導(dǎo)言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇能源消費(fèi)論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

2各地區(qū)碳排放量的測算

考慮到二氧化碳排放的來源比較廣泛，除了化石能源燃燒外，在水泥、石灰、電石、鋼鐵等工業(yè)生產(chǎn)過程中，由于物理和化學(xué)反應(yīng)的發(fā)生，也會有二氧化碳的排放，而在所有工業(yè)生產(chǎn)過程排放的二氧化碳中，水泥大約占56．8％，石灰大約占33．7％，而電石、鋼鐵生產(chǎn)所占不足10％．為了進(jìn)一步增強(qiáng)估算的全面性和準(zhǔn)確性，本文不僅估算了化石能源燃燒所產(chǎn)生的二氧化碳排放量，同時(shí)也估算了水泥生產(chǎn)過程產(chǎn)生的二氧化碳排放量．另外，為精確起見，本文進(jìn)一步將化石能源消費(fèi)細(xì)分為煤炭消費(fèi)、焦炭消費(fèi)、石油消費(fèi)、天然氣消費(fèi)，其中石油消費(fèi)則更進(jìn)一步細(xì)分為汽油、煤油、柴油、燃料油四類．所有化石能源消費(fèi)數(shù)據(jù)都來自于歷年《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》．水泥生產(chǎn)數(shù)據(jù)來自于國泰安金融數(shù)據(jù)庫．水泥生產(chǎn)過程產(chǎn)生的二氧化碳排放量具體計(jì)算公式如下：CC＝Q×EFcement．（2）其中CC表示水泥生產(chǎn)過程中二氧化碳排放總量，Q表示水泥生產(chǎn)總量，而EFcement則是水泥生產(chǎn)的二氧化碳排放系數(shù)．本文估算水泥生產(chǎn)的二氧化碳排放量時(shí)，僅僅計(jì)算了化學(xué)反應(yīng)產(chǎn)生的二氧化碳排放量，而沒有包含水泥生產(chǎn)過程中燃燒化石燃料而造成的二氧化碳排放量．表1列出了各類排放源的CO2排放系數(shù)．經(jīng)過一系列準(zhǔn)確計(jì)算，可以得到我國30個省市地區(qū)1997—2011年二氧化碳排放量的估計(jì)值.由表2的二氧化碳排放量估算值可以看出我國各省市地區(qū)碳排放量基本都呈現(xiàn)上升趨勢，地區(qū)差異比較明顯．為了更好的體現(xiàn)我國二氧化碳排放的地區(qū)差異性，將我國30個?。ㄊ小^(qū)）按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和其地理位置劃分為三大區(qū)域，包括東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)．具體來講，東部地區(qū)包括北京、河北、天津、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南這11個?。ㄊ校?；中部地區(qū)主要包括黑龍江、吉林、山西、湖北、河南、湖南、安徽和江西這8個省份；西部地區(qū)則包括內(nèi)蒙古、廣西、云南、貴州、四川、陜西、重慶、青海、寧夏、新疆、甘肅、（由于缺乏數(shù)據(jù)較多，未估算其二氧化碳排放量）這12個?。ㄊ?、區(qū)）．表3顯示我國三大區(qū)域的碳排放量.表3的數(shù)據(jù)反映了我國及東中西部三大區(qū)域碳排放量情況．從總體上來看，1997—2011年我國的二氧化碳排放量呈現(xiàn)持續(xù)增長的趨勢，從1997年的336565．69萬噸增長至2011年的1066359．01萬噸，增長幅度達(dá)到729793．32萬噸，短短15年間排放量大約增長了2．17倍．由圖1可以明顯看出，在1997—2002年我國二氧化碳排放量處于緩慢增長的階段，這個階段我國的二氧化碳排放量年均增長為3．48％．這個階段產(chǎn)生的原因主要是受亞洲金融危機(jī)影響，我國出口貿(mào)易縮減，這在一定程度上減少了二氧化碳的排放．從2003年起，亞洲各國陸續(xù)走出金融危機(jī)的泥潭，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展加速，但由于我國高投入、高消耗、高污染的粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式，使得我國這一階段的二氧化碳排放量處于快速增長期，2003—2007年我國二氧化碳排放量增速達(dá)到13．70％．之后我國二氧化碳排放量增速有所下降，2008—2011年增速為9．37％．雖然增長率依舊不低，但是相比于2003—2007年還是呈現(xiàn)下降趨勢．這說明我國意識到能源環(huán)境的重要性，開始探尋低碳經(jīng)濟(jì)路徑，為實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)付出努力．特別是在2008年10月29日我國公布的《中國應(yīng)對氣候變化的政策行動》白皮書，鄭重聲明了我國應(yīng)對氣候變化問題的積極態(tài)度和相關(guān)行動，更是明晰了我國未來低碳發(fā)展路徑．從表3東中西部三大區(qū)域碳排放量情況可以明顯看出，我國的碳排放區(qū)域差異性是比較顯著的．總體來講，我國二氧化碳排放量呈現(xiàn)由東到西依次遞減的規(guī)律，東部地區(qū)碳排放量最多，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)碳排放量最少．東部地區(qū)的二氧化碳排放在絕對量上大大超過中西兩大區(qū)域．從圖2可以看到，這三大區(qū)域二氧化碳排放均呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，且其增長規(guī)律均與全國二氧化碳排放量一樣，可以分為三個階段：從1997—2002年三大區(qū)域的二氧化碳排放量有升有降，總體來說處于緩慢增長階段；從2003—2007年，三大區(qū)域的二氧化碳排放量均呈現(xiàn)不同程度的增長，整體處于快速增長階段；從2008—2011年，三大區(qū)域的二氧化碳排放量處于增速下降階段．圖2是我國1997—2011年30個省市地區(qū)二氧化碳排放量均值的降序排列圖．其中，二氧化碳排放量均值位于全國二氧化碳排放均值的省市地區(qū)有：山東、河北、江西、江蘇、河南、廣東、遼寧、內(nèi)蒙古、浙江、四川和湖北．排名靠前的前五個省份是山東、河北、江西、江蘇和河南，分別占我國二氧化碳排放總量均值的8．71％、8．00％、7．68％、6．21％和5．95％．我國的主要二氧化碳排放大省均為傳統(tǒng)工業(yè)，能源消費(fèi)以煤炭為主．二氧化碳排放量排名靠后的五個省份分別是天津、甘肅、寧夏、青海和海南，分別占我國二氧化碳排放總量均值的1．46％、1．44％、0．98％、0．40％和0．30％．圖3是我國1997—2011年各省碳排放年均增長率的降序排列圖．可以看到，二氧化碳排放年均增長率排名前五的省份是寧夏、內(nèi)蒙古、海南、福建和山東，其中寧夏二氧化碳排放的年均增長率達(dá)到15．36％．寧夏出現(xiàn)較高二氧化碳排放速度的原因與其快速的經(jīng)濟(jì)增長密切相關(guān)，1997年寧夏的國內(nèi)生產(chǎn)總值為210．92億元，2011年為2102．21億元，增幅達(dá)到1891．29，增長了8．97倍．第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重由1997年的41．6％增長到了2011年的50．2％，增長了8．6個百分點(diǎn)．快速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展及不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)刺激了二氧化碳的高速排放．除了以上二氧化碳排放年均增長率排名靠前的省份外，青海、陜西、廣西和新疆的年均增長率也均超過了10％，高于全國8．59％的平均增長水平．排名靠后的五個省份為遼寧、山西、黑龍江、上海和北京，其二氧化碳排放的年均增長率分別為6．47％、6．16％、5．41％、4．32％和1．95％，其中北京二氧化碳排放年均增長率以1．95％位居全國最低.

3我國各省區(qū)二氧化碳排放影響因素的實(shí)證研究

影響二氧化碳排放的相關(guān)因素很多，比如地理因素、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、對外開放程度、投資水平、制度環(huán)境、城市化水平、能源價(jià)格等［5－8］．考慮到客觀條件的限制，在考慮數(shù)據(jù)可得性基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、出口貿(mào)易、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、城市化水平、國內(nèi)生產(chǎn)總值對二氧化碳排放的影響．本文選擇的面板數(shù)據(jù)模型如下：yit＝α＋Zitβ＋ηi＋εit．（3）其中，yit是第i個省份第t年人均二氧化碳排放量；α是常數(shù)項(xiàng)，β是回歸系數(shù)；ηi是個體效應(yīng)，主要用來控制各省份自有的特殊性質(zhì)，εit是外生解釋變量，主要包含國內(nèi)生產(chǎn)總值（用gdp表示）、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及出口貿(mào)易等因素．其中，能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)以煤炭消費(fèi)量占能源消費(fèi)量的比重度量（用energe表示），城市化水平以非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎囟攘浚ㄓ胏ity表示），出口貿(mào)易以出口額占GDP的比重度量（用export表示），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重度量（用industry表示），同時(shí)對所有變量進(jìn)行了取對數(shù)處理．結(jié)果顯示，該面板回歸模型擬合地較好，回歸系數(shù)具有較高的顯著性，其符號方向與現(xiàn)實(shí)情況較為符合．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及國內(nèi)生產(chǎn)總值對二氧化碳排放量的彈性系數(shù)較高，說明二氧化碳對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動比較敏感．第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重每增加1％，會使二氧化碳排放量增加0．9744％，這說明第二產(chǎn)業(yè)與碳排放呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，第二產(chǎn)業(yè)是二氧化碳排放的主要驅(qū)動因素．經(jīng)濟(jì)每增長1％，二氧化碳排放量則會增加0．5812％，這說明經(jīng)濟(jì)增長也是碳排放量增多的一個重要因素，二者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系．能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與出口貿(mào)易與碳排放量的彈性系數(shù)在1％水平上不顯著．

篇2

1.2協(xié)整檢驗(yàn)通過對殘差（residual）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)判斷其平穩(wěn)性，以檢驗(yàn)YGDP、XC、XO、XG、XE之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知，YGDP、XC、XO、XG、XE序列通過了協(xié)整檢驗(yàn)，表明它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

1.3相關(guān)關(guān)系分析根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立的各變量間的線性模型，如下所示：（1）對模型（1）進(jìn)行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。其中，根據(jù)DW值可以判斷，變量之間存在自相關(guān)性，并且XG與XE的系數(shù)不顯著，XG也沒通過符號檢驗(yàn)。由表4可知，R2值達(dá)到0.69263，模型整體擬合優(yōu)度較高，模型中的解釋變量對被解釋變量具有很好的解釋能力；F值為8.93125，方程通過了顯著性檢驗(yàn)，DW值也在合理的區(qū)間范圍內(nèi)，各變量之間已經(jīng)不存在自相關(guān)性。根據(jù)表4的結(jié)果，煤炭消費(fèi)增長率（XC）在1%水平下呈現(xiàn)出顯著性，石油消費(fèi)增長率（XO）、天然氣消費(fèi)增長率（XG）與電力消費(fèi)增長率（XE）都在10%的水平下呈現(xiàn)出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費(fèi)增長率都通過了符號檢驗(yàn)，表明這四個因素會顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而不是相反。根據(jù)四個變量系數(shù)的大小，得出我國經(jīng)濟(jì)增長過程中的能源支持，首先是煤炭，其次是電力，然后是石油和天然氣。

