电力消费结构范文

电力消费结构范文（精选9篇）

电力消费结构 第1篇

近年来, 随着国民经济总体上升和迅速发展, 我国经济保持了良好的发展势头, 而电力已成为一国发展的命脉, 对经济发展的影响程度日益突显。电力工业作为治国之本的先导产业, 其供给状况需要严密谨慎的监控, 调控失误不仅会造成电力企业的损失, 还会扰乱国民的用电秩序, 进而造成严重的社会影响和损失。故有效调整电力, 实现电力信息化为政府决策者对我国电力需求进行宏观调控与掌握提供参考, 有着重要的意义。

从总体上看, 我国是仅次于美国的世界第二大电力生产国, 电力工业发展迅速。但由于我国人口众多, 人均装机量和消费量都相对较低, 全国电力供需仍然总体偏紧。和世界各工业大国相比, 我国的人均电力消费水平处于较低状态。更严峻的是我国还有约三千万偏远山区农村人口没有用上电, 因此, 我国有着比发达国家更多的电力增长需求。

从我国电源结构来看, 水电21%左右, 煤电占71%左右, 核电、地热电、风电等占8%左右。这些数据与一个大国的实力是不相匹配的, 还有我国以煤电为主的电力结构无论从原料供应还是从环境影响方面看, 都有着很多的弊端。

从我国的电源分布来看, 由于能源资源分布的不平衡, 资源优化配置的能力受到约束, 这严重影响和制约着我国经济的发展。发电厂的分布与电力负荷中心不匹配及各大区域电网联网还没有形成规模等多种制约因素, 导致了部分经济增长较快的地区电力供应不足, 这些都需要相关政府部门来进行调控和分配。

从国家宏观调控来看, 电力供应能力稳步提高, 火电投资及新增装机继续减少:不稳定因素有部分地区电煤供应可能仍然紧张, 电煤价格回升压力较大;天气及来水情况对供需影响较大。截至2012年3月底, 全国电源在建规模比上年同期减少1400万千瓦左右;根据测算, 全国电力工程建设完成投资可望超过7300亿元, 其中, 电源3500亿元左右、电网3800亿元左右;电源投资中的火电投资将继续减少, 火电新开工规模将继续小于投产规模。而电力作为一种特殊的商品具有两大特性:电力的生产、输送与消费同时在瞬间完成的特性;电力不可储存的特性。由此决定了经济发展与电力需求的紧密相关性。由于电力是一种敏感性商品, 它的建设周期很长, 所以为避免其对社会稳定及投资环境的影响, 对其建立早期预警系统, 做到“电力先行”就显得十分重要。

自改革开放以来, 电力体制在不断地改革, 在实行多家办电、积极合理利用外资和多渠道筹促资金, 运用多种电价和鼓励竞争等有效政策的激励下, 电力工业发展迅速, 在发展规模、建设速度和技术水平上不断刷新纪录、跨上新的台阶。发电装机容量到1995年超过了两亿千瓦, 2000年达到了三亿千瓦。但2006年人均装机容量为近五百千瓦, 人均用电量为二千多千瓦时, 大致相当于美国的七分之一、日本的四分之一和韩国的三分之一, 也低于2004年的世界平均水平。发达国家经验表明, 工业化中期经济增长的主要动力是工业化和城镇化, 而随着城镇化和工业化的进一步发展, 电力需求将快速提高。

2 建立相关数学模型和数据收集

2.1 建立数学模型

根据经济学知识, 对影响电力消费的因素做出以下选择。

2.1.1 全国人口总量

在电力的消费环节上, 城乡居民个人用电量可能并不多, 但是对于全国总人口来说, 就显得非常突出, 而居民的生活和工作都需要消费的电量也在不断地增加, 也就是全国人口总量跟电力消费总量在一定程度上存在着正相关关系。

2.1.2 全国GDP总数

我国经济增长速度可以由全国GDP总量指标反映出来。科技日益发展的今天, 随着人们生活水平的提高, 经济越发达, 对电力的需求就越高, 同时产生的GDP也就越多, 所以本文将GDP作为电力消费量的一个影响因素。

2.1.3 工业总产值

从客观角度来说, 工业部门大多数属于高耗电部门, 随着工业生产的产品效率大大提升, 工业的总产值与电力的消耗量是成正相关的, 而生产过程中电力的需求也大大提高, 因此, 本文也把工业总产值变动的因素考虑到影响因素当中。

2.1.4 电力出厂价格指数

它是一个用来衡量电力出厂价的平均变化的指数。一般而言, 价格波动会影响需求, 即电价的波动会直接导致电力消费量的变动, 因此, 本文在此引入了价格因素, 又考虑到各地区电价存在差异, 考虑到不能直接引用, 所以本文用电力出厂价格指数来近似电价。

根据以上因素分析情况, 可将回归模型建立成如下公式:

Y是指从2003年起至2009年全国的电力消费总量 (单位:亿千瓦时) ;x1是指从2003年起至2009年全国的GDP (单位:亿元) ;x2是指从2003年起至2009年全国人口总量 (单位:万人) ;x3是指从2003年起至2009年全国工业总产值 (单位:亿元) ;x4是指从2003年起至2009年全国电力出厂价格指数 (单位:亿元) ;ui是指模型中的随机扰动项序列。

2.2 数据的收集

随着我国经济的持续快速发展, 国家电力能源消费迅速增加, 电力供应日益紧张。而电力工业又是国民经济和社会发展的基础产业, 国民对电力需求量的依赖性增大, 部分地区拉闸限电现象时有发生, 对我国电力需求分析势在必行, 以更好地为国家调控做铺垫。为了更好地分析我国电力消费情况, 一定需要收集好电力消费总量、GDP、人口总量、工业总产值、电力出厂价格指数等数据来反映目前因为供电而产生的一些影响经济增长的因素。

2.3 公式计算

2.3.1 异方差检验

利用SPSS统计分析软件对WHITE检验结果:Obs*R-squared所对应的P值等于0.350766, P值大于0.05。这表明该模型不存在异方差性, 从而间接表明, 电力消费是经济增长的一个较强的外生变量。

2.3.2 显著性检验

(1) 对于ß2, t统计量为6.191806。给定α=0.05, 查t分布表, 在自由度为n-4=11下, 得临界值t0.025 (11) =2.201, 因为t>t0.025 (11) , 所以拒绝原假设H0:ß2=0, 表明全国人口总量对电力消费总量有显著性影响。

(2) 对于ß3, t统计量为26.43588。给定α=0.05, 查t分布表, 在自由度为n-4=11下, 得临界值t0.025 (11) =2.201, 因为t>t0.025 (11) , 所以拒绝原假设H0:ß3=0, 表明全国工业总产值对电力消费总量有显著性影响。

(3) 对于ß4, 计量为-1.681723。给定α=0.05查t分布表, 在自由度为n-4=11下, 临界值t0.025 (11) =2.201, 因为t的绝对值>t0.025 (11) , 所以拒绝原假设H0:ß3=0, 表明全国电力出厂价格指数对电力消费总量有显著性影响。

(4) 对于F=1622.74>F (3, 11) =3.69, 表明模型从整体上看, 电力消费总量各解释变量之间线性关系显著。

2.4 建立模型的经济学意义

2.4.1 全国工业总产值

工业部门是国民经济发展的命脉, 工业部门对电力的消费变动和需求直接影响了工业产出, 从而影响了GDP, 因此, 不管从任何角度来讲, 它都是一个非常重要的影响因素。

2.4.2 全国人口总量

从数学模型中得到的回归系数为0.021028可以看出, 人口数量对电力消费量的影响是非常显著的。居民生活用电, 作为总体电力消费量的一个重要组成部分, 与全国人口数量也有着密切的联系。

2.4.3 电力出厂价格指数

电价的波动会影响电力消费量的变动, 所以本文引入价格因素, 但是由于各地区的电价不同, 且工业用电、商业用电, 以及居民生活用电的电价也是不同的, 非常不适合以单一价格引入模型, 因为不仅计算过程复杂而且数据的统计也不够精确, 最后就不能直观地反映价格影响需求。因为工业部门是电力的主要需求者, 所以本文用电力出厂价格指数来近似电价。

3 电力消费量对空间结构影响

3.1 地理单元的划分

研究电力消费量对各地区的空间结构影响状况, 首先需要确定我国在地域上对电力需求程度不同而构成的单元, 即按我国大陆地理区域单元来划分。为了能够从总体上宏观地把握我国地理区域空间结构分布特征以及与国家的区域规划保持一致, 本文将中国大陆划分为三大地理区域, 具体地理区域划分范围为:

东部地区包括北京、浙江、天津、河北、辽宁、上海、广东、江苏、福建、海南和山东共11个省 (市) ;

中部地区包括湖北、山西、吉林、安徽、黑龙江、江西、河南、湖南共8个省级行政区;

西部地区包括四川、重庆、新疆、甘肃、贵州、云南、西藏、陕西、宁夏、广西、内蒙古、青海, 共12个省级行政区。

以中国大陆划分为三大地理区域作为相互对照的区域空间构成单元, 人口和电力消耗量在三大区域的分布及其演变, 就反映了区域空间结构的状况及变动特点。

3.2 空间集聚度的测算方法

区位Gini系数 (Location Gini index) 是衡量经济或产业空间集聚度的重要方法之一。区位Gini系数最初用于度量国家或区域之间收入不平等的相对程度。而本文将Lorenz曲线和Gini系数用于度量某地区间电力消费量分布的集中程度, 发展成区位Gini系数。

本文假设该地区有n个区域组成, i表示某个需要测算区位Gini系数的产业, Sij、Sik代表地理单元j和地理单元k在电力消费量i中所占的份额, 代表各地理区域单元在产业i中所占份额的均值。地区i产业区位Gini系数的具体计算公式为:

对i产业, 以Sij递降的次序把Sij累积相加, 以累积的地理单元个数除以n作为横坐标, Sij的相应累积值作为纵坐标, 逐个描出Sij的累积值, 所得到的曲线就是Lorenz曲线。产业的区位Gini系数等于Lorenz曲线与45度线之间面积的两倍。一个产业在各个地理单元间分布越均匀, 该产业的区位Gini系数就越小, 当所有地域单元在一个产业中所占的份额都相等时, 该产业的区位Gini系数就为零。如一个产业完全集中在一个地理区域单元上, 该产业的区位Gini系数就接近于1。

