中国平板玻璃生产企业温室气体排放核算方法与报告指南(试行)_百度文库
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中国平板玻璃生产企业温室气体排放核算方法与报告指南(试行)|中​国​平​板​玻​璃​生​产​企​业​温​室​气​体​排​放​核​算​方​法​与​报​告​指​南​(​试​行​)
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西部能源消费与经济增长关系的实证研究
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3秒自动关闭窗口基于固定效应模型的能源资源禀赋与产业结构关系研究
20:05| 发布者:
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摘要: 　　内容提要：本文选用年全国31个省市的面板数据，构造了工业增加值占GDP比重与能源自给率的个体时点固定效应模型，探究了能源资源禀赋与产业结构之间存在的关系。研究表明，能源自给率与工业增加值占比具 ...
　　内容提要：本文选用年全国31个省市的面板数据，构造了工业增加值占GDP比重与能源自给率的个体时点固定效应模型，探究了能源资源禀赋与产业结构之间存在的关系。研究表明，能源自给率与工业增加值占比具有稳定且显著的关系，产业结构的演进对能源资源禀赋存在一定的依赖性，且能源禀赋对工业增加值占比的影响同时具有个体效应和时点效应。研究还发现，能源自给率处于两端的地区对能源禀赋的依赖都相对较低，产业结构对能源的依赖程度呈现出波动的特征。　　关键词：效应模型 资源禀赋产业结构　　一、引言　　中国是世界上人口最多的国家，也是世界上能源生产和消费的大国之一。中国经济发展和能源供需具有明显的区域性，不同区域能源分布和经济结构都具有较大的差异：中国的东部地区工业化程度较高，经济增速较快，能源消耗量巨大，然而这些区域的能源又相对稀缺，能源供需的矛盾比较突出;西南部地区资源相对丰富，这些区域正处于工业化经济的初级阶段，在能源上具有相对较强的优势。　　改革开放以来中国经济发展取得了举世瞩目的成绩，但是当前也面临着经济结构转型的重大问题，因此未来几十年是中国的重要战略机遇期，是中国实现经济结构转型的关键时期，而产业结构的升级与转型则是其中重之又重的一项大任务。能源作为经济发展的生产要素之一，同时也作为工业部门中的重要产业，与产业结构的升级与转型有着密切的关系。能源生产与消费直接关系到国民经济增长的速度和质量，在中国当前的经济形势下，更直接关系到未来经济结构转型的成败与否。　　从理论上讲，根据要素禀赋理论，在各国生产同一种产品的技术水平相同的情况下，两国生产同一产品的价格差别来自于产品的成本差别，这种成本差别来自于生产过程中所使用的生产要素的价格差别，这种生产要素的价格差别则取决于各国各种生产要素的相对丰裕程度，即相对禀赋差异，由此产生的价格差异导致了国际贸易和国际分工。因此能源作为生产要素之一，是经济发展的基础，也是经济发展必需的生产要素和投入因子，对于工业部门尤其是这样。能源是推动社会发展和经济增长的最基本要素，能源的物质效用、能源的丰裕程度及能源的品种结构在很大程度上决定一个国家和地区的产业结构。　　通过研究中国能源资源禀赋与经济结构是否存在稳定的关系，不同区域间能源资源禀赋与产业结构的关系是否存在差异，对中国未来制定科学合理的经济发展战略和产业发展相关政策具有积极的作用。若能源资源禀赋与经济结构在中国不同区域的相互作用确实存在差异性，那么在今后则可以因地制宜，视各区域具体情况而采取不同的策略方针，避免一刀切政策可能带来的弊端。　　从国内对能源资源与产业结构的研究看，目前研究主要集中于能源消费效率及其影响因素研究和能源消费与产业结构关系研究。