今天小编给大家找来了《能源消费论文范文(精选3篇)》，供需要的小伙伴们查阅，希望能够帮助到大家。摘要能源既是经济增长的重要动力之一，又是经济增长约束因素之一。改革开放以来，随着经济快速发展，我国能源消费量大幅度增加，目前我国已经成为世界第二大能源消费国。本文在在理论分析基础上，运用实证方法，基于1978—2009年我国经济增长、能源消费、能源效率等统计数据进行实证分析。最后，对我国经济发展中能源问题提几点政策建议。
第一篇：能源消费论文范文
基于经济增长与能源消费关系的中国能源消费预测
摘要：通过对1978～2008年能源消费和GDP的实证关系分析，发现存在较稳定的由GDP到能源消费的单向因果关系和协整关系，构造出由GDP到能源消费的二阶误差修正模型，并用该模型完成对能源消费总量的预测。
关键词：经济增长；能源消费；协整分析
据国际能源署2010年7月19日的报告，2009年中国能源消费总量已经略高出美国，居世界第一。中国能源消费问题引起国内外普遍关注。判断中国能源消费总量今后将如何增长是一个非常复杂的难题。无论是短期变化，还是长期趋势都需要考虑国内外多种因素，特别是经济发展态势。本文从定量分析经济增长与能源消费关系入手，通过对经济增长的预测结果间接估计能源消费总量变动趋势。
一、能源需求与经济增长关系的定量分析
从国内外研究成果看大多的研究模式是一致的，即用GDP数据代表经济发展，用能源消费总量数据代表能源消费，选用经济计量模型展开研究。但由于研究的地区、使用具体方法和数据的范围不同，结果也不尽相同。
从国内看，赵丽霞，魏巍贤将能源引入c－D函数，建立向量自回归模型，得出能源消费与经济增长存在正向的相关关系；黄敏，赫英采用三因素CES生产函数建立了中国能源消费与经济增长的关系的模型，得出由能源到经济单向因果关系；刘星通过对1985－2003年GDP与能源消费进行格兰杰因果关系的检验，认为经济增长导致能源消费的增加，同时认为中国GDP与能源消费之间存在着协整关系；王海鹏，田澎，靳萍利用1953－2002年的统计数据和状态空间模型对中国能源消费与经济增长关系进行了研究，认为中国能源消费与经济增长之间存在一种随时间不断变化的长期均衡关系即变参数协整关系；赵进文，范继涛应用非线性STR模型分析1953－2005年中国能源消费与经济增长之间内在结构依从关系，认为仅存在着从能源消费到经济增长的单向格兰杰因果关系。
综上，从理论和实证看，能源消费与经济增长的依存关系在中国的具体表结果现还未有一个一致性的结论，还有待使用最新数据展开深入研究。
(一)数据来源与处理
本文的分析数据来源于《中国统计年鉴2009》，其中能源消费总量以万吨标准煤为单位，GDP以亿元为单位。1978－2008年间中国国内物价变化很大，造成名义GDP与实际GDP数值之间出现较大差异。由于能源消费总量是以万吨标准煤为单位，不包含价格变动的影响，因此在研究经济增长与能源消费关系时，应该选取扣除价格变动影响后的实际GDP。实际上国内的大多数同类研究都选用以不变价格计算的实际GDP作为经济发展变量。本文以用1978年不变价格计算的GDP指数和1978年GDP总量3645.217亿元为依据，推算出以1978年不变价格计算的实际GDP，用此实际GDP(下文记为GDP)作为经济发展变量进行实证分析。
由于变量对数的差分近似地等于该变量的变化率，而经济变量的变化率常常是稳定序列，因此适合在经典回归方程中分析。同时，为了减小变量的异方差和便于同其他同类研究成果相比较，本文在具体分析前对GDP和能源消费总量作自然对数变换，并以变换后的时间序列作为分析变量，分别用LNG－DP和LNEN表示。
(二)简单回归分析
在深入分析中国GDP和能源消费的动态关系之前，首先对两者进行简单相关分析。利用Eviews5.0的OLS估计，得到如下结果：
LNEN＝6.499784＋0.536775％LNGDP (1)
(39.55993) (31.41440)
R2＝0.971453 DW＝0.195600
(1)式中括号内表示系数估计的t统计量，从回归的结果来看，回归方程和系数都表现出高度显著。但DW值为0.1956，小于dL＝1.36，说明残差序列存在正自相关。利用Vgqaite检验统计量nR2对上述回归结果的残差进行检验，得到nR2＝15.04825，说明在1％的显著性水平下否定原假设，即认为随机项中存在异方差。很明显，用简单线性回归分析不能有效解释能源消费和GDP之间的关系。
(三)协整分析
1.单位根检验平稳性检验是检验时间序列数据的波动是否平稳。分别对变量LNEN、LNGDP的水平值及其一阶差分序列进行ADF检验，检验结果见表1。
