我國區(qū)域煤炭消費動態(tài)變化分析
——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和新興能源對煤炭消費的雙重影響

黃 剛

(中國礦業(yè)大學(xué)(北京)，北京市海淀區(qū)，100083)

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我國區(qū)域煤炭消費動態(tài)變化分析
——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和新興能源對煤炭消費的雙重影響

黃 剛

(中國礦業(yè)大學(xué)(北京)，北京市海淀區(qū)，100083)

基于我國30個省份2000-2015年的面板數(shù)據(jù)，實證分析了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和新興能源對地區(qū)煤炭消費量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增加值對該地區(qū)的煤炭消費增長量有正向影響，且受到工業(yè)發(fā)展水平的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)?shù)貐^(qū)工業(yè)發(fā)展水平較高時，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增加值的提高引起煤炭消費增長量的減小。第二，競爭性能源之間存在替代效應(yīng)，新興能源生產(chǎn)量的提高抑制煤炭消費的增長。

煤炭消費 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 新興能源 面板數(shù)據(jù)

我國煤炭資源豐富，作為能源結(jié)構(gòu)中的主要能源，煤炭為國民經(jīng)濟發(fā)展提供了強大的支持。在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展模式、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的大背景之下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整將對能源消耗起到重要影響。石化資源枯竭和環(huán)境惡化的雙重壓力也使得我國能源消費的內(nèi)部結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，這種變化表現(xiàn)為一些新型的非化石能源正在興起，例如風(fēng)能、水能和核能，它們在全部能源消費中所占的比例在增高，也成為低碳經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略選擇(李虹等，2011)。

我國四類能源(煤炭、石油、天然氣和其他能源，包括水電、核電和風(fēng)電)在我國總能源消費中的占比在1978-2015年間的動態(tài)變化見圖1。從占比的絕對量上來看，煤炭依然是滿足我國生產(chǎn)和生活的主要能源，占據(jù)了我國能源消費的絕大部分(年平均份額71%)；石油約占19.3%；其他能源占比為6.24%；天然氣占比最低，僅為2.98%。但是，我國能源消費的結(jié)構(gòu)并非一成不變。1978-1990年，煤炭消費所占份額呈上升趨勢，而后雖有波動，但趨勢為逐年下降。與之形成鮮明對比的是一些新興能源，包括水電、核電和風(fēng)電的占比逐年上升，從1978年僅占總能源消費的3.4%上升到2015年的11%；天然氣的占比也在1995年之后逐年提升。

本文主要從宏觀經(jīng)濟和能源之間的替代效應(yīng)這兩個視角出發(fā)，探究地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和新興能源是如何影響地區(qū)煤炭消費量變化的。

圖1 我國能源消費結(jié)構(gòu)變化

1 文獻回顧

1.1 經(jīng)濟增長對煤炭消費的影響

關(guān)于經(jīng)濟增長與煤炭消費之間的關(guān)系，之前研究尚未達成一致的結(jié)論。部分研究認(rèn)為，經(jīng)濟增長是能源消費的原因(Wankeun和Kihoon，2004；薛黎明等，2011)，因此節(jié)能從長期看不會影響經(jīng)濟發(fā)展。與之相反，Lee(2005)研究了發(fā)展中國家的能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)存在從能源到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，進而表明節(jié)能措施將危害發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長。還有一些研究認(rèn)為，經(jīng)濟增長和煤炭消費之間互為因果關(guān)系(王鑒雪和寧云才，2011)。

1.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源利用效率對煤炭消費的影響

除了經(jīng)濟總量和經(jīng)濟增長之外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)結(jié)構(gòu)對煤炭消費量也有很大影響。我國煤炭的消耗主要發(fā)生在第二產(chǎn)業(yè)，尤其是其中的重工業(yè)，而作為第三產(chǎn)業(yè)的服務(wù)業(yè)則對煤炭消耗較少。路正南(1999)指出，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，同時優(yōu)化第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展能耗低的高新技術(shù)工業(yè)，將產(chǎn)生顯著的節(jié)能效應(yīng)。例如，第一產(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)與零售業(yè)等能源消耗較少產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重增加能夠減少能源消費(劉鳳朝和孫玉濤，2008)。尹峰等(2012)運用灰色關(guān)聯(lián)度分析法，發(fā)現(xiàn)相比于第一、第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)對能源消費總量以及各能源子品種消費量都有較大影響，尤其是煤炭和電力。張興平等(2008)通過協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長和第二產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重對煤炭消費均有正向影響。

