導言：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)生產過程中，由于物理和化學反應的發(fā)生，也會有二氧化碳的排放，而在所有工業(yè)生產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、鋼鐵生產所占不足10％．為了進一步增強估算的全面性和準確性，本文不僅估算了化石能源燃燒所產生的二氧化碳排放量，同時也估算了水泥生產過程產生的二氧化碳排放量．另外，為精確起見，本文進一步將化石能源消費細分為煤炭消費、焦炭消費、石油消費、天然氣消費，其中石油消費則更進一步細分為汽油、煤油、柴油、燃料油四類．所有化石能源消費數據都來自于歷年《中國能源統(tǒng)計年鑒》．水泥生產數據來自于國泰安金融數據庫．水泥生產過程產生的二氧化碳排放量具體計算公式如下：CC＝Q×EFcement．（2）其中CC表示水泥生產過程中二氧化碳排放總量，Q表示水泥生產總量，而EFcement則是水泥生產的二氧化碳排放系數．本文估算水泥生產的二氧化碳排放量時，僅僅計算了化學反應產生的二氧化碳排放量，而沒有包含水泥生產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．經過一系列準確計算，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?、區(qū)）按照經濟發(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恢胁康貐^(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、（由于缺乏數據較多，未估算其二氧化碳排放量）這12個?。ㄊ小^(qū)）．表3顯示我國三大區(qū)域的碳排放量.表3的數據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％．這個階段產生的原因主要是受亞洲金融危機影響，我國出口貿易縮減，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)走出金融危機的泥潭，我國經濟發(fā)展加速，但由于我國高投入、高消耗、高污染的粗放型經濟增長方式，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，開始探尋低碳經濟路徑，為實現(xiàn)綠色生產付出努力．特別是在2008年10月29日我國公布的《中國應對氣候變化的政策行動》白皮書，鄭重聲明了我國應對氣候變化問題的積極態(tài)度和相關行動，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濟增長密切相關，1997年寧夏的國內生產總值為210．92億元，2011年為2102．21億元，增幅達到1891．29，增長了8．97倍．第二產業(yè)的產值占國內生產總值的比重由1997年的41．6％增長到了2011年的50．2％，增長了8．6個百分點．快速的經濟發(fā)展及不合理的產業(yè)結構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證研究

影響二氧化碳排放的相關因素很多，比如地理因素、經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、產權結構、能源消費結構、對外開放程度、投資水平、制度環(huán)境、城市化水平、能源價格等［5－8］．考慮到客觀條件的限制，在考慮數據可得性基礎上，本文構建面板數據模型研究產業(yè)結構、出口貿易、能源消費結構、城市化水平、國內生產總值對二氧化碳排放的影響．本文選擇的面板數據模型如下：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是常數項，β是回歸系數；ηi是個體效應，主要用來控制各省份自有的特殊性質，εit是外生解釋變量，主要包含國內生產總值（用gdp表示）、能源消費結構、城市化水平、產業(yè)結構及出口貿易等因素．其中，能源消費結構以煤炭消費量占能源消費量的比重度量（用energe表示），城市化水平以非農人口占總人口比重度量（用city表示），出口貿易以出口額占GDP的比重度量（用export表示），產業(yè)結構以第二產業(yè)占GDP的比重度量（用industry表示），同時對所有變量進行了取對數處理．結果顯示，該面板回歸模型擬合地較好，回歸系數具有較高的顯著性，其符號方向與現(xiàn)實情況較為符合．產業(yè)結構及國內生產總值對二氧化碳排放量的彈性系數較高，說明二氧化碳對產業(yè)結構及國內生產總值的變動比較敏感．第二產業(yè)占GDP的比重每增加1％，會使二氧化碳排放量增加0．9744％，這說明第二產業(yè)與碳排放呈現(xiàn)明顯的正相關關系，第二產業(yè)是二氧化碳排放的主要驅動因素．經濟每增長1％，二氧化碳排放量則會增加0．5812％，這說明經濟增長也是碳排放量增多的一個重要因素，二者呈現(xiàn)正相關關系．能源消費結構與出口貿易與碳排放量的彈性系數在1％水平上不顯著．

篇2

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

1.3相關關系分析根據表2的檢驗結果，YGDP、XC、XO、XG、XE序列之間存在協(xié)整關系，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）進行最小二乘（OLS）回歸分析，回歸結果如表3所示。其中，根據DW值可以判斷，變量之間存在自相關性，并且XG與XE的系數不顯著，XG也沒通過符號檢驗。由表4可知，R2值達到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，DW值也在合理的區(qū)間范圍內，各變量之間已經不存在自相關性。根據表4的結果，煤炭消費增長率（XC）在1%水平下呈現(xiàn)出顯著性，石油消費增長率（XO）、天然氣消費增長率（XG）與電力消費增長率（XE）都在10%的水平下呈現(xiàn)出顯著性，并且煤炭、石油、天然氣和電力消費增長率都通過了符號檢驗，表明這四個因素會顯著地促進經濟增長，而不是相反。根據四個變量系數的大小，得出我國經濟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結論與建議