2結(jié)論與建議

通過上文的實(shí)證分析可以看出，消費(fèi)煤炭等不可再生資源依舊是我國經(jīng)濟(jì)增長的主要來源，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中高耗能、低能效的現(xiàn)象還是十分突出，堅(jiān)持開發(fā)新能源、降低污染依舊是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重中之重。另一方面，能源制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展這一瓶頸問題始終得不到有效改善也與能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)相關(guān)，為了解決這一問題必須加大力度開發(fā)可再生清潔能源與新能源，如水電資源、風(fēng)電、核電等。堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展就應(yīng)該改善我國低效的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，拓展能源的來源，降低污染排放，提高能源的利用效率。首先，國家應(yīng)該堅(jiān)定經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的思路，把我國傳統(tǒng)的粗放型工業(yè)經(jīng)濟(jì)一步一步調(diào)整為集約型經(jīng)濟(jì)，要把節(jié)約資源和有效的利用現(xiàn)有能源作為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中的既定目標(biāo)，只有堅(jiān)持走這條道路才能又快又好的轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)勢必要求我們節(jié)能降耗。

篇3

2矩陣分析方法實(shí)證分析

從分析能源消費(fèi)的內(nèi)部來說，煤炭消費(fèi)以能源消費(fèi)總量的66%位居第一，成品油以能源消費(fèi)總量的18.4%位居第二，電力以能源消費(fèi)總量的10%位居第三，以上三種能源占能源消費(fèi)總量的94.4%。綜上所述，這三種能源的消費(fèi)增長速度來表示能源消費(fèi)是可行的。

從產(chǎn)業(yè)方面來說，由于各個產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)種類不同，而且各產(chǎn)業(yè)部門不同能源消費(fèi)的增長速度也是有區(qū)別的。因此各產(chǎn)業(yè)部門的能源消費(fèi)狀況用結(jié)構(gòu)積的方式來表示也是可行的。用E代表能源消費(fèi)增長的結(jié)構(gòu)積，V代表各個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的年平均增長速度的矩陣，D表示各產(chǎn)業(yè)部門年平均一種能源消費(fèi)的增長速度矩陣。用矩陣公式表示為：產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)積=產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)增長率×產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率通過綜合分析第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的能源消費(fèi)，建筑業(yè)的能源綜合結(jié)構(gòu)積以5186.781997位于首位，位于第二位的第三產(chǎn)業(yè)的能源綜合結(jié)構(gòu)積以4720.754426略低于第二產(chǎn)業(yè)，工業(yè)能源綜合結(jié)構(gòu)積以3570.898706位于第三位，第一產(chǎn)業(yè)能源綜合結(jié)構(gòu)積以2467.776049位于第四位。換言之，能源消費(fèi)的大戶是建筑業(yè)，而傳統(tǒng)的第一產(chǎn)業(yè)對于能源消費(fèi)的訴求則不那么強(qiáng)烈。更進(jìn)一步研究產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的能源消費(fèi)情況，不難發(fā)現(xiàn)建筑業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部電力的結(jié)構(gòu)積很大，成品油的結(jié)構(gòu)積次之，但遠(yuǎn)高于煤炭。略遜于建筑業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，自第二次工業(yè)革命以來起主導(dǎo)作用的工業(yè)也具有較大的電力結(jié)構(gòu)積。

再看其他幾種極為重要的戰(zhàn)略資源——石油，第三產(chǎn)業(yè)以及建筑業(yè)顯然比工業(yè)更易受到其影響，而煤炭能源消費(fèi)的控制對于工業(yè)的影響要遠(yuǎn)大于對其他三個產(chǎn)業(yè)的影響?？偟膩砜?，除了相對穩(wěn)定的第一產(chǎn)業(yè)，其他生產(chǎn)部門顯然與能源結(jié)構(gòu)干涉甚深。改動矩陣，將第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)合并，得出表1，即2001-2013年不同能源的結(jié)構(gòu)積。由不同能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)積對比可以看到，矩陣結(jié)構(gòu)積最高的為電力能源，代表成品油的矩陣結(jié)構(gòu)積位于第二，這表明，在2001-2013年間，我國消費(fèi)增長速度最快的是電力能源，其次是成品油，而且電力消費(fèi)增長的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于成品油。

篇4

一、中國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈逆轉(zhuǎn)趨勢

90年代初，在工業(yè)產(chǎn)出中，輕重工業(yè)基本上各占一半，但是重工業(yè)比重去年以上升到67.5%，今年前7個月又進(jìn)一步上升到69%。由于重工業(yè)單位產(chǎn)出的能耗是輕工業(yè)的4倍，工業(yè)化進(jìn)入到重工業(yè)階段必然會帶來能源消耗強(qiáng)度的上升。這一點(diǎn)與其他工業(yè)先行國在進(jìn)入重工業(yè)階段后的能源消費(fèi)特點(diǎn)沒有什么不同。

然而，世界工業(yè)化國家的歷史經(jīng)驗(yàn)證明，在各國進(jìn)入到重工業(yè)階段后，從能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)看，都出現(xiàn)了從以煤為主向以石油和天然氣為主的轉(zhuǎn)變。由于石油和天然氣被稱為“清潔能源”，熱值高而有害氣體排放少，雖然在進(jìn)入重化工業(yè)階段后能源消費(fèi)的增長率會加速，但對環(huán)境的破壞性影響卻不會隨著能耗的上升而顯著增強(qiáng)。

反觀中國今年來的情況，進(jìn)入重工業(yè)階段后卻沒有出現(xiàn)能源結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換，從石油消費(fèi)在能源消費(fèi)中的比重看，1999年為24.6%2004年卻下降到22.7%。雖然從2000年以來原油進(jìn)口量以年均15.7%的速度增長，到去年以超過1.2億噸，但由于同期國內(nèi)原油產(chǎn)量的增速明顯下降，石油在能源消費(fèi)中的比重仍然下降了。那么能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的這種逆轉(zhuǎn)，是暫時(shí)的還是反映了一個長期趨勢呢？我認(rèn)為是個長期趨勢。因?yàn)?，主要有兩個因素將長期限制中國的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)向以石油為主轉(zhuǎn)換。

首先是世界資源的不可能性，中國是一個石油資源稀缺國家，根據(jù)目前預(yù)測，中國在未來石油的最大年產(chǎn)量只能在2億噸左右。從國際比較看，在工業(yè)化完成階段，按桶計(jì)算的石油消費(fèi)量，美國為人均28桶，日本和韓國為人均17桶，中國目前只有1.7桶，僅相當(dāng)于美國的1/16，日本和韓國的1/10。

美國是世界上消耗能源最多的國家，日本和韓國卻是工業(yè)化國家中能源利用效率最高的國家。如果按日韓的石油消費(fèi)水平計(jì)算，到2030年中國基本上完成工業(yè)化的時(shí)候，每年的石油總消費(fèi)量就要增加到36億噸，這意味著將有34億噸石油需要依靠進(jìn)口。但是，世界石油資源并不豐裕，目前每年世界全部的石油生產(chǎn)量約為45億噸，其中可貿(mào)易的量為22-23億噸。即使今后世界石油產(chǎn)量和貿(mào)易量還會增長，相對于中國的巨大需求，仍然是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。

日本和韓國也沒有什么石油資源，是依賴世界資源完成從以煤為主的能源結(jié)構(gòu)向以石油為主轉(zhuǎn)換的。但由于從人口看它們是中小國家，雖然人均石油進(jìn)口量很高，可石油需求總量卻不大。而中國是人口大國，沒有可能依靠世界資源完成這個轉(zhuǎn)換。2003年中國原油加成品油進(jìn)口已達(dá)1.2億噸，2004年又上升到1.5億噸，已經(jīng)把世界當(dāng)年新增石油貿(mào)易量的40%拿到了中國，許多人甚至把油價(jià)上漲的主要因素歸結(jié)到中國的需求。即便如此，還是難以擋住石油消費(fèi)在中國能源總消費(fèi)中的比重下降，這已經(jīng)充分說明了中國依賴世界資源轉(zhuǎn)換能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的困難。

其次，中國大量進(jìn)口石油還可能導(dǎo)致越來越激烈的國際沖突，使進(jìn)口石油的增長受到嚴(yán)重限制。事實(shí)上，在目前的世界石油可貿(mào)易量中，超過2/3為世界工業(yè)發(fā)達(dá)國家所占有。2004年，美國的石油進(jìn)口量為6.4億噸，歐盟為6.2億噸，日本超過2億噸。如果中國的石油進(jìn)口超過了國際石油貿(mào)易的新增量，就會影響到發(fā)達(dá)國家已經(jīng)占有的國際石油貿(mào)易份額，從而引發(fā)同發(fā)達(dá)國家的石油矛盾。因此，中國在未來的石油進(jìn)口量肯定還會上升，但是進(jìn)口達(dá)到一定規(guī)模，不僅有經(jīng)濟(jì)的可能性問題，還有政治和軍事安全問題。

由于石油是現(xiàn)代工業(yè)的基礎(chǔ)，控制了石油就可以控制一個國家的經(jīng)濟(jì)命脈，所以在大國的國力較量中，石油就成為國家經(jīng)濟(jì)、政治和軍事較量中的焦點(diǎn)。美國自2001年以來已經(jīng)對阿富汗和伊拉克進(jìn)行了軍事占領(lǐng)，目前又在中亞一些國家不斷策動“”，還以反海盜為名，在馬六甲海峽建立了軍事存在。通過這些已經(jīng)可以很清楚地看出，美國近年來的軍事部署是圍繞中東和中亞石油資源區(qū)進(jìn)行的。如果中國的石油需求高度依賴從這一地區(qū)進(jìn)口，不僅未來的經(jīng)濟(jì)安全度難以預(yù)測，甚至政治上的獨(dú)立都會受到威脅。因此，依賴海外資源實(shí)現(xiàn)能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，即便經(jīng)濟(jì)上可行，政治上也不安全。

所以，從長期看，中國的工業(yè)化將很難實(shí)現(xiàn)與其他工業(yè)化國家同樣的能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。由于中國的煤炭資源相對于石油比較豐富，在未來發(fā)展中，中國必將更多地依靠煤炭來支持，因此，煤炭在能源消費(fèi)比重中的持續(xù)上升和石油消費(fèi)比重的下降，將會是一個長期趨勢。

