基于協整理論的區(qū)域能源需求影響因素探析

關華　趙黎明

摘要：當前，由于環(huán)境的破壞以及常規(guī)能源儲量的不斷下降，能源需求結構急需調整。GDP、人口總量及產業(yè)結構等因素均會對能源需求量產生影響。為減少經濟發(fā)展對能源需求不斷增加的趨勢，在制定能源發(fā)展戰(zhàn)略時應充分考慮經濟發(fā)展與節(jié)能二者的關系，控制好能源消費總量的增長，實現能源構成多元化，確保總體能源供應安全，提高能源效率，保護環(huán)境。同時，大力發(fā)展新能源產業(yè)，實現以最少的能源消耗支持經濟持續(xù)發(fā)展的目標。

關鍵詞：能源需求；協整分析；綠色發(fā)展

中圖分類號：F206 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）09-0091-06

隨著科技的發(fā)展，新能源取代常規(guī)能源是能源系統可持續(xù)發(fā)展的必然趨勢。但由于技術水平、能源需求結構以及開發(fā)成本等多種因素的制約，在相當長的時間里常規(guī)能源仍然是我們分析的主要對象。當前，在環(huán)境遭到破壞、常規(guī)能源儲量下降、能源需求結構亟需調整、能源需求量不斷增加的背景下，對能源需求量影響因素的分析既有利于研究如何更好地促進經濟發(fā)展，也有利于研究如何解決當今的能源問題。因此，本文通過著重分析哪些因素會對能源需求量產生影響，進而為未來能源需求預測分析提供科學依據，這對于促進國民經濟健康、持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展具有重要的現實意義。

一、能源需求的影響因素分析

能源需求是指消費者在各種可能的價格下，對能源愿意并且能夠購買的數量。能源需求在很大程度上是一種派生需求，是由人們對社會產品和服務的需求而派生出來的。能源需求從本質上來說，是類似于勞動和資本這樣的生產要素，因為能源可以轉換為現代化生產過程必需的燃料和動力，或直接作為最基本的生產原料，它們與勞動、資本等生產要素相結合，就能為市場提供產品和服務。能源需求容易與能源消費相混淆，在實際中，能源消費量是有效能源需求的反映，當能源供給充足，且不存在庫存時，能源需求量上等于能源消費量。但是，能源需求一般很難準確測度，因此，實際分析中經常用能源消費代替能源需求。本文也不嚴格區(qū)分能源需求與能源消費兩個概念。本文中的能源僅指一次能源。經濟學需求理論告訴我們，影響商品需求的首要和關鍵因素是價格，但除此之外，還有很多因素影響能源需求，有的因素甚至比價格的影響更重要。主要包括：

1. 價格因素。像其他任何商品一樣，能源的價格是影響能源需求的主要因素，且能源市場的市場化程度越高，能源價格對能源需求的影響也越大。在市場經濟條件下，價格是稀缺資源配置最主要的市場機制，與其他經濟產品類似，能源價格與能源需求二者之間呈反向關系，需求曲線向右下方傾斜，即能源價格上漲，能源需求減少；反之，能源價格下跌，能源需求增加。

2. 經濟增長。通常來說，一國經濟發(fā)展水平制約能源工業(yè)的發(fā)展水平。研究顯示：人均GDP和人均能源消費量呈正相關關系，即人均GDP越高，人均能源消費量就越大，反之亦然。因此，經濟增長成為影響能源消費的一個非常重要的因素[1]。

3. 人口和城市化。能源作為人類賴以生存的基礎，人口數量的多少直接影響能源消費總量，也直接影響著能源的人均占有量和利用方式。近年來，隨著我國城市化進程的加快，推動了大規(guī)模城市基礎設施和住房建設，整體能源的需求水平大大提高，因此城鎮(zhèn)人口是能源需求的影響因素之一[2]。

4. 產業(yè)結構。近年來，各產業(yè)能耗指數呈現如下變化趨勢：第一產業(yè)所占比重逐年下降，第三產業(yè)比重逐年上升，而第二產業(yè)則波動較大，但能耗指數仍遠高于第一產業(yè)和第三產業(yè)。因此，在分析能源需求影響因素時必須考慮產業(yè)結構的調整和變化。隨著工業(yè)化進程的加快，工業(yè)部門的能源需求量比重一直維持在較高水平，故將第二產業(yè)GDP總量做為能源需求的影響因素之一[3]。