从表1可以看出，LNEN和LNGDP的ADF统计量均大于1％－10％水平所有的临界值，无法拒绝原假设，即都为非平稳序列。LINEN的一阶差分序列DLNEN的ADF统计量在10％的显著性水平下拒绝原假设、LNGDP的一阶差分序列DLNGDP的ADF统计量在1％的显著性水平下拒绝原假设，即可以认为都是平稳序列。因此，检验结果表明LNEN变量和LNGDP变量都是一阶单整序列I(1)。
2.协整检验协整的经济意义在于：两个经济变量，虽然它们各自有各自的长期波动规律，但如果它们是协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。如果一组非平稳时间序列不存在协整关系，则根据它们构造出的回归模型就可能是伪回归。
由于LNEN变量和LNGDP变量都是一阶单整序列I(1)，它们之间可能存在协整关系。本文选用EG两步检验法对两者进行分析。
第一步，建立LNEN与LNGDP之间线性回归模型，其结果如下(该模型与方程(1)相同)：
LINENt＝6.499784＋0.536775LNGDPt＋μt (2)
第二步，检验残差序列｛μt｝是否为平稳时间序列。利用单位根检验中的ADF进行检验，通过分析发现：滞后阶数为1、不含常数项和截距项的模型最适合；ADF值为－6.394 7，在l％的显著性水平下可以认为残差序列｛μt｝是平稳序列。也就是说存在LNEN与LNGDP的平稳线性组合，即能源消费总量和GDP之间存在长期稳定的均衡关系。
3.Granger因果关系检验通过协整检验表明能源消费和经济增长之间存在协整关系。但是，这种长期的均衡关系究竟是能源消耗(LNEN)引起国内生产总值(LNGDP)变动的结果，还是国内生产总值(LNGDP)引起能源消耗(LINEN)的结果，需要进行格兰杰因果关系检验。用滞后期为2，对LNEN和LNGDP进行格兰杰因果关系检验，结果见表2。
从表2可以看出，以10％的显著性水平拒绝LNGDP不是LNEN的格兰杰原因，不能拒绝LNEN不是LNGDP的格兰杰原因。此时，本文得出由LNGDP到LNEN的单向因果关系，也就是说GDP的增长是引起能源消费总量增加的原因。
4.误差修正模型
误差修正模型的基本思路是，若变量间存在协整关系，即表明这些变量存在着长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。
建立误差修正模型一般分为两步，分别建立区分数据长期特征和短期特征的计量经济模型，即建立长期关系模型和建立短期动态关系(误差修正方程)。
由协整关系检验知，能源消费(LNEN)和经济发展(LNGDP)之间存在协整关系。虽然调整后的R2很高，回归系数也显著，但残差序列还存在自相关，同时也存在异方差。因此，需要重新对LNEN和LNGDP进行回归分析，并加入滞后变量，进而建立单方程误差修正模型。
(1)一阶误差修正模型
首先在模型(2)中加入一阶滞后变量LNENt－1和LNGDPt－1。后，构成一阶误差修正模型；其次应用OLS方法估计模型参数。具体方程为：LNENt－1＝0.081468＋0.965481LNENt－1＋0.729333LNGDPt－O.697362LNGDPt－1＋μt－1。 (3)
(3)中，除常数项0.081468外，其他估计量都通过了t检验，同时模型整体也显著。但DW值为0.714803，偏离数值2的程度较大，说明存在一定程度正自相关。显然，模型(3)依然没有解决时间序列的自回归问题。
(2)二阶误差修正模型
在一阶误差修正模型(3)中加入二阶滞后变量LNENt－2：和LNGDPt－2应用OLS估计模型参数，得到方程的具体形式为：
LNENt＝1.095＋1.608048LNENt－1 －0.780593LNENt－2＋0.603989LNGDPt－0.850767LNGDPt－1＋O.340720LNGDPt－2＋μt (4)
从结果可以看出，除了LNGDP的二阶滞后项外，该方程各个系数都通过t检验，方程整体效果也显著。此时DW值为1.839648，在2附近(dL＝1.65，dU＝1.84)，说明不存在自相关。对残差序列｛μt｝进行检验，也发现其是白噪声序列。因此，模型(4)比较合理的反映了能源消费与GDP之间的关系，也是下文进行能源消费总量预测的依据。
如果对模型(4)进行适当的恒等变形，可得二阶滞后项误差修正模型的一般形式：
△LNENt＝0.781△LNENt－1＋0.604△LNGDPt－0.34△LNGDPt－1－0.173(LNENt－1－6.351－0.544LNGDPt－1)＋μt (5)