但任少飛和馮華(2006)的研究卻發(fā)現(xiàn)，長期來看第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并沒有顯著提高煤炭消費量，進而得出我國第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在能源利用上正在朝著集約化和多元化方向發(fā)展的結(jié)論。

綜上所述，煤炭消費和第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值很可能并非簡單的線性關(guān)系，而且很可能受到其他因素的調(diào)節(jié)作用的影響。第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的增長究竟是否決定煤炭消費量的增長，其根本原因在于第二產(chǎn)業(yè)的能源利用效率。研究證實，技術(shù)創(chuàng)新是影響能源消耗量的重要因素，科技進步與節(jié)能措施將降低煤炭的消費量(張宏和李仲學(xué)，2007)。采用專利授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，劉鳳朝和孫玉濤(2008)的研究結(jié)果表明，專利授權(quán)量增加能夠節(jié)約能源消費。

1.3 競爭性能源對煤炭消費的影響

不同類別的能源互為替代品，F(xiàn)erreiraa等人(2005)使用英國電力市場數(shù)據(jù)，運用向量自回歸(VAR)技術(shù)和協(xié)整分析，研究了自由市場中不同競爭性能源價格之間的關(guān)系，確認(rèn)競爭性能源之間存在替代可能性。嚴(yán)奇等(2006)通過向量自回歸模型，證實煤炭和電力之間存在顯著的替代效應(yīng)，而煤炭和其他競爭性能源之間不存在替代效應(yīng)。

2 研究框架

本文主要研究兩種力量對我國煤炭消費增長量的動態(tài)變化的影響。

2.1 經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整對煤炭消費的影響

不同產(chǎn)業(yè)對能耗的要求是不同的，重工業(yè)的發(fā)展對能源的需求較大，煤炭作為主要能源，其增長受到第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的影響。當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增幅較大時，對煤炭的需求也會增加較多；反之，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增幅較小時，對煤炭需求增加量也會隨之減少。此外，根據(jù)前文所述，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和煤炭消費之間的關(guān)系很大程度上受到工業(yè)發(fā)展水平的影響，當(dāng)技術(shù)發(fā)展到一定程度，能源使用效率較高時，第二產(chǎn)業(yè)的增加值并不會引起煤炭消費量的增加。

2.2 能源內(nèi)部的相互替代也是導(dǎo)致我國煤炭消費量變化的重要原因

水電、核電和風(fēng)電等新興能源由于具有可再生性，在使用中無溫室氣體排放等諸多優(yōu)點，我國政策一直大力倡導(dǎo)發(fā)展這些非化石能源。根據(jù)我國“十二五”規(guī)劃，我國能源消費結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化調(diào)整的目標(biāo)是這些非化石能源占一次能源消費比重要達到11.4%。這些能源作為煤炭能源的可替代產(chǎn)品，它們的增長也會影響煤炭消費的增長。本文研究框架如圖2所示。

圖2 研究框架

3 面板數(shù)據(jù)計量分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

之前研究大部分采用全國層面上的時間序列數(shù)據(jù)，時間跨度最長也僅為20余年，觀測值數(shù)量存在限制(劉滿枝等，2011)。本研究的樣本為我國30個省、市、自治區(qū)(無西藏煤炭消費量數(shù)據(jù))2000-2015年度數(shù)據(jù)，包括地區(qū)煤炭消費量(coal)，地區(qū)第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值(gdp1，gdp2，gdp3)，地區(qū)人均生產(chǎn)總值(gdppc)和全國非化石能源生產(chǎn)量(pnew)。其中，地區(qū)煤炭消費量和全國非化石能源生產(chǎn)量數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》。地區(qū)生產(chǎn)總值和人均生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，并均用相應(yīng)年度的各地區(qū)居民消費價格指數(shù)進行平減，即當(dāng)年實際地區(qū)生產(chǎn)總值=當(dāng)年名義地區(qū)生產(chǎn)總值/當(dāng)年全國居民消費價格指數(shù)。

3.2 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

在現(xiàn)實經(jīng)濟生活中，只有少數(shù)經(jīng)濟指標(biāo)的時間序列是平穩(wěn)的(如利率)，大多數(shù)指標(biāo)的時間序列是非平穩(wěn)的。例如，以當(dāng)年價表示的消費額、收入等常是二階單整的，以不變價格表示的消費額、收入等常表現(xiàn)為一階單整。當(dāng)回歸方程中的兩個變量都是非平穩(wěn)數(shù)列時，往往導(dǎo)致出現(xiàn)“虛假回歸”問題。例如，當(dāng)兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢(非平穩(wěn)的)，即使它們沒有任何有意義的關(guān)系，但進行回歸也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)(李子奈和葉阿忠，2012)。因此，首先檢驗地區(qū)煤炭消費量，地區(qū)第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，地區(qū)人均生產(chǎn)總值和全國非化石能源生產(chǎn)量及它們一階差分的面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。

