能源消耗與經(jīng)濟(jì)發(fā)展1

1、1、 研究的背景及意義（一）研究背景 人類社會(huì)進(jìn)入工業(yè)化時(shí)代以后，能源開(kāi)始廣泛而深刻的影響人們的生活和社會(huì)的發(fā)展。長(zhǎng)期以來(lái)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)同能源消費(fèi)之間有著密切的關(guān)系。如圖1，為大家展現(xiàn)的是1985年到2009年能源消費(fèi)情況與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，可以從線性圖上大致可以看出，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化趨勢(shì)大體相同，故他們的關(guān)系是相互促進(jìn)，彼此制約的。一方面，能源是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，?duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有拉動(dòng)作用;另一方面，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)又影響著能源的消費(fèi)。我國(guó)作為世界上一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)體，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)能源的依賴性會(huì)越來(lái)越高，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，已經(jīng)影響到我國(guó)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的制定。因而，能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

2、之間的關(guān)系便成為值得研究并引起高度重視的問(wèn)題。 圖1 中國(guó)能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系（二）選題意義能源消耗增加時(shí)社會(huì)發(fā)展的客觀必然，能源是生產(chǎn)的源動(dòng)力，能源的消費(fèi)也對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有很大的影響，但是依賴大量的能源使用的確會(huì)推動(dòng)我們經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，然而過(guò)渡地和不合理地能源消耗則會(huì)產(chǎn)生人類的生存的嚴(yán)重問(wèn)題環(huán)境問(wèn)題。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)的GDP在2004年占世界經(jīng)濟(jì)總量的5%，但卻是以12%以上的能源為代價(jià)的（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2005）。由于我國(guó)的能源結(jié)構(gòu)以煤炭為主，因而這種低效率的能源給被消耗的中國(guó)環(huán)境保護(hù)帶來(lái)了巨大的壓力。如我國(guó)在2005年時(shí)SO2排放量比2002年的美國(guó)高出1000萬(wàn)t，我國(guó)成了全球大氣污

3、染最為嚴(yán)重的國(guó)家之一。（中國(guó)環(huán)境公報(bào)2006）能源的消耗在保障經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)不可避免的加劇了環(huán)境的壓力，當(dāng)人類遭受由環(huán)境惡化帶給困難的時(shí)候，能源、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境成了矛盾體，我們不得不面對(duì)如何應(yīng)對(duì)能源的消耗與環(huán)境雙贏的問(wèn)題，并進(jìn)一步解決如何高效的利用能源，達(dá)到低消耗、高生產(chǎn)、低環(huán)境損害目標(biāo)的問(wèn)題。圖2為我們展現(xiàn)的是中國(guó)近幾年能源消費(fèi)情況，可以看出隨著時(shí)間的推移，科技的不斷提高，生活水平的不斷提高，我們的能源消費(fèi)水平也出現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)，可見(jiàn)能源節(jié)約型社會(huì)便成為了急需解決的重要課題。 圖2 中國(guó)近幾年的能源消費(fèi)情況二、理論綜述 長(zhǎng)期以來(lái)，由于新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為人力資本和自然資本之間存在著近乎完全的

4、替代性，作為重要的生產(chǎn)要素和投入因子，能源一直沒(méi)有能夠納入到經(jīng)濟(jì)理論和模型的相關(guān)研究體系中，這使導(dǎo)致長(zhǎng)期以來(lái)對(duì)能源使用的超浪費(fèi)。直到上世紀(jì)7年代初，丹尼斯L多梅斯等人以整個(gè)世界為研究總體，通過(guò)研究世界人口工業(yè)發(fā)展、污染、糧食生產(chǎn)和資源消耗五種因素之間的變動(dòng)和相互聯(lián)系，建立了“世界末日模型”首次對(duì)能源問(wèn)題進(jìn)行了系統(tǒng)的研究，最終提出了“如果維持現(xiàn)有的人口增長(zhǎng)率和資源消耗率速度不變，世界資源終將枯竭”的結(jié)論，這一發(fā)現(xiàn)引起了世界各國(guó)對(duì)能源的廣泛關(guān)注，同時(shí)也提醒人們，能源的生產(chǎn)水平和消費(fèi)水平是衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和人民生活水平高低的重要標(biāo)志。至此，在有關(guān)能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究也日益成為經(jīng)濟(jì)學(xué)界的熱