(5)中的－0.1725(LNENt－1，－6.3512－0.544LNGDPt－1)项称为误差修正项，通常记为ecmt－1。从(5)式可以看到，若t－1时刻LNEN大于其长期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm为正，ALNENt将减小；若t－1时刻LNEN小于其长期均衡解6.351－0.544LNGDP，ecm为负，ALNENt将增大。这符合反向修正机制，体现了长期非均衡误差对LNENt的控制。
从线性模型(2)可以看出LNEN对LNGDP的长期弹性系数为0.536775，从二阶误差修正模型(4)可以看出LNEN对LNGDP的短期弹性系数为O.603989，因此，本文认为GDP增长对能源消费总量增长的影响程度短期要大于长期，用模型(4)进行预测能够最大限度的使用短期信息进行不断调整，进而得到长期预测的结果。要实现通过模型(4)进行能源消费总量的预测，需对中国经济增长进行评价与预测分析。
二、中国经济增长的宏观趋势分析
从理论和实证分析看，对经济增长短期预测虽然在理论依据和数量分析方法上具有较强的基础，但由于社会经济发展的不确定性，使得各国不断调整其对世界和本国的经济增长预测值。然而，由于国民经济发展的客观性和人类对经济增长的不懈追求，长期经济增长预测具有一定的可行性和稳定性。遗憾的是，对经济长期增长在理论和数量分析上都有待进一步探讨。
（一)改革开放以来中国的经济增长回顾
从1949年到2009年，中国经济发生了翻天覆地的变化，创造了中国经济腾飞的奇迹。根据《中国统计年鉴(2000年)》，以当年价格计算的国内生产总值由1952年的679亿元增长到1978年的3624.1亿元，年均增长率为14.74％。根据《中国统计年鉴(2009年)》，以当年价格计算的国内生产总值由1978年的3645.2亿元增长到2008年的300670亿元，年均增长率为15.84％。
从1978－2008年名义C－DP的变动趋势看，30年中中国经济增长可以分为三个阶段：1978－1991年，GDP年增长率为14.74％；1991－1999年，GDP年增长率为19.3％；1999－－2008年，GDP年增长率为14.38％。第一个阶段是改革开放初期，以家庭联产承包责任制确立为代表的农业改革取得了巨大成功，对外开放取得了一定效果，经济发展进入了快车道；第二个阶，社会主义市场经济体制改革目标确立，建立现代企业制度和进行分税制改革促进了经济快速发展；第三个阶段国家先后提出了“西部大开发”“振兴东北老工业基地”“加快发展中部地区”等战略措施，经济保持了较快的发展速度。
(二)对中国经济增长的预期
中国经济在改革开放30年来保持了年均增长率9.63％以上的实践以及保持年增长率相对稳定的特点，预示着其“高增长”阶段还能够持续相当长的一段时间。
从短期看，2009年，中国政府积极的财政政策和适度宽松货币政策取得初步效果，避免了“大萧条”式衰退的发生，全年经济增长8.7％，2010年有望达到9.17％增长率。从较长期看，由于具有长期持续增长的动力、空间、环境和条件，中国经济仍将在未来10到20年内维持8％左右的“高速增长”。支持中国经济未来增长的主要动力表现为以下几方面：
1.人力资源的优势
中国是一个人口大国，同时也是劳动力人口比例居世界前列的国家。经过30年来人口与计划生育工作努力以及稳定低生育
工作的不断深入，目前正处在劳动力丰富、抚养负担低、储蓄率高的“人口红利期”，根据目前的年龄结构推算，中国“人口红利期”还将持续25年左右，这就为今后一段时期内经济持续发展提供了重要保障。2010年7月发布的《国家中长期教育改革和发展规划纲要2010－2020》，提出高等教育毛入学率由2009年的24.2％达到2020年的40％，这必将对中国人口素质、特别是劳动力人口素质的提高起到积极的推动，中国人力资源一定会得到有效改善，并成为经济持续发展的动力。从人均劳动报酬来看，我国仍处于劳动力报酬相对偏低的国家行列，虽然其产业工人的成本高于越南、印度等亚洲国家，但仍远低于美国、日本和西方发达国家，这也是经济高速发展的重要前提。
2.城镇化步伐的加快2009年中国城镇人口比率达46.6％，而发达国家城市化率一般已接近或高于80％，人均收入与中国相近的马来西亚、菲律宾等周边国家，城市化率也达60％以上。在城市化发展中，人们普遍认为城市化进程服从“s”型曲线发展。中国的城镇化进程虽然很快，但由于正处在发展速度最快的时期，在未来一段时间内必将加快发展速度。随着城镇化步伐的加快，对基础设施领域的投资需求会大量增加，必将带动中国经济的长期高速增长。