通過上文的實證分析可以看出，消費煤炭等不可再生資源依舊是我國經濟增長的主要來源，我國經濟發(fā)展過程中高耗能、低能效的現(xiàn)象還是十分突出，堅持開發(fā)新能源、降低污染依舊是我國經濟發(fā)展的重中之重。另一方面，能源制約經濟發(fā)展這一瓶頸問題始終得不到有效改善也與能源消費結構相關，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、風電、核電等。堅持可持續(xù)發(fā)展就應該改善我國低效的能源消費結構，拓展能源的來源，降低污染排放，提高能源的利用效率。首先，國家應該堅定經濟轉型的思路，把我國傳統(tǒng)的粗放型工業(yè)經濟一步一步調整為集約型經濟，要把節(jié)約資源和有效的利用現(xiàn)有能源作為經濟轉型過程中的既定目標，只有堅持走這條道路才能又快又好的轉變經濟增長方式，實現(xiàn)這一目標勢必要求我們節(jié)能降耗。

篇3

2矩陣分析方法實證分析

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

從產業(yè)方面來說，由于各個產業(yè)的能源消費種類不同，而且各產業(yè)部門不同能源消費的增長速度也是有區(qū)別的。因此各產業(yè)部門的能源消費狀況用結構積的方式來表示也是可行的。用E代表能源消費增長的結構積，V代表各個產業(yè)產值的年平均增長速度的矩陣，D表示各產業(yè)部門年平均一種能源消費的增長速度矩陣。用矩陣公式表示為：產業(yè)的能源消費結構積=產業(yè)能源消費增長率×產業(yè)產值增長率通過綜合分析第一產業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、第三產業(yè)的能源消費，建筑業(yè)的能源綜合結構積以5186.781997位于首位，位于第二位的第三產業(yè)的能源綜合結構積以4720.754426略低于第二產業(yè)，工業(yè)能源綜合結構積以3570.898706位于第三位，第一產業(yè)能源綜合結構積以2467.776049位于第四位。換言之，能源消費的大戶是建筑業(yè)，而傳統(tǒng)的第一產業(yè)對于能源消費的訴求則不那么強烈。更進一步研究產業(yè)內部的能源消費情況，不難發(fā)現(xiàn)建筑業(yè)以及第三產業(yè)內部電力的結構積很大，成品油的結構積次之，但遠高于煤炭。略遜于建筑業(yè)和第三產業(yè)，自第二次工業(yè)革命以來起主導作用的工業(yè)也具有較大的電力結構積。

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

篇4

一、中國能源消費結構呈逆轉趨勢

90年代初，在工業(yè)產出中，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個月又進一步上升到69%。由于重工業(yè)單位產出的能耗是輕工業(yè)的4倍，工業(yè)化進入到重工業(yè)階段必然會帶來能源消耗強度的上升。這一點與其他工業(yè)先行國在進入重工業(yè)階段后的能源消費特點沒有什么不同。

然而，世界工業(yè)化國家的歷史經驗證明，在各國進入到重工業(yè)階段后，從能源消費結構看，都出現(xiàn)了從以煤為主向以石油和天然氣為主的轉變。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，雖然在進入重化工業(yè)階段后能源消費的增長率會加速，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。

反觀中國今年來的情況，進入重工業(yè)階段后卻沒有出現(xiàn)能源結構的轉換，從石油消費在能源消費中的比重看，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，但由于同期國內原油產量的增速明顯下降，石油在能源消費中的比重仍然下降了。那么能源消費結構的這種逆轉，是暫時的還是反映了一個長期趨勢呢？我認為是個長期趨勢。因為，主要有兩個因素將長期限制中國的能源消費結構向以石油為主轉換。

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，根據目前預測，中國在未來石油的最大年產量只能在2億噸左右。從國際比較看，在工業(yè)化完成階段，按桶計算的石油消費量，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水平計算，到2030年中國基本上完成工業(yè)化的時候，每年的石油總消費量就要增加到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量約為45億噸，其中可貿易的量為22-23億噸。即使今后世界石油產量和貿易量還會增長，相對于中國的巨大需求，仍然是遠遠不夠的。

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構向以石油為主轉換的。但由于從人口看它們是中小國家，雖然人均石油進口量很高，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換。2003年中國原油加成品油進口已達1.2億噸，2004年又上升到1.5億噸，已經把世界當年新增石油貿易量的40%拿到了中國，許多人甚至把油價上漲的主要因素歸結到中國的需求。即便如此，還是難以擋住石油消費在中國能源總消費中的比重下降，這已經充分說明了中國依賴世界資源轉換能源消費結構的困難。

其次，中國大量進口石油還可能導致越來越激烈的國際沖突，使進口石油的增長受到嚴重限制。事實上，在目前的世界石油可貿易量中，超過2/3為世界工業(yè)發(fā)達國家所占有。2004年，美國的石油進口量為6.4億噸，歐盟為6.2億噸，日本超過2億噸。如果中國的石油進口超過了國際石油貿易的新增量，就會影響到發(fā)達國家已經占有的國際石油貿易份額，從而引發(fā)同發(fā)達國家的石油矛盾。因此，中國在未來的石油進口量肯定還會上升，但是進口達到一定規(guī)模，不僅有經濟的可能性問題，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，控制了石油就可以控制一個國家的經濟命脈，所以在大國的國力較量中，石油就成為國家經濟、政治和軍事較量中的焦點。美國自2001年以來已經對阿富汗和伊拉克進行了軍事占領，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)進行的。如果中國的石油需求高度依賴從這一地區(qū)進口，不僅未來的經濟安全度難以預測，甚至政治上的獨立都會受到威脅。因此，依賴海外資源實現(xiàn)能源結構轉換，即便經濟上可行，政治上也不安全。

所以，從長期看，中國的工業(yè)化將很難實現(xiàn)與其他工業(yè)化國家同樣的能源結構轉換。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，煤炭在能源消費比重中的持續(xù)上升和石油消費比重的下降，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

