家庭結構轉變與生活能源消費
——基于粵港澳大灣區的經驗研究

傅崇輝，傅 愈，焦桂花

(1. 廣東醫科大學人文與管理學院，廣東 東莞，5230802. 深圳市云天統計科學研究所，廣東 深圳，518000)

家庭結構直接體現家庭成員關系、生存方式和家庭功能，反映人口的居住偏好和趨向[1]，家庭成員共享生活空間、能源、水、耐用消費品等，形成家庭內部的規模效應[2]，家庭結構變化導致消費模式和家庭數量的變化，使得家庭消費的規模效應增加或降低，從而對社會、經濟和環境產生深刻的影響。比如，家庭年齡結構變化導致老年家庭比重上升，則會增加對社會養老支持的需求[3]；家庭規模結構變化導致小規模家庭比重上升，則會增加生活能源消費量[4]；平均家庭規模的變化對資源環境形成挑戰[5]，甚至對宏觀經濟產生影響[6]。

粵港澳大灣區是我國開放程度最高、經濟活力最強的區域之一，在國家發展大局中具有重要戰略地位。粵港澳大灣區既包括香港、澳門、廣州、深圳這樣的國際化大都市，也包括珠海、佛山、中山、東莞、肇慶、江門和惠州等二、三線城市，社會經濟和制度文化方面存在顯著差異。粵港澳大灣區的能源消費結構中，生活能源消費占整個大灣區總能源消費量的17.45%，(1)數據為作者根據粵港澳大灣區“9+2”城市的能源消費結構估算得來。僅次于工業部門能源消費。粵港澳大灣區的能源對外依存度高，易受到各種外部環境的影響，隨著民眾生活水平的提高，生活能源消費處于上升趨勢。

本文從粵港澳大灣區未來家庭結構轉變對區域能源安全的戰略意義出發，在構建平均家庭規模演化模型和家庭規模結構演化模型的基礎上，預測大灣區家庭規模結構變化的未來趨勢，及其在生活能源消費變動中的作用和地位，為家庭發展與能源安全良性互動提供理論支撐。

一、文獻回顧

家庭不僅是構成社會的基本單元，也是社會產品和服務的主要消費單元，家庭、家庭結構的變化及其對消費的影響成為社會科學研究的重要內容，家庭與社會經濟發展之間的關系、家庭結構變動和家庭預測方面的相關研究成果相對豐富。

(一)家庭結構的理論與實證研究

西方國家較早開始經歷人口轉變和進入人口老齡化社會，社會家庭結構也相應發生重大變化，相關的理論研究和邏輯闡述應運而生。西方學者通過研究現代化、工業化過程中家庭規模和家庭結構的長期變化趨勢，形成并發展了家庭轉變理論[7]。家庭轉變理論較好地解釋了西方社會家庭規模下降、家庭結構趨同的現實，并歸納出影響家庭轉變的人口、社會經濟及文化觀念等因素[8]，這些理論成果對于解釋發展中國家的家庭轉變有借鑒價值，但也存在爭議[9]。家庭生命周期理論將家庭從形成到解體的過程分為不同的階段，每一特定階段的家庭都會經歷社會經濟特征的變化，這些變化將影響消費、儲蓄和經濟參與等家庭行為模式[10]。家庭生命周期理論是一個被廣泛認可的理論范式，能清楚地反映居民收入、耐用消費品、住房等的社會經濟差異和量變關系[11]。同期還有從經濟學、社會學、心理學角度對家庭決策、家庭結構及其變化引發的經濟后果等方面進行的理論分析[12]，至今仍在豐富和發展相關理論邏輯[13]。

隨著理論邏輯的逐漸清晰，相關的分析模型和統計方法也日益完善豐富。一類是關于家庭結構的描述性統計，包括家庭類型結構、家庭規模結構、家庭性別年齡結構、家庭社會經濟結構等[14-15]，為家庭領域相關研究提供了多角度的工具指標；另一類是關于家庭結構的分析和預測模型，如穩定人口親屬分析模型、家庭狀態生命表模型、戶主率模型、概率模型等[16-18]。

