工业经济增长范文

导语：想要提升您的写作水平，创作出令人难忘的文章？我们精心为您整理的5篇工业经济增长范例，将为您的写作提供有力的支持和灵感！

篇1

为了考察南通工业经济增长与劳动、资本、能源消费、科技进步四影响因素之间协整关系，本文首先择取自1978～2009年间的南通地区工业生产总值及其指数、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）；其次将南通地区工业生产总值、全社会固定资产投资完成额按1978年不变价格进行调整；最后对各变量取自然对数，从而完成对各数据的预处理工作。

一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。如前所述，各经济变量数据在经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数。南通地区工业生产总值、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数之对数值分别记为lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。ADF检验滞后期选取原则是采用降阶搜索法，在保证残差不相关前提下，采用AIC与SC准则，两者最小时的滞后长度为滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果（见表1）。

通过检验可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj间可能存在协整关系。

二、协整分析及检验

（一）协整检验

协整分析是用于非平稳时间序列变量组成的关系中长期均衡参数估计的技术。目前最常用的协整分析方法是Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juseliu（sJJ）的极大似然法。一般地，对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。因使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，故采用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，经采用降阶搜索法依次验证，发现当P=1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果（见表2）。

由（表2所示）检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，系统迟早能将新息变化带来的冲击加以吸收，使系统维持在一个均衡的状态下运行，协整方程为：ln=0.284390lnlab+0.0337830lncap0.067468lnkj0.099368lnny+9.889550由协整方程可以看出，投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能是与当前此三因素对南通工业经济增长影响力弱有关。

（二）VAR模型估计

根据上面的分析，VAR模型的最优滞后阶数为1，在滞后1阶的情况下，对VAR（1）模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR（1）模型的结构是稳定的。VAR（1）模型估计结果（如表3所示）。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，这足以说明5个回归函数的拟合程度很好。

（三）向量误差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。

只在一组变量之间存在协整关系，一定具有误差修正模型的表达式存在，即可以建立误差修正模型。建立在协整理论上的VEC模型既能反映不同经济序列间长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型，（如表4所示），VEM模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngy为因变量时，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy为因变量的误差修正模型表达式还反映：lnlab的短期变动对lngy存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而lnkj的的短期变动对lngy存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；lncap的短期变动对lngy无影响。

（四）方差分解

方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，（如表5所示）显示的是南通工业产值（lngy）的方差分解情况，可以看出能源消费（lnny）和科技投入（lnkj）对南通工业产值（lngy）的影响一直较弱。劳动力（lnlab）和资本投资额（lncap）则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值（lngy）最主要的两个因素，其中资本投资额（lncap）影响最大。

（五）脉冲响应函数

脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应。具体地，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，本文采用累积脉冲响应形式。从图1来看，劳动力（lnlab）的一个标准差的正向冲击对南通工业产值（lngy）有正向影响，即会导致南通工业产值逐渐增加，最后在第9期以后稳定在0.18左右。这说明劳动力（lnlab）对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资额（ncap）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）亦有正向影响，但较劳动力（lnlab）的影响更大，其导致南通工业产值在第4期前增长迅速，然后增长趋缓，至第8期后稳定于0.30附近。这亦反映出资本投资额（ncap）对南通工业产值有长期的正效应；当科技投入（lnkj）出现一个标准差的正向冲击时，它在1～3期内对南通工业产值（lngy）的影响经历了先负后正的过程，第4期到达峰值00.004附近，然后缓慢趋于0值，但这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）有负向影响。其导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可看出上述四因素中，劳动力（lnlab）和资本投资额（ncap）对南通工业产值（lngy）的影响较大；科技投入（lnkj）和能源消费（lnny）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。

三、格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，有待进一步验证。此处分别对序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列进行了格兰杰因果检验，选取滞后1~6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理（如表6所示)。水平上，lncap是lngy的格兰杰原因。也就是说，短期内资本投资对南通工业产值有促进作用。（2）当滞后期为3、4阶时，在10%的显著水平上，lngy是lnkj的格兰杰原因。