如果中國在進入重工業(yè)階段后的能源結構是以煤為主，就將面臨日益艱巨的環(huán)境挑戰(zhàn)，因為到目前為止，世界上還沒有一個國家是在以煤為基礎的能源結構上完成工業(yè)化的，而在目前的中國，燃煤所導致的有害氣體排放，已經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的增長率和石油消費比重下降的情況來推算，到2020年，中國的能源消費總量將達到90億噸標準煤，而煤炭消費的比重將不得不上升，且占全部能源消費的75%，折合煤炭產量就是近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，也要達到近4億噸，即比目前增加5倍，這當然是一個災難性的后果。

有人說，既然能源消耗與環(huán)境災難是因為進入重工業(yè)階段所產生的，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該走重工業(yè)道路。

中國進入重工業(yè)階段的原因是由于在目前的人均收入水平上，已經引發(fā)了居民對住房和汽車等新一代高檔耐用消費品的需求，而這些耐用消費品都必須以重工業(yè)來支撐。所以，中國應不應該、走不走重工業(yè)道路的問題，實際上是在未來中國居民應不應該提高消費檔次的問題，而這個問題本來就不應該有爭論。因為這是中國人民對美好生活的追求，否則中國發(fā)展社會生產力和搞現(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濟體來說，通過國際分工與交換，的確可以滿足國內需求，使本國經濟發(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濟體來說就不可能。石油不可能，鋼鐵、化工和機械都不可能。所以，中國的現(xiàn)代化建設還必須走過重工業(yè)階段才行。如此，能源的消費就減不下來。

也有人說，中國不是要建設“節(jié)約型社會”嗎？走“循環(huán)經濟”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)經濟是對已經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)經濟，必須是大量社會產平已經到了使用壽命的終結期才有可能。這就是為什么發(fā)達國家的循環(huán)經濟可以很發(fā)達，而在發(fā)展中國家卻規(guī)模有限的原因。

在目前的中國，以鋼材消費來說，房地產占了一半多，機械工業(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，汽車和機械的使用年限為15年，那么至少在未來10年之內都不會有大量報廢的鋼鐵進入可回收期。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，我們不能指望依靠發(fā)展循環(huán)經濟來實現(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中的比重還要繼續(xù)上升，可能用不了多少年就會達到環(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現(xiàn)從以煤為主向以油為主的能源結構轉換，則中國的工業(yè)化就必須選擇新的道路。我們現(xiàn)在經常說中國要走“新型工業(yè)化道路”，以前的含義是指要從粗放型增長轉向集約型增長，然而從能源和環(huán)境的制約關系看，這個“新”字更應該是指中國必須走上一條世界各國從未走過的技術道路，即必須在新的能源與原材料基礎上完成工業(yè)化建設。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。

正因為中國的新興工業(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，肯定需要相當長的時間。而在成功地轉向新的工業(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)相當長的時間。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)境保護的投入，以使中國經濟能依靠煤炭，在傳統(tǒng)工業(yè)化的道路走出足夠長的時間。

三、建設節(jié)約型社會重在生產而不在消費

經濟發(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，二是消費。從生產方面節(jié)約資源，主要是在生產過程中提高資源的使用效率，從消費方面節(jié)約資源，則要求人們減少對各種產品的消費。這兩個方面，哪個應該成為節(jié)約型社會的重點呢？我認為是生產而不是消費。

從消費入手，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)約的習慣。

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

還有人提出為了節(jié)約資源使用，應通過稅收等手段提高資源的價格，這個觀點我不同意。以中國自身的資源稟賦不足以實現(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，則世界資源產品市場的邊際價格就會上升，等于所有從世界市場進口資源的國家都在共同分擔這個價格上升水平，中國的負擔就小得多。但是，如果中國在國內單獨拉高資源價格，等于在自動放棄充分利用國際便宜資源的好處。同理，如果因為印度等其他國家對世界市場的資源需求度上升，中國也要為其分擔資源產品價格上升的結果。所以，只要資源價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價格。

中國目前在生產中浪費隨處可見，其原因主要在于使用中的設備技術落后，企業(yè)規(guī)模過小，在鋼鐵、水泥、電力、機械、建筑等許多生產領域，每單位實物產出量所消耗的能源和原材料水平都大大高出發(fā)達國家的平均水平。因此，在這方面有著巨大的節(jié)約潛力。所以，建設節(jié)約型社會絕不僅僅是個觀念問題，更重要的是個物質基礎問題，要通過立法和經濟手段，強制報廢一批落后的生產設備，采用財政補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)盡快淘汰和更新設備。還要嚴格限制企業(yè)所使用設備的技術水平與規(guī)模水平，大力提成規(guī)模經濟。

四、生產節(jié)約的重點是“增量”節(jié)約

生產節(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)約是指已經被加工成產品的資源，如何回收與再利用，這就是我們一般所說的“循環(huán)經濟”。

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，在財政和社會資源有限的條件下，也需要選擇重點。而從中國的工業(yè)化發(fā)展階段看，至少在未來10年內，生產節(jié)約的重點應放在增量節(jié)約方面。因為發(fā)展循環(huán)經濟需要一定的社會產品積累，才有較大空間。以鋼鐵為例，建設工業(yè)化國家一般可以用兩個鋼鐵指標來衡量，一個是鋼鐵生產能力的人均占有量，一個是人均鋼鐵蓄積量。從工業(yè)發(fā)達國家看，當基本上完成工業(yè)化時，人均鋼鐵生產能力大約為700公斤到1噸，人均蓄積量則在10噸左右。