二、未來10年中國環(huán)境將持續(xù)惡化

如果中國在進(jìn)入重工業(yè)階段后的能源結(jié)構(gòu)是以煤為主，就將面臨日益艱巨的環(huán)境挑戰(zhàn)，因?yàn)榈侥壳盀橹?，世界上還沒有一個國家是在以煤為基礎(chǔ)的能源結(jié)構(gòu)上完成工業(yè)化的，而在目前的中國，燃煤所導(dǎo)致的有害氣體排放，已經(jīng)占到各種有害氣體排放量的65%--90%，每年排放總量約8000萬噸。

如果按2000年以來中國能源消費(fèi)的增長率和石油消費(fèi)比重下降的情況來推算，到2020年，中國的能源消費(fèi)總量將達(dá)到90億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，而煤炭消費(fèi)的比重將不得不上升，且占全部能源消費(fèi)的75%，折合煤炭產(chǎn)量就是近95億噸，由煤炭燃燒所排放的有害氣體按目前的環(huán)保水平來推算，也要達(dá)到近4億噸，即比目前增加5倍，這當(dāng)然是一個災(zāi)難性的后果。

有人說，既然能源消耗與環(huán)境災(zāi)難是因?yàn)檫M(jìn)入重工業(yè)階段所產(chǎn)生的，那么中國是否可以繞開這個階段呢？由于重工業(yè)化還帶來了其他許多諸如資源與投入等方面的問題，目前許多人正在爭論中國是否應(yīng)該走重工業(yè)道路。

中國進(jìn)入重工業(yè)階段的原因是由于在目前的人均收入水平上，已經(jīng)引發(fā)了居民對住房和汽車等新一代高檔耐用消費(fèi)品的需求，而這些耐用消費(fèi)品都必須以重工業(yè)來支撐。所以，中國應(yīng)不應(yīng)該、走不走重工業(yè)道路的問題，實(shí)際上是在未來中國居民應(yīng)不應(yīng)該提高消費(fèi)檔次的問題，而這個問題本來就不應(yīng)該有爭論。因?yàn)檫@是中國人民對美好生活的追求，否則中國發(fā)展社會生產(chǎn)力和搞現(xiàn)代化還有什么意義？

也有人舉出香港、新加坡等地區(qū)和國家的例子，說明本國的重工業(yè)產(chǎn)品需求可以通過國際交換來滿足。但是與石油的情況一樣，對于只有幾百萬乃至幾千萬人口的小經(jīng)濟(jì)體來說，通過國際分工與交換，的確可以滿足國內(nèi)需求，使本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展繞開重工業(yè)階段，可是對中國這樣有著巨大人口的經(jīng)濟(jì)體來說就不可能。石油不可能，鋼鐵、化工和機(jī)械都不可能。所以，中國的現(xiàn)代化建設(shè)還必須走過重工業(yè)階段才行。如此，能源的消費(fèi)就減不下來。

也有人說，中國不是要建設(shè)“節(jié)約型社會”嗎？走“循環(huán)經(jīng)濟(jì)”的路子是否可以大幅度減少能源需求呢？例如，用廢鋼鐵就可以減少90%以上的能源消耗和有害氣體排放。但是我們必須看到，由于循環(huán)經(jīng)濟(jì)是對已經(jīng)加工使用資源的回收與再利用，因此發(fā)展大規(guī)模的循環(huán)經(jīng)濟(jì)，必須是大量社會產(chǎn)平已經(jīng)到了使用壽命的終結(jié)期才有可能。這就是為什么發(fā)達(dá)國家的循環(huán)經(jīng)濟(jì)可以很發(fā)達(dá)，而在發(fā)展中國家卻規(guī)模有限的原因。

在目前的中國，以鋼材消費(fèi)來說，房地產(chǎn)占了一半多，機(jī)械工業(yè)占了20%，汽車工業(yè)占了5%，而從2004年看，城市房屋建筑面積中有60%以上是近5年建造的，社會汽車和機(jī)械保有量中，也有近60%是只使用了5年的。如果房屋的平均使用年限為50年，汽車和機(jī)械的使用年限為15年，那么至少在未來10年之內(nèi)都不會有大量報(bào)廢的鋼鐵進(jìn)入可回收期。其他有色金屬和塑料的情況與鋼鐵是一樣的。所以，至少在未來10內(nèi)，我們不能指望依靠發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)來實(shí)現(xiàn)大規(guī)模節(jié)能。

有研究表明，以大氣環(huán)境來說，目前的環(huán)境容量空間只剩下25%，如果煤炭在能源消費(fèi)中的比重還要繼續(xù)上升，可能用不了多少年就會達(dá)到環(huán)境容量的極限。如果中國不可能繞開重化工道路，國際資源又不能支撐中國實(shí)現(xiàn)從以煤為主向以油為主的能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，則中國的工業(yè)化就必須選擇新的道路。我們現(xiàn)在經(jīng)常說中國要走“新型工業(yè)化道路”，以前的含義是指要從粗放型增長轉(zhuǎn)向集約型增長，然而從能源和環(huán)境的制約關(guān)系看，這個“新”字更應(yīng)該是指中國必須走上一條世界各國從未走過的技術(shù)道路，即必須在新的能源與原材料基礎(chǔ)上完成工業(yè)化建設(shè)。因此，中國的新興工業(yè)化道路，不僅對自己的過去是“新”，對世界來說也是新的。

正因?yàn)橹袊男屡d工業(yè)化是前無古人的工業(yè)化，因此中國在探索新型工業(yè)化道路上必然充滿了各種困難，肯定需要相當(dāng)長的時(shí)間。而在成功地轉(zhuǎn)向新的工業(yè)化道路前，則必須繼續(xù)依靠傳統(tǒng)能源和原材料，即必須在傳統(tǒng)工業(yè)化道路上繼續(xù)相當(dāng)長的時(shí)間。因此，至少在未來10年，中國的環(huán)境由于煤炭燃燒比重上升，會持續(xù)惡化。我們對此必須有前瞻性，必須加大對環(huán)境保護(hù)的投入，以使中國經(jīng)濟(jì)能依靠煤炭，在傳統(tǒng)工業(yè)化的道路走出足夠長的時(shí)間。

三、建設(shè)節(jié)約型社會重在生產(chǎn)而不在消費(fèi)

經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的資源瓶頸使中國社會各界深感節(jié)約型社會的緊迫性。節(jié)約資源可從兩個方面入手，一是生產(chǎn)，二是消費(fèi)。從生產(chǎn)方面節(jié)約資源，主要是在生產(chǎn)過程中提高資源的使用效率，從消費(fèi)方面節(jié)約資源，則要求人們減少對各種產(chǎn)品的消費(fèi)。這兩個方面，哪個應(yīng)該成為節(jié)約型社會的重點(diǎn)呢？我認(rèn)為是生產(chǎn)而不是消費(fèi)。

從消費(fèi)入手，無疑于是在提倡清心寡欲的生活，這與人們追求美好生活的愿望相抵觸。日本是發(fā)達(dá)國家中資源利用程度最高的國家，是節(jié)約型社會的典型代表，但這并不排斥日本每千人的轎車擁有率超過600臺。當(dāng)然還是要培養(yǎng)居民的節(jié)約意識，鼓勵人們在日常生活中養(yǎng)成節(jié)約的習(xí)慣。

有人說，為什么不可以用稅收等經(jīng)濟(jì)手段限制對大型住宅和大排量汽車的需求呢？由于稅收是價(jià)格的組成部分，加大對消耗資源多的消費(fèi)品稅收，當(dāng)然能抑制對這類產(chǎn)品的需求。但是，如果市場價(jià)格已經(jīng)可以反映出資源的稀缺程度，消費(fèi)者自然可以從自己的收入水平和與產(chǎn)品價(jià)格對比中做出理性選擇。例如最近由于汽油漲價(jià)，許多消費(fèi)者認(rèn)為如果每升價(jià)格超過4.5元，就會放棄買車的打算，或者選擇小排量車型。所以，只要市場價(jià)格機(jī)制是有效的，政府就沒有必要通過干預(yù)價(jià)格形成來影響消費(fèi)。

還有人提出為了節(jié)約資源使用，應(yīng)通過稅收等手段提高資源的價(jià)格，這個觀點(diǎn)我不同意。以中國自身的資源稟賦不足以實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化，中國已越來越深地融入世界資源與市場體系之中，如果中國對世界資源的需求增加，則世界資源產(chǎn)品市場的邊際價(jià)格就會上升，等于所有從世界市場進(jìn)口資源的國家都在共同分擔(dān)這個價(jià)格上升水平，中國的負(fù)擔(dān)就小得多。但是，如果中國在國內(nèi)單獨(dú)拉高資源價(jià)格，等于在自動放棄充分利用國際便宜資源的好處。同理，如果因?yàn)橛《鹊绕渌麌覍κ澜缡袌龅馁Y源需求度上升，中國也要為其分擔(dān)資源產(chǎn)品價(jià)格上升的結(jié)果。所以，只要資源價(jià)格是正確反映了資源的稀缺程度，中國就沒有必要主動拉升國內(nèi)價(jià)格。

中國目前在生產(chǎn)中浪費(fèi)隨處可見，其原因主要在于使用中的設(shè)備技術(shù)落后，企業(yè)規(guī)模過小，在鋼鐵、水泥、電力、機(jī)械、建筑等許多生產(chǎn)領(lǐng)域，每單位實(shí)物產(chǎn)出量所消耗的能源和原材料水平都大大高出發(fā)達(dá)國家的平均水平。因此，在這方面有著巨大的節(jié)約潛力。所以，建設(shè)節(jié)約型社會絕不僅僅是個觀念問題，更重要的是個物質(zhì)基礎(chǔ)問題，要通過立法和經(jīng)濟(jì)手段，強(qiáng)制報(bào)廢一批落后的生產(chǎn)設(shè)備，采用財(cái)政補(bǔ)貼和國家對貸款貼息的辦法，以及加速折舊的辦法，支持企業(yè)盡快淘汰和更新設(shè)備。還要嚴(yán)格限制企業(yè)所使用設(shè)備的技術(shù)水平與規(guī)模水平，大力提成規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

四、生產(chǎn)節(jié)約的重點(diǎn)是“增量”節(jié)約

生產(chǎn)節(jié)約可分成增量節(jié)約與存量節(jié)約。中國正處于工業(yè)化中期階段，每年都需要消耗大量新資源，“增量”節(jié)約就是指如何提高資源的開采和加工效率，以提高資源的利用率。存量節(jié)約是指已經(jīng)被加工成產(chǎn)品的資源，如何回收與再利用，這就是我們一般所說的“循環(huán)經(jīng)濟(jì)”。