将i换成电力消费总量, 计算的就是电力消费总量的区位Gini系数, 反映一个地区电力消费总量在地理空间上的集聚程度。本文计算我国大陆地区三大经济地区的区位Gini系数。

以中国三大特大地区为基本地理单元计算我国电力消费量与地区的区位Gini系数。具体的地理单元为:东部地区、中部地区、西部地区。

3.3 每年电力消费量和各地区的区位Gini系数

以2003年至2009年我国三大地区各分部地区以及电力消费量等资料, 计算我国7年中的各种区位Gini系数。表2是相应的计算结果。

计算结果显示, 我国三大地区在空间上表现出了集聚现象, 尤其是东部集聚现象更为突出。2003年至2009年的各个时期, 我国电力消费量的空间集聚度从高到低的顺序基本保持为:东部、中部、西部。东部集聚程度最高, 但空间集聚变化趋势最低, 而西部地区的空间集聚度差异有缩小的趋势。

中国西部地区的空间集聚度的变动的方向和世界上大多数地区电力使用情况的空间集聚的潮流不相一致, 这可能与西部人口密度小、外部环境恶劣等因素有关, 以及国家对西部地区开发的不够充分有关。

将电力消费量和各地区的区位Gini系数按时间顺序绘制在一个坐标系中, 可以形象动态地表现电力消费量和各地区空间集聚度的变动情况及变动趋势。见图1。

中国东部空间集聚度显然大大高于中部和西部的空间集聚度。东部处于改革开发早期发展起来的大城市, 按一般的规律, 资源性工业受资源产地限制, 不像制造业和加工业那样“落脚自由”。东部地区以金融、贸易、服务产品开发等为主的城市空间集聚度较高的状况说明, 一方面中国东部的金融、贸易、服务产业等发展很快, 而且资源加工型产业向该产业发展水平较高的区域集聚;另一方面中国东部地区人口集聚区域原本就是资源富裕区域, 资源相对较少区域没有发展起相应的资源性产业, 人口发展只加大了原有资源富裕区域的资源开发力度, 这样自然就造成了工业空间集聚度的提高。这也同时说明, 东部地区的资源开发并不均衡, 有很多区域的资源没有得到很好的开发, 资源开发主要集中在已开发较成熟的区域, 比如上海、北京、江苏、浙江等特大城市, 而山东、海南等省份的资源开发的潜力还很大。

我国中部地区在2007年之前空间集聚度一直呈现波浪形不断上升的态势, 到了2007年达到顶峰, 而2007年之后有集聚程度的震荡幅度呈现下降的趋势, 但是总体来看, 中部地区的空间聚集度震荡下降和上升幅度都较大, 说明我国中部地区在逐步较大地发展以及对电力需求量变化比较明显, 这个跟中部地区的人口有关。

东部地区空间集聚度呈现出波浪形的水平变动态势, 从一个长时期来看, 空间集聚度变动极其微小, 没有明显的集聚和分散, 但其变动过程的波动幅度较大, 这说明东部地区的发展规模在各区域的格局没有太大的变化, 但受自然环境的影响较大, 发展的稳定性不高。

西部地区集聚度呈现逐步下降态势, 我国西部地区发展分散化趋势较为明显。

4 电力可持续发展对策及展望

近年来, 尽管目前我国经济社会发展面临的不确定因素较多, 但国家“稳中求进”的工作总基调和更有效的宏观调控能够确保国内经济继续保持平稳较快发展。但要做到经济有序高速发展, 电力调控是重要的一环节。故政府要做到加快电网建设, 优化资源配置;优化我国电力工业生产结构;深化电力改革, 推进电力市场化进程;大力发展“绿色电力”。也就是说政府部门应该合理规划建设和管理输配电网, 吸引电力投资, 扩充发电容量, 改善负荷结构, 加强需求预测管理, 降低线路损耗, 加大对电网建设的投入, 加强城乡电网建设与改造, 提高电网的安全性。实行发、输、配分开, 建立科学合理的电价调整机制。调整水电、火电、核电和发电、配电、输电电力结构, 优化发展火电, 因地制宜发展风电、光电等政策。同时, 研究和开发新能源, 提高电力质量和供电可靠性, 重点培养节能、清洁能源发展的技术。比如核能开发技术、太阳能利用技术、风能利用技术等。其实这四方面对我国的电力机制进行了严酷的考验。另一方面根据区位Gini系数测算, 从地理区域来看, 西部地区和中部地区用电量增速高于全国平均水平, 但西部地区用电量增速将逐年递增;东部地区增速低于全国平均水平, 东部地区继续维持低增长。这些将指导国家实现电力的宏观调控, 对促进电力市场的健康持续发展有着长远的益处。

参考文献

[1]胡兆光, 方燕平.我国经济发展与电力需求趋势分析[J].中国电力, 2003.

[2]蔡火娣, 韩兆洲, 马文超.对我国电力消费量的多元回归分析[J].统计与决策, 2008 (14) .

[3]贾俊平.统计学[M].北京:清华大学出版社, 2011.

[4]赵卫亚.计量经济学[M].上海:上海财经大学出版社, 2003.

[5]中华人民共和国国家统计局, http://www.stats.gov.cn/.

消费总线电力线接口电路的设计 第2篇

其中左边的3根线来自P300，TS是数字信号，控制收发转换。实际上P300的收发类似半双工方式，因为当它在“发送”劣态的时候，实际上并没有输出信号。因此，这个时候它可以处于接收状态，如果接收到了优态，就表示发生了竞争。

3.1滤波电路

输入滤波器电路如图4所示。

这个滤波器有6阶，对高频干扰有很好的抑制，图5是它的频率响应曲线。在高频段400kHz处衰减为3dB。高于400kHz的平均衰减为3dB，高于400kHz的平均衰减为128dB/dec，可以有效地过滤干扰信号。

P300输出的信号包含丰富的高次谐波，为了减小对电网的干扰，先经过带通滤波器再进行放大。滤波器也采用无源电路，原理与上面类似，这里不再多述。

3.2放大电路

P300的输出信号经过滤波之后，其内阻很大，没有驱动能力，而且电压幅度不符合消费总线的要求，必须放大后才能够驱动电力线。放大电路不仅要有强有力的输出能力，还需有禁止输出功能，这样才能使P300接收其它节点发出信号。

电网的性能不确定，有时是容性负载，有时是感性负载。这样就给末级电路采用反馈带来很大困难。因为当负载的阻抗特性变化时，输出的信号相位会发生变化，最终有可能是负反馈变成了正反馈，从而引起振荡。

图6电力载波放大电路

设计的电力载波放大电路如图6所示，虚线的左边的原理图，右边是实现电路图。可以看出，这个电路有两个输入，一个输出。输入信号来自P300的.电力载波，输出使能控制放大器运行。图6的左半部分，T1和T2接成互补式OTL输出，它们的偏置电压来自电阻R1、R2的分压。来自P300的信号经过运放U1放大达到期望的幅度，然后通过电容耦合到T1和T2的基极。如果开关S1和S2合上，则T1和T2正常输出电信，P300可以发送数据;如果S1和S2都断开，那么T1和T2的基极都处于悬空状态，输出端也成为悬浮状态，从而不会吸收由电力线传来的信号，P300可以接收信号。

在图6的右边，开关S1和S2也被T7和T8取代,T1和T2被复合管取代，其中的电阻R11用来消除三极管漏电电流的影响。采用复合管是为提高放大倍数，这样可以尽量减小级间耦合，即使输出信号发生了畸变，也不会影响到前级而发生振荡。实际证明这种做法是很可行的。其对容性负载、感性负载以及纯电阻的负载都有较稳定的输出，输出阻抗小于2Ω。

图7P300与电力线的耦合电路

3.3耦合电路及保护措施

图7中J1接到电力线，R1是压敏电阻，它可以使尖峰脉冲短路，变压器T1实现了高压与低压的隔离。因为载波的频率比较高(100kHz～400kHz)，远远大小电网的频率，这样就使载波信号畅通无阻，而能够隔断高压。电容C1阻断低频高压，阻止变压器饱和;电阻R2取值比较大，作用是在离线时使电容放电，防止在设备插头的两端出现高压。Z1是瞬变抑制二极管(TransientVoltageSuppressor，或称TVS)，它可以有效地避免后而电路被高压击穿。L1、D1、D2也是为防止高压击穿放大电路而设计的。电力线上的设备接入或者是断开，都有可能引起尖峰脉冲，并导致收发电路的永久损坏。所以高压保护措施是至关重要的。

除了电力线上会产生高压脉冲破坏器件以外，当设备刚刚接上电源时(参看图7)，如果电力线刚好处于电压的最大值，而此时电容上的电压为0，会有300V(220V有效值，最大值311V)的高压直接加在变压器两端，引起很大的电流，从而在次级产生尖峰脉冲。这个脉冲的电流相当大，可达几十安培到上百安培，采用一般的稳压管根本没有办法消除这个脉冲。笔者曾经尝试过采用压敏电阻吸收这个脉冲，但压敏电阻的响应比较缓慢，在出现脉冲的一微秒之内仍然有几十伏的电源，足以烧坏放大电路。实践表明，这种刚刚接入电路时的瞬态脉冲所产生的破坏力相当大。幸运的是，它的电流虽然很大，但是能量却不是那么大。笔者采用的瞬变抑制二极管1.5KE6.8CA响应时间是5ns，能够吸收200A电流，瞬态功率可达1500W。可以简单地把它看作是一个具有强大吸收电流能力的稳压二极管，但它的动态电阻比较大，所以还需要D1和D2这两个肖特基二极管进一步把电阻钳位在电源电压左右，电感L1的作用是阻断特别窄的高压脉冲。经过这些保护措施，后面电路没有出现过任何故障。

混沌的消费结构 第3篇

尴尬的螺旋桨飞机

先看全球通用航空最发达的国家——美国。一个国家的发动机销量最能反映当地的通航飞机市场状况，美国的莱康明和现已被中航工业收购的大陆发动机生产的0-320／360系列和540系列150～300马力发动机是销量和保有量最大的航空活塞发动机。赛斯纳172作为私人飞机的代名词，正是该功率范围内的代表。该机自投产以来已经生产了近4万架，是世界上生产数量最多的航空器。与之相应的是，美国现如今的通航飞机仍以活塞式单发飞机为主，该国20多万架通航固定翼飞机中有20万架都是轻型的活塞式单发和双发飞机，世界上总共30多万架通航飞机中绝大多数也是该类机型。

