產業結構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年江蘇省的產業結構與能源消費之間的關系.首先，使用灰色關聯分析法分析了江蘇省三大產業及生活用能與能源消費之間的關系，獲得了灰色絕對關聯度、灰色相對關聯度、灰色綜合關聯度.分析結果表明，第二產業與能源消費的關聯度最大.然后，使用對數回歸分析法分析了各大產業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業.優化產業結構，提高能源使用效率，是實現江蘇省可持續發展的重要任務.

關鍵詞：產業結構； 灰色關聯分析； 能源消耗； 對數回歸分析

中圖分類號： F 061.2 文獻標志碼： A

能源消費系統是非常復雜而龐大的，產業結構的調整、經濟的發展、技術的進步等諸多因素都與其密切相關，其中結構變動是影響我國能源消費的主要因素[1].因此研究產業結構與能源消費之間的關系，對于能源戰略的制定具有重大的意義.

國內外學者對于產業結構和能源消費之間的關系進行了很多的研究.Kakali等[2]研究了印度能源消費和經濟增長之間的關系，發現重工業化及其導致的產業結構變動是決定短期能源消費的主要因素.Krausmann等[3]研究了1830—1995年澳大利亞的工業化過程和相應的能源消費的結構變化，證實了能源消費在總量和結構上都與工業化帶來的產業結構變化存在很強的相關關系.國內學者對于產業結構與能源消費的關系的研究主要使用了回歸分析法、面板數據方法、灰色關聯法、協整分析法等方法.史丹[4]使用統計指數分析法和回歸分析法，定量分析了我國產業結構變動對能源消費總量和能源消費結構的影響；李金鎧[5]采用面板數據模型針對六大產業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，研究了產業結構對能源消費的影響；尹春華等[6]采用灰色關聯分析法分析了我國產業調整與能源消費總量之間的關系，計算了三大產業和生活用能與能源消費之間的關聯度，最后根據我國現狀對今后的能源消費進行了詳細分析；郭志軍等[7]利用協整檢驗和誤差修正模型分析了中國的產業結構變動對能源消費影響，結果表明，從短期看，三大產業的變動對能源消費的效應皆為正，但從長期看，第一產業的變動對能源消費的效應為負，第二產業和第三產業為正.

國內有關產業結構與能源消費之間關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，本文將對江蘇省產業結構與能源消費之間的關系進行研究.鑒于數據的可得性和充分性，本文將首先從三大產業本身的能源消費角度，使用灰色關聯分析法分析三大產業結構與能源消費之間的關系；然后，使用回歸分析法分析產業結構的變動對能源消費所發揮的作用.

1 能源消費與產業結構的灰色關聯分析

灰色關聯分析法的基本原理是兩個因素之間的曲線越接近，相應序列之間的關聯度就越大，反之就越小.該方法計對樣本數量和樣本數據的規律性沒有特殊的要求，且不會出現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聯度、灰色相對關聯度、灰色綜合關聯度進行分析.

1.1 數據來源及說明

第一產業能源消費、第二產業能源消費、第三產業能源消費和生活用能這四部分構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.鑒于數據的可得性，本文采用江蘇省統計年鑒[8-15]中能源平衡表的數據.由于第一產業主要指的是農林牧漁業，所以本文將農林牧漁水利業的能源消費總量作為第一產業的能源消費總量；將工業和建筑業能源消費之和作為第二產業能源消費總量；將交通運輸倉儲及郵電通訊業、批發和零售貿易餐飲業、其它三者的能源消費總量作為第三產業的能源消費總量.

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標準煤，2012年上升到28 849.84萬t標準煤，是2000年的3.35倍.三大產業的能源消費量發生了很大的變化，第一產業由400.39萬t標準煤上升到515.26萬t標準煤，是原來的1.29倍；第二產業由6 785.29萬t標準煤增長到22 992.16萬t標準煤，是原來的3.39倍；第三產業由737.84萬t標準煤增長到3 139.57萬t標準煤.

1.2 三種灰色關聯度

1.2.1 灰色絕對關聯度[16]

灰色絕對關聯度是序列之間關聯程度的度量，它只與幾何形狀有關.計算式為

式中：ε0i為江蘇省各產業能源消費量與能源消費總量的絕對關聯度；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）分別為江蘇省各產業以及生活用能第k年、第n年能源消費總量；si、s0均為中間參數，無具體含義.

根據式（1）～（4）得：江蘇省第一、二、三產業能源消費與能源消費總量的絕對關聯度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聯度ε04=0.528 5；江蘇省工業、建筑業、交通運輸業及倉儲郵電通訊業、批發及零售貿易餐飲業能源消費與能源消費總量的絕對關聯度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聯度ε033=0.513 5.

1.2.2 灰色相對關聯度

灰色相對關聯度是序列相對于起始點的變化速率聯系的數量表征[17].計算式為

1.2.3 灰色綜合關聯度[8]

灰色綜合關聯度既體現了序列的相似程度，又體現了序列相對于始點的變化速率接近程度.計算式為

式中：ρ0i為江蘇省各產業能源消費量與能源消費總量的綜合關聯度；θ一般取0.5.