發(fā)展增量節(jié)約與存量節(jié)約，都需要政府和社會投入大量才力，在財(cái)政和社會資源有限的條件下，也需要選擇重點(diǎn)。而從中國的工業(yè)化發(fā)展階段看，至少在未來10年內(nèi)，生產(chǎn)節(jié)約的重點(diǎn)應(yīng)放在增量節(jié)約方面。因?yàn)榘l(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)需要一定的社會產(chǎn)品積累，才有較大空間。以鋼鐵為例，建設(shè)工業(yè)化國家一般可以用兩個鋼鐵指標(biāo)來衡量，一個是鋼鐵生產(chǎn)能力的人均占有量，一個是人均鋼鐵蓄積量。從工業(yè)發(fā)達(dá)國家看，當(dāng)基本上完成工業(yè)化時(shí)，人均鋼鐵生產(chǎn)能力大約為700公斤到1噸，人均蓄積量則在10噸左右。

當(dāng)人均鋼鐵蓄積量達(dá)到10噸，鋼鐵的生產(chǎn)能力就會逐步衰退，這是因?yàn)樵诠I(yè)化完成階段，居民對物質(zhì)產(chǎn)品的消費(fèi)已經(jīng)基本上滿足，消費(fèi)開始轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，鋼鐵工業(yè)主要是負(fù)擔(dān)居民對原有產(chǎn)品更新的要求。而更新產(chǎn)品是以新頂舊，被淘汰和報(bào)廢的產(chǎn)品，如汽車和房屋建筑，都包含著大量金屬材料，而在報(bào)廢的金屬產(chǎn)品中，金屬回收率一般都可以達(dá)到80%，這就為發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)提供了廣闊空間，發(fā)達(dá)國家的鋼鐵工業(yè)之所以電爐煉鋼占到全部鋼產(chǎn)量的80%，就是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家的爐料是以廢鋼為主。而中國這樣的發(fā)展中國家，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的限制，直到去年人均鋼產(chǎn)量也剛過200公斤，人均鋼鐵蓄積量只有1.5噸，所以，目前鐵礦砂煉鋼仍要占到粗鋼產(chǎn)量的85%，其余15%用廢鋼煉鋼，其中還有60%的廢鋼是靠進(jìn)口。

所以，生產(chǎn)節(jié)約的重點(diǎn)應(yīng)放在提高對增量資源的使用效率方面。由于中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模已經(jīng)很大，例如從金屬蓄積量來看，目前已經(jīng)等同于日本，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)的空間很大，現(xiàn)在就開始起步了。

五、最應(yīng)節(jié)約的是土地和水：

不可貿(mào)易的資源才是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中真正難以逾越的瓶頸，警惕中國經(jīng)濟(jì)走入有增長而無發(fā)展的歧途！

生產(chǎn)的節(jié)約就是要節(jié)約各種生產(chǎn)要素的使用。由于各國生產(chǎn)要素的天然稟賦條件不同，在生產(chǎn)中各類生產(chǎn)要素使用的密集程度不同。國際貿(mào)易的存在，對某些國內(nèi)稀缺的生產(chǎn)要素可以通過貿(mào)易方式獲得，但是，有些生產(chǎn)要素不能通過貿(mào)易，例如土地和水資源，所以，不可貿(mào)易的資源才是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中真正難以逾越的瓶頸。

中國雖然號稱地大物博，但人口眾多，人均平原面積只有不到1000平方米，工業(yè)化過程中必須留足農(nóng)業(yè)用地。因此，節(jié)約土地是比節(jié)約其他可貿(mào)易資源更為重要和緊迫的問題，同時(shí)也是以較少生產(chǎn)要素投入創(chuàng)造更多社會財(cái)富的最重要的途徑。發(fā)達(dá)國家的實(shí)踐說明，一國的財(cái)富形態(tài)約有2/3是房地產(chǎn)，食品吃了就沒有了，衣服穿舊了就得扔，汽車也是減值的耐用品，只有房地產(chǎn)是可以保存財(cái)富的最主要形態(tài)。

對中國來說，由于土地資源極為稀缺，如果不能有效地提高土地的使用效率，很容易使中國經(jīng)濟(jì)走入有增長而無發(fā)展的歧途。例如，中國近年來新建的許多建筑容積率都很低，以城市“毛容積率”來說，即城市建筑物面積與城市建成區(qū)面積之比，全國平均只有0.5，最高的上海也不到0.8，而東經(jīng)為2，香港為1.6，臺北為1.2，即便在珠三角、長三角這些土地資源已經(jīng)極度緊張的地區(qū)，在大城市中心區(qū)內(nèi)，五六層的建筑物也隨處可見。

篇5

 

主流經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，能源是可以被其他要素所替代的外生變量,即使在存在能源約束的情況下，經(jīng)濟(jì)也可以得到持續(xù)增長。這使得能源資源被主流經(jīng)濟(jì)學(xué)作為外生變量或替代要素排斥在生產(chǎn)函數(shù)之外。直到20世紀(jì)70年代，兩次石油危機(jī)導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)衰退，人們才開始重視能源資源對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用。事實(shí)表明，能源消費(fèi)的增加可以推動經(jīng)濟(jì)增長，能源資源是經(jīng)濟(jì)增長的重要物質(zhì)保障和必要條件。能源資源的稟賦程度以及由此而形成的地區(qū)間的差異，直接影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。因此，本文以河南省為例對能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實(shí)證研究。

1 文獻(xiàn)回顧

能源問題在上世紀(jì)70年代石油危機(jī)爆發(fā)后才引起國際社會的廣泛關(guān)注。自此，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)。1978年，Kraft，J. 和 Kraft，A.[1]，在他們的研究中對美國1947—1974年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，首次發(fā)現(xiàn)了GNP對能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系。之后許多學(xué)者對不同時(shí)間段、不同國家的能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系展開了大量的實(shí)證分析。隨著我國工業(yè)化、城市化進(jìn)程的加快，能源供應(yīng)緊張和經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的矛盾日益突出回歸分析，國內(nèi)學(xué)者也開始圍繞能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系展開研究。韓智勇[2]等，對我國1978-2000年能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)整性和因果關(guān)系的研究表明：我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系，但不具有長期的協(xié)整性。肖冬榮[3]等對上海市1985—2004年能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)整性和因果關(guān)系的研究表明：上海市能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間具有長期均衡關(guān)系，存在能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系。從已有的研究文獻(xiàn)來看，雖然目前關(guān)于我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究已經(jīng)取得大量有價(jià)值的成果，但是普遍都以全國整體為研究對象。如一部分學(xué)者在線性分析框架下分別利用不同時(shí)間段的序列數(shù)據(jù)通過各自不同的研究方法從整體上考察了我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系[4]；在非線性框架下,有學(xué)者利用協(xié)整方法對中國的經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)之間的關(guān)系重新進(jìn)行了檢驗(yàn)。僅從整體上研究我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系情況，不能說明我國各地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的真實(shí)關(guān)系。研究地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系的差異性，有利于各地區(qū)制定出切合自身實(shí)際的能源消費(fèi)規(guī)劃目標(biāo)和具體政策措施，有利于促進(jìn)和推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，這是研究和制定整個國家能源消費(fèi)戰(zhàn)略方針中不可缺少的內(nèi)容。

2 河南省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長概況

1978-2008年，河南省經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展，GDP由162.92 億元增加到18407.78億元， 年平均增長速度為17.07﹪；相應(yīng)地能源消耗總量也穩(wěn)步增長，由3353萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加到18784萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，年平均增長速度為5.91﹪，經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)增長之比為2.89，總體上能源消費(fèi)增長慢于GDP 增長。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，河南省能源消費(fèi)與GDP基本上是同向增長的，能源消耗是經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長的重要推動力，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了重要的物質(zhì)保障。

圖1 河南省GDP與能源消費(fèi)變化圖

圖1可以看出：第一，河南省能源消費(fèi)與GDP基本是同向變化，都有不斷上升趨勢；第二，從趨勢來看，河南省能源消費(fèi)與GDP變化并沒有呈現(xiàn)喇叭口狀態(tài)[5]，而是一個同步增長的態(tài)勢。河南省經(jīng)濟(jì)快速增長對能源需求也在相應(yīng)地增加，能源消費(fèi)增長速度并沒有經(jīng)濟(jì)增長速度快，這為筆者進(jìn)一步研究能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析提供了現(xiàn)實(shí)背景。

3 河南省能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長影響實(shí)證研究

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究過程采用1978-2008年的河南省國民生產(chǎn)總值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1978年為基期的國民生產(chǎn)總值指數(shù)對GDP 進(jìn)行縮減，以消除物價(jià)因素影響。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時(shí)削弱可能的異方差，對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)處理。數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年度的《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.2 模型選擇

本文以Y代表河南省國民生產(chǎn)總值（GDP）作為被解釋變量，以X代表能源消費(fèi)作為解釋變量。利用樣本觀測值做出LnY與LnX的散點(diǎn)圖如下（圖二）：

圖二 GDP與能源消費(fèi)散點(diǎn)圖

可知它們基本上服從線性關(guān)系，于是模型的理論方程為：

LnY=β0+β1LnX+μ(1)

其中β0、β1為待估計(jì)參數(shù)回歸分析，β1為能源的產(chǎn)出彈性系數(shù)；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，體現(xiàn)除主要變量能源消費(fèi)X之外的所有因素的綜合影響。

3.3 模型估計(jì)結(jié)果

借助計(jì)量分析軟件Eviews6.0，利用所選擇的時(shí)間序列樣本數(shù)據(jù)（1978-2008）對模型（1）進(jìn)行OLS估計(jì)[6]，輸出結(jié)果如下表（表一）：

表一 基于OLS估計(jì)的輸出結(jié)果

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X

2.006173

0.112560

17.82310

0.0000

C

-11.02685

0.989461

-11.14429

0.0000

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

R-squared

0.916345

Mean dependent var

6.580633

Adjusted R-squared

0.913461

S.D. dependent var

1.050937

S.E. of regression

0.309160

Akaike info criterion

0.552427

Sum squared resid

2.771822

Schwarz criterion

0.644942

Log likelihood

-6.562618

Hannan-Quinn criter.