反观我国，私人飞机市场与经济发展状况完全相对——分为高端、低端和特殊用途三大领域。高端领域的重点机型是喷气式公务机和直升机，低端则是动力伞、三角翼、超轻机等运动航空器，特殊用途就是用于飞行培训的23部单发活塞飞机。至于三者的市场规模，2004年时笔者曾预言国内的私人飞机需求将集中在正负两极，即昂贵的公务机(包括直升机)和廉价的运动航空器，而处于两者之间的4座单发、双发活塞固定翼飞机的市场规模将非常有限。现在我仍然秉持这一看法，事实也证明了这一论断的正确性——最近两年，在我国登记注册的私人飞机中，公务机和直升机的数量最多。民航局的统计数据表明，2011年底，中国内地的公务机机队规模为109架，比2010年增长了45.3％。要知道，三年前中国只有20多架公务机，而今年一季度，民航局就已批准进口公务机60多架……

这种市场格局是我国经济发展水平和财富分配结构的写照。我国国民的收入差距很大，财富链顶层的富裕人群和政府机构对高端机型的需求会呈现出较快的增长势头。此外，造成这一现象的原因也跟我国薄弱的通航基础直接相关。我国现有的通航机场很少，轻型飞机的航程难以满足远距离飞行。但另一方面，机场少反而催生了直升机市场的快速发展。而且，我国是经济圈发展模式，也就是以大城市为中心向外辐射。无论北京还是上海、广州，这些城市周边两三百千米遍布各类企业，这一发展模式非常适合直升机的使用。

此外，我国富裕人群的消费特点也决定了喷气式公务机更适合他们。对于大多数人来说，判断一架飞机的好坏、安全与否的标准还是体积大小、有无螺旋桨等。在没有航空专业知识的人眼中，螺旋桨就是落后的代表，哪怕是高端的涡桨机型也很可能会因为“有螺旋桨”而被区别对待。首都机场在正常情况下，迄今仍不允许单发涡桨飞机着陆。这一行为虽然并非歧视螺旋桨飞机，但很能说明问题。综上所述，我国涡桨机型的销售前景很可能无法与涡扇机型相比。

缺失的私人飞行主力军

在欧美等航空发达国家，使用莱康明320／360系列发动机的23部单发活塞固定翼飞机是私人飞机的主力，这类飞机的售价最低仅为20万美元，加之当地有非常成熟的私人飞机贷款融资体系，因此中产阶级通过贷款购买私人飞机在经济上压力并不算大。而且外国的二手飞机市场非常发达、成熟。此外，国外有规范的套材和自制飞机等实验类飞机管理体系，这类飞机的制造和使用成本更为低廉。一台莱康明360系列发动机在23部机型上的OEM价格超过6万美元，而完全相同的发动机出售给自制飞机厂商只有一半的价格。这些因素为国外的私人飞机拥有者提供了广泛、实用、丰俭由人的选择。

反观我国，一架拥有适航证的23部活塞式单发固定翼飞机进口到国内至少也需要200万元人民币以上，普通工薪阶层显然无法负担得起。而且由于短期内我国的私人飞行环境不会有较大改善，进一步限制了活塞式单发飞机的购买人群。因此短期内，23部活塞式单、双发飞机在国内市场上的需求将非常有限，仅有的部分也仍将集中在飞行培训领域。

此外，燃油供应也是影响各类飞机市场份额的重要原因之一。公务机均为涡扇和涡桨机型，它们使用与民航客机相同的航空煤油。而运动航空器和轻型运动飞机大多使用100马力以下的航空活塞发动机，以罗泰克斯系列为主，这类发动机可以使用普通汽油。定位在运动航空器和公务机之间，使用莱康明等发动机的23部4座活塞固定翼飞机则需要使用100号低铅航空汽油。航空汽油在我国的供应非常稀少而且渠道不畅，价格更是十分昂贵，就此一项就极大地限制了23部活塞飞机的使用。

轻型运动飞机在美国不需要申请23部适航证就可以量产销售，只是不能用于经营性作业。自从2005年美国出台轻型运动飞机法规后，该类飞机在美国市场上的销量就迅速增长。轻型运动飞机的售价约为10万美元左右，进口到我国后，售价普遍在100万人民币以上，对于工薪阶层来说价格仍然偏高，但对于23部机型来说市场增长潜力更大。

低端私人飞机主要面向收入不高但热爱飞行的广大群众。笔者始终坚信，对飞行的热爱是不分阶层的，飞行的权利更是绝对平等的。驾驶无动力三角翼像鸟儿一样翱翔是一种快乐、驾驶水陆两栖超轻机追波逐浪是一种快乐、驾驶无限制级特技飞机上下翻腾是一种快乐、驾驶喷气式公务机在万米高空快速前行也是一种快乐……对于真正热爱飞行的人们来说，驾驶各类航空器都能够享受到飞行的快乐。

我国的经济发展现状决定了普通飞行爱好者大多只能通过运动类航空器，比如超轻机、动力三角翼和动力伞等享受飞行的乐趣。虽然这类私人航空器的价格仅为几万元人民币，与公务机和直升机相比可谓泾渭分明。但它们数量众多，市场规模同样不可小觑。特别是民航局今年把运动航空器飞行执照的管理权移交给了体育总局下属的航空运动协会，这一举措对于私人航空器的繁荣将起到意义深远的作用。更加重要的是，航空运动的爱好者是整个通用航空发展过程中最重要的群众基础，我国通航产业乃至航天产业的未来很有可能就要寄托在这些梦想拥有一套二手滑翔伞的工人、农民、普通劳动者和他们的下一代身上。

事实上，虽然我国的私人飞机消费结构很不合理，但在我看来这都并不重要。我认为，不管是初级的蜜蜂飞机，还是镶金镀银的波音公务机，只要是私人飞机，对我国通航市场的发展就是有帮助的。目前，我国实在太缺乏私人飞机了，对于一个饿得呱呱叫的婴儿来说，无论是什么奶，只要能喝就是好奶……

电力消费结构 第4篇

国内外很多学者研究了经济增长与能源消费、碳排放关系，但因数据选取与模型方法的差异性，得出的结论也不尽相同。关于经济增长与能源消费关系的研究，国内外学者针对不同地区进行大量的分析。例如文献研究非洲部分国家的能源消费与经济增长的因果关系，研究发现能源消费与经济增长之间有显著的双向因果关系，而节能政策对南非的经济增长会造成负面影响。文献以东盟部分国家为样本统计对象，发现经济增长、CO2排放以及能源消费之间存在环境库兹涅茨曲线EKC。文献研究了电力消费与经济增长的关系，发现二变量之间整体上存在长期均衡关系。最近有文献基于ARDL边界检验法对葡萄牙、意大利、希腊、西班牙以及土耳其等南欧五个国家的能源消费与经济增长的关系进行了实证研究，结果发现长短期关系中，能源消费与经济增长之间都具有双向的因果关系，并且节能政策将会导致经济增长的减速。国内文献将关注点放在能源消费、能源消费结构与经济增长的关系上，研究发现不存在能源消费和能源消费结构对经济增长的长期影响，而推行适宜的节能减排政策不会阻滞我国的经济增长。文献应用ARDL模型研究的结果显示，当碳排放量、能源消费量、经济增长互为回归变量时，均存在其他解释变量与回归变量间的长期稳定的协整关系。

本文研究电力消费、电力消费结构、经济增长、CO2排放四者之间的关系，以期丰富对该问题的深入研究，提出相关政策性建议。

二、ARDL模型

自回归分布滞后（ARDL,Autoregressive-Distributed lag）模型，是一种较新的协整检验方法，其主要思想为，基于边限检验法确定变量间是否存在长期稳定的关系，并在协整关系存在的前提下估计变量间的相关系数。本文研究中国电力消费（PC）、电力消费结构（PS）、经济增长(Y)以及CO2排放（CE）之间的关系，以电力消费作为因变量为例，构建方程如下：

构建方程（2）估计变量长期关系系数：

基于ARDL-ECM模型，构建方程（3）估计变量短期关系系数：

上式中，μ1t为白噪声；α0是漂移项；αi(i=5,6,7,8）表示长期系数；α1i2 j3k4l表示短期系数；oi,pi,qi,ri(i=1,2,3）为最大滞后阶数。以方程（1）为例检验协整关系，原假设为α5=α6=α7=α8=0，备择假设为α5≠α6≠α7≠α8=0。本文选用更适合小样本的Narayan所计算的F统计量临界表。c表示常数项；ξt表示白噪音；q1,q2,q3,q4表示滞后阶数，可依据AIC或SBC准则判定；bθτψ表示长期关系系数；ECMt-1为滞后的误差修正因子，ECMt-1系数的t值检验代表了长期因果效应，而解释变量联合F值检验则代表了短期因果效应。

三、数据来源及处理

数据主要选取1980～2012年中国电力消费总量、第二产业电力消费量占电力消费总量的比值、经济总支出和CO2排放量。采用以1980年为基期的可比价格GDP值计算。数据来自《中国能源统计年鉴》及国家统计局。在具体计算CO2排放量的过程中，本文采用胡初枝等的做法和徐国泉所给出的碳排放系数的平均值来测算能源消费中CO2排放。为消除原始数据的异方差性，将对自变量和因变量均取对数处理。

四、实证分析

1、单位根检验

首先对各变量进行单位根检验，样本量为33个。检验结果为四个变量的自然对数时间序列都符合I(1）平稳，可以进行ARDL模型的估计。

2、协整检验

首先第一步，要确定序列间是否具有协整关系。根据SBC准则，确定最优滞后阶数为2。当经济增长为因变量时，边界检验的F值为5.0478，明显高于5%显著水平的上限值，说明存在经济增长与电力消费、电力消费结构、CO2排放的长期协整关系；当CO2排放为因变量时，其F检验值为3.8253大于3.586，在10%水平上显著，因此CO2排放与电力消费、电力消费结构、经济增长也存在长期的协整关系。