也就是说，在中期内，南通工业产值增长对科技投入的提高有促进作用。（3）当滞后期为3阶时，在5%的显著水平上，lngy是lnlab的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对劳动力投入的提高有促进作用。（4）当滞后期为1、6阶时，lnny是lnlap的格兰杰原因。也就是说，在短期及长期内，南通能源消费的提高对南通地区劳动力增长有促进作用。（5）当滞后期为2、3阶时，lnkj是lnny的格兰杰原因。也就是说，在短中期内，科技投入的增加对南通能源消费的提高有促进作用。（6）当滞后期为1～6阶时，lngy不是lnny的格兰杰原因，lnny也不是lngy的格兰杰原因。也就是说，南通工业产值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通工业产值的促进作用也不明显。

四、结论与研究启示

（1）南通工业经济增长与劳动力投入、资本投资、能源消费及科技投入之间存在长期的均衡关系。其中资本投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，也就是说，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能需要进一步的研究与探寻。

篇2

工业经济与环境既相互制约又相辅相成，工业经济的增长离不开自然环境，因为工业经济的快速增长都是在一定的自然和社会环境的基础之上进行，因此工业经济的增长既受到周围环境条件的约束，同时工业生产又会给周围环境带来很大的污染。自从改革开放以来，我国的工业经济有了很大的增长，但是工业生产却造成了不同程度的环境污染，给我们的经济发展和社会生活带来了很大的影响，如何协调环境与工业经济的发展成为当今关注的焦点。因此在我国环境友好型社会建设不断深入的背景下，进一步加强我国工业经济增长与环境污染之间的关系的深入细致研究，能够有效制定出协调工业经济增长与环境的措施，这样可以在很大程度上保证我国工业经济增长速度的同时，还能有效避免和减少环境污染。

一、工业经济增长与环境污染之间的关系

（一）工业经济增长对环境的影响

在我国经济增长中工业的贡献率较高，但是工业本身都是以高耗能、高污染的粗放型行业为主， 存在资源利用率低、污染排放强度高等突出特点，导致资源浪费和环境承载能力降低等严重破坏生态平衡的后果。例如工业生产中产生的工业废水、二氧化硫、烟尘、废弃物都是环境污染的主要污染物，对我国环境产生了较大的影响，工业生产中排放大量未经处理的水、气、渣等有害废物，会严重地破坏农业的生态平衡和自然资源对农业生产的发展造成极大的危害。并且随着我国工业经济增长速度的不断加快，我国环境污染增长更快，但是相应的治理环境污染的投资太低，且效率不高，这就造成了环境污染不断累积。

（二）环境对工业经济增长的影响

环境虽然能够在一定程度上接受、消纳、分解工业生产中产生的污染，但是如果超过最大容量时， 就会导致污染的累积，导致生态系统的崩溃，影响到工业经济的增长。例如环境中的自然资源是作为生产必不可少的要素直接进入工业生产过程，但是随着环境污染程度的不断加深，环境中的自然资源遭到了很大的破坏，进而在很大程度上影响了工业生产活动。工业“三废”对工业生产本身的危害也很严重，有毒的污染物质会腐蚀管道，损坏设备，影响厂房等的使用寿命，增大了工业生产的成本。除此之外，随着环境污染的不断加深，国家会进一步加大对环境的管制，这样就会对工业结构进行调整，但在工业结构调整期，会因为淘汰企业的关闭而短期内降低整个工业经济的增长率或引起工业产品供求的急剧缩减，而生产性质受固定要素的投入的限制，无法在短期内增加产品的供应，影响市场供求的波动，造成工业经济短期的负面影响。

二、工业经济增长与环境协调发展的建议

环境是人类赖以生存的基础，因此工业生产活动必须要在保护环境的基础之上开展，只有这样才能实现工业经济与环境的协调发展。

（一）发挥市场作用，健全法规体系

健全法规体系是防止环境污染的有效手段之一，因此在工业经济快速增长的过程中，有关部门必须要制定健全的环境保护法规体系，对工业企业的生产活动作出严格的监督，有效提高其环境保护意识。同时有关部门还应该开征新税、调节税率、加征环境保护税，尽可能的提高工业企业排污成本大于其收益，这样可以有效防止工业企业随意的排放工业生产废物，进而有效提升环境保护的成效。