0.582585

F-statistic

317.6629

Durbin-Watson stat

0.126081

Prob(F-statistic)

0.000000

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

篇6

 

1引言

氣候變化是人類可持續(xù)發(fā)展面臨的最大威脅，氣候變化的主因是溫室氣體排放的增加，而溫室氣體排放主要來源于能源消費(fèi)。因?yàn)楦鳟a(chǎn)業(yè)對能源的需求量不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動直接影響著能源的消費(fèi)量變化。當(dāng)前，我國正在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時(shí)節(jié)能減排工作面臨很大的國際和國內(nèi)壓力。如何使我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能夠有利于節(jié)能減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)是一個亟需研究的問題。在此背景下，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對我國能源消費(fèi)的影響，對于我國未來制定能源發(fā)展戰(zhàn)略、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、減少溫室氣體排放、發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與能源消費(fèi)的關(guān)系，國外有許多學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。Baiding Hu (1998)運(yùn)用投入產(chǎn)出法分析了1987～1997年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)的變化對中國能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化影響。用直接的投入產(chǎn)出系數(shù)變化反映技術(shù)的變化，主要以煤、石油、天然氣、電、焦炭等六種能源要素為研究范圍，結(jié)果顯示，中國能源消耗強(qiáng)度的下降主要原因是直接能源投入需求的變化核心期刊，總投入需求的變化導(dǎo)致了總產(chǎn)出和能源消費(fèi)的增長，但總投入需求變化效應(yīng)小于直接投入需求的變化效應(yīng)，故最終總的能源消耗強(qiáng)度呈下降趨勢。

Fisher-Vanden(2006)使用企業(yè)層次的數(shù)據(jù)分析能源效率提高的因素，發(fā)現(xiàn)隨著產(chǎn)業(yè)分類細(xì)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動所起的作用逐漸提高；當(dāng)將結(jié)構(gòu)變動細(xì)化到四位數(shù)產(chǎn)業(yè)甚至公司水平時(shí)，結(jié)構(gòu)變動對能源強(qiáng)度變動的貢獻(xiàn)超過技術(shù)變動的貢獻(xiàn)。

Jonathan E.Sinton(2001)則從能源統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的真實(shí)性方面提出了疑問，認(rèn)為能源供給存在低估，同時(shí)他也認(rèn)為即使能源消費(fèi)統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)確，是技術(shù)進(jìn)步還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或者其它因素對中國能源消費(fèi)產(chǎn)生影響是值得進(jìn)一步研究的問題。

Richard F.Garhaccio(1999)等運(yùn)用投入產(chǎn)出法研究了1978～1995年期間中國單位產(chǎn)出能源消費(fèi)量下降的原因，其研究把這種消費(fèi)效率的改進(jìn)分解成技術(shù)變化、進(jìn)出口總量和成分變化等各種結(jié)構(gòu)變化。其結(jié)論認(rèn)為，1987年—1992年間能源消費(fèi)效率的改進(jìn)主要是由于部門中技術(shù)的變化，一些能源密集型產(chǎn)品進(jìn)口的增加也促進(jìn)了這種效率的提高，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化卻使能源消費(fèi)增加。

ZhongXiang Zhang(2003)研究了1990年～1997年中國工業(yè)部門能源消費(fèi)效率改進(jìn)的情況。他認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對我國工業(yè)部門能源效率提高的作用是負(fù)面的，導(dǎo)致整個工業(yè)部門能源效率提高的原因在于各個子部門能源消費(fèi)效率的提高。

近年來，國內(nèi)一些學(xué)者也開始對這個問題進(jìn)行研究，但是大多數(shù)文獻(xiàn)是針對能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行的研究，而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與能源消費(fèi)關(guān)系的研究相對較少。歐曉萬(2007)對三次產(chǎn)業(yè)能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別進(jìn)行了協(xié)整分析，但沒有從總體上考慮能源消費(fèi)與三次產(chǎn)業(yè)之間的相互關(guān)系。史丹(1999)認(rèn)為結(jié)構(gòu)變動是能源消費(fèi)的重要影響因素，且對不同的能源品種影響程度和作用方向不完全一致，徐博(2004)等研究得出第一產(chǎn)業(yè)和工業(yè)比重的變化是影響能源消費(fèi)總量變化的主要因素。楊洋 (2008) 等利用我國1978～2006年的相關(guān)數(shù)據(jù)對影響我國能源強(qiáng)度的因素進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對能源強(qiáng)度的提高或降低的影響程度最大。

在借鑒以上研究的基礎(chǔ)上，本文利用1978－2008年我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)等時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對我國能源消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。

2 數(shù)據(jù)來源和處理

2.1數(shù)據(jù)來源

本文進(jìn)行實(shí)證研究所用的數(shù)據(jù)范圍是1978～2008年核心期刊，主要指標(biāo)有中國能源消費(fèi)總量、各年度國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、三次產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值以及三次產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中所占比重等，以1978年為基期，通過GDP平減指數(shù)計(jì)算出各年真實(shí)GDP。其中以三次產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中所占比重代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以比重的變化代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。

能源消費(fèi)總量的數(shù)據(jù)來自中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒(1979，2009)，是實(shí)物指標(biāo)，單位為百萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤；GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2009)。對于三次產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)有兩種處理方法，一種處理方法就是采用它們國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加值進(jìn)行計(jì)算，這樣測算的優(yōu)點(diǎn)是三個產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加值是在不斷增長的，也就是它們變動的趨勢和能源消費(fèi)的趨勢會比較一致，但是不便于說明結(jié)構(gòu)的變動對能源消費(fèi)的影響；另一種處理方法是采用三次產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中所占的比重進(jìn)行計(jì)算，本文使用第二種方法，并在計(jì)算中把能源消費(fèi)總量作為因變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動作為自變量。

表1 能源消費(fèi)總量與各產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值 單位：億元

 

指標(biāo)

 

 

能源消費(fèi)總量（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）

國內(nèi)生產(chǎn)總值

第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值

第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值

第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值

1978年

57144

3645

1028

1745

872

1979年

58588

4063

1270

1914

879

1980年

60275

4546

1372

2192

982

1981年

59447

4892

1559

2256

1077

1982年

60267

5323

1777

2383

1163

1983年

66040

5963

1978

2646

1338

1984年

70904

7208

2316

3106

1786

1985年

76682

9016

2564

3867

2585

1986年

80850

10275

2789

4493

2994

1987年

86632

12059

3233

5252

3574

1988年

92997

15043

3865

6587

4590

1989年

96934

16992

4266

7278

5448

1990年

98703

18668

5062

7717

5888

1991年

103783

21781

5342

9102

7337

1992年

109170

26923

5867

11700

9357

1993年

115993

35334

6964

16454

11916

1994年

122737

48198

9573

22445

16180

1995年

131176

60794

12136

28679

19978

1996年

138948

71177

14015

33835

23326

1997年

137798

78973

14442

37543

26988

1998年

132214

84402

14818

39004

30580

1999年

133831

89677

14770

41034

33873

2000年

138553

99215

14945

45556

38714

2001年

143199

109655

15781

49512

44362

2002年

151797

120333

16537

53897

49899

2003年

174990

135823

17382

62436

56005

2004年

203227

159878

21413

73904

64561

2005年

224682

183217

22420

87365

73433

2006年

246270

211923

24040

103162

84721

2007年

265583

257306

28627

124799

103880

2008年

285000

300670

篇7

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）09-00-01

一、計(jì)量變量的選擇

對能源供需與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，需要分析能源供給和消費(fèi)的主要影響因素。從湖南省能源需求方面看，其主要影響因素有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口變化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源利用結(jié)構(gòu)四個方面。從湖南省能源供給方面看，其主要影響因素有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)這三個方面。

本論文根據(jù)湖南統(tǒng)計(jì)年鑒和湖南省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)提供的1990年-2012年相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，獲得湖南省能源需求情況、供給情況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源利用結(jié)構(gòu)等相關(guān)情況。其中代表變量設(shè)置分別為：D（湖南省能源需求情況）；S（能源供給情況）；GDP（經(jīng)濟(jì)增長情況）；E（第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重）；C（原煤消費(fèi)量占總能源消費(fèi)比重）；P（原煤生產(chǎn)量占總能源生產(chǎn)比重）

二、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文中所選取的數(shù)據(jù)軍師屬于時(shí)間序列范疇的，如果直接對統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)回歸運(yùn)算，極大可能造成虛假回歸的現(xiàn)象出現(xiàn)，從而導(dǎo)致影響結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，需要在建立計(jì)量模型之前進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用Eviews6.0計(jì)量軟件對各個變量分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

原數(shù)據(jù)在臨界值（5%）水平下是不平穩(wěn)的，二在一階差分后的新數(shù)據(jù)序列在臨界值（5%）水平下是平穩(wěn)的。對模型中使用的對數(shù)序列和差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，如下表所示，結(jié)果顯示對數(shù)序列不平穩(wěn)，而經(jīng)過一階差分變換后，均是平穩(wěn)序列，符合協(xié)整前提。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

本文通過計(jì)量軟件Eviews6.0對經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量、能源生產(chǎn)總量，原煤消費(fèi)量占總能源消費(fèi)比重與能源消費(fèi)總量，原煤生產(chǎn)量占總能源生產(chǎn)比重與能源生產(chǎn)總量，第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重與能源生產(chǎn)總量、能源消費(fèi)總量，能源消費(fèi)總量與能源生產(chǎn)總量的長期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。有協(xié)整關(guān)系結(jié)果可得回歸模型如下：

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果得知GDP與D、S，C與D，P與S，E與D、S，S與D存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長、能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源的供需都有較為穩(wěn)定、明顯的影響。并且由即得模型可知，GDP每增長1%，則引起能源消費(fèi)總量增長0.53%，同時(shí)引起能源生產(chǎn)總量增長0.41%。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)每變動1%，則能源需求增長2.17%。能源供給結(jié)構(gòu)每變動1%，則能源供給增長8.40%。第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每變動1%，則引起能源需求變動1.92%，同時(shí)引起能源供給變動1.27%。并且，能源需求變動1%則引起能源供給變動0.29%。

參考文獻(xiàn)：

[1]伍海華，金志國，胡燕京.產(chǎn)業(yè)發(fā)展論[M].經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2004：312-313.

[2]顏文燕，胡文峰.基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源視角的浙江省經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2008，27（4）：593-599.