3、变量间影响系数的估计与解释

第二步估计存在协整关系的变量间长期和短期动态关系。本文优先选用SBC（施瓦茨贝叶斯）准则确定模型中各变量的最优滞后阶数，并根据样本实际统计数据，限定各变量的最大滞后阶数为3。结果见表1、表2。

表1中经济增长为因变量。结果表明，不论在长期还是短期，电力消费对经济增长均产生正向作用，统计显著，并且电力消费对经济增长的长期影响大于短期影响，长期看，电力消费向上浮动1%，经济增长将大约浮动1.5%，短期看，1%的电力消费增长会引起经济增长上涨0.63%。CO2排放对经济增长短期影响系数为负，但统计不显著，这说明CO2排放对经济增长的短期影响可以忽略。但是CO2排放对经济增长具有显著的长期影响，且影响为负。电力消费结构对经济增长的长短期影响系数均为负，且统计显著。

表2结果显示，电力消费对CO2排放的长短期影响系数均为正，在长期中电力消费增长1%,CO2排放增加0.69%，短期电力消费增长1%,CO2排放增加0.9%，反映出我国的电力生产结构中，主要是以以煤为燃料的火力发电为主，这种由我国现实的资源禀赋决定的电力生产结构还将会持续很长一段时间，因此，电力消费的增长仍旧会增加CO2排放。经济增长对CO2排放的长短期系数均为负，但都统计不显著。而电力消费结构对CO2排放的长期影响系数为正，统计显著。

五、结论

本文建立自回归分布滞后模型，实证研究电力消费、电力消费结构、经济增长、CO2排放之间的关系，研究结果发现：只有经济增长、CO2排放分别为因变量时，与其他变量之间存在长期协整关系。电力消费促进经济增长，CO2排放抑制经济增长，电力消费结构对经济增长的长短期影响系数均为负，说明电力消费结构所反映的我国目前的产业结构，对经济增长有阻碍作用。电力消费增加会增大CO2排放。经济增长不是CO2排放的主要影响因素。短期内电力消费结构不是CO2排放变动的主要影响因素。但在长期关系估计中，电力消费结构对CO2排放有正向影响。

基于以上结论，本文认为电力消费可以拉动经济增长，但同时也增加了CO2排放，这与我国现阶段的以火力发电为主的电力生产结构有关，因此优化电力生产结构，增加可再生能源以及清洁能源在电力生产消费中的比例对实现碳减排目标具有重要的意义。而电力消费结构对经济增长负向影响则反映出我国目前的产业结构对经济增长具有阻碍作用，因此优化调整产业结构，提高工业用能的利用效率，促进服务业等第三产业的发展，进而优化电力消费结构，这将对我国的经济增长和环境改善产生积极的正向推动作用。

摘要：本文建立自回归分布滞后模型研究中国电力消费、电力消费结构、经济增长以及CO2排放之间的关系。结果发现,电力消费在长短期关系中对经济增长与CO2排放均产生正向作用,电力消费结构对经济增长的长短期影响系数均为负,而电力消费结构在长期中对CO2排放影响系数统计显著,且符号为负。CO2排放在长期中会抑制经济增长,而经济增长不是CO2排放的主要因素。

2010年电力消费预计增长9% 第5篇

中国电力企业联合会秘书长表示, 考虑到2009年各月的基数效应, 2010年全社会用电量将呈现“前高后低”的总趋势, 2010年1~6月增速将超过10%, 2010年7~12月逐步回落。预计2010年全年发电设备利用小时将在4 500h左右, 与2009年基本持平或略有下降。

预计2010年年中全国发电装机容量将突破9亿kW·h。2010年年底, 全国发电装机容量在9.5亿k W·h左右, 其中, 水电2.1亿kW, 火电7亿kW, 核电1 016万kW, 并网风电3 000万kW。

2010年电力投资继续保持较大规模, 结构继续优化。预计2010年电源和电网投资预计都将在3 300亿元左右。投资结构继续优化, 城市和农村配电网投资的力度将逐步加大, 电源投资中火电投资比重将继续低于50%, 水电、核电投资比重将继续提高。

此外, 2010年1~6月火电发电量及火电耗煤量仍将保持在较高水平上, 电煤供需偏紧的局面短期内难以改变。预计2010年全国电厂发电、供热生产电煤消耗在16亿t左右。

辽宁电力消费与经济增长关系研究 第6篇

关键词：电力消费,经济增长,辽宁,协整,H-P滤波

引言

20世纪70年代石油危机以来, 能源消费和经济增长之间因果关系的研究, 一直是经济学家和政策分析家关注的焦点。究竟是经济发展领先于能源消费还是能源消费促进着经济增长, 是一个长期的课题。能源消费是经济增长的因, 则能源短缺将阻碍经济增长;经济增长是能源消费增长的因, 则经济增长不以能源储备为转移。辽宁省作为东北三省国民生产总值最高省份, 自改革开放以来, 实现经济增速年均10%[1]。经济高速发展的同时, 电力需求迅猛增长, 截至2010年底, 辽宁省全社会用电量达到1 717亿千瓦时, 发电装机3 228万千瓦[2]。电力作为二次能源, 直接被消费, 是能源消费具体体现。电力是社会和经济发展的必需品, 地区电力缺乏, 经济发展会受到阻力, 社会乃至政治影响同样是无可估量的;相反电力建设过度, 也是巨大的浪费。因此电力消费与经济增长之间的因果关系引起国内外专家的关注研究[3~9]。

一、国内外研究成果

国外学者中, 文献[10]运用新古典总生产函数模型分析加拿大的能源和经济产出存在双向格兰杰关系。文献[11]运用恩格尔—格兰杰两步法估计了美国于1974—1990年间的能源经济关系。文献[12]运用向量误差修正模型分析了希腊在1960—1996年间国内生产总值 (grossdomestic product, GDP) 与能源消费之间的关系。国内学者中, 文献[13~14]运用Johansen方法分别对中国台湾地区在1955—1993年、1954—1997年间的电力消费与经济发展协整关系进行了检验。文献[15]通过将能源引入生产函数建立三要素生产函数模型, 利用最新发展的面板单位根, 面板因果检验和面板协整方法对能源消费与经济增长重新进行了经验检验。文献[16]利用应用协整分析和误差修正模型分别分析了中国大陆地区在1952—2001年间的电力消费与经济增长关系。

本文运用协整理论研究辽宁省改革开放以来的电力消费与经济发展之间存在长期协整关系, 短期内存在从电力消费到GDP增长的单向Granger因, 证明电力消费与经济增长存在着明显的周期波动特征, 并尝试对辽宁电力消费的周期波动与经济周期之间内在联系以及两者短期成分如何相互影响等问题给出初步回答。

二、辽宁省电力经济关系实证分析

选取1978—2010年样本期, 经济增长选择GDP作为统计数据, 电力消费选择全社会用电量作为统计数据。GDP数据取自《辽宁统计年检2011》, 全社会用电量数据取自《辽宁省工业社会统计年检》历年。为消除原始数据异方差, 对GDP和全社会用电量作取对数处理。辽宁省1978—2010年GDP、全社会用电量对数序列趋势 (如下页图1所示) , 可见二者间存在类似的增长趋势。

1. 单位根检验。

由于经济序列往往是非平稳的, 这些序列的矩随时间发生变化, 但其线性组合却可能不随时间变化。协整理论所能处理的是单整序列, 因此为进行协整分析首先要检验序列是否为单整序列。将辽宁省GDP与电力消费对数序列的单位根检验结果 (如下页表1所示) , 可知采用ADF和PP检验在5%显著性水平下均接受单位根, LNGDP和LNDL均为一阶单整序列, 因此可进行协整分析。

2. 协整检验。

为进行协整分析, 需建立LNGDP和LNDL的VAR模型, 分析结论 (见下页表2) 。下页表2综述了根据各种准则选定的VAR滞后阶数, 都选定滞后阶数为1。本文采用基于回归系数的协整检验Johansen协整检验验证LNGDP和LNDL存在协整关系, 结果 (见表3) 。在5%显著水平下LNGDP和LNDL存在协整关系, 可见样本期间辽宁GDP与全社会用电量之间长期均衡关系为1.746。上述结果表明, 辽宁电力消费与GDP之间存在长期均衡关系。在检验协整关系的基础上, 可进一步建立向量误差修正模型, 进一步说明短期波动与长期均衡关系。

注:本文分析计算使用Eviews 6.0软件包完成。

注:*为5%显著水平, **为1%显著水平, 趋势检验说明在5%显著水平上存在协整关系。

注:*为5%显著水平, 极大特征值检验说明在5%显著水平上存在协整关系。

标准化协整方程:LNGDP=-1.746*LNDL

3. 误差修正模型与格兰杰因检验。

格兰杰因可辨识时间序列之间变动的领先滞后关系。协整理论一般在误差修正模型框架内检验序列间的格兰杰因关系。考虑建立如下向量自回归误差修正模型:

其中, 每个方程的误差项εi (i=1, 2, …, k) 都具有平稳性。

ecmt-1=′βyt-1是误差修正项, 反映变量之间的长期均衡关系, 系数矩阵α反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时, 将其调整到均衡状态的调整速度。所有作为解释变量的差分项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响。

根据式 (1) 建立GDP与电力消费之间的误差修正模型, 应用Granger因果检验, 结果 (如下页表4所示) 。

从下页表4可以看到, 电力消费在1%的显著水平下拒绝原假设, 说明电力消费对GDP具有显著Granger影响, 即短期内电力消费增加会导致GDP的快速增长。从GDP到电力消费的Granger因是不存在, 即经济的短暂快速增长未必会引起电力消费的快速增长。

三、H-P滤波序列的协整分析

H-P滤波是一种时间序列在状态空间中的分解方法, 它相当于极小化波动方差的线性滤波。进行H-P滤波分解的目的是分离电力消费与经济增长序列的波动成分与趋势成分。运用H-P滤波技术分离出LNGDP和LNDL序列趋势成分与波动成分, 结果 (如图2、图3所示) 。由图可知, 滤除波动成分后, LNGDP与LNDL均为长期增长趋势, LNGDP增长趋高于LNDL。峰谷波动的基本对应, 但在1990年之前, 经济增长的峰 (谷) 超前电力提前波动一至二年, 1987年后发生逆转。今年经济和电力波动频率加快, 幅度减小, 波动趋同。