周建(2008)以年中国31个省域面板数据为对象，采用空间计量模型及相关性指数以及面板单位根及协整检验研究了’各省域能源效率与经济增长、产业结构、人口数量、技术进步等之间的关系;邱灵等(2008)认为能源结构、技术水平、产业结构、价格水平和投资水平是影响中国能源利用效率区域差异的显著因素;王丹枫(2010)以年中国31个省域数据为研究对象，采用分位点回归计量模型方法研究了经济增长、产业结构、人口因素、技术进步、能源价格等因素对中国能源利用效率的影响趋势变化;姜磊和季民河(2011)基于资源禀赋、产业结构、技术进步和市场调节机制的视角分析能源消费强度的影响因素，采用空间变系数的地理加权回归模型(GWR)进行实证研究。尹春华和顾培亮(2003)利用灰色理论中的灰色关联分析方法，对能源消费与产业结构进行了关联分析，得出第二产业对能源的消费影响最大，其次是生活用能与第三产业，最后是第一产业;中国投入产出学会课题组(2007)利用中国2002年投入产业表和改进的结构系数分析了中国能源部门(包括一次能源和二次能源)与国民经济各部门之间的产业关联度;张文武(2009)从中国工业发展的实际出发，基于行业数据测算考察了能源消耗与工业增长的关系。从以上文献研究发现，国内研究很少涉及到能源的资源禀赋。少数文献研究了能源中细分类别的相关禀赋，将全国能源种类划分为不同的区域，但是此类研究中亦未深入研究能源区域禀赋与产业结构的关系。能源的资源禀赋是否会对区域产业结构产生影响，影响程度多大以及可能的影响随时间推移的变化情况几乎没有研究，因此本文将对这些内容进行尝试性深入探究。　　二、数据来源与现状分析　　(一)数据来源　　本文的数据来源主要是历年《中国能源统计年鉴》和《中国统计年鉴》，数据由年全国31个省市的面板数据组成。　　依据《中国能源统计年鉴》主要统计指标解释，能源生产总最指一定时期内全国(地区)一次能源生产量的总和，是观察全国(地区)能源生产水平、规模、过程构成和发展速度的总量指标。一次能源生产量包括原煤、原油、天然气、水电、核电及其他动力能(如风能、地热能等)发电量。不包括低热值燃料生产量、生物质能、太阳能等的利用和由一次能源加工转换而成的二次能源产量。能源消费量指一定时期内全国(地区)各行业和居民生活消费的各种能源的核算能源消费总量指标。能源消费总量分为三部分，即终端能源消费量、能源加工转换损失量和损失量。　　将四种一次能源生产与消费量标准化为万吨标准煤的产量，便得到可比较的能源总生产量和总消费量。　　由于重庆的数据从1997年开始，与其他省份不一致，因此将重庆的历年能源生产与消费量并入四川省，另外由于西藏没有历年能源消费的相关数据，因此将西藏略去。　　(二)现状分析　　1、能源生产量　　　　从折线图表示的各省1995年和2009年能源生产量可以看出，各省的2009年能源总产量基本都高于1995年产量，即各省在1995年和2009年间能源总产量总体呈增长态势。从产量的绝对值看，山西是能源生产第一大省，1995年年产量25436万吨标准煤，占全国总产量的19%;而2009年总产量44699万吨标准煤，占全国总产量的15.2%。其次是内蒙古能源总产量从1995年的5382万吨标准煤增加至2009年的45656万吨标准煤，占全国比重由1995年的4%增至2009年的15.5%，超过山西成为能源生产第一大省。陕西、河南、山东与黑龙江的能源总产量也相对较高。另外北京与黑龙江的能源生产量是全国仅有的下降的两省，其余省份产量均上升。能源产量最低的省份是西藏、北京、上海以及广西四省。从1995年到2009年间各省能源总产量的增加幅度看，内蒙古和陕西的能源总产量增长最多，超过700%;其次海南、青海、浙江、贵州、宁夏、天津、新疆和安徽的能源产量增幅也较大，增幅均在200%以上。从能源的空间格局看，1995年和2009年间全国能源生产空间格局呈现分散化的趋势，由原先仅山西一省生产量较大外其余省份均生产少量的格局，逐渐向山西、内蒙、陕西等多省共同生产的格局转变。　　2、能源消费量　　　　从各省1995年和2009年能源消费总量看，总体上第一能源消费大省是山东，其次是河北、广东、江苏，接下来是河南、辽宁以及山西、四川和浙江。