5、點(diǎn)問(wèn)題。三、實(shí)證(一)指標(biāo)的選擇 根據(jù)影響中國(guó)能源的消費(fèi)情況，選擇國(guó)民總收入、GDP、工業(yè)消費(fèi)情況、建筑業(yè)消費(fèi)情況、交通運(yùn)輸郵電業(yè)的消費(fèi)情況、人均生活的電力消費(fèi)及能源的加工轉(zhuǎn)換率作為解釋變量。令能源的消費(fèi)作為被解釋變量。(二)數(shù)據(jù)的搜集與整理年份能源消費(fèi)國(guó)民工業(yè)建筑業(yè)交通運(yùn)輸郵電人均生活電力消費(fèi)能源加工轉(zhuǎn)換效率總收入yX1X2X3X4X5X6X71987766829040.790163448.7417.9406.921.368.2919888085010274.410275.23967525.7475.623.268.3219898663212050.612058.64585.8665.854

6、4.926.467.4819909299715036.815042.85777.281066131.266.5419919693417000.916992.3648479478635.366.5119929870318718.318667.86858859.41147.542.467.2199310378321826.221781.58087.11015.11409.746.965.9199410917026937.326923.510284.514151681.854.66619951159933526035333.9141882266.52205.661.267.3219961227374

7、8108.548197.919480.72694.72898.372.765.2199713117659810.560793.724950.63728.83424.183.571.05199813894870142.571176.629447.64387.44068.593.171.519991377987765344621.64593101.869.23200013221483024.384402.334018.44985.85178.4106.669.4420011338318818989677.135861.55172.15821.8118.269.192002

8599214.64003.65522.37333.4132.469.042003143199108068.2109655.243580.65391.78406.1144.669.032004151797119095.7120332.747431.36465.59393.4156.369.042005174990135174135822.854945.57490.810098.4173.769.42006203227159586.7159878.3652108694.312147.6190.270.712007223319183956.1183084.876912.910

9、133.810526.1216.771.082008246270213131.7211923.591310.911851.112481.1249.471.242009265583251483.2249529.9107367.214014.114604.1274.971.25資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008.中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社(三)模型的估計(jì)與調(diào)整 （1） 其中為第t年能源消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)煤總量(Y/萬(wàn)噸)，為國(guó)民總收入(億元)，為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)，為工業(yè)增加值(億元)，為建筑業(yè)增加值(億元)，為交通運(yùn)輸郵電業(yè)增加值(億元)，為人均生活電力消費(fèi)(千瓦小時(shí))，為能源加工轉(zhuǎn)換效率(%)Eviews的最小二乘計(jì)

10、算結(jié)果見(jiàn)表1。 表1 OLS回歸結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 10/15/11 Time: 10:20Sample: 1987 2009Included observations: 23VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C20208.8597746.770.2067470.8390X18.5825992.6119503.2858970.0050X2-9.9579143.039874-3.2757660.0051X30.3215630.1922051.6730220.1

11、150X417.553767.8701672.2304170.0414X5-0.0144452.696334-0.0053570.9958X6883.0286344.06192.5664820.0215X7725.02671425.0360.5087780.6183R-squared0.989830 Mean dependent var139364.6Adjusted R-squared0.985084 S.D. dependent var51705.05S.E. of regression6314.833 Akaike info criterion20.60740Sum squared re

12、sid5.98E+08 Schwarz criterion21.00235Log likelihood-228.9851 F-statistic208.5583Durbin-Watson stat1.444326 Prob(F-statistic)0.000000 t=(97746.77) (2.611950) (3.039874) (0.192205) (7.870167) (2.696334) (344.0619) (1425.036) =0.989830 F=208.5583 n=32 dw=1.444326 圖3所示以上所有變量對(duì)能源的消費(fèi)情況分析，可以看出工業(yè)對(duì)能源的消費(fèi)較為顯著。

13、圖3 各個(gè)變量對(duì)能源消費(fèi)情況分析1.多重共線性檢驗(yàn)與修正 由此可見(jiàn)，該模型，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值208.5583，明顯顯著。但是當(dāng)時(shí)，不僅的系數(shù)t檢驗(yàn)不顯著，而且系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期相反，這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線性。(1)檢驗(yàn) 表2 相關(guān)系數(shù)矩陣變量X7X6X5X4X3X2X1X710.7263423611420.7608139999520.7435533452920.74063462949X60.72634236114210.9865691717480.9935666554490.9565951672030.997243061140.996754188982X50.986569171748