通过检验LNGDP与LNDL的趋势成分和波动成分, 得出结论均为单整序列。对LNGDP与LNDL的趋势成分和波动成分进行协整关系检验, 结果 (如表5、表6所示) 。LNGDP_HP_T、LNGDP_HP_C为GDP对数序列趋势成分和波动成分, LNDL_HP_T、LNDL_HP_C为全社会用电量对数序列趋势成分和波动成分。由检验结果可知, GDP与全社会用电量趋势成分和波动成分存在协整关系。滤波后, 趋势成分长期均衡关系显著提高, 波动成分通过短期的不断调整, 实现了经济与电力发展的长期均衡状态。因此可知, 辽宁省经济增长与电力消费之间存在相同的发展趋势和共同的波动趋势。

注:*为5%显著水平, 趋势统计显示存在协整关系。

标准化协整方程:

注:*为5%显著水平, 趋势统计显示存在协整关系。

标准化协整方程:

结束语

电力消费结构 第7篇

随着我国经济转型的加快和社会的不断进步, 党的十七大及时提出, 要引导消费结构升级, 转变经济发展方式。这是为不断满足人们日益增长的物质和精神需要, 贯彻落实科学发展观, 从大局角度而作出的重要举措。在经济发展方式转变过程中, 除经济增长指标外, 各种衡量人与社会发展的指标如社会发展指标、教育发展指标、社会公平与稳定指标和环境指标等日益得到运用, 但反映很多与消费相关的矛盾尤其是消费结构失衡的问题也不断增加。究其原因, 多年来为了解决人民群众的温饱问题, 我国在经济发展上一直注重的是经济数量和相关比例的扩大, 经济发展的思路往往是局部片面和短期的, 人的全面发展和社会的可持续发展问题始终未能得到落实。具体表现在, 消费结构合理化问题未能得到全面重视。因此, 当从经济可持续发展的视角进行观察时, 我们可以回归到消费结构的本质层面, 重新思考我国居民一直以来存在的消费结构失衡问题及其对当前倡导的经济发展方式转变的影响。

1 消费结构的本质及其对经济发展方式转变的意义

马克思认为, 消费和谐对于人们的生存、享受和发展需要的满足具有非常重要的意义。消费结构是否合理和和谐直接关系到消费的效果、消费者的满足程度以及社会文明与发展。

1.1 正确认识消费结构的本质内涵

一般认为, 消费结构是指人们在生活消费过程中所耗费的各种消费对象的比例关系及其协调程度。消费对象的比例关系主要体现的是数量, 指的各种消费对象的实物量和价值量的统一。而消费对象的相关关系及其协调程度反映的是消费结构的本质, 主要包括消费品本身的质量、各种消费品在生活消费中的相互协调状况、消费环境状况以及消费者本人享受各种消费品的能力即消费能力等方面。

本文认为, 要促进经济发展方式的根本转变, 仅研究消费结构中的数量和比例关系是不够的, 要能够重视分析消费结构的丰富内涵。一方面, 消费结构的数量主要体现在经济增长方面, 而经济增长本身固有缺陷使之不能考虑到居民生活的质量和可持续问题, 而且居民个人消费结构及其变化是个人消费需求层次升级的反映。马斯洛的五层次需求理论表明, 随着社会的进步和居民生活条件的不断改善, 居民的消费品质和消费能力也要求得以不断提升。另一方面, 作为衡量居民生活水平重要标志的消费结构, 其内涵在本质上具有普遍意义。马斯洛和其他的行为科学家都认为, 一个国家多数人的需要层次结构, 是同这个国家的经济发展水平、科技发展水平、文化和人民受教育的程度直接相关的。经济增长的成果要能够在全体社会成员之间合理、平等和公正的分配, 并得以安全、可靠和协调地进入终端消费过程, 最终体现着经济社会的和谐。一个国家居民良好的消费状况和生活品质, 不仅取决于这个国家社会的均衡发展, 同时也反过来影响着国家的经济发展方式及其转变。

因此, 当经济发展到一定程度时, 消费结构在本质内涵上已经不再局限于讨论满足人们的个人生存需要, 而应该更多地是通过分析全社会消费品质量的提升、生活消费领域的产品结构调整、消费环境的改善以及居民消费能力的培养等状况, 促进消费结构的优化升级以更好地满足人们享受和发展的需要, 提高消费层次和消费质量, 促进人的身心健康和全面发展。由此看出, 消费结构调整和优化的目标取向与经济发展方式转变的目标取向在本质上是一致的, 最终都是以人为本。

1.2 消费结构本质内涵对经济发展方式转变的意义

当前, 随着我国经济的快速发展, 居民的人均收入水平不断上升, 社会消费需求由数量型向质量型转变。消费层次由以吃、穿为主的低需求向住、行、旅游、文娱、健康、医疗保健、教育等高需求层次转移。在商品消费过程中, 新的消费领域得到不断开辟, 消费内容和形式日益增多, 居民消费选择性逐步增强, 对经济发展方式转变的作用越来越显著。

1.2.1 居民消费品质的提高是经济发展方式转变的实质性内容

消费品质量和居民消费品味的提高不仅意味着消费形式的多样化, 更重要地是, 在围绕人的全面发展的前提下, 要求消费品具有可靠的安全性和所带来的消费效用的最大化, 因而能够促使企业更多地增加健康安全型、绿色环保型、节能型、高科技型、经济适用型产品的供给, 促进潜在消费需求的实现和经济发展质量的提高。

1.2.2 合理、健康的消费模式有助于明确经济发展方式转变的方向

如果生活消费领域中物质生活与精神生活的平衡得到重视, 既避免消费不足, 又防止消费过度, 真正实现“生存消费保证、享受消费适度、发展消费引导”的科学消费方式, 那么新的消费生长和增长点就能够得以培养, 产品结构能够不断得以调整和改善, 从而明确经济发展方式转变的方向。

1.2.3 消费环境的改善有利于创造经济发展方式转变的外部氛围, 从而加快转变的步伐

随着吃穿用等生存型消费的基本满足, 居民消费结构逐步向享受型和发展型消费升级, 这就需要有相应的消费环境。消费环境的改善能够解决消费的外部约束问题, 拉动居民消费和经济增长, 为加快经济发展方式转变铺设外部条件。

1.2.4 消费能力的提高是消费结构升级的前提条件, 是推动经济发展方式转变的动力基础

马克思曾经在《资本论》中明确提出了消费力概念:所谓消费力, 是指一定时期内消费者的消费能力。“消费的能力是消费的条件, 因而是消费的首要手段, 而这种能力是一种个人才能的发展, 一种生产力的发展”。马克思把消费力的发展看作生产力的发展, 把发展消费能力和发展消费资料看作发展生产力的途径, 把消费能力的发展看作个人才能的发展。经济社会越是发展, 消费力的这一意义就越是凸显。

可以说, 消费结构的本质内涵在一定意义上揭示了经济发展方式转变的相关内容, 通过培育以人的全面发展为中心的新的消费热点和支撑点, 促使消费结构从不合理状况向合理状况转化, 以经济社会和谐与可持续发展为基调, 推动经济发展方式的根本转变。

2 消费结构失衡问题对经济发展方式转变的影响

改革开放以来的经济实践表明, 消费结构的升级和消费需求的扩张不仅能为经济发展提供新机遇, 而且为人民生活质量的全面提升提供新动力。然而, 从对消费结构的本质分析中不难发现, 我国消费结构一直存在着失衡现象。

2.1 消费品质量隐患危害着经济发展方式转变的核心目标

经济发展方式要得到根本转变, 核心目标在于发展要能够以人为本。然而, 一直以来, 在消费品市场上, 关系消费者的食品、医药、住房等问题屡见不鲜, 安全问题常常成为社会焦点和消费者投诉热点, 伪劣的食品、药品、化妆品、电器以及毒大米、毒辣椒等层出不穷, 消费者的基本安全权几乎无法得到保障。同时, 关于消费服务的质量问题也相当突出。近年来, 传统的商业服务部门提高服务质量的步伐较慢, 服务态度恶劣、强行买卖、捆绑销售的现象经常可见, 甚至故意欺骗、刁难消费者。这些问题如不认真对待和解决, 不仅损害广大消费者的切身利益, 无法实现消费者的消费信心提升和消费需求的扩大, 而且会扰乱市场经济秩序, 妨碍社会的稳定与和谐, 危害广大人民群众的生产生活, 无法实现以人为本的核心目标, 严重阻滞经济发展方式转变的进程。

2.2 消费方式的非理性干扰着经济发展方式转变的趋向

马克思在《〈政治经济学批判〉导言》中认为, 不只生产是起点, 消费也可以成为起点。有消费才有生产, 消费为生产和再生产提供了动机和目的。以此为基点, 作为消费领域核心内容的消费方式, 在一定程度上影响着生产的产品类型和资源的分配去向。然而, 在现实的消费方式上, 常常出现以“消费不当”为主体的非理性问题。 (1) 消费出现“重型化”和偏向性。受传统消费观念的影响, 我国大多数居民偏重于远期消费, 即期的消费能力过多地集中在教育、医疗和住房上面, 出现了消费的“重型化”问题。 (2) 实物消费与服务消费的比重不合理。实物消费比重较高, 服务消费比重较低。而且各自内部的结构也不合理, 在实物消费构成中, 食物消费的比重偏高, 居住消费的比重偏低;在服务消费构成中, 教育娱乐文化服务消费比重虽然高于其他服务类别, 但是相对于实物的比重仍然较低。 (3) 奢侈型、攀比型和高能耗型的消费品比重过大, 而健康文明和节能的消费比重却相对较小。在农村, 许多地方存在着婚丧大办酒席、人情消费、迷信活动、赌博之风盛行等畸形消费, 不仅冲抵了本来就很低的消费能量, 而且败坏了应有的良风优俗;在城镇, 则存在衣食、交通、通讯、购房、美容、饲养宠物等方面的攀比消费, 过度的奢侈消费使人们进入一个物化的生活方式之中, 不仅加剧了环境污染和生态危机, 而且还会造成人性的压抑和扭曲。另外公款消费, 以及吸毒、行贿等违法消费, 则产生并放大了消费对社会、环境、道德伦理及政治的消极甚至毒化作用。对不健康的消费观念及行为的泛滥也有推波助澜的作用。

