计量经济学课程论文-中国建筑能耗的时间序列分析.doc

2011 浙江工商大学研究生课程论文（中级计量经济学）中级计量经济学课程论文题目：中国建筑能耗的时间序列分析学 院 工商管理学院 专 业 技术经济及管理 班 级 技术经济及管理10级 学 号 1020000585 学生姓名 陈 政 指导教师 赵卫亚 二一一年六月中国建筑能耗的时间序列分析陈政 （工商管理学院 技术经济及管理）_摘要建筑能耗是我国能源消耗中的一个重要组成部分。本文根据中国建筑业19802006年的相关数据，从计量经济学的角度对建筑能耗及其影响因素进行了实证分析。研究表明，建筑能耗作为衡量我国经济结构与人民生活水平的标志之一，其增长是必然趋势，应当引起足够的重视，正确开展节能工作并控制建筑能耗的增长速度。关键词：建筑能耗；时间序列分析；建筑节能_- 4 -1. 引言改革开放以来，我国城乡建设发展极为迅速。目前，我国既有建筑面积已达420亿m2（其中城市建筑面积约140亿m2），且还在继续增加1。与此同时，我国建筑用能已经超过全国能源消费总量的四分之一，并将随着人民生活水平的提高逐步增加到三分之一以上2。因此研究建筑能源消耗现状，并采取相应的对策就显得越来越重要。对建筑能耗的定义有两种方法。广义建筑能耗是指从建筑材料制造、建筑施工，一直到建筑使用的全过程。而狭义建筑能耗或建筑使用能耗是指维持建筑功能和建筑物在运行过程中所消耗的能量，包括照明、采暖、空调、电梯、热水供应、烹调、家用电器以及办公设备等的能耗3。目前，关于建筑能耗方面的研究主要集中于建筑能耗的统计方法以及我国建筑能耗的现状及对策分析。其中文献4得出我国建筑能耗占全国总能耗的比例约为20，并且认为该比例的高低是反映国民经济结构和人民生活水平的“晴雨表”。本文利用计量经济学软件包（EViews），对建筑能耗进行时间序列分析，以说明建筑能耗增长与经济增长、人民生活水平提高这些影响因素之间的定量关系。 2. 变量选择和数据收集目前，我国正处于全面建设小康社会的进程当中，随着经济的快速健康发展以及人民生活水平的提高，建筑能耗必然会较快增长，其原因主要表现为两方面：首先，人民生活水平提高，对居住环境的质量要求也在不断提高。尤其在建筑热舒适性方面，普遍增加了采暖和空调系统，采暖区域开始向南方扩展，原本不属于采暖区域的地区对于建设采暖系统、改善冬季室内热环境的要求也日趋增长。居民的家用电器品种、数量也在不断增加。这些因素都导致了建筑能耗的增长。其次，随着第三产业比重的上升，建筑能耗也会有所增长。我国自改革开放至今，第一产业比重有所下降，第二产业比重稳中波动，而第三产业的产值比重呈上升趋势。从长远角度来看，我国产业结构的重心必将从依靠低劳动成本、高资源消耗的传统工业转向第三产业和现代制造业。第三产业的工艺能耗很低甚至为零，但对于室内环境品质的要求却很高，所以其能耗主要是建筑能耗。根据以上分析，本文选取第三产业产值占GDP比重（X1t）和城镇居民家庭人均可支配收入(X2t)这两个指标作为计量模型的解释变量，分别代表我国的经济结构以及人民生活水平，被解释变量则为全国建筑能耗值(Yt)。数据来源于中国统计年鉴5。选取19802006年作为研究样本，数据见表1。其中为保证数据的可比性，第三产业的产值和城镇居民家庭人均可支配收入按1978年为基期进行价格指数转换，被解释变量全国建筑能耗值为中国统计年鉴中能源消费总量构成表中的批发、零售业和住宿、餐饮业，生活消费以及其它的能耗之和。3. 模型建立及时间序列分析3.1. 确定模型形式通过对样本数据做散点图（图1、图2）发现，Yt与X1t、X2t呈曲线关系，为了更容易地得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这种变换不改变变量之间的协整关系和短期调整模型，同时也可以考察表1 