篇8

 

2007年12月, 長株潭城市群被國家批準(zhǔn)為資源節(jié)約型和環(huán)境友好型( 簡稱“ 兩型”) 社會建設(shè)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū), 隨著兩型社會的建設(shè)和湖南省“ 一點(diǎn)一線”區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施以及全省經(jīng)濟(jì)的騰飛, 作為省域經(jīng)濟(jì)重心, 長株潭城市群“兩型社會”的建設(shè), 不僅為長株潭的發(fā)展帶來了極好的發(fā)展機(jī)遇, 而且對全省的社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展也具有十分重要的意義。

一、自然資源狀況

（一） 礦產(chǎn)資源優(yōu)勢明顯

目前三市已查明的礦產(chǎn)資源有50余種，主要礦藏有鐵、錳、釩、銅、鉛、鋅、硫、磷、海泡石、重晶石、石、煤等，擁有全國獨(dú)一無二的石，海泡石儲量居全國首位，錳和磷礦生產(chǎn)規(guī)模居全省第一。

（二）水資源豐沛

長株潭三市的生產(chǎn)、生活水源90%依賴湘江，人均水資源擁有量達(dá)到2069立方米。但湘江多處水資源污染嚴(yán)重，工業(yè)和城市生活用水存在浪費(fèi)現(xiàn)象，全省的資源利用效率僅為22%，特別是經(jīng)常出現(xiàn)季節(jié)性缺水，再加上廢水處理能力低，水資源狀況不容樂觀。

(三)能源資源嚴(yán)重匱乏

長株潭是缺能地區(qū)，全省天然氣、石油資源極其短缺小論文，煤炭保有儲量為30．45億噸(折合標(biāo)煤18億噸)僅占全國總儲量的0.2％，電力僅能滿足需求的55％。90％以上的能源都需要從外地調(diào)入。

（四）土地后備資源嚴(yán)重不足

長株潭地區(qū)由于人口密度大，人均土地面積本來就低于全省的平均水平。而且隨著經(jīng)濟(jì)社會的快速發(fā)展，用地規(guī)模不斷的擴(kuò)大，對土地的需求也日益增長，使得耕地?cái)?shù)量不斷的減少，后備資源不斷萎縮，局部土地生態(tài)環(huán)境惡化，土地越來越成為制約經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的瓶頸。

（五）資源消耗高，回收利用率低

2008年單位GDP能耗只有長沙低于全國平均水平（見表1），株洲和湘潭都偏，湘潭的單位規(guī)模工業(yè)增加值能耗高于全國平均水平。全省工業(yè)增加值中僅鋼鐵、有色、化工、建材4 大高耗能行業(yè)所占比重便高達(dá)40%多。同時(shí)，能源消費(fèi)彈性系數(shù)也較大，全省規(guī)模工業(yè)能源消費(fèi)彈性系數(shù)為1.08，不僅資源稟賦較差，主要資源人均占有量小，資源質(zhì)量不高，而且資源回收利用率低，循環(huán)利用、綜合利用水平不高。

2008年長株潭三市能源消費(fèi)狀況

表1

 

 

 

單位GDP能耗

單位工業(yè)增加值能耗

單位GDP電耗

噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元

升降%

噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元

升降%

千瓦時(shí)/萬元

升降%

全國

1.102

-4.59

2.19

-8.43

1375.29

-3.3

全省

1.225

-6.72

1.98

-11.8

975.49

-9.92

長沙

0.888

-6.10

0.74

-13.7

549.1

-5.48

株洲

1.390

-7.09

1.54

-11.9

1016.3

-13.97

湘潭

1.816

-7.73

2.88

篇9

0前言

全球的氣候和溫室效應(yīng)發(fā)生的變化已經(jīng)嚴(yán)重地影響人類社會經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，應(yīng)對全球氣候變化，減少對環(huán)境的影響，發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)是各國未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的應(yīng)對方式，而提高碳足跡效率是重要的環(huán)節(jié)。貴州巖溶地區(qū)生態(tài)環(huán)境十分脆弱，其碳效率動態(tài)變化如何，如何提高碳效率，減少其環(huán)境壓力，應(yīng)對全球氣候變化是非常值得研究的問題。該項(xiàng)研究從基于生態(tài)足跡模型的碳足跡產(chǎn)值的歷史過程分析研究，把握巖溶地區(qū)碳足跡效率的變化規(guī)律，提出提高碳效率的對策，對貴州巖溶地區(qū)可持續(xù)發(fā)展和應(yīng)對全球氣候變化具有重要的意義。

1.理論基礎(chǔ)簡述

1.1 生態(tài)足跡理論模型

生態(tài)足跡(Ecological Footprint 簡稱EF) 分析法是加拿大生物經(jīng)濟(jì)學(xué)家William Rees 和其博士生Wackernagel 于1992 年提出的一種用以衡量可持續(xù)發(fā)展的生物物理方法[1]。生態(tài)足跡是衡量人類在發(fā)展的過程中對生態(tài)系統(tǒng)所產(chǎn)生影響的一個重要指標(biāo)項(xiàng)目管理論文，它是人類對生物生產(chǎn)性土地面積的占用量。生態(tài)足跡的定義為“生產(chǎn)人們所消費(fèi)的所有資源和消納這些人所產(chǎn)生的所有廢物所需要的生態(tài)生產(chǎn)性土地的總面積”[2]。生態(tài)足跡的單位是“全球性公頃”。一個單位的“全球性公頃”相當(dāng)于1hm2具有全球平均產(chǎn)量的生產(chǎn)力空間[3]。也就是說，生態(tài)足跡主要用于計(jì)算在一定區(qū)域一定人口與經(jīng)濟(jì)規(guī)模條件下， 維持資源消費(fèi)和廢物消納所必須的生物生產(chǎn)面積。生態(tài)足跡可以分為資源生態(tài)足跡和能源生態(tài)足跡兩部分，前者指生產(chǎn)所消費(fèi)資源而需要的生物生產(chǎn)土地的面積，包括耕地足跡、林地足跡、水域足跡、建筑用地足跡；后者指吸納所產(chǎn)生的廢棄物需要的生物生產(chǎn)土地的面積。生態(tài)足跡已經(jīng)成為國際公認(rèn)的評價(jià)自然資源消耗的方法[4]。

1.2 碳足跡與碳足跡效率

碳足跡的概念來源生態(tài)足跡；但是，對于“碳足跡”的準(zhǔn)確定義目前還沒有統(tǒng)一，各國學(xué)者有著各自不同的理解和認(rèn)識[5]。Global Footprint Network（2007）碳足跡是生態(tài)足跡的一部分，可看作化石能源的生態(tài)足跡[6]。由此可見，碳足跡指的是生態(tài)足跡中的化石能源足跡；Grub & Ellis（2007）指出，碳足跡是指化石燃料燃燒時(shí)所釋放的CO2總量；另外，有的學(xué)者指出，碳足跡是排放的CO2以及其他溫室氣體轉(zhuǎn)化的CO2 等價(jià)物。自2001 年以來，國外一些學(xué)者陸續(xù)以生態(tài)足跡的方法對碳足跡進(jìn)行研究，但國內(nèi)對能源消費(fèi)的專門研究還不多見[4]。總體來說，國外仍處于起步階段，而國內(nèi)的碳足跡研究尚處于萌芽階段[5]。而關(guān)于化石能源足跡方面國內(nèi)已有少數(shù)學(xué)者的研究。但是對西南巖溶地區(qū)的碳足跡研究還是空白。由于用能是二氧化碳最主要的排放源[7]，本研究以生態(tài)足跡中的化石能源生態(tài)足跡作為碳足跡加以研究。

就碳足跡，也就是能源足跡而言，采用世界上單位化石燃料生產(chǎn)土地面積的平均發(fā)熱量為標(biāo)準(zhǔn)，將當(dāng)?shù)啬茉聪M(fèi)所消耗的熱量折算成一定的化石燃料土地面積[8]。也就是將化石能源消費(fèi)轉(zhuǎn)化為吸收其燃燒后釋放出來的溫室氣體所需的森林面積[9]。具體來說，是將各類能源的消費(fèi)實(shí)物量轉(zhuǎn)化為標(biāo)煤量，再將各類能源的標(biāo)煤量轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的熱量，再通過熱量與CO2吸收率的比值計(jì)算出各類能源消費(fèi)所占用的足跡。所以，用于CO2的林地面積，乘以均衡因子，就可以得到CO2用地生態(tài)足跡（碳足跡）。區(qū)域能源（碳足跡）生態(tài)足跡具體計(jì)算公式：

EF =ΣrjAj =Σrj ( Pj+Ij-Ej )(2)( j =1 ，2 ，3 ，4 ，5 ，6)

式中: EF為區(qū)域能源生態(tài)足跡(hm2 ) ; rj為均衡因子; Aj為各類土地的生態(tài)足跡。

人均能源生態(tài)足跡為:ef = EF/ N (3)

式中: ef 為人均能源生態(tài)足跡( hm2/人) ; N為總?cè)丝跀?shù)[9] ； Pj為第j項(xiàng)消費(fèi)項(xiàng)目的總生產(chǎn)量；Ij、Ej為第i項(xiàng)消費(fèi)項(xiàng)目的進(jìn)口和出口量。

由于貿(mào)易的影響項(xiàng)目管理論文，一個國家或地區(qū)的生態(tài)足跡可以跨越地區(qū)界限，所以需要進(jìn)行貿(mào)易調(diào)整。貿(mào)易調(diào)整是考慮貿(mào)易對能源消費(fèi)的影響而對當(dāng)前的消費(fèi)額進(jìn)行調(diào)整，出口為負(fù)值，進(jìn)口為正值。能源的貿(mào)易調(diào)整計(jì)算采用的計(jì)算方法如下:

Ni=Mi×(Hi/Gi)×Wi

式中，Wi為中國第i種商品貿(mào)易的凈價(jià)值量，Hi、Gi為中國該類商品的凈貿(mào)易的實(shí)物量和價(jià)值量，Mi為該類商品的能源密度，Ni為第i種商品的能源攜帶量[10]。

根據(jù)世界銀行和世界自然基金會的統(tǒng)計(jì)， 目前生態(tài)足跡效率的計(jì)算方法， 主要有生態(tài)足跡產(chǎn)值與生態(tài)足跡強(qiáng)度。能源生態(tài)足跡產(chǎn)值(Value of Energy footprint ， VEF) 體現(xiàn)單位能源生態(tài)足跡產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)價(jià)值， 定義為人均GDP 與人均能源生態(tài)足跡的比值。通過VEF 分析， 可將某一國家(區(qū)域) 經(jīng)濟(jì)與能源、生態(tài)環(huán)境發(fā)展定量化處理， 探索其能源效益與發(fā)展趨勢。當(dāng)VEF 較高時(shí)， 對分析區(qū)域的意義為: 經(jīng)濟(jì)發(fā)展較良好; 單位土地面積產(chǎn)值較高;單位能源生態(tài)足跡創(chuàng)造的經(jīng)濟(jì)價(jià)值較高等[9]。所以，碳足跡產(chǎn)值(Value of carbon footprint ， VEF)計(jì)算公式：VCF=GDP/EF=gdp/cf

式中，VCF 為碳足跡產(chǎn)值；GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值；gdp為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；cf為人均碳足跡。

1.3 數(shù)據(jù)處理與說明

運(yùn)用貴州省的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒和中國統(tǒng)計(jì)年鑒以及各縣份的統(tǒng)計(jì)年鑒等。根據(jù)歷年的統(tǒng)計(jì)資料計(jì)算煤、石油、天然氣、電力和焦碳等幾種能源的足跡，計(jì)算時(shí)將能源消耗轉(zhuǎn)化為化石能源土地面積。本研究采用Wack-ernagel 等所確定的煤、石油、天然氣和水電的全球平均土地產(chǎn)出率: 55GJ / hm2 、71GJ / hm2 、93GJ /hm2 、l000GJ / hm2 。