5. 技術進步。在能源消費部門，技術進步對能源需求的影響不可小視?？茖W技術的發(fā)展一方面通過提高設備的工作效率而直接降低了單位產品的能耗，另一方面通過電子商務、信息產業(yè)、通訊設備等產業(yè)的迅猛發(fā)展，縮短了交易過程，降低了中間環(huán)節(jié)的成本，使得能源強度下降，進而降低了能源消費量。因此，本文用能源強度的概念代表能源技術進步，將之作為能源需求的影響因素之一[4]。

6. 環(huán)境因素。考慮CO2排放產生的溫室氣體效應及減排情景下的能源需求要同時滿足經濟效率、節(jié)能、供應安全和減緩，將CO2排放量作為能源需求的影響因素之一[5]。

二、變量選取與數據處理

（一）協整理論

1969年美國計量經濟學家提出因果關系分析的概念和方法，成為國際上研究能源消費與經濟增長之間關系的一種重要工具[6]。目前廣泛應用于能源需求的建模和分析的方法主要有：部門分析法、彈性系數法、時間序列分析法、投入產出分析法等，傳統的建模要求所分析的時間序列數據是平穩(wěn)的，即它們沒有隨機趨勢或確定性趨勢，若有，則將會產生前面所提到的“偽回歸”問題[7]。但是，通常在現實經濟中的時間序列都是非平穩(wěn)的。這樣在做回歸分析或建模時為了所得到的模型有意義，就需要對其實行平穩(wěn)化。而一般采用的方法是對時間序列進行差分、然后對差分序列進行回歸。這樣的做法可以忽略了原時間序列包含的一些可能有用的信息。為了解決這個問題發(fā)展了一種處理非平穩(wěn)數據的新方法——協整理論。1987年Engle和Granger提出的協整理論及其方法，為非平穩(wěn)序列的建模提供了另一種途徑。雖然一些經濟變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協整方程，且可解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關系。

（二）變量選取

本文在對能源需求進行建模與分析時，慎重考慮變量的選取。經過對能源需求影響因素的分析可知，影響能源需求的主要因素有：價格、經濟增長、人口和城市化、產業(yè)結構變化、技術進步和二氧化碳排放等。但由于能源價格在我國長期實行政府定價，扭曲和掩蓋了能源需求與能源價格之間的經濟關系，因此在建摸時不應考慮。此外，環(huán)境政策的影響無法進行定量衡量，所以在建模中將其舍去。因此，選取能源需求影響因素的經濟指標有：經濟增長、能源消費總量、產業(yè)結構變化、二氧化碳排放量、能源強度等。

能源消費總量以en表示，單位為萬噸標準煤。由于河北省的能源主要是煤、石油、天然氣和水電，因此能源消費量是煤、石油、天然氣和水電消費量之和。經濟增長是推動能源需求問題增加的首要因素。當經濟穩(wěn)步增長時，由于各行業(yè)擴大生產，能源作為基本生產要素，需求量必然相應增加。本文以國內生產總值來表示經濟增長，以河北省做為實證分析樣本，選取河北省國內生產總值（GDP）作為河北省經濟增長的指標，以gdp表示，單位為億元。人口是社會發(fā)展系統中最基本的因素，人口問題的多少將直接影響到能源需求總量。同時，城市化也會增加人口對能源的需求，河北省正處于城市化水平快速增長時期，這也是導致能源需求快速增加的一個重要影響因素。人口因素用河北省總人口pep表示，單位為萬人。能源需求的增長除了與經濟增長、人口密切相關外，還受到產業(yè)結構的影響，不同的產業(yè)結構，其能源需求不同，甚至差別很大。在現有技術水平下，產業(yè)結構的變動決定了能源利用效率的高低，無論長期還是短期，產業(yè)結構的調整都會影響能源需求量和需求結構的變化。第二產業(yè)是河北省高耗能行業(yè)，它在國民經濟的比重的變化即反映了產業(yè)結構的變化，也反映對能源消費需求的變化。本文產業(yè)結構的變化以第二產業(yè)在國內生產總值的比重來衡量，以ind表示。煤炭燃燒后CO2排放量約占全國大氣塵?？偱欧帕康?1%，我國能源供給90%是煤炭，而大量以終端直接燃燒方式消費煤炭的能源結構是造成大氣環(huán)境污染的主要原因。能源消費對環(huán)境的影響選取二氧化碳排放量CO2來表示，單位為萬噸。

