產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費的影響分析

程文榮　姚天祥

摘 要：研究了2000年、2002—2012年江蘇省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費之間的關(guān)系.首先，使用灰色關(guān)聯(lián)分析法分析了江蘇省三大產(chǎn)業(yè)及生活用能與能源消費之間的關(guān)系，獲得了灰色絕對關(guān)聯(lián)度、灰色相對關(guān)聯(lián)度、灰色綜合關(guān)聯(lián)度.分析結(jié)果表明，第二產(chǎn)業(yè)與能源消費的關(guān)聯(lián)度最大.然后，使用對數(shù)回歸分析法分析了各大產(chǎn)業(yè)對能源消費具體的影響程度，得出對能源消費總量影響最大的是第二產(chǎn)業(yè).優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高能源使用效率，是實現(xiàn)江蘇省可持續(xù)發(fā)展的重要任務(wù).

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)； 灰色關(guān)聯(lián)分析； 能源消耗； 對數(shù)回歸分析

中圖分類號： F 061.2 文獻標(biāo)志碼： A

能源消費系統(tǒng)是非常復(fù)雜而龐大的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、經(jīng)濟的發(fā)展、技術(shù)的進步等諸多因素都與其密切相關(guān)，其中結(jié)構(gòu)變動是影響我國能源消費的主要因素[1].因此研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費之間的關(guān)系，對于能源戰(zhàn)略的制定具有重大的意義.

國內(nèi)外學(xué)者對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費之間的關(guān)系進行了很多的研究.Kakali等[2]研究了印度能源消費和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)重工業(yè)化及其導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動是決定短期能源消費的主要因素.Krausmann等[3]研究了1830—1995年澳大利亞的工業(yè)化過程和相應(yīng)的能源消費的結(jié)構(gòu)變化，證實了能源消費在總量和結(jié)構(gòu)上都與工業(yè)化帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化存在很強的相關(guān)關(guān)系.國內(nèi)學(xué)者對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費的關(guān)系的研究主要使用了回歸分析法、面板數(shù)據(jù)方法、灰色關(guān)聯(lián)法、協(xié)整分析法等方法.史丹[4]使用統(tǒng)計指數(shù)分析法和回歸分析法，定量分析了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對能源消費總量和能源消費結(jié)構(gòu)的影響；李金鎧[5]采用面板數(shù)據(jù)模型針對六大產(chǎn)業(yè)部門分別建立了能源消費總量、煤炭、石油、電力、天然氣的模型，研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費的影響；尹春華等[6]采用灰色關(guān)聯(lián)分析法分析了我國產(chǎn)業(yè)調(diào)整與能源消費總量之間的關(guān)系，計算了三大產(chǎn)業(yè)和生活用能與能源消費之間的關(guān)聯(lián)度，最后根據(jù)我國現(xiàn)狀對今后的能源消費進行了詳細(xì)分析；郭志軍等[7]利用協(xié)整檢驗和誤差修正模型分析了中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對能源消費影響，結(jié)果表明，從短期看，三大產(chǎn)業(yè)的變動對能源消費的效應(yīng)皆為正，但從長期看，第一產(chǎn)業(yè)的變動對能源消費的效應(yīng)為負(fù)，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)為正.

國內(nèi)有關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費之間關(guān)系研究的文獻主要集中在對全國總的情況進行分析，而對于地方省市的研究較少，本文將對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費之間的關(guān)系進行研究.鑒于數(shù)據(jù)的可得性和充分性，本文將首先從三大產(chǎn)業(yè)本身的能源消費角度，使用灰色關(guān)聯(lián)分析法分析三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費之間的關(guān)系；然后，使用回歸分析法分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對能源消費所發(fā)揮的作用.

1 能源消費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的灰色關(guān)聯(lián)分析

灰色關(guān)聯(lián)分析法的基本原理是兩個因素之間的曲線越接近，相應(yīng)序列之間的關(guān)聯(lián)度就越大，反之就越小.該方法計對樣本數(shù)量和樣本數(shù)據(jù)的規(guī)律性沒有特殊的要求，且不會出現(xiàn)定量分析與定性分析不符的情況.本文分別采用灰色絕對關(guān)聯(lián)度、灰色相對關(guān)聯(lián)度、灰色綜合關(guān)聯(lián)度進行分析.