（二）积极推进工业生产结构的绿色化进程

在工业生产中会必不可免的产生工业废物，因此有关部门必须要积极推进工业生产结构的绿色化进程，推动不同行业合理延长产业链，加强对废物的循环利用。例如在冶金、电力、煤炭、建材等固体废弃物排放量较大的工业行业，鼓励利用废渣生产新型建材产品、铺路和回填等。而在造纸、酿造、印染、制革等废水排放量较大的工业行业，必须要加强废水深度处理，提高水循环利用率。与此同时，我国工业行业还应该优化升级产业结构，走新型工业化道路，通过技术创新和技术改造增加企业产品附加值和减少环境成本的支出，提高资源使用效率和环境效率，在促进经济增长的同时减少污染物的排放从而实现经济与环境的双赢的目标。

三、结束语

环境是居民生存的基础，不能为了过分追求工业经济的增长而破坏我国生活的环境，因此在我国环境友好型社会建设不断深入的背景下，有关部门必须要协调好工业经济增长与环境之间的关系，尽可能的制定出保持工业经济与环境协调发展的政策，只有这样才能保证我国工业经济增长的同时，还能保护周围的环境，进而实现构建环境友好型社会的目标。

参考文献

篇3

(二)我国经济增长的发展形势。改革开放以来,国家开始逐渐强调协调发展轻工业与重工业,以出口工业带动国内经济发展,同时以进口替代政策,实施优先发展经济工业的策略。通过这些政策的实施,我国经济发展稳步上升,发展工业所带来的经济利益占有比重越来越大,特别是第三产业的发展在国家经济发展中占有的比重越来越高。另外国家加强了基础工业的投资力度,引进外资和控制物品价格来促进工业产业化的不断发展。

二、工业能源消费和工业经济增长的关系

由以上内容和数据显示,我国工业能源消费与工业经济增长有着密切的联系。工业能源消费形式、耗源类型和能耗比重都与工业经济持续增长有着直接或间接的关系。二十一世纪,现代化的工业要求运用科技提高工业经济产能,建立自动化的高效生产和提高资源的利用率来全面提升工业经济增长速度,避免工业生产对能源的过分依赖。十以来,国家一直在对经济发展和产业结构进行改革和调整,目的是有效协调经济发展和资源利用的可持续发展,全面的实现国家经济增长的二次飞跃。工业能源消费和工业经济增长的辩证关系如下,。

(一)工业能源的消费促进工业经济增长;工业能源是工业经济增长的关键,能源是经济发展的动力,能源能够为工业生产提供电能、工业原料和能源产品。能源科技是现代工业经济增长的创新力量,以科技创新带动经济增长是新世纪经济发展的主体,是摆脱过分依赖能源消耗换取工业经济增长的有效途径。能源的科技创新推动新型工业迅速发展,为工业经济持续发展提供条件。

(二)工业经济增长增加能源消耗需求;传统意义上,工业经济的增长一定会刺激对工业能源的消耗,例如蒸汽机的广泛应用促进了交通运输业飞速发展,从而对煤炭和石油的消耗越来越大。新形势下,工业科技和工业技术创新为新能源的利用和开发提供了技术优势,能够促进工业经济增长由单一能源消耗到多次能源消费转型,促进工业经济增长和工业能源消费的持续稳步发展。

篇4

一、加强工业经济运行监测和服务。市经委和相关部门要加强工业经济运行监测，对所有规模以上工业企业的增减因素和项目建设情况要进行逐一调查分析，建立台账。切实做好经济形势预测预警工作，加强信息，为企业提供决策咨询服务。进一步改善安商服务，要从服务企业外部环境拓展到为服务企业内部管理，帮助企业开展税务、财会、金融、经济法规等知识培训辅导，帮助建立现代企业制度。确定30家重点企业，由市领导和专班进行跟踪协调服务。引导中介服务机构进入行政服务中心集中办公，完善“一条龙”服务机制。

二、加大重大项目和新项目规划建设力度。根据国家产业政策，积极帮助企业向上争取项目和资金，市发改委、市经委、市科技局要指导企业进行项目策划和制作。积极围绕国家和省级重大科技专项、中小企业创新基金、重大新产品开发、创新能力建设、重大装备升级改造、企业融资担保补贴、企业技改贴息、产学研合作等项目进行申报，通过新增一批重大产业项目，加快企业技术改造、创新和产业产品结构优化升级。