能源消费总量最低的是海南、青海和宁夏三省。各省能源的总消费都保持总体增长，从增长的幅度来看，内蒙古、海南和宁夏三省的消费增长最大，均在300%以上。其次是福建、广东、山东、浙江、青海、河南、云南七省能源消费总量在1995年至2009年增长超过200%。全国能源消费空间格局和能源生产空间格局的变化较类似，均呈现出分散化的变化趋势。　　3、能源自给率　　能源的自给率是指某一区域内能源的消费由区域内自身供给的比侧，可以用来测度各区域内能源的充裕情况，公式表示为：　　　　其中SR表示能源自给率，P表示能源生产量，C表示能源消费量。　　本文借鉴赵媛和郝丽莎(2006)对中国石油资源的自给率区域划分标准，将中国能源区域禀赋划分为四个类型区域：　　SR≈100%时，即P≈C，则区域为基本自给区;　　SR≈50%时，即P≈2C，则区域为半自给区;　　SR&50%时，即P&1/2C，则区域为净补给区;　　SR&100%时，即P&C，则区域为净支出区。　　　　依据之前的能源资源禀赋划分标准，分别对比1995年和2009年的能源资源禀赋区域划分结果，可以大致看出1995年至2009年之间中国能源资源禀赋的变化情况。由于存在两个近似值(100%的基本自给区和50%的半自给区)，为了便于划分不同禀赋类型，进一步将划分的标准确定为：　　60%≤SR≤120%时，则区域为基本自给区;　　40%≤SR≤60%时，则区域为半自给区;　　SR&40%时，则区域为净补给区;　　SR&120%时，则区域为净支出区。　　根据以上标准将全国29个省市进行能源资源禀赋的划分，结果如表2所示。　　从表2可以看出，1995年和2009年的能源资源禀赋格局有很大的差别。除了净支出的省份个数没有变外，其余三种不同资源禀赋区的省份个数均有变化。基本自给区的个数由11个降低为6个，减少了接近一半的数目。半自给区则由3个增加至7个，翻了一番还多。净补给区的个数由7个增至8个，加了1个。净支出区中山西、内蒙、黑龙江、贵州、宁夏和贵州保持不变，而山东、河南由原为基本自给区的安徽和陕西替代，山东和河南分别转变为基本自给区和半自给区。基本自给区的组成变化较大，除了保留了吉林、云南、青海和甘肃四省外，其余省份均有变化，河北、辽宁、江西、湖南和四川均转变为半自给区，而原为半自给区的天津转变为基本自给区。半自给区中除了福建保持禀赋属性不变外，其余都是其他禀赋区转变而来。净补给区的变化最小，1995年的7个净补给区全都保留，只增加了原先为半自给区的广西。从以上分析可知，基本自给区与半自给区的转变最多，而净补给区的转变最难，无一个净补给区转变为其他类型的禀赋区，净支出区的转变难易程度介于以上两类之间。　　4、工业增加值　　　　　　由于能源的生产与消费与第二产业中的工业最为密切，因此在探讨能源资源禀赋与产业结构关系时可以重点关注能源资源禀赋与工业的关系。　　以1995年为基期将工业增加值除CPI，作为剔除通货膨胀后的工业增加值。各省工业增加值在1995年至2009年间都得到一定增长。从工业增加值的绝对量看，1995年和2009年各省工业增加值最高的省份均为广东、山东、江苏、浙江、河南、四川、河北、辽宁和上海等省市，最低的省份则均为新疆、贵州、甘肃、宁夏、青海、海南和西藏等省市，其余省份的工业增加值则在增长的基础上增长的幅度变化有较大区别。从工业增加值在1995年至2009年间增长幅度看，内蒙的增长幅度最高，增长了12.51%，其次是江西、陕西、青海三省。增长最低的是黑龙江、上海、云南和北京四省，增长幅度低于3%。对比全国的工业增加值增长情况，仅甘肃、北京、云南、上海和黑龙江的工业增加值增长幅度低于全国水平，其余省份均高于全国的平均水平。　　从工业增加值占GDP的比重看，1995年至2009年间除了北京、天津、黑龙江、上海、江苏、浙江、贵州、云南、甘肃等省份外，其余省份均比重提高。