3.国内需求增加在前30年中国经济的发展主要依赖国际市场推动，未来的20年内，继续推动中国经济增长的主要动力将来自国内市场的巨大需求。国际经验表明，大国经济增长主要靠内需支撑。目前，中国经济正在转向国内需求拉动。2008年，美国、印度内需占总需求的比重分别为92％、88％。而同年中国这一比重仅为72.8％％，发展空间和潜力巨大。当前，中国总体上还处在一个生存型社会阶段，正在朝着发展型社会转变。中国居民已不只是单纯追求温饱，还在需求的多样性、升级性、公平性和可持续性上提出了更高要求，今后一段时间中国居民需求在数量和质量上都会有极大提升。
4.新兴产业发展与产业升级一国经济增长的长期动力主要来自于具有核心竞争力的产业或产业群。改革开放30年来中国已逐渐成长为世界制造业大国，但大而不强一直是发展中的软肋，缺乏自主创新能力是制约中国产业结构优化升级的重要因素。中国政府提出，到2020年实现进入创新型国家行列的目标，新兴能源产业发展规划正在制定，金融、保险、信息和现代物流等现代服务业正处在培育发展过程中。随着产业的升级和服务业的进一步发展，必将对中国经济的快速发展起到积极的保障。
(三)经济增长的预测
以不变价格计算的国内生产总值(GDP)代表了国民经济的实际发展情况，是对经济增长进行长期预测主要依据。一些经济学家认为实际GDP的时间序列是包含单位根的，而用线形趋势法则无法消除这个影响，所以他们对线性趋势发提出了置疑。但是Nelson和Plosser认为，实际GDP是一阶差分稳定的，他们特别提出，在研究中应当注意，稳定的、接近于l的自回归根(1arge stationary autoregressiveroots)与单位自回归根(unit autoregressive roots)事实上是很难区分开来的。
根据线性趋势法基本思想，在一定时期内，实际总产出(GDP)是按照一个稳定的速度增长的，可以用复利增长模型拟合，即
γt＝γO×(1＋r)t (6)
其r表示年增长率，从长期来看r并不是固定不变的，因此，对按年度的预测可以写成
γt＋1＝γt×(1＋rt) (7)
其中(1＋rt)实际上就是t年实际总产出的指数。
本文对经济增长的预测是以从对GDP指数预测展开。首先对GDP指数进行预测；其次，利用公式(7)预测具体的GDP数值。数据来源为2009年中国统计年鉴给出的以不变价格计算的GDP环比指数。
1.对GDP指数的预测图1给出了1978年以来GDP指数变化情况(其中基年GDP＝100)，1978－2008年GDP指数平均值为109.89。如果以109.89为中心，可以看出GDP指数实际上表现为波动的周期性变化，可以分为2阶段，即1978－1991年和1992－2008年，前者表现为波动大，而后者表现为波动缓慢。这样的分段不但符合我国宏观经济发展的实践，同时也与上文对名义GDP变化的分析，以及国内学者对中国经济周期的普遍观点基本吻合。
(1)直接线性拟合
用1978－2008年GDP指数的数据直接进行线性回归拟合，得到方程如下
Rt＝85.494＋0.0122194t (8)
其中Rt为第t年的GDP指数，t为年份。以此公式预测2009－2040年GDP指数，结果记为预测1，详见表3。
(2)间接线性拟合
由于GDP指数波动较大，用线性模型得到的估计方程代表性较差，本文根据统计学中移动平均的思想进行进一步分析。用1978－1991年的GDP指数的平均值代替1985年的GDP指数，用1991－2008年的GDP指数的平均值代替2000年的GDP指数。根据2009年统计公报，2009年GDP增长率为8.7％；同时依据其公布了2009年GDP总量为335353亿元，2008年调整的GDP总量为314045亿元，可以计算出GDP指数为106.785。这样可以用3点进行线性拟合预测。
以108.7％作为2009年GDP指数，可得到三点(1985，109.26)(2000，110.34)(2009，108.7)。用上述三点建立线性方程，结果如下：
Rt＝136.617－0.0136054t (9)
以106.785％作为2009年GDP指数，可得到到三点(1985，109.26)(2000，110.34)(2009.106.785)。用上述三点建立线性方程，具体结果如下：
Rt＝279.135－0.0852551t (10)
上式2式中Rt为第t年的GDP指数，t为年份。分别用公式(9)和(10)预测2009－2040年GDP指数，结果记为预测2和预测3，详见表3。
2.对经济增长的预测利用GDP指数预测结果，以2008年名义GDP 300670亿元为出发点，重复运用公式(7)完成名义GDP具体数值的预测，结果见表3。