當人均鋼鐵蓄積量達到10噸，鋼鐵的生產能力就會逐步衰退，這是因為在工業(yè)化完成階段，居民對物質產品的消費已經基本上滿足，消費開始轉向服務業(yè)領域，鋼鐵工業(yè)主要是負擔居民對原有產品更新的要求。而更新產品是以新頂舊，被淘汰和報廢的產品，如汽車和房屋建筑，都包含著大量金屬材料，而在報廢的金屬產品中，金屬回收率一般都可以達到80%，這就為發(fā)展循環(huán)經濟提供了廣闊空間，發(fā)達國家的鋼鐵工業(yè)之所以電爐煉鋼占到全部鋼產量的80%，就是因為發(fā)達國家的爐料是以廢鋼為主。而中國這樣的發(fā)展中國家，由于經濟發(fā)展階段的限制，直到去年人均鋼產量也剛過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量的85%，其余15%用廢鋼煉鋼，其中還有60%的廢鋼是靠進口。

所以，生產節(jié)約的重點應放在提高對增量資源的使用效率方面。由于中國經濟規(guī)模已經很大，例如從金屬蓄積量來看，目前已經等同于日本，發(fā)展循環(huán)經濟的空間很大，現(xiàn)在就開始起步了。

五、最應節(jié)約的是土地和水：

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

生產的節(jié)約就是要節(jié)約各種生產要素的使用。由于各國生產要素的天然稟賦條件不同，在生產中各類生產要素使用的密集程度不同。國際貿易的存在，對某些國內稀缺的生產要素可以通過貿易方式獲得，但是，有些生產要素不能通過貿易，例如土地和水資源，所以，不可貿易的資源才是經濟發(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業(yè)用地。因此，節(jié)約土地是比節(jié)約其他可貿易資源更為重要和緊迫的問題，同時也是以較少生產要素投入創(chuàng)造更多社會財富的最重要的途徑。發(fā)達國家的實踐說明，一國的財富形態(tài)約有2/3是房地產，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，只有房地產是可以保存財富的最主要形態(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，很容易使中國經濟走入有增長而無發(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極度緊張的地區(qū)，在大城市中心區(qū)內，五六層的建筑物也隨處可見。

篇5

 

主流經濟增長理論認為，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，經濟也可以得到持續(xù)增長。這使得能源資源被主流經濟學作為外生變量或替代要素排斥在生產函數之外。直到20世紀70年代，兩次石油危機導致全球經濟衰退，人們才開始重視能源資源對經濟增長的影響作用。事實表明，能源消費的增加可以推動經濟增長，能源資源是經濟增長的重要物質保障和必要條件。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)經濟發(fā)展水平。因此，本文以河南省為例對能源消費對經濟增長的影響進行實證研究。

1 文獻回顧

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

2 河南省能源消費與經濟增長概況

1978-2008年，河南省經濟持續(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﹪；相應地能源消耗總量也穩(wěn)步增長，由3353萬噸標準煤增加到18784萬噸標準煤，年平均增長速度為5.91﹪，經濟增長與能源消費增長之比為2.89，總體上能源消費增長慢于GDP 增長。統(tǒng)計數據表明，河南省能源消費與GDP基本上是同向增長的，能源消耗是經濟持續(xù)穩(wěn)定增長的重要推動力，為經濟發(fā)展提供了重要的物質保障。

圖1 河南省GDP與能源消費變化圖

圖1可以看出：第一，河南省能源消費與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。河南省經濟快速增長對能源需求也在相應地增加，能源消費增長速度并沒有經濟增長速度快，這為筆者進一步研究能源消費與經濟增長關系的實證分析提供了現(xiàn)實背景。

3 河南省能源消費對經濟增長影響實證研究

3.1 樣本選擇與數據來源

本文研究過程采用1978-2008年的河南省國民生產總值（GDP）、能源消耗（EC），使用以1978年為基期的國民生產總值指數對GDP 進行縮減，以消除物價因素影響。為了保證數據的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時削弱可能的異方差，對數據取自然對數處理。數據來源于相關年度的《河南省統(tǒng)計年鑒》。

3.2 模型選擇

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

圖二 GDP與能源消費散點圖

可知它們基本上服從線性關系，于是模型的理論方程為：

LnY=β0+β1LnX+μ(1)

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

3.3 模型估計結果

借助計量分析軟件Eviews6.0，利用所選擇的時間序列樣本數據（1978-2008）對模型（1）進行OLS估計[6]，輸出結果如下表（表一）：

表一 基于OLS估計的輸出結果

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

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。因為各產業(yè)對能源的需求量不同，產業(yè)結構變動直接影響著能源的消費量變化。當前，我國正在進行產業(yè)結構調整，同時節(jié)能減排工作面臨很大的國際和國內壓力。如何使我國的產業(yè)結構調整能夠有利于節(jié)能減排目標的實現(xiàn)是一個亟需研究的問題。在此背景下，研究產業(yè)結構變動對我國能源消費的影響，對于我國未來制定能源發(fā)展戰(zhàn)略、優(yōu)化產業(yè)結構、減少溫室氣體排放、發(fā)展低碳經濟具有重要的現(xiàn)實意義。

對于產業(yè)結構變動與能源消費的關系，國外有許多學者進行了相關研究。Baiding Hu (1998)運用投入產出法分析了1987～1997年產業(yè)結構與技術的變化對中國能源消費強度的變化影響。用直接的投入產出系數變化反映技術的變化，主要以煤、石油、天然氣、電、焦炭等六種能源要素為研究范圍，結果顯示，中國能源消耗強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致了總產出和能源消費的增長，但總投入需求變化效應小于直接投入需求的變化效應，故最終總的能源消耗強度呈下降趨勢。