單位根是平穩(wěn)性檢驗中最常用的檢驗方法，表1展示了多種單位根檢驗方法下的檢驗結(jié)果。表中斜體數(shù)字表示該檢驗的結(jié)果表示變量為非平穩(wěn)的。從表中可以看出，大部分變量水平值序列為非平穩(wěn)的，除Hadri檢驗外，其他檢驗均接受一階差分值(一階差分值用d_變量名表示)為平穩(wěn)序列的假設(shè)。因此可認(rèn)為地區(qū)煤炭消費量，地區(qū)第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，地區(qū)人均生產(chǎn)總值和全國非化石能源生產(chǎn)量為一階單整變量。

表1 平穩(wěn)性檢驗

d＿lncoald＿lngdp1d＿lngdp2d＿lngdp3d＿lnpnewLLC檢驗-13 0566???0 0000-15 1768???0 0000-4 5637???0 0000-9 4428???0 0000-13 5779???0 0000Breitung檢驗-2 1222??0 0169-7 7381???0 00001 50820 9343-9 0641???0 0000-8 6007???0 0000IPS檢驗-6 4596???0 0000-7 3149???0 0000-3 6833???0 0001-7 5771???0 0000-7 5855???0 0000Fisher?ADF檢驗238 6282???0 0000215 0682???0 0000106 4982???0 0001278 2059???0 0000139 1672???0 0000Hadri檢驗9 9413???0 000013 6496???0 00009 5295???0 000012 9078???0 00009 5469???0 0000

注： *p<0.1，**p<0.05，***p<0.01

3.3 面板協(xié)整分析

接下來以誤差修正模型進行面板協(xié)整檢驗，該檢驗的基本思想是若存在協(xié)整關(guān)系，則誤差修正部分的系數(shù)應(yīng)顯著異于零。由于具體假設(shè)不同，該檢驗共有4組統(tǒng)計量。Gt和Ga統(tǒng)計量假設(shè)截面的誤差修正速度相同，而Pt和Pa統(tǒng)計量假設(shè)截面的誤差修正速度不同；Gt和Pt不考慮序列相同，而Ga和Pa考慮序列相關(guān)。

表2 面板協(xié)整檢驗

注： *p<0.1，**p<0.05，***p<0.01

根據(jù)表2，就變量水平值來看，Ga和Pt統(tǒng)計量拒絕變量之間存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)；就變量一階差分值來看，只有Ga統(tǒng)計量拒絕了變量之間協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，因此我們認(rèn)為變量的一階差分值之間存在協(xié)整關(guān)系，應(yīng)當(dāng)就變量一階差分建立面板回歸模型。該回歸模型的經(jīng)濟學(xué)意義為研究各因素的變化量對煤炭消費變化量的影響。

3.4 對煤炭消費增長量的回歸分析

雖然設(shè)定截面?zhèn)€體變系數(shù)模型可以估計出每個截面變化的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，但考慮到每個截面?zhèn)€體僅有15年的數(shù)據(jù)，為典型的大N小T樣本，因此截面?zhèn)€體變截距模型更為適用。模型設(shè)定如下，橫截面?zhèn)€體之間的個體影響為αi。

固定效應(yīng)面板回歸結(jié)果如表3所示?；貧w結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和競爭性能源都對煤炭消費的增長存在影響。具體來看，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的增加額對煤炭消費有正向影響，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增加額每增加一個單位，煤炭消費的增加額相應(yīng)增加1.622個單位。但是，變量d_lngdp2×lngdppc前的系數(shù)為負(fù)(-0.245)，這說明當(dāng)某省份人均生產(chǎn)總值較高時，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的增加不會帶來煤炭消費增加額的提高，反而會導(dǎo)致煤炭消費量的降低。這可能是由于人均生產(chǎn)總值較高的省份，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的增長并不主要依賴高能耗的重工業(yè)作為支撐，隨著高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和技術(shù)的進步，能源利用率比較高，因此第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展反而會引起煤炭增長率的降低。

表3 固定效應(yīng)面板回歸結(jié)果

注：解釋變量系數(shù)括號內(nèi)的數(shù)字為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01