三、能源消费预测
由于模型(4)是以实际GDP为依据的，因此，表3推算出的名义GDP只适用于宏观分析，不能用于对能源需求的预测中。本文在对能源需求进行预测时使用的是以1978年不变价格计算的实际GDP。根据计算，2007年的实际GDP为55249.27亿元，2008年的实际GDP为60189.83亿元，以这两个数据和表3给出的GDP指数预测值为依据，重复运用公式(7)可进行实际GDP的预测，并将此结果应用到模型(4)，完成对能源消费总量预测。具体可分为三步：首先，对GDP的预测值取自然对数，得到LNGDP的预测值；其次，运用模型(4)计算出LNEN的预测值；最后对出LNEN的预测值进行指数变换得出能源消费总量的预测值，具体结果由表3给出。
作者：陈正
第二篇：我国能源消费能源效率与经济增长关系研究
摘要 能源既是经济增长的重要动力之一， 又是经济增长约束因素之一。改革开放以来， 随着经济快速发展， 我国能源消费量大幅度增加，目前我国已经成为世界第二大能源消费国。本文在在理论分析基础上，运用实证方法，基于1978—2009年我国经济增长、能源消费、能源效率等统计数据进行实证分析。最后，对我国经济发展中能源问题提几点政策建议。
关键词能源消费 能源效率 经济增长 内生增长模型
一、引言
能源与经济增长之间的密切关系，能源开发及利用以经济增长为前提，能源既是经济增长动力因素，也是阻碍因素。改革开放以来， 随着经济的快速发展， 我国的能源消费量也大幅度增加，目前我国的能源消费量仅次于美国，我国能源的对外依存度很高，原油对外依存一路攀升，2009年突破50%警戒线。本文的研究思路: 首先，能源消费、能源效率与经济增长关系进行理论论证；其次，通过实证验证了能源的消费、能源效率与经济增长之间关系进行实证检验；最后提出一些政策建议。
二、理论分析
（一）能源消费、能源效率与经济增长。
能源消费、能源效率与经济增长三者之间关系密切。一方面，能源投入的增加可促进经济的发展，能源使用效率的提高可促进经济中产量的增加；另一方面经济的增长又是能源增长的基础，只有经济增长了才能够带来大规模的能源利用与研发，从而增加能源的消费和提高能源效率。
（二）纳入能源约束的经济增长模型。
假设技术进步主要体现为能源效率改进，将内生经济增长模型加入能源约束。在时刻t，经济系统中的生产要素包括资本K，劳动L和可耗竭能源R，假设经济系统中经济增长满足道格拉斯生产函数，即Y=AK（rR）（L）1--（1），且满足规模报酬不变。其中A是一个不变的常数，代表技术进步，rR是经济中能源消费量，是资本的产出弹性，是能源的产出弹性，1--劳动的产出弹性。设储蓄率为s，资本折旧率为，劳动增长率为n，能源利用效率增长率为g。资本的变化K=sY－K；劳动的变化L=nL；能源的利用效率变化率n=gr。设能源再生率为，0<
对式子（1）两边取对数；lnY = lnK + (lnr+lnR)+(1-- )lnL+lnA，再对其两边求导，得到yY = yK + (yY+yR)+(1-- )yL。由上面推导得Y和K增长率相等，式子变形得:
yY = （2）
从而得到能源再生率对经济推动作用为，能源效率对经济推动作用为。
由上述分析可知，能源再生率和能源利用效率对经济的增长具有推动作用。要使能源得以可持续利用，就需投入经济生产的人均能源量逐步减少，使人均能源存量逐步增大。而目前我国能源形势严峻，根据式子（2），使能源可持续发展，可通过提高能源再生率和能源效率。一方面，如果能源再生率足够大，使人均能源存量逐渐增大，但由于技术落后，目前我国可再生能源的开发率才1%左右。另一方面，可通过提高能源效率拉动经济增长。
三、能源消费、能源效率与经济增长的实证研究
（一）数据说明。
文中所采用的年度数据的样本区间为:1978—2009年，数据来源于1980-2010年各期的《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》。
1、产出：用每年度的实际GDP来衡量。本文以1978年为基期，利用国内生产总值指数，求得各年的实际GDP(单位:亿元)。
2、能源消费：从《中国能源统计年鉴》中可以查得各年的能源消费总量的数据，很明显的是：中国对于能源消费数量逐年增加，并且近些年增长幅度较大。
3、能源效率：本文采取万GDP能耗。
4、劳动投入：采用国家统计局公布的劳动人数作为劳动投入。
5、资本存量：本文采用永久库存法计算资本存量，公式为
Kt = It + (1- )Kt-1，其中Kt 是t年的资本存量，It是t年的投资，是固定资产折旧率。采用现价固定资产投资总额作为全国的投资数据。本文采用张军、章元(2003)的估计值:1978年的资本存量为11412亿元，本文采用折旧率5.5%。