14、10.9723441188490.9286707353460.9808035009340.979294400974X40.7608139999520.9935666554490.97234411884910.9648338935940.9980183427620.997937973472X30.9565951672030.9286707353460.96483389359410.9657684601910.966836760988X20.7435533452920.997243061140.9808035009340.9980183427620.96576846019110.999924291

15、613X10.740634629490.9967541889820.9792944009740.9979379734720.9668367609880.9999242916131由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各個(gè)解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)存在多重共線性。 (2)修正 采用逐步回歸的方法，去檢驗(yàn)和解決多重共線性問(wèn)題。分別作Y對(duì)、的一元回歸，結(jié)果如表3所示。 表3 一元回歸估計(jì)結(jié)果變量X1X2X3X4X5X6X7參數(shù)估計(jì)值80014.4379622.5986422.4279675.8882366.366947.7-1188647t統(tǒng)計(jì)量27.3310025.9727821.5930927.53

16、49814.9524517.10862-4.2073790.9709000.9683890.9392930.9717470.8968810.9599070.5129060.9695140.9668810.364020.9704010.8919700.9579980.489711其中，加入的方程最大，以為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如表4所示。 表4 加入新變量X4的回歸結(jié)果變量變量X1X2X3X4X5X6X7X1、X40.2895(0.6719)8.00616(1.0317)0.9696X2、X40.046707(0.104681)12.37409(1.54631)0.9689X3、X

17、40.449289(2.00361)9.8297(5.6213)0.97412X5、X415.951(7.7338)-2.42015(-1.3665)0.97158X6、X412.8797(2.896)17.1760(0.0748)0.96893X7、X414.0287(19.0122)-2167.31(-1.4581)0.97191經(jīng)比較，新加入X3的方程，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，選擇保留X3，再加入其他新變量逐步回歸，結(jié)果如表5所示。 表5 加入新變量X4、X3的結(jié)果 變量變量X1X2X3X4X5X6X7X1、X3、X40.1071(0.25)0.4350(1.8403)8.01

18、38(1.0926)0.9729X2、X3、X4-0.096599(-0.2280)0.458441(1.9656)11.48990(1.5324)0.9728X5、X3、X40.40947(1.8181)12.33013(4.4208)-1.9436(-1.1451)0.9745X6、X3、X40.4527(1.9653)8.9184(1.9296)46.0507(0.2139)0.9728X7、X3、X40.4233(1.9233)10.7571(5.8568)-1937.385(-1.3836)0.9752在X3、X4基礎(chǔ)上加入X1、X2、X5、X6、X7后的方程均有所改善，但各個(gè)參數(shù)的

19、t檢驗(yàn)不顯著，故均予以剔除。故最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的結(jié)果為 （2） t=（29.32470）（2.003611）（5.621314） F=414.9858 DW=0.674393括號(hào)中為t統(tǒng)計(jì)量。2.異方差的檢驗(yàn)和修正(1)檢驗(yàn)Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn) 在模型中，樣本容量為23，刪除中間的觀測(cè)值，即大約有5個(gè)觀測(cè)值，余下的部分平分得兩個(gè)樣本空間：1987-1995,2001-2009，它們的樣本個(gè)數(shù)均是9個(gè)，即.在Sample菜單里，將區(qū)間定義為1987-1995，然后用OLS方法求的如下結(jié)果，見(jiàn)表6。 表6 樣本區(qū)間為1987-1995的回歸估計(jì)結(jié)果Dependent V

20、ariable: YMethod: Least SquaresDate: 10/15/11 Time: 12:48Sample: 1987 1995Included observations: 9VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C64177.123096.71120.724280.0000X39.0897211.8403754.9390580.0026X4-33.6039211.12688-3.0200660.0234R-squared0.961509 Mean dependent var95749.33Adjusted R-squa