1.1 數(shù)據(jù)來源及說明

第一產(chǎn)業(yè)能源消費、第二產(chǎn)業(yè)能源消費、第三產(chǎn)業(yè)能源消費和生活用能這四部分構(gòu)成了江蘇省的能源消費.這四大能源消費的形勢直接影響到江蘇省能源消費狀況.鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用江蘇省統(tǒng)計年鑒[8-15]中能源平衡表的數(shù)據(jù).由于第一產(chǎn)業(yè)主要指的是農(nóng)林牧漁業(yè)，所以本文將農(nóng)林牧漁水利業(yè)的能源消費總量作為第一產(chǎn)業(yè)的能源消費總量；將工業(yè)和建筑業(yè)能源消費之和作為第二產(chǎn)業(yè)能源消費總量；將交通運輸倉儲及郵電通訊業(yè)、批發(fā)和零售貿(mào)易餐飲業(yè)、其它三者的能源消費總量作為第三產(chǎn)業(yè)的能源消費總量.

2000年、2002—2012年江蘇省能源消費情況如表1所示.江蘇省能源消費總量2000年為8 612.43萬t標(biāo)準(zhǔn)煤，2012年上升到28 849.84萬t標(biāo)準(zhǔn)煤，是2000年的3.35倍.三大產(chǎn)業(yè)的能源消費量發(fā)生了很大的變化，第一產(chǎn)業(yè)由400.39萬t標(biāo)準(zhǔn)煤上升到515.26萬t標(biāo)準(zhǔn)煤，是原來的1.29倍；第二產(chǎn)業(yè)由6 785.29萬t標(biāo)準(zhǔn)煤增長到22 992.16萬t標(biāo)準(zhǔn)煤，是原來的3.39倍；第三產(chǎn)業(yè)由737.84萬t標(biāo)準(zhǔn)煤增長到3 139.57萬t標(biāo)準(zhǔn)煤.

1.2 三種灰色關(guān)聯(lián)度

1.2.1 灰色絕對關(guān)聯(lián)度[16]

灰色絕對關(guān)聯(lián)度是序列之間關(guān)聯(lián)程度的度量，它只與幾何形狀有關(guān).計算式為

式中：ε0i為江蘇省各產(chǎn)業(yè)能源消費量與能源消費總量的絕對關(guān)聯(lián)度；x00（k）、x00（n）分別為江蘇省第k年、第n年能源消費總量；x0i（k）、x0i（n）分別為江蘇省各產(chǎn)業(yè)以及生活用能第k年、第n年能源消費總量；si、s0均為中間參數(shù)，無具體含義.

根據(jù)式（1）～（4）得：江蘇省第一、二、三產(chǎn)業(yè)能源消費與能源消費總量的絕對關(guān)聯(lián)度ε01、ε02、ε03分別為0.501 5、0.904 8、0.551 3；江蘇省生活用能能源消費與能源消費總量的絕對關(guān)聯(lián)度ε04=0.528 5；江蘇省工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸業(yè)及倉儲郵電通訊業(yè)、批發(fā)及零售貿(mào)易餐飲業(yè)能源消費與能源消費總量的絕對關(guān)聯(lián)度ε021、ε022、ε031、ε032分別為0.911 8、0.507 5、0.533 4、0.505 8；江蘇省其它能源消費與能源消費總量的絕對關(guān)聯(lián)度ε033=0.513 5.

1.2.2 灰色相對關(guān)聯(lián)度

灰色相對關(guān)聯(lián)度是序列相對于起始點的變化速率聯(lián)系的數(shù)量表征[17].計算式為

1.2.3 灰色綜合關(guān)聯(lián)度[8]

灰色綜合關(guān)聯(lián)度既體現(xiàn)了序列的相似程度，又體現(xiàn)了序列相對于始點的變化速率接近程度.計算式為

式中：ρ0i為江蘇省各產(chǎn)業(yè)能源消費量與能源消費總量的綜合關(guān)聯(lián)度；θ一般取0.5.

根據(jù)式（9）計算得：

ρ01=0.525 1；ρ02=0.945 9；ρ03=0.735 6；ρ04=0.695 3；ρ021=0.944 0；ρ022=0.585 7；ρ031=0.674 6；ρ032=0.654 8；ρ033=0.738 2.