根據式（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 結果分析

由以上數據分析可知，三大產業的灰色相對關聯度ε02>ε03>ε04>ε01，這表明了江蘇省第二產業與能源消費關聯度最大，高達0.904 8，其次是第三產業與生活用能，最后是第一產業；灰色絕對關聯度r02>r03>r04>r01，與灰色相對關聯度規律相同；灰色綜合關聯度ρ02>ρ03>ρ04>ρ01.利用三種灰色關聯度得出的結論是相同的：產業結構中第二產業對能源消費影響最大，其次是第三產業與生活用能，最后是第一產業.三大產業與能源消費總量的關系如圖1所示.從產業內部分析可知，第二產業中建筑業對能源消費總量的影響大于工業，在第三產業中交通運輸業及倉儲郵電通訊業與批發及零售貿易餐飲業對能源消費的影響程度基本相同.

2 產業結構的能源消費效應分析

灰色關聯分析法只能反映產業結構對能源消費的關聯度，但是不能反映產業結構的變動對能源消費發揮作用的大小.本文將采用回歸分析法彌補這一不足.

2.1 數據說明

本文采用第一、二、三產業能源消費量代表三大產業結構，使用1.2節中的計算方法.具體數據如表2所示.

2.2 產業結構與能源消費的平穩性檢驗

回歸分析要求時間序列數據具有平穩性，如果一個序列為非平穩，將會導致“偽回歸”現象，降低統計檢驗的功效.目前平穩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自相關，導致DF檢驗無效，故本文采用ADF檢驗法[18].

為了檢驗平穩性，把第一產業、第二產業、第三產業分別用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據的劇烈波動，分別對這些變量取對數，lnx0、lnx1、lnx2、lnx3分別代表能源消費強度、第一產業、第二產業、第三產業能源消費的對數.ADF檢驗結果如表3所示，表中符號“D”表示一階差分.

2.3 回歸分析

回歸分析是根據被預測變量與其它解釋變量之間的因果關系建立的方程.本文將能源消費總量作為被預測變量，第一、第二、第三產業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.

使用eviews7.2軟件進行回歸分析，結果發現a1的T檢驗統計量概率為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及檢測標準值.

雖然lnx3系數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果好，而且在0.1附近，所以本文認為修正后的模型是可以接受的.該模型的R2=0.998 310，回歸標準差為0.019 030，殘差平方和為0.003 259.

根據表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，且模型的回歸標準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，第二產業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%；第一產業次之，每增加1%，能源消費總量將增加0.14%；第三產業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，江蘇省應繼續加大力度調整產業結構，縮減第二產業結構比重，增加第三產業比重.

3 結 論

對產業結構進行不斷的優化，處理好與能源消費的關系，是建設節約型城市的重要任務[20].本文首先使用灰色關聯分析法分析了江蘇省三大產業及生活用能對能源消費的影響，結果表明第二產業能源消費與能源消費總量的關聯度最大，灰色絕對關聯度高達0.904 8，灰色相對關聯度高達0.987 1，灰色綜合關聯度高達0.945 9；然后用回歸分析法分析了產業結構的變動對能源消費總量具體發揮作用的大小，結果表明，三大產業結構變動對能源消費總量的影響從大到小依次為第二、第一、第三產業，且第二產業結構變動對能源消費的影響明顯比第一產業和第三產業的強，約為第一產業的6倍，約為第三產業的11倍.可見，第三產業服務業耗能最小，應該繼續大力發展江蘇省的現代服務業，促進產業結構優化；第二產業是耗能最嚴重的產業，應該繼續優化工業結構，嚴格淘汰耗能大、污染重、技術難以提升的工業企業，大力發展高新技術產業，不斷延伸產業鏈條，優化產業結構，提高能源使用效率.

參考文獻：

[1] 史丹.結構變動是影響我國能源消費的主要因素[J].中國工業經濟，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.產業結構變動對能源消費需求的影響[J].數量經濟技術經濟研究，1999（12）：50-52.

[5] 李金鎧.產業結構對能源消費的影響及實證分析：基于面板數據模型[J].統計與信息論壇，2008，23（10）：30-35.

[6] 尹春華，顧培亮.我國產業結構的調整與能源消費的灰色關聯分析[J].天津大學學報，2003，36（1）：104-107.

[7] 郭志軍，李飛，覃巍.中國產業結構變動對能源消費影響的協整分析[J].工業技術經濟，2007，26（11）：97-101.

[8] 江蘇省統計局.江蘇統計年鑒[M].北京：中國統計出版社，2005.

[9] 江蘇省統計局.江蘇統計年鑒[M].北京：中國統計出版社，2006.

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

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

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

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

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

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

[16] YUAN C Q，LIU S F，FANG 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民收入來源結構分析[J].安徽農業科學，2011，39（3）：1829-1831.

[18] 韓智勇，魏一鳴，焦建玲，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（12）：17-21.

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

[20] 亓燕艷，馬憲國.上海工業結構調整與節能潛力分析[J].能源研究與信息，2006，23（1）：1-4.