21、red0.948679 S.D. dependent var12946.25S.E. of regression2932.860 Akaike info criterion19.06655Sum squared resid51610000 Schwarz criterion19.13229Log likelihood-82.79945 F-statistic74.94083Durbin-Watson stat0.868674 Prob(F-statistic)0.000057在Sample菜單里，將區(qū)間定義為2001-2009，再用OLS方法求得如下結(jié)果，見(jiàn)表7。 表7 樣本區(qū)間為2001-2

22、009 的回歸結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 10/15/11 Time: 12:50Sample:2001 2009Included observations: 9VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C59526.588544.2506.9668590.0004X30.1713360.2298910.7452940.4843X414.113742.2714526.2135290.0008R-squared0.982501 Mean dependent var186752

23、.1Adjusted R-squared0.976667 S.D. dependent var49681.64S.E. of regression7588.883 Akaike info criterion20.96796Sum squared resid3.46E+08 Schwarz criterion21.03370Log likelihood-91.35581 F-statistic168.4337Durbin-Watson stat1.270734 Prob(F-statistic)0.000005由于=6.7> （3）表明該模型存在異方差。(2)修正加權(quán)最小二乘法在運(yùn)用加權(quán)最

24、小二乘法（WLS）估計(jì)過(guò)程中，我們分別選用了權(quán)數(shù)、。權(quán)數(shù)的生成過(guò)程如下，分別鍵入、，經(jīng)估計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)W2的效果最好。下面給出使用權(quán)數(shù)W2的結(jié)果。表8 使用權(quán)數(shù)W2的結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 10/15/11 Time: 13:17Sample: 1987 2009Included observations: 23Weighting series: W2VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C80933.222799.52528.909630.0000X30.395

25、1460.0503137.8537700.0000X410.147510.52229519.428700.0000Weighted StatisticsR-squared0.999993 Mean dependent var138572.4Adjusted R-squared0.999992 S.D. dependent var541132.5S.E. of regression1543.228 Akaike info criterion17.64225Sum squared resid47631037 Schwarz criterion17.79036Log likelihood-199.8

26、858 F-statistic357.4327Durbin-Watson stat0.622916 Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.976356 Mean dependent var139364.6Adjusted R-squared0.973992 S.D. dependent var51705.05S.E. of regression8338.469 Sum squared resid1.39E+09Durbin-Watson stat0.601890表8的估計(jì)結(jié)果如下： （4） （28.91） （7.854

27、） （19.429） F=357.4327 DW=0.601890 括號(hào)中數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量。可以看出運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)t檢驗(yàn)均顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著。3.自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正(1)檢驗(yàn)DW檢驗(yàn)及圖示法 由表1得出的模型可知，在n=23，2個(gè)解釋變量的模型5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，模型中DW=0.60189<,顯示能源消費(fèi)模型中的誤差項(xiàng)存在正相關(guān)。這一點(diǎn)從殘差圖中也可以看出，點(diǎn)擊Eviews方程輸出窗口的按鈕Resids可得到殘差圖，如圖3所示.圖3中，殘差的變動(dòng)有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)，模型中的F統(tǒng)計(jì)量和t統(tǒng)計(jì)量不可信，需要采取補(bǔ)救

28、措施.圖3 殘差圖(2)自相關(guān)問(wèn)題的處理-廣義差分法表9 求一階自相關(guān)系數(shù)Dependent Variable: EMethod: Least SquaresDate: 10/15/11 Time: 19:00Sample(adjusted): 1988 2009Included observations: 22 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. E10.7453590.1335605.5807000.0000R-squared0.595760 Mean dependent var468

29、.7884Adjusted R-squared0.595760 S.D. dependent var7833.546S.E. of regression4980.560 Akaike info criterion19.90886Sum squared resid5.21E+08 Schwarz criterion19.95845Log likelihood-217.9975 Durbin-Watson stat1.311538 表10 廣義差分方程輸出結(jié)果Dependent Variable: Y-0.745359*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 10/15/1

30、1 Time: 19:02Sample(adjusted): 1988 2009Included observations: 22 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C21264.461636.40712.994610.0000X3-0.745359*X3(-1)0.2863120.1417002.0205520.0576X4-0.745359*X4(-1)10.809530.81847513.206910.0000R-squared0.957098 Mean dependent var

31、42613.43Adjusted R-squared0.952582 S.D. dependent var23491.68S.E. of regression5115.455 Akaike info criterion20.04404Sum squared resid4.97E+08 Schwarz criterion20.19282Log likelihood-217.4845 F-statistic211.9363Durbin-Watson stat1.239115 Prob(F-statistic)0.000000 由表10可得此時(shí)的，由于<DW<,所以表明此時(shí)模型不存在自相