显然, 这些消费方面的非理性发展在某种程度上容易导致经济发展的非均衡, 增大经济发展方式转变的难度, 模糊了经济发展方式转变的方向。

2.3 消费环境落后减缓了经济发展方式转变的进程

经济发展方式转变的进程和效果, 在很大程度上有赖于居民素质如身体素质、文化知识素质、技能素质和政治素质等的提高和改善, 而这些都需要由消费提供基础和条件。目前居民消费环境中存在的种种不和谐因素, 不仅压抑消费者的消费积极性, 制约消费活动的扩大, 同时也妨碍着公平竞争、自由交易的市场秩序, 减缓经济发展方式转变的进程。

2.3.1 消费法制政策环境不完善

目前我国的产业政策、价格政策、税收政策等还不够完善, 维护各方利益的有效约束机制不健全, 缺乏对消费行为的监督制约以及对健康文明消费方式的保护和鼓励。在具体执行法律法规时力度还不够, 假冒伪劣商品和劣质服务充斥于市, 出现利用不正当手段谋取非法利益的现象, 严重损害消费者的利益。并且, 现行的消费政策也存在一些过时的或不利于消费的规定, 对消费需求的有效增长形成了一定的阻碍。

2.3.2 自然环境恶化

由于过度开发自然资源以及环境保护方面技术的落后和投入的不足, 导致我国的自然资源日趋减少, 生态灾害频发, 森林覆盖面积大大减少, 大面积植被受损, 土地沙漠化日益严重, 物种减少。对人民消费水平和生活质量造成难以估量的损失。

2.3.3 基础设施环境落后

目前我们国家电力、交通的紧张状况已经严重阻碍了城乡居民的消费。这一状况在农村地区尤为突出。很多地方农村公路晴通雨阻, 抗灾能力低, 路况差。即使在城市里, 基础设施也不尽完善, 很多城市一遇大雨就会路面积水, 甚至形成内涝, 给人们的生产、生活带来极大的影响。

2.3.4 市场环境不尽人意

不法厂商在市场经济趋利性的作用下, 以多种方式推销假冒伪劣商品和服务, 比如以价格欺诈方式蒙骗消费者, 或对某种商品低价限量供应, 而提高其他商品的价格;或虚构原价误导消费者。或以“积分返利”吸引回头客, 但不如实标示积分办法、返利时限, 等等。另外流通领域除了存在部门和地方封锁割据、行政性垄断、人为阻碍商品流通之外, 消费信贷也有待发展完善, 很多居民对消费信贷的强烈愿望难以实现。

2.3.5 消费意识不理想

受传统的文化和习俗等因素的影响, 我国居民在消费心理上一直处于保守的状态, 而且因为近期全球经济不景气, 居民未来所获收入预期的不确定因素增加, 使得未来的消费信心大为受挫, 即期消费倾向相应弱化, 储蓄意愿增强, 不利于消费环境的培育。

2.4 居民消费能力不足弱化了经济发展方式转变的动力

经济发展方式的转变是通过劳动者来实现的, 劳动者是推动经济增长同时也是推动经济发展方式转变的主体。消费是生产的牵引力, 并指导和牵引着生产向更高的消费阶段发展。因此, 劳动者消费能力的大小对改善其素质, 提高劳动生产率, 促进经济发展方式转变具有重大的现实意义。

2.4.1 居民收入增幅偏小

从目前来看, 一方面, 我国城乡居民收入增长幅度提高不快, 中低收入者的即期收入增长缓慢, 贫富差距不断加大制约了其即期消费能力, 同时对未来预期收入的不确定影响了远期消费能力, 因而导致有效购买能力不足。另一方面, 受全球经济危机影响, 加上本国内需不足, 大多数中小企业生产经营面临困境, 导致职工收入不稳定, 制约了消费需求的增长, 引致新一轮困境, 造成西方经济学所说的“贫困的恶性循环”。

2.4.2 消费信贷受约束

目前我国的消费信贷仅占银行贷款总额的15%, 很不适应居民消费结构提升的客观需要。一方面, 银行信贷的片面扩张导致不少行业如房产业、汽车工业出现产能和产品双过剩的局面;另一方面, 自我积累的消费模式无法实现不断提升的消费结构需求, 居民往往是存款容易贷款难, 为了实现消费升级目标只好多储蓄、少消费。

此外, 在未来预期不稳定的情况下, 居民的经济安全感降低, 即使收入总额提高, 居民也不敢增加即期消费。所谓“改革不到家, 挣钱也不花”, 反映居民消费心里上主要存在失业、养老、医疗、子女教育和住房支出等方面的担忧。而行业垄断、商业欺诈、信用缺失、地区封锁、假冒伪劣、信息障碍、服务质量差、消费门槛高、配套设施不全等, 也使得收入赋予的消费需求支付能力得不到充分实现, 那些有能力消费的居民难以消费或不敢消费。

3 结论与对策

转变经济发展方式是一种有目的的活动, 要实现国民经济又好又快发展, 必须先要解决“好”的问题, 着眼点是“好”中求“快”, 不能仅注重数量扩张, 应把重心放在提高质量上。要重视调整结构、促进协调发展, 通过消费结构优化, 切实改善民生, 更好地促进人和社会的全面发展。

3.1 提升消费品质, 实现经济发展方式转变的核心目标

转变经济发展方式的核心要落实在经济发展的“质”上, 这样才能提高我国企业和产品的竞争力, 更加全面反映社会进步的程度。一方面, 应该重新审视我国的产品安全管理制度, 通过立法引导生产企业提高产品质量, 加强对商品的检测, 特别是对热点消费品如食品的安全、商品房质量等的检测, 认真评估产品质量安全状况, 采取切实可行的措施加强行政监督管理, 保护消费者的人身安全。另一方面, 要加强产品和服务的市场监管, 严厉打击伪劣假冒商品的贩卖活动, 继续深入开展“百城万店无假货”活动。对地方保护主义也要加强监督和惩处。在精神文化领域, 要加大“扫黄打非”的力度, 特别要加强对网吧的治理整顿, 打击并取缔黄色网站。与此同时, 要鼓励企业利用科学技术, 进行自主创新, 发展环保产业。为社会和消费者提供更多安全、节能和环保的消费品, 促进经济发展的良性循环, 真正实现以人为本的核心目标。

3.2 改变消费者的非理性消费方式, 明晰经济发展方式转变的方向

从构建社会主义和谐社会的目标出发, 适应我国经济发展方式转变的消费方式为:“理性消费、节约资源、美好生活”。要改变消费者非理性和不当的消费行为, 重视物质生活与精神生活的平衡, 加强消费教育和引导, 抓好市场经济条件下的社会风气建设。 (1) 提倡理性消费, 科学生活, 要用先进文化引导消费者树立正确的价值观和消费观。通过宣讲、示范和参观等方式, 倡导文明的、合理的和科学的消费, 引导消费者自觉抵制腐朽文化和错误消费思想、消费误区, 形成健康消费文化的社会舆论与心理。 (2) 进行广泛的绿色消费宣传和社会责任教育。督促消费者选择无毒无害、清洁安全、循环利用和健康环保的绿色产品, 扩大绿色消费。要利用时机督促消费者行为自律, 增强社会责任感, 改变不利于身心健康和全面发展的消费行为、方式和习惯, 自觉节约资源, 保护环境。 (3) 正确处理好消费和节约的关系。一方面要以人为本。积极更新消费理念。扩大消费需求, 提升消费层次, 不断提高物质生活水平和生活质量;另一方面提倡勤俭节约, 从每一个人做起, 每一个家庭做起。在生活领域实行节水、节电、节煤、节油、节粮、节耕等, 以使全社会构建起人人节约、家家节约的良好氛围, 让每个人、每个家庭都成为建设节约型经济的中坚力量。

3.3 培育和谐的消费环境, 加快经济发展方式转变的进程

在我国的经济转型中, 要通过体制和制度创新, 培育和谐的消费环境, 把建设资源节约型、环境友好型社会置于生产和消费的突出位置, 加快形成经济发展的速度、效益和质量协调发展的良好态势, 促进经济发展方式转变的进程。 (1) 加强消费环境立法, 完善产业、资源、价格、市场监管等相关政策法规的制定和实施。比如, 可以将环境立法与经济政策相结合, 对资源浪费和环境污染加以控制, 通过设置环境污染税, 引导环境污染者自行选择经济上最有利的方法负担并控制污染的成本。 (2) 增加基础设施投资和加快小城镇建设, 注重消费升级的统筹谋划, 重点是增加城市道路、地铁、高架轻轨等交通设施投资, 加快水、电、路和通讯条件改造, 为大型家用电器和电讯工具进入家庭提供便利条件;大力推进农村城市化进程;加强消费管理, 保证商品和服务的质量, 健全消费信息系统。 (3) 加大对具体法律法规的执行力度, 严惩以不正当手段谋取非法利益的行为, 使不法者接受的惩罚成本高于获得的非法利益, 以唤醒不法者的消费道德和良知, 给消费者提供一个安全、卫生、公平公正的消费氛围。另外, 要积极引导消费观念, 通过教育和宣传鼓励消费者改变传统保守的消费习俗, 为消费环境的培育创造理想的意识气氛。