2.貴州巖溶地區(qū)碳生態(tài)足跡產(chǎn)值的動態(tài)變化分析

貴州巖溶地區(qū)碳足跡產(chǎn)值計(jì)算結(jié)果見表1，由表1看，貴州巖溶地區(qū)1978-2009年的碳足跡產(chǎn)值呈逐年遞增趨勢（圖1），由1978年的0.1008萬元GDP/ hm2上升到2009年的0.2434萬元GDP/hm2，凈增加0.1326萬元GDP/ hm2，年平均凈增加0.0041萬元GDP/hm2。進(jìn)一步分析認(rèn)為，貴州巖溶地區(qū)1978-2009年的碳足跡產(chǎn)值可分為3個演化階段（圖1）：1978-1987年為第一階段，碳足跡產(chǎn)值從0.1008萬元GDP/hm2增加到0.1296元GDP/hm2，平均每年增加0.0009萬元GDP/hm2，屬效率平緩增長階段；1988-2002年為第二階段，碳足跡產(chǎn)值從0.1585萬元GDP/hm2到0.4786萬元GDP/hm2，平均每年增加0.010萬元GDP/hm2，是第一階段增長量的11倍，屬碳足跡產(chǎn)值的過渡階段；2005-2009年為第三階段，碳足跡產(chǎn)值從0.4332萬元GDP/hm2增加到0.845萬元GDP/hm2項(xiàng)目管理論文，年平均增長約0.0129元GDP/hm2，是第二階段增長量的1.3倍，第三階段屬于碳足跡產(chǎn)值的快速增長階段。

上述的研究結(jié)果， 它說明貴州巖溶地區(qū)碳效率逐年提高，充分表明了32年間貴州巖溶地區(qū)能源的利用向著高效利用的方向發(fā)展，逐步由粗放型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向集約型經(jīng)濟(jì)發(fā)展；也表明隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，科學(xué)技術(shù)水平不斷提高，能源的利用效率有了較大幅度的提高。

表1 貴州巖溶地區(qū)碳足跡產(chǎn)值的動態(tài)變化(單位: 萬元GDP/hm2)

Tab.1 Dynamic change of value of carbon footprint in GuiZhou karst area

年份

碳足跡產(chǎn)值

年份

碳足跡產(chǎn)值

1978

0.1008

1995

0.2736

1979

0.1016

1996

0.3305

1980

0.1039

1997

0.3293

1981

0.1097

1998

0.3251

1982

0.1167

1999

0.3533

1983

0.1201

2000

0.3922

1984

0.128

2001

0.414

1985

0.1295

2002

0.4562

1986

0.1299

2003

0.4152

1987

0.1296

2004

0.4283

1988

0.1585

2005

0.4786

1989

0.1506

2006

0.4332

1990

0.1607

2007

0.6017

1991

0.1595

2008

0.7281

1992

0.1736

2009

0.8457

1993

0.2213

1994

0.2434

平均值

0.2888

Fig.1 Dynamic change of value of carbon footprint in GuiZhou ksrst area

3．貴州巖溶地區(qū)與全國的碳足跡產(chǎn)值的比較分析

將貴州巖溶地區(qū)的碳足跡產(chǎn)值與全國的進(jìn)行動態(tài)比較研究，其中全國的碳足跡產(chǎn)值主要來鄒艷芬[9]的研究成果， 其余的通過相關(guān)計(jì)算得出。1978-2009年，貴州巖溶地區(qū)碳足跡產(chǎn)值一直低于全國（見圖2），多年平均碳足跡產(chǎn)值為0.2888萬元GDP/hm2，年平均增長率為23%，而全國多年平均碳足跡產(chǎn)值為0.6947萬元GDP/hm2，年平均增長率為56%?？梢?，貴州巖溶地區(qū)多年平均的碳足跡產(chǎn)值只有全國的2/5，增長比較緩慢。與全國差距在1978-2006年之間逐年加大，差距從1978的0.0012萬元GDP/hm2上升到2006年的1.1368萬元GDP/hm2，年平均增加量0.0355萬元GDP/hm2，2006年達(dá)峰值后，差距呈現(xiàn)減少趨勢，到2009年降為1.0743萬元/hm2 。可見，貴州巖溶地區(qū)碳足跡效率比較低，提高比較緩慢。

Fig.2 Comparison of value corban footprintbetween GuiZhou karst area with that in China

4．提高貴州巖溶地區(qū)碳足跡效率的對策

根據(jù)上述研究表明：在研究時(shí)段，貴州巖溶地區(qū)的碳生態(tài)效率呈遞增趨勢；但是，與全國相比，一直低于全國項(xiàng)目管理論文，并且差距比較大。如果繼續(xù)保持此勢頭，與全國的差距還將繼續(xù)拉大。然而，貴州巖溶地區(qū)本身的生態(tài)環(huán)境就十分脆弱，而碳足跡效率較低，嚴(yán)重地制約貴州巖溶地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展。如何提高貴州巖溶地區(qū)的碳生態(tài)效率？特別提出如下對策。

4.1建立節(jié)能型的社會經(jīng)濟(jì)消費(fèi)體系和完善的管理制度體系

從研究結(jié)果表明，貴州巖溶地區(qū)碳足跡產(chǎn)值比較低。貴州巖溶地區(qū)除了生產(chǎn)性能源消費(fèi)外，生活性能源消費(fèi)2005年占總消耗能源的15.6%[11]。生活排放碳也是一個不可忽視的問題。所以，提高貴州碳足跡效率，必須從社會和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的各方面進(jìn)行，需要建立有完善的生活和產(chǎn)業(yè)節(jié)能、節(jié)約資源型、低碳型和低污染型等環(huán)境友好型的消費(fèi)體系，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)生態(tài)化和生活生態(tài)化。同時(shí)，必須有制度的保證，所以，建立一套完善的強(qiáng)有力的管理體系。

4．2積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，改變資源型和高能耗的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，扎實(shí)推進(jìn)新型工業(yè)化

貴州長期以來，資源密集型和高能耗型工業(yè)一直是我省的支柱產(chǎn)業(yè)，2003 年度我省電力、燃?xì)獾壬a(chǎn)和供應(yīng)、黑色和有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)和采礦業(yè)所創(chuàng)造的工業(yè)總產(chǎn)值占到全省規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值的約62 %[12]。由于高能耗的產(chǎn)業(yè)比重大，到2005年生產(chǎn)性能源消耗占總消耗的84%，能源消費(fèi)仍以工業(yè)為主， 工業(yè)能源消費(fèi)占比達(dá)到67.7 %[11]。所以，應(yīng)該積極調(diào)整現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，改變資源型和高能耗的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，扎實(shí)推進(jìn)新型工業(yè)化，向高效益和低碳的產(chǎn)業(yè)方向發(fā)展。

4．3積極調(diào)整能源結(jié)構(gòu)，增加水電等的比例，發(fā)展新型的低碳能源

貴州能源消費(fèi)品主要為原煤、電力和天然氣，2005年分別占49.60 %、35.30 %、1.20 %[11]，而電力主要來自火力發(fā)電。然而項(xiàng)目管理論文，貴州水能資源總蘊(yùn)藏量1874.5萬KW，居于全國第六位?？砷_發(fā)水能資源1324.95萬千瓦，居全國第七位[13]。按單位面積占有量計(jì)， 擁有106KW/平方千米， 是我國平均水平的1.5倍， 居第三位。貴州水能可開發(fā)量1683萬KW， 占全國可開發(fā)總量的4.4%[11]。目前開發(fā)程度不高，開發(fā)潛力很大，應(yīng)該充分挖掘自身的水力資源潛力，發(fā)展水電。所以，應(yīng)該調(diào)整能源結(jié)構(gòu)，積極開發(fā)水能、太陽能、風(fēng)能、地?zé)岬荣Y源開發(fā)和利用，降低不可再生能源(煤炭、原油等)比重，加大水電等的比例份額。

4．4 采用新的節(jié)能技術(shù)和低碳產(chǎn)品，并且加強(qiáng)碳回收

積極開發(fā)引進(jìn)和推廣低碳產(chǎn)品，在工業(yè)企業(yè)內(nèi)部推行清潔生產(chǎn)。例如用能耗低、污染輕、經(jīng)濟(jì)效益高的先進(jìn)工藝設(shè)備替代高能耗、重污染、經(jīng)濟(jì)效益低的工藝設(shè)備。加強(qiáng)低碳技術(shù)的開發(fā)和利用，改進(jìn)企業(yè)的生產(chǎn)工藝，用“綠色”生產(chǎn)工藝重組，最終達(dá)到治根。積極發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，加大污染物的回收利用。同時(shí)，在接納吸收東部地區(qū)所轉(zhuǎn)移來的企業(yè)時(shí)，應(yīng)該把環(huán)境利益放在首位，保證低碳性。

參考文獻(xiàn)

[1]陳中景、徐中民、程國棟等，中國西北地區(qū)的生態(tài)足跡[J]，冰川凍土，2001，23（2）：164-169.

[2]陳東景、李培英，基于生態(tài)足跡和人文發(fā)展指數(shù)的可持續(xù)發(fā)展評價(jià)——以我國海洋漁業(yè)資源利用為例[J]，中國軟科學(xué)，2006（5）：96-102.

[3]溫曉霞、魏俊、楊改河，陜西省生態(tài)足跡動態(tài)評價(jià)研究[J]，西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2006（10）：55-59.

[4]李智，鞠美庭，劉偉，邵超峰，中國1996年～2005年能源生態(tài)足跡與效率動態(tài)測度與分析，資源科學(xué)，2007，29（6）：54-60。

[5]王微，林劍藝，崔勝輝，吝濤，碳足跡分析方法研究綜述[J]，環(huán)境科學(xué)與技術(shù)，2010，33（7）：71-78.

[6]GFN. Eco logical Footprint Glossary [R]. Global Footprint Network，Oakland，CA，USA，2007.

[8]李來龍，福建發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略舉措[J]，能源與環(huán)境，2010（2）：23-24.

[9]王亭娜，董平，陸玉麒，南京市生態(tài)足跡實(shí)證分析[J]，城市環(huán)境與城市生態(tài)，2006(3):12-14.

[10]鄒艷芬，中國能源生態(tài)足跡效率估計(jì)[J]，中國礦業(yè)，2009，18（8）：57-64.

[11]趙先貴，高利峰，馬彩虹等，中國生態(tài)足跡的動態(tài)研究[J]，中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2007(1):149-152.