32、關(guān)。又 （5） 最終模型是： （6） 由式（6）可知，工業(yè)消費(fèi)支出每增加一億元，能源煤的消耗約為0.286萬(wàn)噸。建筑業(yè)每增加一億元，能源煤的消耗約為10.810萬(wàn)噸。4.研究結(jié)論 (1)通過(guò)以上數(shù)據(jù)模型可知，中國(guó)能源的消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有雙向的關(guān)系，他們之間既相互影響，又相互促進(jìn)。影響體現(xiàn)在能源的過(guò)渡的浪費(fèi)或者轉(zhuǎn)換率比較低會(huì)影響相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，促進(jìn)體現(xiàn)在能源的消耗反而會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。 (2)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的能源消耗中，如果按我國(guó)的三大產(chǎn)業(yè)來(lái)劃分，則第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)（包括采掘工業(yè)、制造業(yè)、自來(lái)水、電力、蒸汽、熱水、煤氣）和建筑業(yè)，他們的能源消耗比重為三大產(chǎn)業(yè)中最高的。再進(jìn)行仔細(xì)劃分，由以上數(shù)據(jù)可知，我國(guó)

33、建筑業(yè)的能源消耗日趨增大。為什么會(huì)這樣呢，因?yàn)?在建筑的建造和使用過(guò)程中，需要消耗大量的能源、資源。建筑要占用大量土地，在建造以及裝修過(guò)程需要消耗大量的水源、能源以及大量的材料，還會(huì)產(chǎn)生建筑垃圾。而很多建筑材料的生產(chǎn)更是嚴(yán)重耗能。建筑在使用過(guò)程中還要消耗大量的能源、水源。據(jù)統(tǒng)計(jì)，目前我國(guó)的建筑能耗占全國(guó)總能耗的27.5%。建筑在被拆除之后還會(huì)產(chǎn)生大量的垃圾。 (3)據(jù)調(diào)查，我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)能源消耗強(qiáng)度是國(guó)內(nèi)能源消耗強(qiáng)度的約1.5 倍，相比國(guó)外，我國(guó)的能源消耗基數(shù)已較高，可見(jiàn)我國(guó)的第二產(chǎn)業(yè)能源利用效率很低。 (4)據(jù)調(diào)查，2004年中國(guó)城市人均住宅建筑面積達(dá)到25平方米，比1990年增加了11.3平

34、方米。2005年農(nóng)村人均住房面積達(dá)到了29.7平方米，比1990年增加了11.9平方米。各種公共和商業(yè)建筑增長(zhǎng)迅速。2005年中國(guó)新增房屋建筑竣工面積已超過(guò)21億平方米。5.論文不足 論文最大的不足就是由于學(xué)生經(jīng)驗(yàn)不足，及對(duì)相關(guān)知識(shí)了解的不足導(dǎo)致有些分析結(jié)果并不是很透徹。所以，學(xué)生會(huì)在以后學(xué)習(xí)過(guò)程中多多關(guān)注國(guó)家現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)狀況及政治等方面的知識(shí)，要與時(shí)俱進(jìn)。在了解的同時(shí)不斷地問(wèn)自己有如何看法，在不斷比較不斷學(xué)習(xí)當(dāng)中成長(zhǎng)。6.創(chuàng)新之點(diǎn)綴 在此論文中，學(xué)生不僅能對(duì)基本的結(jié)果較好的呈現(xiàn)給大家，還善于利用圖表對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析并聯(lián)系其他統(tǒng)計(jì)學(xué)專業(yè)知識(shí)進(jìn)行深入的思考分析。（這貌似也是應(yīng)該的）四、相應(yīng)的建議（一）優(yōu)化我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 推進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，調(diào)整輕重工業(yè)的比重，大力發(fā)展輕工業(yè)，向結(jié)構(gòu)輕型化發(fā)展。限制高耗能、高耗材、高耗水行業(yè)的發(fā)展。必須建立標(biāo)準(zhǔn)化的定量技術(shù)指標(biāo)，在水泥、鋼鐵等行業(yè)，堅(jiān)決淘汰浪費(fèi)資源