（二）实证检验。
首先对以上五个变量取对数，消除异方差的影响。五个变量的表示方法为lngdp(产出)，lnnyxf(能源消费)，lnnyxl(能源效率)，lnzbcl(资本存量)和lnjyrs(就业人数)，回归方程模型为：
lngdpt = lnnyxft + lnnyxlt + lnzbclt + lnjyrst + t
1、单位根检验。
本文的实证研究使用的數据都是时间序列数据，在用时间序列数据进行多元线性回归时，很容易出现“谬误回归”。因此，需要首先对序列数据进行平稳性的检验
ADF检验的结果如表1所示，这5个时间序列的原始序列都有单位根是非平稳的，它们的二阶差分序列在1%显著性水平下是平稳的，它们之间可能存在着长期均衡协整关系。
2、协整检验。
采用向量自回归 (VAR)模型分析各个变量之间的动态关系。由于VAR模型中加入lnzbcl和lnjyrs造成模型结构不稳定，因此剔除这两个变量，构造非限制VAR模型，采用Johansen法来检验变量之间的协整关系。由检验结果得，在5% 显著性水平下，3个序列之间存在协整关系。
3、Granger因果检验。
利用Granger因果检验来分别验证能源消费和能源效率与产出之间的因果关系，以此进一步验证能源消费和能源效率与产出之间的相互影响。
我国能源效率与经济增长，能源消费与经济增长之间存在双向因果关系。在经济发展过程中，能源消费增加和能源效率的提高拉动经济增长；反过来，经济增长需能源投入增加。
4、误差修正模型。
运用LM检验法和DW检验法进行自相关检验表明，均表明存在着自相关，需添加AR(l)误差修正项。在模型中添入误差修正项的回归方程如下:
lngdp=-4.73+1.02lnnyxf+0.96lnnyxl +AR（1）
残差稳定性检验，ADF值概率为0.00，通过检验。从各种统计值来看，模型拟合程度令人满意。模型拟合优度R2值较大，变量显著性检验的t统计值都很高。由D.W .统计量， lnghp和lnnyxl、Innyxf存在长期稳定均衡关系， lngdp对于Innyxl、Innyxf的长期弹性为0.96、1.02。
5、结论。
由上述实证检验可知，资本存量和就业人数会对模型的稳定性造成影响，因此分析中剔除掉了这两个变量，只考虑实际GDP和能源消费、能源效率的之间的关系，研究结果表明能源效率和能源消费都会促使实际GDP增长，他们之间具有长期稳定的均衡关系，由协整模型可以得到能源效率增加1%，将带来实际GDP增长0.96%；能源消费增加1%，将拉动实际GDP增长1.02%。
四、政策建议
我国经济增长在很大的程度上依赖能源消费，过度依赖能源势必影响经济健康发展。本文针对我国经济发展中能源问题，提出几点政策建议。首先，加大可再生能源的开发，包括水能、风能、生物质能、太阳能、地热能等；应采取一系列措施加强针对可再生能源和新能源开发、利用。其次，加大对能源效率改进的研发投入，设立节能降耗标准，吸收和引进国际先进技术。再次，促进产业结构调整和优化升级，政策向低能耗、高附加值的第三产业倾斜。最后，完善相关的能源法律。目前来看，有关能源的法律还很匮乏，可专门制定一些针对某一能源领域的法律。
（作者：俞萍萍，南京财经大学国际经贸学院硕士研究生；张晨霞，南京财经大学2010硕士研究生）
参考文献：
[1]赵进文, 范继涛.经济增长与能源消费内在依从关系的实证研究. 经济研究, 2007(8).。
[2]杨宏林等. 能源约束下的经济可持续增长. 系统工程, 2004(3).
[3]石刚,陈忱. 经济增长与不可再生能源消费的实证分析. 中央财经大学学报, 2008(9).
[4]张军,章元. 对中国资本存量的再估计. China Economic Review, 2003(12).
[5]易丹辉. 数据分析与Eviews应用，中国统计出版社，2005.
作者：俞萍萍 张晨霞
第三篇：浙江能源消费对策
[摘要] 我省经济正在快速持续发展，但面临着有限的化石燃料资源和更高的环境保护要求的严峻挑战，我们必须寻求一种新的、清洁、安全的可持续能源系统。
[关键词] 能源消费 可持续发展
一、浙江省经济及能源现状
浙江人多地少，资源贫乏。浙江省境内煤炭不到全国探明储量万分之一。“无油、缺煤、少电。”资源匮乏的浙江省，能源消费的95%以上资源靠省外调入。浙江省是“资源小省”，但又是“经济大省”。2006年浙江省GDP达15648.93亿元亿元，人均GDP31684元，仅次于上海、北京、天津三个直辖市，列全国第四。2007年，浙江GDP达18640亿元，人均37130元。浙江各项经济指标名列前茅，成就了“浙江现象”。 浙江省是典型的加工产业区，重要的制造业基地。浙江经济加强了专业化分工协作，许多产品的生产企业已成为全国最大的生产基地，如义乌的小商品、永康的金属制品、黄岩的塑料制品、绍兴柯桥的纺织品等产业。