Fisher-Vanden(2006)使用企業(yè)層次的數據分析能源效率提高的因素，發(fā)現(xiàn)隨著產業(yè)分類細化，產業(yè)結構變動所起的作用逐漸提高；當將結構變動細化到四位數產業(yè)甚至公司水平時，結構變動對能源強度變動的貢獻超過技術變動的貢獻。

Jonathan E.Sinton(2001)則從能源統(tǒng)計數據的真實性方面提出了疑問，認為能源供給存在低估，同時他也認為即使能源消費統(tǒng)計準確，是技術進步還是產業(yè)結構或者其它因素對中國能源消費產生影響是值得進一步研究的問題。

Richard F.Garhaccio(1999)等運用投入產出法研究了1978～1995年期間中國單位產出能源消費量下降的原因，其研究把這種消費效率的改進分解成技術變化、進出口總量和成分變化等各種結構變化。其結論認為，1987年—1992年間能源消費效率的改進主要是由于部門中技術的變化，一些能源密集型產品進口的增加也促進了這種效率的提高，但是產業(yè)結構的變化卻使能源消費增加。

ZhongXiang Zhang(2003)研究了1990年～1997年中國工業(yè)部門能源消費效率改進的情況。他認為，產業(yè)結構調整對我國工業(yè)部門能源效率提高的作用是負面的，導致整個工業(yè)部門能源效率提高的原因在于各個子部門能源消費效率的提高。

近年來，國內一些學者也開始對這個問題進行研究，但是大多數文獻是針對能源消費與經濟增長的關系進行的研究，而對產業(yè)結構變化與能源消費關系的研究相對較少。歐曉萬(2007)對三次產業(yè)能源消費與產業(yè)產值分別進行了協(xié)整分析，但沒有從總體上考慮能源消費與三次產業(yè)之間的相互關系。史丹(1999)認為結構變動是能源消費的重要影響因素，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)等研究得出第一產業(yè)和工業(yè)比重的變化是影響能源消費總量變化的主要因素。楊洋 (2008) 等利用我國1978～2006年的相關數據對影響我國能源強度的因素進行了實證研究，結果表明產業(yè)結構變動對能源強度的提高或降低的影響程度最大。

在借鑒以上研究的基礎上，本文利用1978－2008年我國產業(yè)結構和能源消費等時間序列數據，對產業(yè)結構變動對我國能源消費的影響進行實證研究。

2 數據來源和處理

2.1數據來源

本文進行實證研究所用的數據范圍是1978～2008年核心期刊，主要指標有中國能源消費總量、各年度國內生產總值（GDP）、三次產業(yè)的國內生產總值以及三次產業(yè)在國民經濟中所占比重等，以1978年為基期，通過GDP平減指數計算出各年真實GDP。其中以三次產業(yè)在國民經濟中所占比重代表產業(yè)結構，以比重的變化代表產業(yè)結構的變化。

能源消費總量的數據來自中國能源統(tǒng)計年鑒(1979，2009)，是實物指標，單位為百萬噸標準煤；GDP和產業(yè)結構的相關數據來源于中國統(tǒng)計年鑒(2009)。對于三次產業(yè)的數據有兩種處理方法，一種處理方法就是采用它們國內生產總值的增加值進行計算，這樣測算的優(yōu)點是三個產業(yè)國內生產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的趨勢會比較一致，但是不便于說明結構的變動對能源消費的影響；另一種處理方法是采用三次產業(yè)在國民經濟中所占的比重進行計算，本文使用第二種方法，并在計算中把能源消費總量作為因變量，產業(yè)結構變動作為自變量。

表1 能源消費總量與各產業(yè)國內生產總值 單位：億元

 

指標

 

 

能源消費總量（萬噸標準煤）

國內生產總值

第一產業(yè)國內生產總值

第二產業(yè)國內生產總值

第三產業(yè)國內生產總值

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 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）09-00-01

一、計量變量的選擇

對能源供需與經濟增長的關系進行實證研究，需要分析能源供給和消費的主要影響因素。從湖南省能源需求方面看，其主要影響因素有經濟發(fā)展水平、人口變化、產業(yè)結構、能源利用結構四個方面。從湖南省能源供給方面看，其主要影響因素有經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、能源生產結構這三個方面。

本論文根據湖南統(tǒng)計年鑒和湖南省統(tǒng)計信息網提供的1990年-2012年相關統(tǒng)計數據，獲得湖南省能源需求情況、供給情況、經濟發(fā)展情況、產業(yè)結構和能源利用結構等相關情況。其中代表變量設置分別為：D（湖南省能源需求情況）；S（能源供給情況）；GDP（經濟增長情況）；E（第二產業(yè)結構比重）；C（原煤消費量占總能源消費比重）；P（原煤生產量占總能源生產比重）

二、平穩(wěn)性檢驗

本文中所選取的數據軍師屬于時間序列范疇的，如果直接對統(tǒng)計數據回歸運算，極大可能造成虛假回歸的現(xiàn)象出現(xiàn)，從而導致影響結果的準確性。因此，需要在建立計量模型之前進行數據平穩(wěn)性檢驗。運用Eviews6.0計量軟件對各個變量分別進行單位根檢驗，結果如下：