建筑能耗模型样本数据年份建筑能耗Yt/万吨标准煤第三产业值比重X1t/%城镇居民家庭人均可支配收入X2t/元19801273823.59436.1219811245324.75446.0819821281325.64468.0519831364326.64485.9119841473827.6544.9819851655428.75550.8119861695229.59627.3919871798330.33641.4719881976230.84626.0219892013131.22626.7119902051930.77680.2819912123730.68729.3819922142130.2799.7819932308529.73876.0119942280329.21950.5319952228228.92996.8919962546628.771035.6919972346529.141071.0619982225729.291132.8819992286629.751238.320002485630.111317.6320012462630.661429.5720022682931.041621.1920033028630.891767.1420043394030.881973.1220053717230.92085.8120064044030.812303.18图1 建筑能耗散点图(1)图1 建筑能耗散点图(2)建筑能耗对各个影响因素的敏感性。于是得到该模型的理论方程为： lnYt=0+1lnX1t+2lnX2t+t （1）式中，t为随机误差项，描述变量外的因素对模型的干扰；0为样本回归函数的截距系数；1、2为样本回归函数的斜率系数；下标t为年份，t=1980，1981，2006。3.2. 单位根检验对变量lnYt、lnX1t 、lnX2t进行单位根的增项DF检验(ADF)，检验结果见表2。由表2知，lnYt，lnX1t和lnX2t的水平值均不能在5的显著性水平上拒绝有单位根的原假设，所以这些时间序列是非平稳序列。而lnYt和lnX1t的一阶差分表2 ADF单位根检验结果变量ADF统计量变量ADF统计量lnYt0.466lnYt-4.356*lnX1t-3.480lnX1t-3.367*lnX2t2.545lnX2t-4.328* 注：*和*分别表示在5和1的显著性水平上拒绝有单位根(非平稳)的原假设。在5的显著性水平上拒绝了有单位根的原假设，lnX2t的一阶差分在1的显著性水平上拒绝了有单位根的原假设，因此lnYt，lnX1t和lnX2t均是，I(1)单位根过程，可进一步进行协整检验。3.3. 协整检验用OLS(最小二乘法)方法估计，得到如下结果：lnt=2.986+1.076lnX1t+0.496lnX2t （2）t：（4.051） （4.151） （13.101）2=0.948，DW=0.681，F=220.833 同时计算并保存残差t，对序列t做平稳性检验，ADF检验结果见表3。表3 序列t的单位根检验结果ADF检验统计值1%临界值-3.788030-3.6315795%临界值-3.01236310%临界值-2.646119由于t的检验统计值-3.631579小于显著水平5时的临界值-3.012363，因此可以认为残差序列t为平稳序列，表明lnYt，lnX1t和lnX2t具有协整关系，模型可以采用。从统计检验来看，方程的拟合优度很高，总体显著性F值很好，各变量的显著性程度也都较好。从经济意义来看，第三产业产值占GDP比重、城镇居民家庭人均可支配收入与建筑运行能耗成正比，符合实际情况。3.4. 统计检验观察模型的相关系数矩阵后确定模型无多重共线性，经White检验后得出模型无异方差性。但BG检验显示模型有自相关性，用广义差分法消除后得到的最终方程为式(3)，其总体的线性程度高，变量显著性较高，拟合优度优于式(2)。lnt=1.852+1.331lnX1t+0.531lnX2t （3）t：（0.677） （1.639） （7.755）R2=0.967，DW=1.686，F=216.5403.5. 误差修正模型（ECM）任何一组相互协整的时间序列变量都存在误差修正机制，即通过短期调节行为，达到变量间长期均衡关系的存在。误差修正模型就是这种长期均衡关系在短期波动过程不断调整下得以实现的。可以选定三阶滞后变量及误差修正项，然后逐渐删除不显著的变量，最后得出误差修正模型为：lnYt=0.02+0.666lnYt-1-0.853ECMt-1 （3）t： （1.210） （2.891） （-3.507）R2=0.366，DW=2.046，F=6.360被解释变量的波动可以分为短期波动和长期均衡两部分，短期波动由各变量的差分项来反映，长期均衡部分由误差修正项ECM得到反映。从上述模型看出，差分项仅lnYt-1是t检验显著的，其余变量差分项的t检验都不显著，已被剔除。