1.3 結(jié)果分析

由以上數(shù)據(jù)分析可知，三大產(chǎn)業(yè)的灰色相對關(guān)聯(lián)度ε02>ε03>ε04>ε01，這表明了江蘇省第二產(chǎn)業(yè)與能源消費關(guān)聯(lián)度最大，高達0.904 8，其次是第三產(chǎn)業(yè)與生活用能，最后是第一產(chǎn)業(yè)；灰色絕對關(guān)聯(lián)度r02>r03>r04>r01，與灰色相對關(guān)聯(lián)度規(guī)律相同；灰色綜合關(guān)聯(lián)度ρ02>ρ03>ρ04>ρ01.利用三種灰色關(guān)聯(lián)度得出的結(jié)論是相同的：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第二產(chǎn)業(yè)對能源消費影響最大，其次是第三產(chǎn)業(yè)與生活用能，最后是第一產(chǎn)業(yè).三大產(chǎn)業(yè)與能源消費總量的關(guān)系如圖1所示.從產(chǎn)業(yè)內(nèi)部分析可知，第二產(chǎn)業(yè)中建筑業(yè)對能源消費總量的影響大于工業(yè)，在第三產(chǎn)業(yè)中交通運輸業(yè)及倉儲郵電通訊業(yè)與批發(fā)及零售貿(mào)易餐飲業(yè)對能源消費的影響程度基本相同.

2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的能源消費效應(yīng)分析

灰色關(guān)聯(lián)分析法只能反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費的關(guān)聯(lián)度，但是不能反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對能源消費發(fā)揮作用的大小.本文將采用回歸分析法彌補這一不足.

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文采用第一、二、三產(chǎn)業(yè)能源消費量代表三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，使用1.2節(jié)中的計算方法.具體數(shù)據(jù)如表2所示.

2.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費的平穩(wěn)性檢驗

回歸分析要求時間序列數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，如果一個序列為非平穩(wěn)，將會導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象，降低統(tǒng)計檢驗的功效.目前平穩(wěn)性的檢驗方法主要有迪基（Dickey）和福勒（Fuller）提出的DF檢驗和ADF檢驗（augment DickeyFuller test），但由于在實際檢驗中，時間序列可能由更高階的自回歸過程生成，或者隨機誤差項，并非是白噪聲，若采用普通最小二乘法（ordinary least squares，OLS）進行估計隨機誤差項均會出現(xiàn)自相關(guān)，導(dǎo)致DF檢驗無效，故本文采用ADF檢驗法[18].

為了檢驗平穩(wěn)性，把第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)分別用x1、x2、x3表示，用x0表示能源消費總量.為了消除異方差的影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動，分別對這些變量取對數(shù)，lnx0、lnx1、lnx2、lnx3分別代表能源消費強度、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)能源消費的對數(shù).ADF檢驗結(jié)果如表3所示，表中符號“D”表示一階差分.

2.3 回歸分析

回歸分析是根據(jù)被預(yù)測變量與其它解釋變量之間的因果關(guān)系建立的方程.本文將能源消費總量作為被預(yù)測變量，第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)能源消費均作為解釋變量，建立的模型為

lnx0=c+a1lnx1+ a2lnx2+a3lnx 3

（10）

式中，c、a1、 a2、a3均為常數(shù).

使用eviews7.2軟件進行回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)a1的T檢驗統(tǒng)計量概率為55.5%，不能通過檢驗.于是將模型修正為

lnx0=a1lnx1+a2lnx2+a3lnx3

（11）

結(jié)果表明，修正后的模型明顯好于原來的模型.表4為修正后模型的回歸系數(shù)及檢測標(biāo)準(zhǔn)值.

雖然lnx3系數(shù)T檢驗的概率為0.111 8，大于0.1，但是比未修正前的模型結(jié)果好，而且在0.1附近，所以本文認(rèn)為修正后的模型是可以接受的.該模型的R2=0.998 310，回歸標(biāo)準(zhǔn)差為0.019 030，殘差平方和為0.003 259.