资源和环境是人类生存和发展的基础，但是发展的加速必然意味着资源消耗的加速。如何有效地利用和节约资源，建设人、自然、社会和谐统一的资源节约的循环型社会，实现经济增长方式的根本转变，是当时我省经济工作的重要任务。近年来浙江经济发展缓慢，许多企业生存不下去。专家指出，浙江工业企业效益下降的根本原因是工业经济粗放型增长方式弊端的进一步显露，浙江能源、原材料工业比重比较低，分享价格上涨带来的利益比较少，加工制造业总体上是消耗高、附加值低的产业，生产成本不断提高，但产品价格却不上去。低廉的资源开采和使用价格是“罪魁祸首”。
同时能源瓶颈制约日益突出。以煤为主的电源结构还加剧了煤炭供应紧张，电力短缺又导致企业大量企业柴油发电，油制品供需矛盾也由此凸现紧张，在今明两年将达到高峰，成为浙江经济建设、社会发展和人民生活水平提高的一个重要“瓶颈”。 预计到2010年浙江省的能源需求总量为11800万吨标准煤，2020年需求17500万吨标准煤。能源供需态势已由“七五”至“九五”期间的结构性、区域性、阶段性短缺，演变为当前“十五”、“十一五”期间的煤、电、油三大常规能源全面紧缺。绝大多数人都是从资源不足的角度来谈這个问题的，提出的解决方法也是如何增加供应、缓解瓶颈。然而这个问题的背后另外一个更加值得重视的信号是：经济结构对资源要素的耗费过于严重。我们的产业结构决定了资源的边际效率很低。长期以来，资源紧缺一直是制约浙江经济发展的瓶颈，归根到底还是粗放型的增长方式所致。比较一下浙江和上海的情况，上海市无论就它的土地资源、水资源还是能源资源的条件都比浙江要差，但是人均GDP数值、人均财政收入等制标远在浙江之上。原因在于它的经济结构比浙江更具有高度化的特点。经济体制作为决定资源配置和资源占有的系统化制度安排，决定着经济主体的利益实现方式。浙江省正在遭遇资源瓶颈的约束，高投入、低产出的粗放型经济增长方式已经难以为继，必须克服缺电、缺煤、缺水等生产要素的经济现象。
二、浙江省多种能源消费和利用
1.石油
2004年我省成品油消费达到1238.68万吨，其中汽油322万吨，柴油892.21万吨，煤油24.47万吨。2005年，受台风“麦莎”和铁路事故影响，“北油南运”受阻。加上成品油价格不到位，沿海地区成品油“倒走私”等多种因素共同影响，造成部分地市成品油供应紧张，一些加油站油品断档。
从浙江来看，浙江成品油总量的95%左右由这中国石化集团和中国石油集团公司两大企业供应，全省现有的2500多座加油站中约有72%也是由这两大企业控股，市场调节所占的比例不大。如今，石油发展规划重点放在石油库存方面，至2010年，杭州市将新建输油管网67公里，建康桥油库、萧山南阳油库、萧山白鹿塘油库以及富阳三亚油库，新增库容量约14万立方米，将避免将来石油供应不足问题。
2.电力
全省电网供电能力在1200万千瓦左右，新世纪初，政府鼓励用电，但电力需求增长不大，由于对电力增长判断有误，电源建设方面减少，造成近年来浙江省用电需求大量增加时，电力供不应求，形成从2003年起的电力紧张形势。在2003年全国性电荒中，浙江电力缺口100万千瓦，成为全国拉限电范围最大、最严重的省，许多企业调整厂休，错开用电高峰，几百家企业避峰让电，千余家企业被限电。2004年夏天全省最高用电需求达1900万千瓦，缺电比重达58.33%，是全国电力缺口相对值最高的省份。随着火电项目的大量上马，电煤需求将继续保持较快的增长幅度，确保供应的压力将增大。浙江省用电压力也将有所缓解，近年来夏秋两季都是用电高峰，存在不同情况拉闸限电需要，对许多企业带来许多不便和损失。
今明两年内包括在建的台州电厂五期、嘉兴电厂三期工程等大量电力项目将会继续投产建设，杭州市电网规划也将在2006年至2010年建设500千伏项目，新增变电容量700万千伏安，新建线路270公里，总投资约39.15亿元，缓解杭城居民、企业缺电情况。
3.潮汐能和水能
潮汐能是一种清洁、不污染不影响生态平衡的可再生能源。潮水每日涨落、周而复始，取之不尽，用之不竭，相对稳定的可能能源。很少受气候、水文等自然因素的影响，不用燃料、运行费用低，还可以促进围垦农田。潮汐发电有水产养殖、围垦、灌溉、交通运输、旅游等综合利用效益。