支持企业新上项目和技改扩能。对企业竣工投产的新上项目和技改扩能项目，按设备固定资产实际到位额5‰的标准给予奖励。对企业成功引进战略投资伙伴且新增注册资本达3000万元以上的，市政府给予5万元的奖励。鼓励企业设立技术研发中心，加强研发体系建设，提高研发水平，开发一批具有自主知识产权、拥有核心竞争力的产品。企业申报国家级和省级技术研发中心并通过验收的，由市财政分别给予20万元、10万元的奖励。

三、加大财政扶持力度。市政府2009年多方筹措1亿元资金，设立专项扶助资金，支持工业企业发展。把国家、省扶持我市的县域经济发展专项资金、工业生产调度资金、技改贴息资金和市中小企业发展专项资金、产业集群发展专项资金、科技三项资金尽早投放企业，充分发挥资金的使用效益。

四、加大对工业企业的信贷投放。各金融机构要认真贯彻落实适度宽松的货币政策，建立健全金融机构货币政策执行效果综合评价制度，切实加大对工业企业的信贷支持力度，不断创新信贷融资品种，拓宽融资渠道，认真落实银企对接长效活动机制，2009年要为工业企业贷款12亿元以上。各金融机构要按企业扩规和生产经营的实际需要及时放贷，其中在第一、二季度按企业实际需求贷款额至少发放80%以上。在2009年财政预算中设立金融机构工业信贷奖励专项资金，对金融机构新增工业贷款按年度进行考核奖励。金融机构新增工业企业项目贷款另按实际额度的2-5‰给予奖励。积极组建中小企业贷款公司，拓宽民间融资渠道，为企业提供短期贷款服务。

五、积极为中小企业提供融资担保。市财政筹措3000万元专项资金注入兴天担保公司，积极引导社会资本入股兴天担保公司，将兴天担保公司的资本金增加到1-1.2亿元，使其融资担保能力达到5-6亿元。支持兴天担保公司加强与农发行、信用社及其他商业银行的合作，逐步建立利率、收益风险共担机制。兴天担保公司要积极为中小企业提供融资理财、管理咨询和融资担保服务，切实解决中小企业融资难的问题。

六、严格执行扶持企业发展的税收征管政策。严格兑现政府承诺，对享受税款先征后返优惠政策的企业，财政部门要按期足额返还应返税款。认真做好国家出口退税政策调整工作，积极争取退税指标，简化程序，加快工业企业退税办理进度。认真贯彻落实国家增值税转型政策。对投资强度大、贡献大的企业在土地使用税征收上给予一定的优惠奖励。企业符合法定减免、缓征条件的，积极向省主管部门申报、争取。

七、强化危困企业职工的社会劳动保障服务。落实300万元以上再就业资金，用于对企业员工进行技能培训。建立企业间劳动力短期流动和转移机制，千方百计为困难企业的困难职工提供救助，确保不出现大面积下岗失业。

八、切实减轻企业负担。各地、各部门要牢固树立“产业第一，企业至上”的观念和过紧日子的思想，同企业一道共度难关。将以往实行“一卡制收费”和核准制管理的企业范围由重点企业延伸到规模以上工业企业，并严格执行各项费收政策，该降低的一律降低，该取消的一律取消。市财政、国税、地税、劳动保障等部门要制定高效快捷的操作办法，尽快落实国家、省扶持企业发展的各项财税和劳动保障政策。

篇5

一、问题的提出

 

中国是个发展中国家。我国的经济增长依靠能源的消费，而我国的石油、天然气资源不是十分的充足，根据有关资料显示：中国人均能源资源占有量远比世界平均水平值要低。我国人均石油、天然气可采储备量分别为世界水平值得10%和5%。从环境污染角度看，我国在节能减排工作上面面临着新的问题挑战。资源和能源消耗大，利用率低导致我国环境污染严重已成为不争的事实。

 

那么能源消费与工业经济增长在数值上有什么关系?本文收集了1980年至2007年的时间数据，并加以实证分析。

 

二、模型设定

 

我们所用的数据均来源于《中国统计年鉴》 所设模型的样本容量为27个。分别以能源消费总量(Y)作为因变量，能源生产总量(X1)、全国生活能源消费总量(X2)、城镇居民人均可支配收入(X3)和工业能源消费总量(X4)为因变量。在EVIEWS软件中输入数据，观察散点图发现存在较强的线性关系，故此选择建立线性模型。计量模型可以设定为