从绝对值看，1995年上海、天津、江苏、黑龙江、浙江、辽宁、山东、河南、广东等省工业增加值占比较高，均在40%以上，工业对国民经济的贡献较大;西藏、海南、新疆、江西、内蒙古等工业增加值占GDP比重较低，均在30%以下。而2009年各省工业增加值占比的情况与1995年有很大区别，其中最高的省份是河南、山东、天津、山西、江苏、河北、内蒙古、广东等省份，而最低的是西藏、海南、北京、贵州、云南等省份。但从占比的大小看，2009年绝大部分省份的工业增加值占比相对1995年都有了明显的提升，占比超过40%的省份增加了8个。从增加的幅度看，工业增加值占GDP比重增长最多的是内蒙古，增幅达16.5%;其次是江西、青海两省，增幅分别为14.9%和12.7%。工业增加值占比减少最多的省份是上海和北京，减少幅度分别为16.4%和16.1%;其次是黑龙江、云南、甘肃三省。　　　　三、实证研究　　(一)计量模型与数据分析　　面板数据回归模型的估计方法一般有三类，分别为混合效应模型、固定效应模型和随机效应模型。混合效应模型假定在面板数据中既无显著的个体效应也无显著的时间效应，即不同个体之间不存在显著性差异，因此混合型模型所有个体的回归方程系数与截距都相同。混合模型的形式可以表示为：　　　　固定效应模型假定全部研究结果的方向与效应大小基本相同，即各独立的研究结果趋于一致，一致性检验差异无显著性。在混合效应模型上加入个体效应，模型便转化为：　　　　其中，uit是独立同分布的，无论对i而言或者t而言。xit是一个1*N包含了那些仅随着时间变化、仅随个体变化或者随着时间和个体都发生变化的随机变量。如果i指代个体，γi又称为个体效应。uit称为特征误差项或者特质扰动项。　　如何对待γi成为区分随机效应和固定效应的关键。首先看固定效应，把γi视为观测到的解释变量xit相关的一种观测不到的随机变量，这个变量称为固定效应，γ1，γ2，…，γn可以逐一估计出来。其次，我们假定个体效应γi是一个与解释变量独立的随机变量，这类模型称为随机效应模型。通常需要下面的辅助假设：　　　　在面板模型的选择上，一般采用F检验选择混合模型还是固定效应模型，而固定效应模型和随机效应模型的选择则一般采用Hausman检验。　　本文首先将29个省份从1995年到2009年15年的能源自给率作为解释变量，表示能源资源禀赋;工业增加值占GDP比重作为被解释变量，表示产业结构;进行计量模型的估计。由于随机效应的假设条件太过苛刻，一般省域的面板数据难以满足要求，因此本文不考虑随机效应模型，仅在固定效应模型和混合效应模型中进行F检验以做选择。另外固定效应模型中的不变截距变系数模型认为个体差异主要不适用截距项反映，即个体差异主要依赖于解释变量的变化差异体现，在本文研究中即认为工业增加值占GDP比重不受能源资源禀赋之外的其他经济因素影响，不同省份不同时点上除本身能源资源禀赋之外受其他经济因素影响的程度完全一致，这在经济理论上并不合常理，因此不做考虑。　　根据以上分析构造以下回归模型：　　　　其中，IND为工业增加值占GDP的比重;FUEL为能源自给率;N等于29，表示29个省份;T等于15年，表示面板数据由15年的时间序列的界面数据构成。若α1=α2=…=αN，则该模型为混合效应模型，反之则为固定效应模型。构造如表5中的F值对混合效应模型和固定效应模型进行检验。　　　　其中，Si为不同模型的残差平方和，N为截面个数，K为解释变量个数，T为时间序列长度。根据以上公式计算F值，在α分别为5%与10%的情况下均同时拒绝H0，因此工业增加值占GDP比重与能源自给率的回归采用固定效应模型。　　固定效应模型分为三种类型，即个体固定效应模型、时点固定效应模型和个体时点双固定效应模型。按照上文所建立的回归方程，假设IND=αi+FUELitβ+uit，αi是随机变量，表示对于i个个体有i个不同的截距项，且其变化与FUEL能源自给率有关系，若αi随个体变化，但不随时间变化，上述模型可以被解释为含有N个截距，即每个个体都对应一个不同的截距，则此类模型为个体固定效应模型。