说明了目前我国第三产业产值比重与居民生活水平在短期内对建筑能耗的影响不大，短期内上一期的建筑能耗增长1，则会拉动本期建筑能耗增长0.666。从上述模型还可得误差修正系数为-0.853，符合反向修正机制，而且表明上一期的非均衡误差以85.3的比率对本期的建筑能耗做出修正，这种修正的力度比较大，一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道，误差修正机制的存在能够纠正这种偏离并最终使建筑能耗与第三产业产值比重和城镇居民家庭人均可支配收入之间的关系回到长期均衡关系的轨道。4. 结论1)根据协整检验可知，尽管我国的建筑能耗、第三产业产值比重和城镇居民家庭人均可支配收入都具有非平稳性，但它们之间却具有长期稳定的协整关系。且就长期而言，通过模型的回归分析，可以看出我国建筑能耗的增长与第三产业产值比重的增长以及城镇居民家庭人均可支配收人的增长成正比关系。从系数大小来看，第三产业产值比重每增长1，建筑能耗便会增长1.331；城镇居民家庭人均可支配收入每增长1，建筑能耗将会增长0.531。2)根据误差修正模型，短期内第三产业产值比重与城镇居民家庭人均可支配收入对建筑能耗的影响不大，结合实际可解释为：首先，目前我国经济结构正在向重工业化方向发展，近两年第三产业的比重变动不明显，因而对建筑能耗的短期影响不大。另外，尽管我国人均可支配收入在不断上升，但与发达国家相比仍有很大差距。以上海的空调使用情况为例4，目前上海空调普及率已达96.8，但上海家庭全年使用空调的时间仅为800900 h，这是因为能源费用(电费)相对于上海居民的收入来说还是偏高的。因此人均收入水平短期内对建筑能耗的影响也不明显。3)长期来看，该模型从定量的角度证明了建筑能耗是反映国家经济发展与人民生活水平的标志，建筑能耗越大意味着第三产业在国民经济中所占较大比重越大，人民的生活水平也较高，经济发展是合理健康的。这一结论与现实情况也相符合，可以预见，我国建筑能耗的增长是一种必然趋势，因为随着人民生活水平的不断提高，会有更多的人开始注重居住环境的质量，空调的使用时间会延长，夏热冬冷地区冬季采暖需求也会增长，同时伴随着产业结构重心逐渐转向第三产业和现代制造业，能源消费结构必然会从工艺过程能耗转向建筑能耗。4)根据发达国家的经验，随着城市的发展，建筑将超越工业、交通等其它行业而最终居于社会能源消耗的首位，占总能源消耗的比例将达33。按照本文计算建筑能耗的方法，我国目前建筑能耗占总能耗的比例在24-25之间，随着经济的发展和人民收入的提高，该比例会有所上升，接近发达国家水平。但作为一个人口众多的发展中国家，要满足如此高比例的建筑能耗势必需要消耗更多的能源；这将会危及我国的能源安全及环境。因此，建筑能耗问题应当引起足够的重视，要全面并且正确地开展建筑节能工作。节能工作开展的重点要放在控制建筑能耗的增长速度上，在满足社会发展和人民生活水平不断提高的基础上提高能源的利用效率，实现城市建设的可持续发展。参考文献1 王瑞, 建筑节能设计M. 华中科技大学出版社, 2010: p. 6.2 王立雄, 建筑节能M. 建筑工业出版社, 2009: p. 2.3 王卫卫, 既有居住建筑节能改造的技术经济研究D. 长安大学硕士学位论文，西安: 长安大学, 2008.4 龙惟定, 建筑能耗比例与建筑节能目标J中国能源, 2005, 27(10):p. 2327.5 中国统计年鉴 M. 北京: 中国统计出版社, 2010Time Series Analysis on Building Energy Consumption in ChinaChen Zheng_AbstractBuilding energy consumption is an important part of the whole energy consumption in ChinaIn this paper，the building energy consumption and its impact factors in terms of econometrics were analyzed based on the data from 1980 to 2006The investigation results indicated that as one of the important marks of economic structure and living stan