科學技術是第一生產力，近年來河北省經濟發(fā)展的實踐也證明，依靠技術進步，采用新技術、新工藝、新材料、新設備，逐步淘汰高能耗低效技術，可以達到有效節(jié)約能源，降低需求的效果。技術進步是提高能源使用效率的核心和關鍵。技術進步以能源強度str來表示，單位為萬噸標準煤/億元。能源強度=能源消費總量/GDP。由于技術的進步會減小能源的消耗，能源強度從側面反映了技術進步。

（三）二氧化碳排放量的計算

由于我國沒有直接公布出CO2的排放量數據，因此我們必須運用相關的方法進行估算。本文利用政府間氣候變化專門委員會（IPCC）提供的方法，并結合河北省經濟統計年鑒數據對河北省1980—2010年由于能源消費產生的CO2排放量進行估算。核算的對象主要是化石燃料燃燒產生的二氧化碳。化石能源消費進一步劃分為煤炭消費、石油消費和天然氣消費。

化石能源消費過程中產生的實際碳排放量計算公式為：

其中，i表示化石能源燃料種類（煤炭、石油、天然氣三種）；Qi表示能源消費總量；NCVi表示能源燃料i的凈發(fā)熱量；CEFi表示能源燃料i的排放因子；FCOi表示能源燃料i的碳氧化率，由于現實中能源不可能完全燃燒，所以要扣除因燃燒不完全而未被氧化的部分。

化石能源i燃燒產生的二氧化碳排放量計算公式為：

（四）數據處理

為了便于研究，且考慮到對各經濟時間序列的數據取對數之后不會影響各經濟時間序列之間的協整關系，而且所得到的數據容易得到平穩(wěn)序列，在下面的分析中所用的變量，均是進過對數轉換后而得的變量，實證分析部分由Eviews6軟件完成。采用的所有數據都來自各年《河北經濟年鑒》，時間區(qū)間為1980—2010年。除了二氧化碳排放量以外，其他變量均直接來自各年的《河北經濟年鑒》經計算后得到。

三、實證分析

（一）序列的單整檢驗

在建模之前，必須對序列的平穩(wěn)性和單整階數進行單位根檢驗。使用單位根檢驗對經過對數轉換后的變量原序列進行平穩(wěn)性檢驗，這里主要使用ADF檢驗。進行ADF檢驗之前，需要設定時間序列是否含有常數項或者時間趨勢。由能源消費總量的趨勢圖可以看出，時間序列存在截距項和趨勢相，因此ADF檢驗時需要選擇既含有常數項又含有趨勢項，并且由SIC準則來確定消除時間序列相關的滯后階數（滯后階數為1）。檢驗結果如表1所示。

從檢驗結果清楚的看到，六個變量的統計量檢驗值均大于在1%、5%和10%三個顯著性水平下的值；并且P值也顯示大于0.05。ADF檢驗的原假設是至少存在一個單位根，則t統計量及其檢驗的值均顯示不能拒絕原假設，因此可以斷定原始時間序列存在單位根，為非平穩(wěn)的時間序列。為了防止建立模型時出現“偽回歸”現象，必須要對時間序列進行平穩(wěn)化。原始序列一階差分后的單位根檢驗如表2所示。

在三個顯著性水平下，從兩個變量t統計量檢驗值均小于顯著性水平臨界值，并且t統計量的P值也顯著小于0.05，可以斷定此時兩個變量已經是平穩(wěn)的時間序列，即此六個變量都是一階單整（I（1））的。

（二）序列的協整檢驗

只有當變量之間存在協整關系時，才存在誤差修正模型。因此，需要檢驗變量之間的協整關系。在協整檢驗中，如果系統中的變量個數多于兩個，則JJ法明顯優(yōu)于EG法。應用“跡”檢驗來確定模型中的協整向量個數，首先應用信息準則確定最優(yōu)滯后階數為3，使用計算得到協整檢驗結果如表3所示。由于能源強度是由能源消費總量和國內生產總值相除得來的，因此它使得六個時間序列矩陣成為奇異矩陣。而協整檢驗對于奇異矩陣是不能運算的，因此選擇除了能源強度變量以外的五個變量進行協整檢驗。