若假设IND=γi+FUELitβ+uit，γi是随机变量，随不同截面(时点)变化，但不随个体变化，则为时点固定效应模型。假设IND=α0+αi+γi+FUELitβ+uit，αi是随机变量，表示对于i个个体有i个不同的截距项，且其变化与FUEL能源自给率有关系;γi是随机变量，表示对于T个截面(时点)有T个不同的截距项，且其变化与FUEL能源自给率有关系，则此模型为个体时点固定效应模型。　　本文选择个体时点固定效应模型，主要理由有以下两点：第一，从横向上看，由于不同省份的经济发展水平不同，同一时间结点其能源生产和消费不同，从而能源自给率不同;第二，从纵向上看，由于经济发展阶段的变化，同一个体不同时点的能源生产和消费不同，因而能源自给率不同。所以在固定效应模型中，选择个体时点固定效应模型，即对于不同的截面(时点)、不同的时间序列(个体)，都有不同截距的模型。因此，本文能源资源禀赋与产业结构之间的固定效应模型为：　　　　(二)产业结构与能源自给率的固定效应模型　　通过以上分析对建立的计量模型进行估计，得出能源资源禀赋对产业结构的固定效应模型估计结果为：　　　　从表6可以看出，个体时点固定效应模型P值和R2均通过了检验，因此总体模型拟合得非常好。因此，能源自给率对工业增加值占比的关系是显著的，即能源资源禀赋对产业结构的影响显著，产业结构的演进确实对能源资源禀赋存在一定的依赖性，能源资源禀赋对产业结构变化会产生重要的影响。　　　　从以上估计结果可以看出，截距与能源资源禀赋系数的P值都通过了检验，因此总体估计是有效的。　　从个体固定效应结果看，不同个体的回归截距差异较大，其中东部地区除了北京与海南之外均为正;中部地区则是37.5%的地区截距为正;而西部地区所有地区的截距均为负。因此可以看出，能源资源禀赋对产业结构的影响存在明显的个体效应，体现在不同的区域中尤其明显。从截距的绝对值看，绝对值最高的省份为海南、北京、浙江、天津、江苏、山东等省，无一例外为东部地区。而绝对值最低的省份为湖北、云南、陕西、吉林、贵州等，均为中西部地区。因此从各省能源自给率的个体效应看，东部经济发达地区对能源的依赖相对较小，而中部地区和西部地区经济发展相对较为落后，对能源资源禀赋的依赖较大其中中部地区对能源资源禀赋的依赖又强于西部地区。同时对比前文中能源自给率的空间格局发现，能源自给率高的如山西、陕西、内蒙、黑龙江、新疆、贵州、河南及宁夏地区的个体固定效应总体偏高，而能源自给率最低的上海、北京、浙江和海南四省其能源自给率固定效应也最高。　　　　　　固定效应结果可以看出，从1995年到2003年的时点固定效应一直为负值，绝对值基本上先增后减;从2004年到2009年的时点固定效应则为正，绝对值也呈现出先增后减的规律，说明产业结构从对能源的依赖程度呈现出一种波动的特征，自1995年来先减后增，经历一个回合后产业结构对能源的依赖又先减后增，而能源资源禀赋之外的其他经济因素对产业结构的影响变化趋势则与能源资源禀赋对产业结构的影响趋势相反。　　(三)结论　　从以上能源自给率与工业增加值占GDP的个体时点固定效应模型结果可以得出以下结论：　　1、能源自给率与工业增加值占GDP比重之间存在显著的关系，能源自给率对工业增加值占比的影响是显著的。因此能源资源禀赋对产业结构的演进会产生显著的影响，产业结构的发展、转变在一定程度上依赖能源资源禀赋的变化。　　2、能源自给率对工业增加值占GDP比重的作用包括个体效应和时点效应。个体效应证明不同个体(省份)的能源自给率对工业增加值占比的影响程度不一样，即工业增加值占比对能源自给率的依赖程度不同。因此个体效应的存在使得不同的产业结构对能源资源禀赋的依赖程度不同。从估计结果看，东部地区的产业结构对能源资源禀赋的依赖较低，而中西部对能源资源禀赋的依赖尤其是中部地区对能源资源禀赋的依赖强于其他地区。同时，能源自给率低的地区产业结构对能源资源禀赋的依赖则低。　　