3.4 提高居民消费能力, 增强经济发展方式转变的动力

当前, 政府应加快各项政策措施的出台, 逐步完善住房、医疗、失业和养老等在内的社会保障体系建设, 确保大多数居民的消费能力, 提高居民对未来生活的乐观心理预期, 为经济发展方式转变提供动力支持。 (1) 加强收入分配领域的法制建设, 解决收入分配不公的问题, 变“人治”为“法治”。要加大打击力度, 从重处罚和惩处非法暴富, 提高违法犯罪行为受罚的概率, 使各种违法成本远远大于其在政治上、经济上和心理上的收益。 (2) 通过制度创新, 让低收入阶层人群分享改革与发展的成果。要加快发展社会组织, 充分发挥第三次分配的功能, 如大力发展慈善事业、非营利性基金和群众互助性组织等, 通过社区、群体、同事之间的互助, 解决由于突发事件造成的暂时困难, 缓解社会矛盾。同时要坚决打破垄断, 消除不正当竞争。对少数特殊的垄断行业, 应通过征收资源税、补偿税等措施将其超额利润收归国家所有, 防止收入分配差距过大。 (3) 继续完善社会保障体系, 加大对低收入人群的扶持力度, 解决低收入人群的增收问题。要逐步提高低保标准, 解决下岗工人和失地失房居民等生活困难户的生活问题, 使孤老病残, 老有所养, 病有所医, 生活有保障, 并把最低工资标准落实到位, 保证低收入人群收入稳定增加, 逐步提高他们的自救能力。 (4) 逐步完善个人消费信贷机制, 使居民由传统的远期储蓄倾向变为即期的消费热情。银行要积极主动地进行信贷体制创新, 增进信用度, 减少贷款手续, 降低交易成本, 完善服务, 扩大消费信贷在银行信贷总额中的占有比例。

摘要：消费结构特别是消费结构的本质对经济发展方式的转变有重要的意义。文章主要通过讨论消费结构中的本质的内涵, 从多方面反映出消费结构失衡对经济发展方式的抑制作用, 促使消费结构从不合理状况向合理状况转化, 提出要不断调整消费趋向, 培育出以人的全面发展为中心的新的消费热点和支撑点, 促进经济社会的和谐与可持续发展, 推动经济发展方式的根本转变。

关键词：消费结构,消费环境,消费能力,经济发展方式

参考文献

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[6].任兴洲.中国居民消费结构的变化及其影响[EB/OL].中天网, 2005-04-15

电力消费结构 第8篇

随着社会经济的不断发展, 我国电力生产和消费呈现飞跃似的增长。电力消费是投入到经济增长中的电力能源, 因此涉及最优投入与产出问题, 这也是经济学家和政策制定者一直研究的问题。随着电力在国民经济中的作用日益突出, 研究电力消费与经济增长之间的关系以及两者之间关系的强弱程度, 对经济增长, 电力行业未来发展趋势以及相关经济政策的制定有着重大的影响, 同时也为电力平衡等能源建设提供可靠的依据。

对于电力消费与经济增长之间的均衡关系, 是大部分学者致力于研究的问题, 通常是运用Granger因果关系检验、协整检验等方法, 得到的结果几乎大同小异。本文从电力投入的角度分析电力消费对经济增长的产出效应。

2 模型的构造、样本与数据选择

2.1 电力消费的溢出效应模型

菲德模型是由菲德 (Feder, 1983) 提出的, 通过运用一个纳入出口部门与非出口部门的两部门模型来分析出口在两个方面的作用:一是出口对非出口的溢出效应;二是出口部门与非出口部门之间的要素生产率差异。本文基于模型的优点, 将菲德模型引入电力消费和经济增长的分析, 分析我国地区电力消费的产出效应。根据菲德模型, 构造两部门模型:

E=F (KE, LE) (1)

N=G (KN, LN, E) (2)

Y=N+E (3)

E和N分别代表电力部门和非电力部门的产出量, Y代表社会总产出, K和L分别代表劳动力和资本要素。在式 (2) 中, 我们假设电力部门的产出水平E会影响非电力部门的产出水平N。K和L的下标E和N分别表示生产要素在部门之间的分配。

令δ为两部门之间要素生产率的差异, 其中ΔK为总投资, 令其为I, 假设劳动生产率与劳动率 (Y/L) 成正比, 则undefined。令GK=α, 因此α表示非电力部门资本的边际产品, β表示非电力部门劳动力的弹性系数。令undefined, 表示电力部门对经济增长的全部作用, 这个作用包括两部分:一是电力消费对经济增长的直接作用;二是电力消费通过对非电力部门的作用而间接影响经济增长。

假设非电力部门的产出弹性不变, 式可整理为:

undefined

2.2 变参数模型

随着时间的转移, 由于经济政策, 社会各种外力冲击等, 社会经济结构也会发生相应的改变, 这种变化是传统的普通最小二乘法等固定参数模型无法反映的。因此考虑经济结构的变化影响, 本文利用用空间状态模型构造可变参数模型。

量测方程:yt=xtβt+ztγ+ut

状态方程:βt=ψβt-1+εt

假定参数βt的变动服从一阶自回归模型, ut和εt分别为量测方程和状态方程的扰动项, 且ut和εt是相互独立的, 服从均值为0, 方差为δ2, 协方差矩阵为Q。

根据本文研究目的, 构建基于菲徳模型的变参数模型:

undefined

其中εit、ut是服从均值为0, 方差为δ2, 协方差矩阵为Q。α和β是固定参数, undefined和θt为可变参数。

2.3 样本、数据的选择

本文研究的是中国电力消费的产出效应, 选取的样本是我国历年的电力消费总量和电力工业总产值, 时间跨度是1995—2008年。模型中的Y是国内生产总值 (GDP) , L为就业人数, I是固定资产总投资, E为电力工业总产值。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》。

3 电力消费与经济增长的实证分析

3.1 电力发展的状态分析

20世纪80年代开始, 随着改革开放的不断深化, 电力供给和需求以惊人的速度增长的同时, 社会经济也发生了跨越式的发展。随着电力消费的增加, 社会经济总量也会随着变化 (见图1) 。从图1可以看出, 20世纪90年代初期, 我国电力消费的急剧增长并没有给经济带来同等速度的飞跃。1991—1994年, 我国电力消费的增长的速度几乎是2～3倍的速度于经济的增长。20世纪90年代中后期, 由于经济基础比较薄弱、电力短缺依旧存在、粗放式的经济增长方式等原因, 我国经济的增长速度出现了放缓的军面。进入21世纪, 经历了几次重大的电力改革, 电力短缺的局面得到解决, 加之经济增长方式的转变, 电力消费对经济的促进作用得到加强。2008年的金融危机是使得经济增长速度不能同步于电力消费的速度的主要原因, 但电力消费的增加对经济增长的促进作用是毋庸置疑的。

3.2 电力消费与经济增长的实证分析

在电力消费增长对经济增长的促进作用研究, 已经有大量学者进行了实证分析, 其结果绝大部分是电力消费增加能促进经济增长, 电力消费增长是经济增长的原因等, 但电力消费的增长是如何促进经济的增长方面并无突出研究。本文利用菲德模型建立了电力消费增长与经济增长的模型, 模型分析了电力增长对经济增长的直接和间接作用, 最后结合1995—2008年的我国经济增长和电力工业总产值数据, 运用变参数模型进行了实证分析。

建立经济增长与电力消费的之间的变参数模型。运用1990—2008年的年度数据进行模型分析, 给出θt的动态变化图。

从图2和图3中可以看出近年来我国电力增长对经济的效应出现了巨大波动。在20世纪90年代中期, 其直接效应是正的, 而间接效应是负的。这主要是由于在这段时期, 我国正经历着经济增长方式的转变, 但经济增长一直是仍然以粗放式增长方式为主, 经济增长对电力能源投入要求非常高, 因此电力消费增长的直接效应就是经济的增长。而粗放式的经济增长方式导致电力能源的高投入的浪费, 其高投入对其部门带来的间接效应不是很理想, 从图2可以看出, 其间接效应出现了负的结果。在20世纪90年代的后期, 随着我国经济增长方式的逐步转变, 我国电力能源的利用得到了充分的提高, 从图3可以可看出, 自20世纪90年代中期开始, 我国单位电力消费的GDP产值得到了迅速提高, 从1990年的3元/千瓦时提高到2000年的7.5元/千瓦时。电力消费对经济增长的直接作用由1997年的1变为2000年的-1.5, 而间接作用则由1997年的-3.5增加到2000年的3, 其变化的巨大主要是由于增长方式的转变促进了各部门技术上的改进, 结果带来了电力消费对经济增长作用的变化。20世纪初期我国一直倡导科学发展观, 其主要意指利用先进的科学技术促进经济增长方式的转变, 带来经济的快速健康的发展。因此进入21世纪以来, 我国经济增长对电力能源的需要逐步走向稳定, 电力消费对经济的促进作用也逐步稳定在对其他部门的溢出效应上, 即对经济增长的间接效应。

4 结论

本文运用菲德模型结合变参数模型建立了电力消费的部门溢出效应模型, 并运用我国1995—2008年数据进行了实证分析, 分析结果表明我国电力消费的增长对我国经济增长的促进作用主要表现在两方面:对国民经济的直接效应和通过对其他部门的溢出产生的间接效应。实证结果揭示了近年来我国电力消费增长对经济增长的直接和间接效应之间的转变过程。其过程充分地揭示了我国经济由粗放式增长向集约式增长的转变对电力消费的巨大影响。

摘要：随着经济水平的提高, 电力工业已经成为国民经济的重要基础工业。电力消费与国民经济增长关系的研究, 对我国经济、电力等政策的制定、电力建设提供了可靠的依据。本文运用菲德模型结合变参数模型建立了电力消费的部门溢出效应模型, 研究电力消费对经济增长的促进机制。

甘肃省电力消费影响因素的实证分析 第9篇

能源消费及环境问题已成为当今世界共同关注的焦点。电力作为主要能源消费品种,具有强替代性、清洁性、便捷性、高效性、可再生性和零机会成本,在当今各国的经济社会发展中起着重要作用。充足可靠的电力供给成为影响经济稳定的重大宏观问题,因此对电力消费影响因素的分析是一项重要研究课题。