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

三、協(xié)整檢驗

本文通過計量軟件Eviews6.0對經濟增長與能源消費總量、能源生產總量，原煤消費量占總能源消費比重與能源消費總量，原煤生產量占總能源生產比重與能源生產總量，第二產業(yè)結構比重與能源生產總量、能源消費總量，能源消費總量與能源生產總量的長期協(xié)整關系進行檢驗。有協(xié)整關系結果可得回歸模型如下：

由協(xié)整檢驗結果得知GDP與D、S，C與D，P與S，E與D、S，S與D存在長期的穩(wěn)定關系。經濟增長、能源結構、產業(yè)結構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%，則引起能源消費總量增長0.53%，同時引起能源生產總量增長0.41%。能源消費結構每變動1%，則能源需求增長2.17%。能源供給結構每變動1%，則能源供給增長8.40%。第二產業(yè)結構每變動1%，則引起能源需求變動1.92%，同時引起能源供給變動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：

[1]伍海華，金志國，胡燕京.產業(yè)發(fā)展論[M].經濟科學出版社，2004：312-313.

[2]顏文燕，胡文峰.基于產業(yè)結構和能源視角的浙江省經濟增長的實證分析[J].數理統(tǒng)計與管理，2008，27（4）：593-599.

篇8

 

2007年12月, 長株潭城市群被國家批準為資源節(jié)約型和環(huán)境友好型( 簡稱“ 兩型”) 社會建設綜合配套改革試驗區(qū), 隨著兩型社會的建設和湖南省“ 一點一線”區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的實施以及全省經濟的騰飛, 作為省域經濟重心, 長株潭城市群“兩型社會”的建設, 不僅為長株潭的發(fā)展帶來了極好的發(fā)展機遇, 而且對全省的社會經濟可持續(xù)發(fā)展也具有十分重要的意義。

一、自然資源狀況

（一） 礦產資源優(yōu)勢明顯

目前三市已查明的礦產資源有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，擁有全國獨一無二的石，海泡石儲量居全國首位，錳和磷礦生產規(guī)模居全省第一。

（二）水資源豐沛

長株潭三市的生產、生活水源90%依賴湘江，人均水資源擁有量達到2069立方米。但湘江多處水資源污染嚴重，工業(yè)和城市生活用水存在浪費現(xiàn)象，全省的資源利用效率僅為22%，特別是經常出現(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入。

（四）土地后備資源嚴重不足

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。而且隨著經濟社會的快速發(fā)展，用地規(guī)模不斷的擴大，對土地的需求也日益增長，使得耕地數量不斷的減少，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濟社會發(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40%多。同時，能源消費彈性系數也較大，全省規(guī)模工業(yè)能源消費彈性系數為1.08，不僅資源稟賦較差，主要資源人均占有量小，資源質量不高，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

噸標準煤/萬元

升降%

噸標準煤/萬元

升降%

千瓦時/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發(fā)生的變化已經嚴重地影響人類社會經濟的可持續(xù)發(fā)展，應對全球氣候變化，減少對環(huán)境的影響，發(fā)展低碳經濟是各國未來經濟發(fā)展的應對方式，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，應對全球氣候變化是非常值得研究的問題。該項研究從基于生態(tài)足跡模型的碳足跡產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)展和應對全球氣候變化具有重要的意義。

1.理論基礎簡述

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濟學家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)所產生影響的一個重要指標項目管理論文，它是人類對生物生產性土地面積的占用量。生態(tài)足跡的定義為“生產人們所消費的所有資源和消納這些人所產生的所有廢物所需要的生態(tài)生產性土地的總面積”[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”相當于1hm2具有全球平均產量的生產力空間[3]。也就是說，生態(tài)足跡主要用于計算在一定區(qū)域一定人口與經濟規(guī)模條件下， 維持資源消費和廢物消納所必須的生物生產面積。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，前者指生產所消費資源而需要的生物生產土地的面積，包括耕地足跡、林地足跡、水域足跡、建筑用地足跡；后者指吸納所產生的廢棄物需要的生物生產土地的面積。生態(tài)足跡已經成為國際公認的評價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”的準確定義目前還沒有統(tǒng)一，各國學者有著各自不同的理解和認識[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所釋放的CO2總量；另外，有的學者指出，碳足跡是排放的CO2以及其他溫室氣體轉化的CO2 等價物。自2001 年以來，國外一些學者陸續(xù)以生態(tài)足跡的方法對碳足跡進行研究，但國內對能源消費的專門研究還不多見[4]?？傮w來說，國外仍處于起步階段，而國內的碳足跡研究尚處于萌芽階段[5]。而關于化石能源足跡方面國內已有少數學者的研究。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土地面積的平均發(fā)熱量為標準，將當地能源消費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轉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實物量轉化為標煤量，再將各類能源的標煤量轉化為相應的熱量，再通過熱量與CO2吸收率的比值計算出各類能源消費所占用的足跡。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為總人口數[9] ； Pj為第j項消費項目的總生產量；Ij、Ej為第i項消費項目的進口和出口量。

由于貿易的影響項目管理論文，一個國家或地區(qū)的生態(tài)足跡可以跨越地區(qū)界限，所以需要進行貿易調整。貿易調整是考慮貿易對能源消費的影響而對當前的消費額進行調整，出口為負值，進口為正值。能源的貿易調整計算采用的計算方法如下:

Ni=Mi×(Hi/Gi)×Wi

式中，Wi為中國第i種商品貿易的凈價值量，Hi、Gi為中國該類商品的凈貿易的實物量和價值量，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]。

