈現(xiàn)短期的正效應(yīng)，在第1年即達(dá)到了峰值2.46，之后迅速下降，可見，在該區(qū)制內(nèi)，能源消費的增加可推進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，但該種正效應(yīng)的持續(xù)時間較短，僅為1年左右。

圖7 高速發(fā)展期下工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的關(guān)系

依據(jù)上述方法，計算所得的非高速發(fā)展期下工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的沖擊效應(yīng)結(jié)果如圖8所示。由圖8（a）可知，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，能源消費呈現(xiàn)顯著的正效應(yīng)，且持續(xù)時間為10年左右，在初期正效應(yīng)上升較快，并至第2年到達(dá)峰值4.5，而后逐漸下降趨于平緩，可見，非高速增長期，工業(yè)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了 “新常態(tài)”戰(zhàn)略調(diào)整和供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革階段，新興技術(shù)、資源密集型產(chǎn)業(yè)的加速發(fā)展，使得工業(yè)經(jīng)濟(jì)能源消費結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化，加之節(jié)能技術(shù)、工藝的優(yōu)化，雖然在轉(zhuǎn)速初期 （經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)速是以新常態(tài)戰(zhàn)略調(diào)整為劃分點，在新常態(tài)調(diào)整前為高速增長、低效發(fā)展階段，之后為中低速、高效發(fā)展階段）工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對能源消費存在短期增長效應(yīng)，但呈現(xiàn)長期持續(xù)性；與此同時，在非高速發(fā)展期，能源消費產(chǎn)生一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)較強的時變性，在短期存在瞬時的正效應(yīng)，在第1年達(dá)到峰值4.5后，快速轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)效應(yīng)，并在第2年達(dá)到最小值-2.21后逐漸趨于0，可見，非高速發(fā)展期，因節(jié)能環(huán)保政策引領(lǐng)及技術(shù)革新，工業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)入戰(zhàn)略調(diào)整階段，尤其高能耗產(chǎn)業(yè)面臨整改的現(xiàn)狀，發(fā)展受到限制，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的脫鉤趨勢增強，據(jù)此，雖在轉(zhuǎn)速初期能源消費可促進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)加速發(fā)展，但該正向效應(yīng)持續(xù)時間較短，從整體上看，能源消費對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的帶動效應(yīng)并不明顯。

圖8 非高速發(fā)展期下工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的關(guān)系

4 結(jié)論與建議

根據(jù)以上研究，本文得出的具體結(jié)論及建議如下：

（1）不同發(fā)展期下，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對能源消費均存在顯著的正向沖擊效應(yīng)，區(qū)別在于高速期，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對能源消費的正向促進(jìn)效應(yīng)持續(xù)時間更短，且存在負(fù)效應(yīng)；而非高速期，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對能源消費為正向促進(jìn)效應(yīng)，且更為顯著、持續(xù)時間更長。

可見，無論經(jīng)濟(jì)處于高速還是非高速增長的環(huán)境下，對于我國而言，工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長仍然離不開能源的支撐，兩者始終未實現(xiàn)完全 “脫鉤”［14］，為此，未來發(fā)展中，應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)所處發(fā)展階段的差異，著力弱化工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對能源消費的依賴程度。尤其對于工業(yè)經(jīng)濟(jì)處于高速發(fā)展期的西部地區(qū)，因為其面臨提升產(chǎn)能、促消費、快增長的現(xiàn)實需求，金屬冶煉、電力、機(jī)械制造、化學(xué)原料等高能耗產(chǎn)業(yè)的布局和發(fā)展居多，這些產(chǎn)業(yè)對原油、原煤、天然氣等能源的需求較多，但超量、破壞性的利用，容易引致能源消費結(jié)構(gòu)失衡，造成主體資源 “供給不足”或枯竭的問題［15］。此時，應(yīng)加速優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)，淘汰落后產(chǎn)能和技術(shù)，積極發(fā)展高新技術(shù)、資本密集型的產(chǎn)業(yè)，以此轉(zhuǎn)換工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的動力，減弱其對能源的過度依賴；同時，要引入節(jié)能設(shè)備、工藝和技術(shù)，以此控制能源消費量、提升能源利用效率，且要強化對水、風(fēng)、光等新能源的開發(fā)和利用，以控制高污染、不可再生能源的過度消費，優(yōu)化能源消費結(jié)構(gòu)，進(jìn)而以低量、清潔的能源消費來實現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的高品質(zhì)增長。

（2）不同發(fā)展期下，能源消費對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長僅存在短期的正向促進(jìn)效應(yīng)，而長期來看，影響性不明顯，區(qū)別在于非高速期，能源消費對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的正、負(fù)向效應(yīng)更顯著，其持續(xù)時間均較短，由此，通過刺激能源消費的增長來引領(lǐng)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的政策，只存在短期效應(yīng)，從長遠(yuǎn)來看并不可行。

為此，政府在制定能源政策時，應(yīng)針對所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，充分考量工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求和能源供給能力，設(shè)計工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑和能源政策。而鑒于非高速期能源消費對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的顯著正向沖擊效應(yīng)，應(yīng)從頂層設(shè)計出發(fā)調(diào)整工業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展人工智能、新能源、生物產(chǎn)業(yè)等能耗低、能效高的新型產(chǎn)業(yè)，并進(jìn)行供給側(cè)改革，關(guān)停高能耗、高污染的小型、技術(shù)落后的企業(yè)，擺脫落后產(chǎn)能的約束，讓工業(yè)經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)更快、更優(yōu)發(fā)展；同時，創(chuàng)新和完善節(jié)能、利用的長效機(jī)制，通過合理計算能耗和需求，融合節(jié)能統(tǒng)計、跟蹤監(jiān)測、追蹤問責(zé)，來完善和嚴(yán)格各行業(yè)、各企業(yè)的能耗限額標(biāo)準(zhǔn)，且各部門要通力合作、協(xié)調(diào)配合，形成齊抓共管的工作合力，以此來驅(qū)動節(jié)能技術(shù)、工藝和設(shè)備的研發(fā)和引入，進(jìn)而以較低的能耗實現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展高效、優(yōu)質(zhì)的發(fā)展，實現(xiàn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費的強脫鉤。