我省潮汐能量丰富，可开发的潮汐能资源占全国可开发潮汐能总装机总量的40%。以钱塘江口潮差最大，资源最丰富，占全国的25%。正是动力资源比较贫乏的地区，从长远观点看，应进行积极的开发利用。浙江省共有包括江厦潮汐试验电站在内的四个大型潮汐发电站,有力地支持着周边缺电地区的经济发展。
除潮汐能发电外，水能发电一向是我省水力资源利用的重点。除了继续保持原有水电站稳定发电外，在将来的几年中，浙江将投资66亿元新建建德乌龙山抽水蓄能电站，还有临安仙人湖抽水蓄能电站、临安千倾塘抽水蓄能电站、淳安千岛湖抽水蓄能电站、桐庐开发区热电联产项目、浙西核电项目前期和江东风能电场等项目也正在预备新建中。
4.天然气
天然气能源，具有清洁、优质、高效的特点，引进天然气能源，成为非常理想的利用能源的方式。按照国家的统一部署，目前已经落实的可供浙江省利用的主要气源有：西气东输天然气、东海西湖凹陷近海天然气;各种气源将以不同的时间和方式进入浙江市场，如此将行成多气源供气的有利格局。今后杭州市场所需天然气，由海上进口LNG从宁波进入，西气东输的管道气从浙北地区进入。根据预测，2010年杭州市预计供气能力为6.32亿立方米∕年。2005年～2006年杭州天然气将开始向下沙城、萧山区、余杭区供气，预计2010年后向临安市、富阳市供气。工程还将在萧山区建设南门站，接受东海天然气，通过穿越钱塘江同江北管网对接，形成环杭州的天然气高压环网，保障供气的稳定和安全。
天然气管网的调峰技术是天然气安全、可靠、平稳供气的基本保障。浙江拥有众多可供接收LNG的深水港口，鉴于LNG起动灵活、储存量大的特点，国家有关部门及浙江已投入大量的前期工作：接受终端初步选择在宁波大榭岛或舟山里钓，2010年将建成一期工程。浙江天然气管网规划到2005年将覆盖杭州、嘉兴、湖州、宁波、绍兴等地区;到2010年，管网辐射到台州、温州等浙北、浙东南沿海地区，并向西延伸到金华等地;到2015年，形成全省供气环网，覆盖衢州、丽水、舟山等地区。
三、保障措施和政策建议
1.转变政府职能，加快能源体制改革
切实转变政府职能，加大能源领域的体制改革，形成有利于促进能源可持续发展的政府管理体制;加快能源领域的市场化改革，充分引入市场竞争，构建市场条件下的价格形成机制;加强规范和协调，督促企业自律。
2.强化规划引导作用，合理有序推进能源建设
制定科学合理的能源发展规划，把能源发展规划纳入经济社会发展规划和城市总体规划，作为城市建设和发展的依据;加强能源规划与国家以及省市各级规划的衔接，统筹规划、协调发展煤炭、电力等各种能源，正确把握能源建设的有利时机，合理、有序推进各种能源设施建设，最大满足经济社会的发展需要。
3.推进节能与资源综合利用，促进能源利用高效化
加快建设以企业为主体和全民参与相结合、法规规范和政府政策引导相衔接、市场化运作和社会化服务相配套的节能与资源综合利用的管理体系和运行机制，充分利用现有的优惠政策、专项资金等手段，积极推进节能与资源综合利用。大力推广节能先进技术，加快技术开发和引进紧密结合起来，着力提高能源利用率，提高可再生能源利用水平。积极培育节能与资源综合利用的市场服务体系，促进节能与资源综合利用的产业化发展。积极发挥政府的政策导向作用，健全中介服务网络，加强宣传，增加全民的资源、环境、节约意识。
4.建立多元化的投融资体制，保障投资者利益
努力拓展多元化的筹资渠道，在争取国家财政性资金、国债资金和专项资金的同时，积极鼓励各种资本进入能源基础设施和能源生产领域;政府应制定相应的政策法规、保障投资者在项目建设、经营和管理中的权力和职责，制定有弹性的能源消费价格机制，在政策上予以支持，使投资者能够得到正常的投资回报。
5.制定优惠政策，鼓励使用清洁能源
加快研究和出台有利于能源结构调整的政策和措施，从根本上推进能源消费结构优化的进程。鼓励推广使用天然气，规范天然气市场的运作，推动天然气利用快速发展;鼓励热、电、冷联产和城市生活垃圾能源化利用;支持和扶持新能源和可再生能源的发展，并资助其进行示范和商业化运作。
6.强化能源需求侧管理，实现能源可持续发展
各级政府要积极会同物价、环保和建设等职能部门以及能源公司和用能企业，共同研究制定相关管理办法，明确各方责任，积极筹措资金，为开展能源需求管理提供组织上、政策上和物质上的保障。广泛宣传节约用能用电的必要性和重要性，宣传峰谷分时电价等各种政策以及相关新技术和新设备，为开展能源需求侧管理工作创造良好的环境。
四、结论
结合浙江省能源不足的实际，以及经济高速发展的需要，政府部门要广泛宣传节约用能，坚持节能优先，优化能源结构，依靠科技進步，开发利用新能源和可再生能源，解决广大企业、居民用能困难，做好能源监测、审计和重点督查的工作，确保“十一五”建设计划的顺利进行。
作者：马郑惟