 

三、模型检验

 

假设模型中随机扰动项u满足古典假定，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济学软件Eviews得结果：

 

t= (-0.708675) (5.163553) (0.516422) (3.689293) (6.063122)

 

=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476

 

1、经济意义检验

 

由回归估计结果可以看出，能源生产总量、全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量四个解释变量前的系数为正值，即与能源消费总量呈线性正相关，与现实经济意义理论相符。

 

2、统计推断检验

 

从估计的结果可以看出，可决系数R2=0.999297，F=8176.418，认为模型的拟合程度可以接受。系数显著性检验：给定 α=0.05，查t分布表，在自由度为n-4=23时的临界值2.069，、、的t值大于临界值，拒绝原假设，接受备择假设，表明能源生产总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量对能源消费总量有显著性影响;仅有的t值小于临界值2.069，所以接受原假设，表明全国生活能源消费总量对能源消费总量影响不显著。

 

3、计量经济学检验

 

(1)多重共线性检验

 

①对各解释变量进行多重共线性检验

 

由上表可看出，模型整体上线性回归拟合较好，R2 与F值较显著，而解释变量的t检验不显著，则说明该模型可能存在多重共线性。利用EVIEWS软件得到各变量间相关系数矩阵表可以看出各解释变量之间的相关系数较高，所以解释变量之间存在多重共线性。

 

②修正多重共线性

 

1、用EVIEWS分别对Y与各解释变量、、、做最小二乘回归最后发现的方程最大，所以以为基础，顺次加入其他变量逐步回归。

 

经比较，新加入x4的方程=0.998541，改进最大，而且各参数的t检验显著，但是x2的符号不合理，选择保留x4，再加入其他新变量逐步回归。

 

在X1、X4的基础上加入X2后的方程明显增大，但是X2的t检验不通过，因其为负值不合理。加入X3后不但方程的明显增大，而且t检验值也通过，所以选择保留X3，继续回归。

 

加入后，不仅下降，而且参数的t检验不显著。这说明引起多重共线性，所以应予剔除。

 

最后得出的回归模型是：

 

(2) 异方差检验

 

采用White检验n=9.5955小于在显著性为0.05水平下的卡方检验值16.9190，所以不存在异方差。

 

(3) 自相关检验

 

采用DW检验，由上分析可得DW=1.371751;给定显著性水平α=0.05，n=28，K=3时，查Durbin—Watson表得下限临界值=1.181，上限临界值=1.650，可知

四、自相关修正

 

采用科克伦—奥克特引入一阶自相关系数AR(1) 得出的结果中可决系数R2的值为0.999368.非常接近于1，模型拟合度非常高。在1%的显著水平条件下，参数显著不为零，模型整体性良好。 AR(1)对应的Prob值为0.0067，在1%的显著水平下显著。D.W.对应的值为1.85，查解释变量为4且自由度为27的D.W.分布表，上下限分别为1.16，1.65.由于1.65<1.85<2.35，所以模型不再存在一阶自相关。

 

最终回归模型为：

 

t = (-0.699866) (7.276451) (4.647176) (6.135601)

 

=0.999368 F=8695.975 DW=1.850801

 

五、结论分析

 

1、 在自相关的修正过程中，我们可以发现，全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量等经济数据都具有时间上的惯性;另外一方面，城镇人均可支配收入具有经济活动的滞后性，城镇居民人均可支配收入的增加，不会使居民能源消费的水平当期就达到应有的水平，而是要经过若干期才能达到。因为人的消费观念的改变存在一定的适应期。

 

2、 虽然能源价格、能源消费结构和环境政策等因素未能在模型中得到量化和反映，但不是说这些因素对能源需求的影响并不重要。事实上，这些因素越是得不到量化和反映，越是暴露了当前我国在这些方面的不足和缺陷，更应该重视和解决。

 

六、政策建议

 

1、充分发挥市场机制的作用，促进我国能源消费向高效、清洁的方向发展。在工业方面，有重点地调整产业结构，确保经济与能源消费的协调。

 

2、优化和改善能源消费结构，大力发展清洁能源的使用，加强科学技术在此类能源上的创新性。我国具有丰富的水能、风能、太阳能等可再生资源，从长远来看，我国应在中长期战略上做好大力发展可再生能源的部署。