根據世界銀行和世界自然基金會的統(tǒng)計， 目前生態(tài)足跡效率的計算方法， 主要有生態(tài)足跡產值與生態(tài)足跡強度。能源生態(tài)足跡產值(Value of Energy footprint ， VEF) 體現(xiàn)單位能源生態(tài)足跡產生的經濟價值， 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) 經濟與能源、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VEF 較高時， 對分析區(qū)域的意義為: 經濟發(fā)展較良好; 單位土地面積產值較高;單位能源生態(tài)足跡創(chuàng)造的經濟價值較高等[9]。所以，碳足跡產值(Value of carbon footprint ， VEF)計算公式：VCF=GDP/EF=gdp/cf

式中，VCF 為碳足跡產值；GDP為國內生產總值；gdp為人均國內生產總值；cf為人均碳足跡。

1.3 數據處理與說明

運用貴州省的歷年統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計年鑒以及各縣份的統(tǒng)計年鑒等。根據歷年的統(tǒng)計資料計算煤、石油、天然氣、電力和焦碳等幾種能源的足跡，計算時將能源消耗轉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)足跡產值的動態(tài)變化分析

貴州巖溶地區(qū)碳足跡產值計算結果見表1，由表1看，貴州巖溶地區(qū)1978-2009年的碳足跡產值呈逐年遞增趨勢（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。進一步分析認為，貴州巖溶地區(qū)1978-2009年的碳足跡產值可分為3個演化階段（圖1）：1978-1987年為第一階段，碳足跡產值從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，屬碳足跡產值的過渡階段；2005-2009年為第三階段，碳足跡產值從0.4332萬元GDP/hm2增加到0.845萬元GDP/hm2項目管理論文，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值的快速增長階段。

上述的研究結果， 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，逐步由粗放型經濟轉向集約型經濟發(fā)展；也表明隨著經濟的發(fā)展，科學技術水平不斷提高，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

碳足跡產值

年份

碳足跡產值

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)與全國的碳足跡產值的比較分析

將貴州巖溶地區(qū)的碳足跡產值與全國的進行動態(tài)比較研究，其中全國的碳足跡產值主要來鄒艷芬[9]的研究成果， 其余的通過相關計算得出。1978-2009年，貴州巖溶地區(qū)碳足跡產值一直低于全國（見圖2），多年平均碳足跡產值為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年達峰值后，差距呈現(xiàn)減少趨勢，到2009年降為1.0743萬元/hm2 ?？梢?，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

根據上述研究表明：在研究時段，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)能型的社會經濟消費體系和完善的管理制度體系

從研究結果表明，貴州巖溶地區(qū)碳足跡產值比較低。貴州巖溶地區(qū)除了生產性能源消費外，生活性能源消費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，必須從社會和經濟系統(tǒng)的各方面進行，需要建立有完善的生活和產業(yè)節(jié)能、節(jié)約資源型、低碳型和低污染型等環(huán)境友好型的消費體系，促進產業(yè)生態(tài)化和生活生態(tài)化。同時，必須有制度的保證，所以，建立一套完善的強有力的管理體系。

4．2積極調整產業(yè)結構，改變資源型和高能耗的經濟發(fā)展模式，扎實推進新型工業(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業(yè)，2003 年度我省電力、燃氣等生產和供應、黑色和有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)和采礦業(yè)所創(chuàng)造的工業(yè)總產值占到全省規(guī)模以上工業(yè)總產值的約62 %[12]。由于高能耗的產業(yè)比重大，到2005年生產性能源消耗占總消耗的84%，能源消費仍以工業(yè)為主， 工業(yè)能源消費占比達到67.7 %[11]。所以，應該積極調整現(xiàn)有的產業(yè)結構，改變資源型和高能耗的經濟發(fā)展模式，扎實推進新型工業(yè)化，向高效益和低碳的產業(yè)方向發(fā)展。

4．3積極調整能源結構，增加水電等的比例，發(fā)展新型的低碳能源

貴州能源消費品主要為原煤、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。然而項目管理論文，貴州水能資源總蘊藏量1874.5萬KW，居于全國第六位。可開發(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， 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，應該充分挖掘自身的水力資源潛力，發(fā)展水電。所以，應該調整能源結構，積極開發(fā)水能、太陽能、風能、地熱等資源開發(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)能技術和低碳產品，并且加強碳回收

積極開發(fā)引進和推廣低碳產品，在工業(yè)企業(yè)內部推行清潔生產。例如用能耗低、污染輕、經濟效益高的先進工藝設備替代高能耗、重污染、經濟效益低的工藝設備。加強低碳技術的開發(fā)和利用，改進企業(yè)的生產工藝，用“綠色”生產工藝重組，最終達到治根。積極發(fā)展循環(huán)經濟，加大污染物的回收利用。同時，在接納吸收東部地區(qū)所轉移來的企業(yè)時，應該把環(huán)境利益放在首位，保證低碳性。

參考文獻

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篇10

一、能源消耗與經濟發(fā)展關系的相互關系分析

1.文獻綜述

關于能源供給與經濟增長之間的關聯(lián)關系,在國內外文獻中已有初步的研究。因果檢驗是指葛蘭杰因果檢驗（Granger,1969）。Granger和Kraft（1978）在他們的先驅研究里闡述了美國從GNP到能源消費存在單向因果關系。他們使用的是1947-1974年的數據。

隨后,這種實證研究迅速擴展到英國、德國、意大利、加拿大、法國以及日本等發(fā)達國家。對亞洲國家,Glasure和Lee (1997)利用Granger檢驗方法發(fā)現(xiàn)了新加坡能源對GDP的因果關系; Yu和Choi (1985)在標準Granger檢驗方法的基礎上發(fā)現(xiàn)了韓國GDP與能源消費之間的因果關系。