近年来,国内许多学者对影响我国电力消费的因素进行了大量的实证研究。林伯强采用协整分析和误差修正模型,利用资本存量、人力资本与电力消费三要素的生产函数研究了中国电力消费与经济增长之间的关系［1］。林伯强还基于电力需求函数,对我国能源需求预测进行了实证检验,结果表明GDP仍是影响电力需求的最重要因素,但结构变化及效率改进对电力需求也至关重要［2］。吴玉鸣使用2004年中国省域电力消费截面数据,分析了经济、人口、电价及第二产业比重对区域电力需求的作用机制［3］。倪月江采用格兰杰因果检验分析了我国1980—2011年电力消费与GDP之间的关系,结果发现电力消费是GDP的单向因果关系。即中国的电力消费增长先于经济的增长,电力供应短缺将阻碍经济发展［4］。陈文静基于半参数模型和非参数模型研究了我国电力消费的影响因素, 经济增长、经济结构和人口因素是影响电力消费的重要因素,电力价格指数对电力消费需求的影响效应并不是很大［5］。赵晓丽、潘雄锋、贾艳琴分析了产业结构变化对我国电力需求的影响,产业结构的调整尤其是第二产业对我国电力需求的影响较大［6 － 8］。谢品杰等采用ARDL - ECM模型和格兰杰因果检验,分析了上海市电力消费、经济增长和城市化水平之间的动态关系。短期内经济增长是电力消费的单向因果关系, 城市化与电力消费之间存在双向因果关系; 长期电力消费与经济增长和城市化均不存在因果关系［9］。王效华等通过相关分析发现人均电力消费和人均收入具有很强的相关性［10］。归纳起来,国内学者多从经济增长、经济结构、人口因素、城市化、电力价格、能源利用效率和居民收入水平等方面来研究电力消费的影响因素。

本文根据甘肃省电力发展的实际情况,从经济发展、经济结构、城市化和居民收入水平四个方面,运用计量经济模型对甘肃省电力消费的影响因素进行实证研究,以期为甘肃电力发展提供政策建议。

2数据来源与研究方法

本文数据来源于1991—2013年的《甘肃统计年鉴》,选取地区国民生产总值( GDP,亿元) 、工业产值占总产值比重( SIP,% ) 、城市化率( URB,% ) 、城镇居民人均可支配收入( URI,元) 4个指标作为解释变量, 电力消费量( ELC,亿k W·h) 为因变量,建立如下模型:

基于因变量与自变量之间的关系,本文采用柯布—道格拉斯生产函数,方程形式如下:

式中: ε 为随机干扰项。在模型处理时对所有数据均取对数形式,以消除样本中的异方差问题。

3结果与分析

3. 1甘肃省电力消费增长的影响因素

经济增长: 随着西部大开发战略的推进,甘肃省经济呈快速增长,国内生产总值从1990年的242. 8亿元增长到2012年的5650. 2亿元,年均增长率为15. 4% 。 与此同时,甘肃省电力消费量从1990年的147. 8亿k W·h增加到2012年的994. 6亿k W · h,年平均增长率为9. 1% 。从图1可见,甘肃省电力消费与GDP随着时间的推移呈现出明显的上升趋势,且在长期的互动中表现出良好的相关性,说明经济总量的变动是影响电力消费的一个重要因素。

经济结构的变化: 众所周知,第二产业的电力消耗最大,第一产业与第三产业的用电量相对较少,因此产业结构的变化会对电力消费产生影响。一直以来,工业都是电力消耗的最大部门。1990—2012年甘肃工业耗电占全社会用电量的比重一直在68% 以上,到2012年工业耗电占77. 9% ,在“八五”时期曾一度达到88. 5% ( 图2) 。电力消费量的变化与工业经济的运行状况有关。近年来甘肃省工业领域投资增幅较大, 2012年在全社会总投资额中第二产业投资占53. 4 % ,其中高耗能行业制造业占19. 5 % 。2012年甘肃省第二产业产值占总产值的45. 0% ,其中工业总产值的比重为36. 6% ,2010年该比重上升为38. 9% 。工业产业增速的上升,导致甘肃省工业用电量增幅上升。 另外,经济结构的变化,特别是工业产业结构的变化会对电力需求产生较大的影响。

城市化水平: 经济增长是影响电力消费的主要因素,城市化和经济发展水平之间存在着强烈的相关性, 城市化发展水平会影响到一个国家或地区的电力需求状况。城市化发展一方面会带动经济增长和人民生活水平的提高,另一方面城市电力设施相对完善,便于居民获取电力资源,这都将导致全社会用电量的不断增加。西部欠发达地区,城市化的发展将会是影响电力消费的另一个主要因素。甘肃省城市化发展较晚,至2012年全省城市化率仅为38. 7% ,比全国平均水平低13. 9% 。随着西部大开发战略的不断推进,近年来甘肃省城市化水平增幅较大( 图3) 。

居民收入的提高: 随着人们收入的增加,人们更倾向于消费清洁方便的电力。居民家庭会增加对大功率家用电器的需求尤其是空调、电热水器、微波炉等,从而导致家电拥有量显著增加。同时,农村居民也会减少对传统非商品能( 如薪柴、秸秆等) 的使用,增加商品性能源的使用量,尤其是电力。另一方面,城镇居民人均可支配收入的提高也会扩大全社会对电力的需求。研究表明,在西北地区居民生活用电的收入弹性较高,年人均收入每增加1000元,就会增加66. 0k W· h的家庭年人均用电量［11］。近年来在人们生活水平提高的同时,我国各省区居民生活用电比重呈明显的上升趋势［8］。居民生活用电量的快速增长,将会引致甘肃电力消费量的增加。

3. 2实证分析结果

利用普通最小二乘法( OLS) 对模型( 2) 进行回归分析,结果见表1。从表1可见,模型的R2为0. 995, 拟合度达99. 5% 。模型的F检验和t检验表明模型和解释变量分别通过了1% 和5% 水平的显著性检验,各个解释变量具有明确的经济学含义。

注: ***,**,* 分别表示在1% 、5% 和10% 的水平上显著。

回归估计系数及检验结果显示: 总体来看,GDP、 工业比重、城市化和城镇居民人均可支配收入对甘肃省电力消费具有很好的解释能力,能够比较全面地反映电力消费的驱动因素。四个影响因素均与电力消费之间呈正相关。在其他因素不变的情况下,GDP每增长1% ,电力消费就会增加0. 35% ; 工业比重每增长1% ,电力消费就会增加0. 28% ; 城市化水平每增长1% ,电力消费就会增加1. 37% ; 城镇居民人均可支配收入每增长1% ,电力消费就会增加0. 10% 。

实证分析结果表明,城市化因素的电力消费弹性系数最高,1个单位的城市化水平的增长会导致电力消费增长1. 374个单位。这表明甘肃省电力消费需求的快速增长,在很大程度上主要是由于城市化的快速推进引致的。城市化是影响甘肃省电力消费的最重要因素。城市化进程会推动经济增长和提高人民生活水平,增加能源的消费,因而城市化因素对甘肃省电力消费的促进作用非常明显。目前,甘肃省城市化率为仅为38. 7% ,仍远远低于53. 73% 的全国平均水平,同时也低于西部大多数的省份,排名全国倒数第三,仅高于贵州和西藏。甘肃城市化水平还有很大的上升空间,这表明未来甘肃省电力需求潜力较大。因此,在甘肃省城市化发展过程中,要保证电力需求的有效供给。 这与谢品杰等的研究结果不一致［9］。谢品杰指出,上海的城市化水平每提高1个百分点,电力消费将降低约1. 3个百分点。究其原因,主要是由于上海市城市化水平较高,城市化推动了电能利用效率的提升,从而抑制了电力消费的增长。

GDP和工业比重的电力消费弹性系数分别为0. 354和0. 279,表明经济增长和经济结构的变化是甘肃省电力消费增长的主要因素。相关研究表明,从短期来看在西部地区经济增长是电力消费的单向因果关系,即经济增长带动了电力消费的增长。西部地区的电力消费增长模式仍然是经济发展拉动型［12］。在产业结构中,第二产业耗电量大,尤其是工业用电占甘肃省电力消费总量的77. 9% 。在其他因素不变的情况下,工业比重每增加1个单位,甘肃省电力消费量就会增加0. 279个单位。经济结构的变化对电力需求产生了较大的影响。

居民收入水平的电力消费弹性系数小于0. 1,相对于其他因素该弹性系数较低。即城镇居民人均收入每增加1个单位,甘肃省全社会用电量仅增加0. 095个单位。居民收入水平的提高对甘肃省电力消费的促进作用相对较弱。从侧面反映出甘肃省人们生活水平较低,居民对生活用电的使用还处于一个较低的水平。 统计数据显示2012年甘肃省城镇居民人均可支配收入17157元,不足全国平均水平24565元的70% 。同时也映射出在欠发达地区电力的服务功能较低,仅限于满足人们的基本生活需求。

4结论

本文采用计量模型,定量实证分析了经济增长、工业比重、城市化和居民收入水平等因素对甘肃省电力消费的影响,对甘肃省电力供求与经济协调发展意义重大。以1990—2012年时间序列数据,采用回归分析模型,测算了各影响因素对甘肃省电力消费的影响,得出以下主要结论: 1城市化是影响甘肃省电力消费的最重要因素。目前甘肃省城市化水平较低,存在很大的上升空间,未来电力需求潜力较大,因此在甘肃省城市化发展过程中,要保证电力需求的有效供给。2经济增长、经济结构调整( 特别是工业) 是影响甘肃省电力消费的主要因素。由于电力与经济增长之间存在密切的内在联系,一方面,经济增长、产业结构的调整会影响到甘肃省电力生产和电力消费结构; 另一方面,改善电力的利用效率、深化电价改革、大力发展清洁能源,又能促进经济实现可持续发展。3居民收入水平对电力消费的弹性系数较低,居民收入水平的提高对甘肃省电力消费的促进作用相对较弱。甘肃省居民收入水平较低,生活用电还处于一个较低的水平,政府应继续推动“家电下乡”和“以旧换新”等家电补贴政策, 提高居民家庭家电的购买力和用电水平,从而改善人们的生活条件。

总之,随着经济的持续增长和人民收入水平的不断提高,工业化阶段进程中重化工业的快速发展,电力需求量的增长是必然趋势。因此,在甘肃省今后的工业化进程中,要实现经济的持续快速增长和城市化水平的不断提高,一定要采取有效措施保证电力供给得到安全保障。

摘要：从经济发展、经济结构、城市化和居民收入水平方面,运用计量经济模型对甘肃省电力消费的影响因素进行实证研究。结果显示:1四个影响因素均与电力消费之间呈正相关;2 GDP、工业比重、城市化和城镇居民人均可支配收入各增长1%,甘肃电力消费就分别增加0.35%、0.28%、1.37%、0.10%;3城市化对甘肃电力消费增长的贡献最显著,经济增长和工业比重是影响甘肃电力消费的主要因素,而居民收入水平的影响效应相对较弱。未来甘肃经济发展和城市化进程中要保证电力需求的有效供给。