3、能源自给率对工业增加值占GDP比重的时点效应规律也很明显，呈现出上下波动的趋势，而波峰与波谷交替出现，即能源自给率对工业增加值占比的影响随着时间的推进，先减后增，减增循环出现。因此产业结构对能源资源禀赋的依赖程度也是一个交替变化的过程。　　四、政策建议　　(一)积极开发利用新能源，加快新能源产业化进程，促进产业结构的转型与升级　　鼓励技术自主创新，同时积极引进国外先进技术，加强对引进技术的消化、吸收和再创新能力，通过技术创新探索新能源的产业化之路。在未来通过新能源的广泛运用替代目前中国对传统能源尤其是煤炭和石油能源的依赖，挣脱经济发展和产业转型的枷锁，突破目前产业升级遇到的瓶颈，以新能源产业化为契机，加快产业结构转化与升级速度，走可持续发展道路。　　(二)制定因地制宜的产业政策，引导不同区域实现合理的产业结构优化　　东部地区对传统能源生产与消费的依赖较低，且经济发展已达到一定的水平，未来的产业政策应主动向第三产业倾斜，尤其是现代生产和市场服务业，以金融、物流、电子商务、中介及咨询等专业服务为主要三产发展领域。中部地区目前产业发展对能源的依赖最大，资源依赖型产业占主导地位，在传统能源尤其是煤炭资源日渐枯竭以及世界石油供应局面复杂的背景下，未来的发展必将遇到发展动力缺失且转型困难的问题，因此中部地区应在问题恶化之前积极探索新的发展驱动力，在产业政策制定过程中主动向节能环保、新一代信息技术、生物、高端装备制造、新材料、新能源、新能源汽车等未来高潜力产业倾斜，弱化对传统能源的依赖。西部地区对能源的依赖程度介于东西部地区之间，但由于长期依赖发展落后，产业体系单一，经济发展和投资的环境较差，因此在未来的发展过程中，以承接中西部产业转移为主，发展本地经济为辅，在走西部特色经济发展和产业发展之路的同时，注意生态环境的保持和维护。各省根据本省的经济发展特征和资源禀赋情况，制定适合本省发展的自主性强的产业政策。　　(三)完善产业体系，培育战略性新兴产业　　改变产业结构单一、过度依赖资源的局面，通过产业结构多元化弱化区域对单一产业的过度依赖，建立和完善完整的产业体系，从而强化经济发展的动力。培育战略性新兴产业，改善区域创新硬环境和软环境，通过对创新的扶持创建新兴产业培育基地和孵化温室，并且形成完整新兴产业链。通过传统产业与新兴产业的逐步对接，促进区域传统单一产业的逐渐剥离，并积极发展衍生产业，最终实现产业转型与升级。　　参考文献：　　①姜磊、季民河：《技术进步、产业结构、能源消费结构与中国能源效率——基于岭回归的分析》，《当代经济管理》2011年第5期。　　②孟祥兰、雷茜：《我国各省份能源利用的效率评价——基于DEA数据包络方法》，《宏观经济研究》2011年第10期。　　③邱灵、申玉铭、任旺兵、严婷婷：《中国能源利用效率的区域分异与影响因素分析》，《自然资源学报》2008年第9期。　　④王丹枫：《我国能源利用效率、经济增长及产业结构调整的区域特征》，《财经研究》2010年第7期。　　⑤徐承红、李标：《能源消耗、碳排放与我国经济发展——基于静态和动态面板的实证分析》，《宏观经济研究》2012年第7期。　　⑥尹春华、顾培亮：《我国产业结构的调整与能源消费的灰色关联分析》，《天津大学学报》2003年第1期。　　⑦张文武：《能源消耗与产业发展的关系研究》，《经济论坛》2011年第1期。　　⑧赵媛、郝丽莎：《20世纪末期中国石油资源空间流动格局与流动特征》，《地理研究》2006年第9期。　　⑨中国投入产出学会课题组：《我国能源部门产业关联分析》，《统计研究》2007年第5期。　　⑩周建：《我国区域经济增长与能源利用效率改进的动态演化机制研究》，《数量经济技术经济研究》2008年第9期。　　(作者：吴海兵 北京交通大学中国产业安全研究中心;肖地楚 湘南学院经济与管理系;王欣欣 中国移动北京公司;邹安全 王建平 湘南学院经济与管理系)
(来源：《宏观经济研究》2013年第10期)
　　摘要：城镇化过程中，住房与能源消费的增长会增加碳排放。基于我国年数
　　内容摘要：涪陵区立足区情，锐意进取，大胆探索，勇敢尝试，初步探索出符合区域特