另一方面，面板回歸模型還證明，新興的非化石能源對煤炭消費有替代效應(yīng)。非化石能源生產(chǎn)量的增加值每提高一個單位，煤炭消費的增加值相應(yīng)減少0.304個單位。對數(shù)處理后變量前的系數(shù)代表的是彈性概念，對比第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值變化量和可再生能源生產(chǎn)量增加值的變化量前的彈性系數(shù)，雖然新興的非化石能源降低了煤炭消費增加量，但煤炭消費增長量的變化對其彈性系數(shù)仍小于對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的彈性系數(shù)。

4 結(jié)語

從能源結(jié)構(gòu)上來看，我國煤炭能源占全部能源消費的比例處于波動當(dāng)中，且從2005年后呈下降趨勢。與之相反，水電、核電和風(fēng)電等非化石能源卻從1978年僅占總能源消費的3.4%上升到2015年的11%。

本文主要探究影響地區(qū)煤炭消費量變化的兩大因素：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和能源結(jié)構(gòu)內(nèi)部的替代效應(yīng)?；谖覈?0個省份2000-2015年的面板數(shù)據(jù)，實證分析結(jié)果證明了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和新興能源生產(chǎn)變化對地區(qū)煤炭消費量增長皆有影響。與前人在全國層面上的研究一致，由于第二產(chǎn)業(yè)能耗較高，地區(qū)煤炭消費的增加量也在很大程度上受到該地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)年度生產(chǎn)總值增加額的影響。除此之外，本文還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)貐^(qū)人均生產(chǎn)總值較高時，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的增加不會帶來煤炭消費增加額的提高，反而會導(dǎo)致煤炭消費量的降低。這可能是由于人均生產(chǎn)總值間接代表了地區(qū)的工業(yè)發(fā)展程度和技術(shù)水平，人均生產(chǎn)總值較高的省份，工業(yè)能耗少，能源利用率高，因此第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展反而會引起煤炭增長率的降低。面板回歸還證實，就一次能源結(jié)構(gòu)而言，替代效應(yīng)存在。非化石能源生產(chǎn)量每增加一個單位，煤炭消費的增加值相應(yīng)減少0.304個單位。

國家“十二五”規(guī)劃提出，到2015年單位國內(nèi)生產(chǎn)總值能源消耗降低16%，單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放降低17%。本文的發(fā)現(xiàn)對政策制定和煤炭產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有借鑒意義。第一，隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的進行，如果第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增長放緩，或第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增加未放緩但工業(yè)發(fā)展水平比較高時，那么煤炭能源消費量的增加也將隨之放緩。這對政策的啟示是，降低能源消耗一方面可以從轉(zhuǎn)變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)入手，增加服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)占我國生產(chǎn)總值的比重，另一方面也可以從加大技術(shù)創(chuàng)新投入，提高工業(yè)發(fā)展水平入手。第二，新興的可再生能源對煤炭消費存在替代效應(yīng)。優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)和發(fā)展綠色能源，將會是我國今后一段時期能源發(fā)展的主線，新興能源的開發(fā)和生產(chǎn)將對煤炭消費量的增長起到抑制作用。面對可再生能源的沖擊，煤炭企業(yè)應(yīng)該加快煤基清潔能源的研究和生產(chǎn)，提高煤炭能源的利用效率。

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(責(zé)任編輯 宋瀟瀟)

Analysis on regional coal consumption dynamics: dual influences of industrial structure adjustment and new thriving energy on coal consumption

Huang Gang

(China University of Mining and Technology, Beijing, Haidian, Beijing 100083, China)

Based on the panel data of 30 provinces in China from 2000 to 2015, this paper investigated the effects of regional industrial structure adjustment and new thriving energy on regional coal consumption. The results showed that the growth of the secondary industry GDP had positive effect on the growth of regional coal consumption, and this effect was moderated by industrial development level. Generally, when regional industrial development level was high, the increase of growth of the secondary industry GDP leaded to the decrease of coal consumption. There was a substitution effect among competitive energy sources, and the increase of new thriving energy production could inhibit the growth of coal consumption.

coal consumption, industrial structure, new thriving energy, panel data

黃剛. 我國區(qū)域煤炭消費動態(tài)變化分析——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和新興能源對煤炭消費的雙重影響[J].中國煤炭，2017，43(5):22-26. Huang Gang. Analysis on regional coal consumption dynamics: dual influences of industrial structure adjustment and new thriving energy on coal consumption [J].China Coal，2017，43(5): 22-26.

TD-9

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黃剛(1980-)，男，漢族，山東臨朐人，博士研究生，主要研究方向為礦產(chǎn)能源管理。