根據(jù)表4得到回歸方程

lnx0=0.14lnx1+0.87lnx2+0.08lnx3

（12）

由模型的R2值，可知方程擬合效果很好，且模型的回歸標(biāo)準(zhǔn)差遠大于殘差平方和，說明該線性模型解釋了總平和的大部分[19].可以看出，第二產(chǎn)業(yè)對能源消費影響最大，其每增加1%，能源消費總量將增加0.87%；第一產(chǎn)業(yè)次之，每增加1%，能源消費總量將增加0.14%；第三產(chǎn)業(yè)對能源消費總量影響最小，每增加1%，能源消費總量將增加0.08%.所以，江蘇省應(yīng)繼續(xù)加大力度調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，縮減第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重，增加第三產(chǎn)業(yè)比重.

3 結(jié) 論

對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行不斷的優(yōu)化，處理好與能源消費的關(guān)系，是建設(shè)節(jié)約型城市的重要任務(wù)[20].本文首先使用灰色關(guān)聯(lián)分析法分析了江蘇省三大產(chǎn)業(yè)及生活用能對能源消費的影響，結(jié)果表明第二產(chǎn)業(yè)能源消費與能源消費總量的關(guān)聯(lián)度最大，灰色絕對關(guān)聯(lián)度高達0.904 8，灰色相對關(guān)聯(lián)度高達0.987 1，灰色綜合關(guān)聯(lián)度高達0.945 9；然后用回歸分析法分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對能源消費總量具體發(fā)揮作用的大小，結(jié)果表明，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對能源消費總量的影響從大到小依次為第二、第一、第三產(chǎn)業(yè)，且第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對能源消費的影響明顯比第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的強，約為第一產(chǎn)業(yè)的6倍，約為第三產(chǎn)業(yè)的11倍.可見，第三產(chǎn)業(yè)服務(wù)業(yè)耗能最小，應(yīng)該繼續(xù)大力發(fā)展江蘇省的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化；第二產(chǎn)業(yè)是耗能最嚴(yán)重的產(chǎn)業(yè)，應(yīng)該繼續(xù)優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)，嚴(yán)格淘汰耗能大、污染重、技術(shù)難以提升的工業(yè)企業(yè)，大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，不斷延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高能源使用效率.

參考文獻：

[1] 史丹.結(jié)構(gòu)變動是影響我國能源消費的主要因素[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，1999（11）：38-43.

[2] MUKHOPADHYAY K，CHAKRABORTY D.Indias energy consumption changes during 1973/74 to 1991/92[J].Economic Systems Research，1999，11（4）：423-438.

[3] KRAUSMANN F，HELMUT H.The process of industrialization from the perspective of energetic metabolism：Socioeconomic energy flows in Austria 1830—1995[J].Ecological Economics，2002，41（2）：177-201.

[4] 史丹.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對能源消費需求的影響[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，1999（12）：50-52.

[5] 李金鎧.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費的影響及實證分析：基于面板數(shù)據(jù)模型[J].統(tǒng)計與信息論壇，2008，23（10）：30-35.

[6] 尹春華，顧培亮.我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與能源消費的灰色關(guān)聯(lián)分析[J].天津大學(xué)學(xué)報，2003，36（1）：104-107.

[7] 郭志軍，李飛，覃巍.中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對能源消費影響的協(xié)整分析[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2007，26（11）：97-101.

[8] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2005.

[9] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2006.

[10] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2007.

[11] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2008.

[12] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2009.

[13] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2010.

[14] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2011.

[15] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2012.

[16] YUAN C Q，LIU S F，F(xiàn)ANG Z G，et al.The relation between Chinese economic development and energy consumption in the different periods[J].Energy Policy，2010，38（9）：5189-5198.

[17] 丁巖，范強.基于灰色理論的遼寧省農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011，39（3）：1829-1831.

[18] 韓智勇，魏一鳴，焦建玲，等.中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].系統(tǒng)工程，2004，22（12）：17-21.

[19] 蘇屹，張成功，宋俊嬌.區(qū)域經(jīng)濟增長與核能發(fā)展相關(guān)性及其效率分析[J].中國管理科學(xué)，2012，20（專輯）：900-905.

[20] 亓燕艷，馬憲國.上海工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與節(jié)能潛力分析[J].能源研究與信息，2006，23（1）：1-4.