篇10

一、能源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的相互關(guān)系分析

1.文獻(xiàn)綜述

關(guān)于能源供給與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系,在國內(nèi)外文獻(xiàn)中已有初步的研究。因果檢驗(yàn)是指葛蘭杰因果檢驗(yàn)（Granger,1969）。Granger和Kraft（1978）在他們的先驅(qū)研究里闡述了美國從GNP到能源消費(fèi)存在單向因果關(guān)系。他們使用的是1947-1974年的數(shù)據(jù)。

隨后,這種實(shí)證研究迅速擴(kuò)展到英國、德國、意大利、加拿大、法國以及日本等發(fā)達(dá)國家。對亞洲國家,Glasure和Lee (1997)利用Granger檢驗(yàn)方法發(fā)現(xiàn)了新加坡能源對GDP的因果關(guān)系; Yu和Choi (1985)在標(biāo)準(zhǔn)Granger檢驗(yàn)方法的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)了韓國GDP與能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系。

從以上的文獻(xiàn)研究可見,國外學(xué)者側(cè)重于對能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系檢驗(yàn),而國內(nèi)學(xué)者則將這種檢驗(yàn)分析應(yīng)用于我國的特定經(jīng)濟(jì)空間中,得出了與國外學(xué)者相同的結(jié)論。

本文的創(chuàng)新則表現(xiàn)為:采用自改革開放以來的較長時(shí)期的時(shí)間序列數(shù)據(jù),不僅驗(yàn)證了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整性關(guān)系的成立,而且揭示了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的長短期模型。當(dāng)?shù)玫捷^為精確的產(chǎn)短期模型之后,就能夠把握住能源消費(fèi)與能源供給、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的規(guī)律,從而實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)與能源供給、能源消費(fèi)、能源消耗之間的良性循環(huán)。

2.實(shí)證檢驗(yàn)

（1）數(shù)據(jù)選擇

對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP來衡量；對于，能源消耗，用我國能源消費(fèi)總量E來衡量。為了增加序列的平穩(wěn)性，對兩個序列均取對數(shù)。數(shù)據(jù)選取1981~2008年度數(shù)據(jù)，來源于國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫。

（2）單位根檢驗(yàn)

首先用Eviews對序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

變量 ADF檢驗(yàn)

（c，t，*） T統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 P值

LnGDP (c,t,0) -2.743038 -3.595026 0.2290

LnE (c,t,0) -3.081725 -3.612199 0.1328

D(LnGDP) (c,t,1) -4.033237 -3.603202 0.0208

D(LnE) (c,t,1) -4.593284 -3.612199 0.0065

由上示結(jié)果得，LnGDP與LnE是非平穩(wěn)序列，但是其一階差分序列為5%置信水平下的平穩(wěn)序列。即LnGDP~I(1), LnE~I(1)。

（3）協(xié)整性檢驗(yàn)

其次，用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，做回歸結(jié)果如下：

Dependent Variable: LNGDP

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -23.26716 1.588758 -14.64487 0.0000

LNE 2.893603 0.135570 21.34398 0.0000

整理上述結(jié)果得：

T值 （-14.64487）（21.34398）

DW=0.131733

從回歸結(jié)果來看方程的顯著性、相關(guān)系數(shù)及回歸系數(shù)的顯著性都較優(yōu)，擬合效果良好。在對上式的殘差進(jìn)行序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果如下：

Null Hypothesis: ET has a unit root

Exogenous: None

Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.205659 0.0289

Test critical values: 1% level -2.656915

5% level -1.954414

10% level -1.609329

由上式得，在5%的置信度水平下，ADF檢驗(yàn)值為-2.205659，拒絕原假設(shè)，因此殘差序列無單位根。說明國內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消耗之間存在協(xié)整關(guān)系，兩者長期均衡。

（4）建立誤差修正方程

為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式中的誤差項(xiàng)看成均衡誤差，建立誤差修正模型，從而將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短期與長期變化聯(lián)系起來，基本構(gòu)架為：

取l=0,1,2,3，進(jìn)行試驗(yàn)。經(jīng)多次試驗(yàn)比較，得擬合效果最好的方程如下所示：

Dependent Variable: DGDP

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.054688 0.026937 2.030202 0.0552

DE 0.796258 0.295451 2.695057 0.0136

DGDP(-1) 0.590472 0.152098 3.882168 0.0009

DE(-1) -0.590268 0.340336 -1.734367 0.0975

ET(-1) -0.072104 0.034483 -2.091005 0.0489

整理上式結(jié)果得：

T=(2.030202) (2.695057)(3.8882168) (-1.734367)(-2.091005)

DW=1.820055

從上式看，模型擬合效果良好。從經(jīng)濟(jì)意義上看，該模型反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與能源消耗的變化影響關(guān)系。本期國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化不僅取決于本期能源消耗的變化，還受上一期上期GDP與能源消耗變化的共同影響。與此同時(shí)，本期的偏離也受上一期GDP對于均衡水平的偏離的影響。

至此，已經(jīng)初步確立了我國能源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，為了進(jìn)一步探究能源消耗是如何與其他重要生產(chǎn)要素一起，共同作用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在此引入C-D生產(chǎn)模型。

二、基于C-D生產(chǎn)模型的定量分析

柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)基本形式為：。其中，Y是工業(yè)總產(chǎn)值，At是綜合技術(shù)水平，L是投入的勞動力數(shù)（單位是萬人或人），K是投入的資本，一般指固定資產(chǎn)凈值，α 是勞動力產(chǎn)出的彈性系數(shù)，β是資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，μ表示隨機(jī)干擾的影響，μ≤1。

本文在傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)中，加入了影響因素能源消耗E，擴(kuò)張后的生產(chǎn)模型為：假定生產(chǎn)技術(shù)水平在短期內(nèi)不會發(fā)生較大變化，經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)分別采用GDP和能源消費(fèi)總量進(jìn)行衡量，對經(jīng)濟(jì)增長亦有重要影響的資本和勞動力采用全社會固定資產(chǎn)投資和就業(yè)人數(shù)衡量。

1.文獻(xiàn)綜述

Rashe和Tatom首次將能源使用引入Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù),他們力圖尋求能源利用與經(jīng)濟(jì)增長之間更符合實(shí)際過程的基本規(guī)律,定量地描述能源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。

在張明慧、李永峰的《論我國能源與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系》一文中，作者選取了資本勞動和能源作為解釋變量，論證了能源在經(jīng)濟(jì)增長中的重要性，但是,勞動力系數(shù)為負(fù)值且其統(tǒng)計(jì)顯著性較低。

在劉朝明、曾勝、劉博的論文《我國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)模型分析》中，作者用同樣的方法得到了變換后的模型，并用1989～2003的數(shù)據(jù)建立模型。但是結(jié)果依舊不理想――其中能源消費(fèi)量的系數(shù)為負(fù)。從統(tǒng)計(jì)意義分析,能源消費(fèi)量每增加一個百分點(diǎn),國內(nèi)生產(chǎn)總值就要平均下降0.175253%,這與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義不相符。其后，作者再用1985～2003年的數(shù)據(jù)作一個相同的分析，結(jié)果基本反映了事實(shí)。但是能源消耗仍然不顯著，而且整體的模型擬合效果也不好。

在曾勝的《基于C-D模型分析我國能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系》一文中，作者將生產(chǎn)函數(shù)再一次擴(kuò)展。把能源消費(fèi)量的投入細(xì)分為煤炭、石油、天然氣以及電力(包括水電、風(fēng)電、核電)。得到的結(jié)果中，模型整體擬合優(yōu)度較好，被解釋變量能夠得到解釋變量很好的解釋。然而，不足之處在于：勞動就業(yè)人數(shù)與天然氣沒能通過符號檢驗(yàn)。

2.實(shí)證研究

在傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)中，加入了影響因素能源消耗E，擴(kuò)張后的生產(chǎn)模型為：

Y為GDP,K為資本、L為勞動、E為能源。其中，K用全社會固定資產(chǎn)投資表示，L用就業(yè)人員表示，E用能源消費(fèi)總量表示。假定生產(chǎn)技術(shù)水平在短期內(nèi)不會發(fā)生較大變化，經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)分別采用GDP和能源消費(fèi)總量進(jìn)行衡量，對經(jīng)濟(jì)增長亦有重要影響的資本和勞動力采用全社會固定資產(chǎn)投資和就業(yè)人數(shù)衡量。

因?yàn)榉匠虨閷?shù)形式,所以系數(shù)α、β、γ分別為資本、勞動及能源對產(chǎn)出的彈性,常數(shù)c用來反應(yīng)技術(shù)進(jìn)步可能的生產(chǎn)率。SPSS運(yùn)算結(jié)果得作者對模型進(jìn)行變換如下：由于C-D函數(shù)是非線性的,通過對數(shù)變換可以使之線性化。因此對⑴式兩邊取對數(shù),則有:

對上式時(shí)間進(jìn)行求導(dǎo)，得：

增加常數(shù)項(xiàng)與誤差項(xiàng)，得：

運(yùn)用1985~2008年的數(shù)據(jù)，運(yùn)行Eviews得輸出結(jié)果為：

（2.354）（0.633）（3.012） （-0.169）

F=8.962

3.問題探究

結(jié)果顯示，能源這一項(xiàng)的結(jié)果不顯著，并且符號為負(fù)。這與經(jīng)濟(jì)意義不符合。

究其原因，可能有以下幾點(diǎn)：

（1）C-D模型的適用性問題

關(guān)于數(shù)理經(jīng)濟(jì)模型在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的適用性問題，胡桂華在《論數(shù)理經(jīng)濟(jì)模型有別于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型――從關(guān)于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的一個爭論談起》一文中給出了分析。她指出，直接用數(shù)理經(jīng)濟(jì)模型來充當(dāng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的風(fēng)險(xiǎn)在于:數(shù)理經(jīng)濟(jì)模型要對現(xiàn)實(shí)世界加以簡化,也就是,要把因變量的某些重要的影響因素假定為不變,當(dāng)我們把該模型充作計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型使用時(shí),只要這些被假定為不變的因素與模型內(nèi)的自變量相關(guān),它們就成為計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的遺漏變量,從而導(dǎo)致遺漏變量效應(yīng)。

關(guān)于模型的預(yù)測性，構(gòu)建預(yù)測模型時(shí)應(yīng)首先把所有可能充當(dāng)預(yù)測變量的自變量全部列出來,然后設(shè)法篩選出具有優(yōu)良預(yù)測功能而所使用的預(yù)測變量又盡可能簡約的模型。否則，做出結(jié)果將有一些出入。

（2）數(shù)據(jù)來源問題

經(jīng)過查閱資料與新聞可知，我國的能源統(tǒng)計(jì)還不完善。特別在80年代，有去統(tǒng)計(jì)種類的不完全與數(shù)據(jù)的部分缺失，造成了統(tǒng)計(jì)年鑒上的數(shù)據(jù)與真實(shí)值的一定出入。這也從一定方面導(dǎo)致了結(jié)論去現(xiàn)實(shí)不一致。

4.模型的進(jìn)一步改進(jìn)

從C-D生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)，可以對模型進(jìn)行以下改進(jìn)：