從以上的文獻研究可見,國外學者側重于對能源消費與經濟增長之間的因果關系檢驗,而國內學者則將這種檢驗分析應用于我國的特定經濟空間中,得出了與國外學者相同的結論。

本文的創(chuàng)新則表現(xiàn)為:采用自改革開放以來的較長時期的時間序列數據,不僅驗證了能源消費與經濟增長之間的協(xié)整性關系的成立,而且揭示了能源消費與經濟增長之間的長短期模型。當得到較為精確的產短期模型之后,就能夠把握住能源消費與能源供給、能源消費與經濟增長之間的規(guī)律,從而實現(xiàn)國民經濟與能源供給、能源消費、能源消耗之間的良性循環(huán)。

2.實證檢驗

（1）數據選擇

對于經濟發(fā)展，用國內生產總值GDP來衡量；對于，能源消耗，用我國能源消費總量E來衡量。為了增加序列的平穩(wěn)性，對兩個序列均取對數。數據選取1981~2008年度數據，來源于國家統(tǒng)計局數據庫。

（2）單位根檢驗

首先用Eviews對序列進行ADF檢驗，檢驗結果如下：

變量 ADF檢驗

（c，t，*） T統(tǒng)計量 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

其次，用E-G兩步法進行協(xié)整性檢驗，做回歸結果如下：

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

整理上述結果得：

T值 （-14.64487）（21.34398）

DW=0.131733

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

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檢驗值為-2.205659，拒絕原假設，因此殘差序列無單位根。說明國內生產總值與能源消耗之間存在協(xié)整關系，兩者長期均衡。

（4）建立誤差修正方程

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

取l=0,1,2,3，進行試驗。經多次試驗比較，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。從經濟意義上看，該模型反映了經濟發(fā)展與能源消耗的變化影響關系。本期國內生產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，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，已經初步確立了我國能源消耗與經濟發(fā)展的關系，為了進一步探究能源消耗是如何與其他重要生產要素一起，共同作用于經濟發(fā)展，在此引入C-D生產模型。

二、基于C-D生產模型的定量分析

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

本文在傳統(tǒng)的C-D生產函數中，加入了影響因素能源消耗E，擴張后的生產模型為：假定生產技術水平在短期內不會發(fā)生較大變化，經濟增長和能源消費分別采用GDP和能源消費總量進行衡量，對經濟增長亦有重要影響的資本和勞動力采用全社會固定資產投資和就業(yè)人數衡量。

1.文獻綜述

Rashe和Tatom首次將能源使用引入Cobb-Douglas生產函數,他們力圖尋求能源利用與經濟增長之間更符合實際過程的基本規(guī)律,定量地描述能源與經濟發(fā)展的關系。

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

在劉朝明、曾勝、劉博的論文《我國能源消費與經濟增長的關聯(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的數據建立模型。但是結果依舊不理想――其中能源消費量的系數為負。從統(tǒng)計意義分析,能源消費量每增加一個百分點,國內生產總值就要平均下降0.175253%,這與現(xiàn)實經濟意義不相符。其后，作者再用1985～2003年的數據作一個相同的分析，結果基本反映了事實。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結構與經濟增長的關系》一文中，作者將生產函數再一次擴展。把能源消費量的投入細分為煤炭、石油、天然氣以及電力(包括水電、風電、核電)。得到的結果中，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)人數與天然氣沒能通過符號檢驗。

2.實證研究

在傳統(tǒng)的C-D生產函數中，加入了影響因素能源消耗E，擴張后的生產模型為：

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

因為方程為對數形式,所以系數α、β、γ分別為資本、勞動及能源對產出的彈性,常數c用來反應技術進步可能的生產率。SPSS運算結果得作者對模型進行變換如下：由于C-D函數是非線性的,通過對數變換可以使之線性化。因此對⑴式兩邊取對數,則有:

對上式時間進行求導，得：

增加常數項與誤差項，得：

運用1985~2008年的數據，運行Eviews得輸出結果為：

（2.354）（0.633）（3.012） （-0.169）

F=8.962

3.問題探究

結果顯示，能源這一項的結果不顯著，并且符號為負。這與經濟意義不符合。

究其原因，可能有以下幾點：

（1）C-D模型的適用性問題

關于數理經濟模型在計量經濟學中的適用性問題，胡桂華在《論數理經濟模型有別于計量經濟模型――從關于柯布-道格拉斯生產函數的一個爭論談起》一文中給出了分析。她指出，直接用數理經濟模型來充當計量經濟模型的風險在于:數理經濟模型要對現(xiàn)實世界加以簡化,也就是,要把因變量的某些重要的影響因素假定為不變,當我們把該模型充作計量經濟模型使用時,只要這些被假定為不變的因素與模型內的自變量相關,它們就成為計量經濟模型的遺漏變量,從而導致遺漏變量效應。

關于模型的預測性，構建預測模型時應首先把所有可能充當預測變量的自變量全部列出來,然后設法篩選出具有優(yōu)良預測功能而所使用的預測變量又盡可能簡約的模型。否則，做出結果將有一些出入。

（2）數據來源問題

經過查閱資料與新聞可知，我國的能源統(tǒng)計還不完善。特別在80年代，有去統(tǒng)計種類的不完全與數據的部分缺失，造成了統(tǒng)計年鑒上的數據與真實值的一定出入。這也從一定方面導致了結論去現(xiàn)實不一致。

4.模型的進一步改進

從C-D生產函數出發(fā)，可以對模型進行以下改進：