選擇上述五個變量進行Johansen協整檢驗，結果見表3。

表3中，“Nove”表示0個協整向量，對應的原假設H0是：r=0（即不存在協整向量），備擇假設H1是：r？叟1；“At most 1”表示至少存在1個協整向量，對應的原假設H0是：r？燮1（即存在1個協整向量），備擇假設H1是：r？叟2；“At most 2”表示至少存在2個協整向量，對應的原假設H0是：r？燮2（即存在2個協整向量），備擇假設H1是：r？叟3；“At most 3”表示至少存在3個協整向量，對應的原假設H0是：r？燮3（即存在3個協整向量），備擇假設H1是：r？叟4；“At most 4”表示至少存在4個協整向量，對應的原假設H0是：r？燮4（即存在4個協整向量），備擇假設H1是：r？叟5。

檢驗結果表明：（1）對于原假設H0：r=0（即不存在協整向量），跡（Trace）統計量為89.77，大于5%顯著水平下的臨界值69.82，且跡統計量檢驗的P值為0.000 6，顯著小于0.05，所以有充分的理由拒絕原假設H0：r=0（即不存在協整向量），接受備擇假設H1：r？叟1，即有1個以上協整向量。（2）對于原假設H0：r？燮1（即存在1個協整向量），跡（Trace）統計量值為54.20，大于5%顯著水平下的臨界值35.65，且跡統計量檢驗的P值也顯著小于0.05，所以拒絕原假設H0：r？燮1（即存在1個協整向量）。（3）對于原假設H0：r？燮2（即存在2個協整向量），無論是跡統計量的值還是跡統計量檢驗的P值都表明不能拒絕原假設，即認為存在兩個協整向量。因此，跡統計量的檢驗結果認為：變量之間存在兩個協整關系。最大特征值檢驗結果見表4。

最大特征值檢驗結果表明：

第一，對于原假設H0：r=0（即不存在協整向量），最大特征值統計量為35.58，大于5%顯著水平下的臨界值33.88，且最大特征值統計量檢驗的P值為0.03，小于0.05，所以有充分的理由拒絕原假設H0：r=0（即不存在協整向量），接受備擇假設H1：r？叟1，即有1個以上協整向量。對于原假設H0：r？燮1（即存在1個協整向量），最大特征值統計量的值為25.38，小于5%顯著水平下的臨界值27.58，且跡統計量檢驗的P值為0.09，大于0.05，所以接收原假設H0：r？燮1（即存在1個協整向量）。因此，最大特征值統計量檢驗的結果認為：變量之間存在兩個協整關系。第二，由于跡統計量檢驗結果與最大特征值檢驗結果出現了不一致的情況，這時我們要把協整關系的選擇建立在協整關系的解釋能力上。

首先選擇兩個協整向量，即

標準化后如表5所示。

轉化為原始變量的形式為：

由還原后的標準化協整方程可知：

對于能源消費這個變量來說，當其變化1個單位時gdp、co2、ind、pep分別變化1、0.365、1.095、0.976個單位。也就是說對能源影響較大的因素主要是國內生產總值和產業(yè)結構，其次是人口和CO2排放量。

對于協整方程，可以看到影響國內生產總值增長的因素主要是能源消費總量和CO2排放量。顯然，這個方程顯示的結果與實際不符，也很難解釋。因此，選擇最大特征值統計量的檢驗結果，認為五個變量之間存在且僅存在一種協整關系，說明這五個變量之間存在著長期均衡關系。

（三）序列的Granger因果檢驗

對變量進行Granger因果檢驗，檢驗結果如表6所示，滯后階數為2。

Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系。從表6中數據可以明顯看出，CO2排放量、能源消費總量、人口和國內生產總值均是產業(yè)結構和能源強度的Granger原因，但是只是單向的因果關系。二氧化碳排放量、能源消費總量、人口和國內生產總值是引起產業(yè)結構和能源強度變化的原因。而能源強度是產業(yè)結構的Granger原因。究其原因是經濟水平的提高，必然帶動科技進步，通過多元化綜合利用能源，提高能源利用率，有效地利用和節(jié)約能源，使得經濟在保證高速增長的同時，能源消耗卻穩(wěn)步下降。

四、分析與討論

長期以來，能源需求總量是由人口總量、能源結構、產業(yè)結構及技術進步決定，而且由這些影響因素組成的解釋變量能夠解釋能源需求變化的趨勢。對影響能源消費總量的因素進行協整分析，結果顯示：當能源消費變化1個單位時，國內生產值、CO2排放量、第二產業(yè)占GDP的比重、人口分別變化1、0.365、1.095、0.976個單位。也就是說對能源影響較大的因素主要是國內生產總值和產業(yè)結構，其次是人口和CO2排放量。

對于協整方程，可以看到影響國內生產總值增長的因素主要是能源消費總量和CO2排放量。顯然，這個方程顯示的結果與實際不符，也很難解釋。因此選擇最大特征值統計量的檢驗結果，認為5個變量之間存在且僅存在一種協整關系，說明這5個變量之間存在著長期均衡關系。

國內生產總值的增加會加大能源消費量，能源消費與經濟增長呈現出同比增長。為減少經濟發(fā)展對能源需求不斷增加的趨勢，在制定能源長期發(fā)展戰(zhàn)略時，要充分考慮經濟發(fā)展指標與節(jié)能的關系，控制好能源消費總量的增長，實現能源構成多元化，確?？傮w能源供應安全，提高能源效率，保護環(huán)境。當前需要加緊研究市場經濟轉型過程中的節(jié)能政策和措施，加快節(jié)能進程，才能實現以最少的能源消耗支持經濟持續(xù)發(fā)展的目標。

產業(yè)結構的調整對能源消費系數減少有直接作用。在能源部門消費構成中，工業(yè)部門占較大比例，屬于高能耗部門，加之其在國民經濟中的比重不斷地提升，這是導致較高的產業(yè)結構彈性主要原因所在。通過產業(yè)結構調整，減少高能耗產業(yè)的比重，才能逐步降低全社會的能耗系數；從另一方面來說，如果可以提高工業(yè)利用能源的效率，勢必會引起工業(yè)用能的大幅度下降，節(jié)約能源資源。

人口對能源消費的影響也不容忽視。人口的增加會加大能源的消耗，我國是富煤貧油少氣的國家，河北省尤甚。因此，在提高能源率的同時應大力發(fā)展新能源產業(yè)。

二氧化碳排放量并不是影響能源消費的主要因素。但是每消費一單位能源就會產生0.365單位的二氧化碳。二氧化碳排放導致的溫室氣體效應會破壞環(huán)境及生態(tài)系統，進而影響能源—經濟—環(huán)境協調可持續(xù)發(fā)展。

五、結語

本文運用協整分析方法對能源需求的影響因素進行了實證分析和計量檢驗，以河北省為例找出哪些因素會對能源需求產生影響，影響的程度如何，以及它們長期的協整關系。結果顯示：當能源消費變化一個單位時，國內生產值、CO2排放量、第二產業(yè)占GDP的比重及人口總量分別變化1、0.365、1.095、0.976個單位。也就是說，對能源需求影響較大的因素主要是國內生產總值和產業(yè)結構，其次是人口和二氧化碳排放量。

國內生產總值的增加會加大能源消費量，能源消費與經濟增長呈現出同比增長。為減少經濟發(fā)展對能源需求不斷增加的趨勢，在制定能源長期發(fā)展戰(zhàn)略時，要充分考慮經濟發(fā)展指標與節(jié)能的關系，控制好能源消費總量的增長，實現能源構成多元化，確?？傮w能源供應安全，提高能源效率，保護環(huán)境。當前需要加緊研究市場經濟轉型過程中的節(jié)能政策和措施，加快節(jié)能進程，在提高能源率的同時應大力發(fā)展新能源產業(yè)，實現以最少的能源消耗支持經濟持續(xù)發(fā)展的目標。

參考文獻：

[1]韓智勇，魏一鳴，等.中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系分析[J].系統工程，2004，22（2）：17-21.

[2]魏一鳴，范英，等.中國能源報告（2006）戰(zhàn)略與政策研究[M].北京：科學出版社，2006.

[3]鄧志茹，范德成.中國能源需求影響因素的研究[J].統計與信息論壇，2010，（2）.

[4]紀向嵐.能源消費量影響因素的實證分析[J].延安大學學報：社會科學版，2007，（5）.

[5]何建坤，張希良.CO2減排情景下中國能源發(fā)展若干問題[J].科技導報2008，（2）.

[6]魏一鳴，范英，等.中國能源報告—戰(zhàn)略與政策研究[M]，北京：科學出版社，2006.

[7]張世英，樊智.協整理論與波動模型：金融時間序列分析及應用[M].北京：清華大學出版社，2004.

責任編輯、校對：張 然