(二)家庭與生活能源消費關系研究

一般認為，與能源消費模式密切相關的人口因素主要包括家庭規模、城鄉分布、年齡結構等[19]，其中家庭因素的作用越來越明顯[20]。家庭因素對生活能源消費的作用機制在于家庭的規模效應[21]，由于生活能源為家庭內部共同消費，大家庭的人均消費水平通常低于小家庭的人均消費水平，且通過實證研究得到驗證[22]。

在研究方法和研究視角方面，有從宏觀角度采用家庭環境壓力模型對生活能源消費進行的實證分析[23]，也有從微觀角度采用人口要素模型對生活能源消費變化影響因素進行的分解分析[20，24]。

大量研究表明，從家庭維度分析生活能源消費或家庭碳排放情況比從人口維度分析更具優越性[25]。比如，以人口規模作為分析單位，只有約1/3的生活能源消費增長歸因于人口因素，但以家庭規模作為分析單位，76%能源消費的增長可以歸因為家庭規模因素[22]。

綜上所述，關于家庭結構轉變的理論和方法，以及家庭結構、規模、類型等與生活能源消費的關系研究涉及面廣、方法多樣、緊貼實際，很多學者從宏觀和微觀角度做出了深入細致的研究，為本研究提供了理論基礎和實證依據。粵港澳大灣區的家庭結構變動與生活能源消費主要有以下兩個值得深入分析的方面：一是粵港澳大灣區作為一個全新的區域共同體，其家庭規模結構的變動趨勢尚屬全新研究領域，需要在研究方法上有所突破，才能克服家庭結構分析數據不便獲得的困難[26]；二是以往研究多從歷史變化過程分析家庭結構與生活能源消費的關系，比如，沈可等利用2005—2015年的省級面板數據分析生活能源消費的影響因素，認為家庭規模小型化對生活能源消費具有正向影響[27-29]，較少將家庭結構變化的未來趨勢用于分析生活能源消費，然而這對粵港澳大灣區的能源戰略和能源安全研究具有借鑒意義。

二、數據和方法

(一)概念界定

家庭結構是指家庭中成員的構成及其相互作用、相互影響的狀態，以及由這種狀態形成的相對穩定的聯系模式。家庭結構包括家庭類型結構、家庭(戶主)年齡結構和家庭規模結構等。在不同的社會文化環境中，家庭類型結構沒有統一的標準，比如西方國家的同居家庭、同性伴侶家庭等在中國社會非常少，且家庭類型無法準確反映家庭規模的數量關系。在家庭調查中，戶主的認定存在不確定性，家庭(戶主)年齡結構也存在不確定性，直接對家庭年齡結構進行模擬也無法消除這種不確定性。

因此，本文以家庭規模結構作為家庭結構的操作化定義。家庭規模結構是具有確定性的概念，通過簡單的換算即可得到家庭類型結構、家庭年齡結構[30]，家庭規模結構也可以直接反映家庭消費的規模效應[31]。以家庭的人口數量為標準，可以分為1人戶，2人戶等，不同規模的家庭數量占所有家庭數量的比例集合即為家庭規模結構。其數學表達式為：

(1)

其中，h(t,x)為t年家庭人數為x人的家庭數量。因此，家庭規模結構H(t)是不同規模的家庭數量h(t,x)的函數。

(二)數據說明

本文參考的數據主要包括：香港的平均家庭規模、家庭結構數據和生活能源消費的時間序列數據(2000—2019年)；(2)來自香港特別行政區政府統計處網站，網址為：www.censtatd.gov.hk澳門的平均家庭規模、家庭規模結構和生活能源消費的時間序列數據(2000—2019年)；(3)來自澳門特別行政區政府統計暨普查局網站，網址為：https://www.dsec.gov.mo/ts/#!/step1/zh-MO粵港澳大灣區的9個內地城市的平均家庭規模、家庭規模結構和生活能源消費的時間序列數據(2000—2019年)。(4)各城市的統計局官網可以下載歷年電子版統計年鑒，本文均采用電子版統計資料另外，各普查年份或人口抽樣調查年份(1990、1995、2000、2005、2010和2015年)的廣東省人口普查情況和廣東1‰人口抽樣調查資料可以提供廣東省各城市家庭結構的時點數據。(5)http://tongji.cnki.net/kns55/Navi/HomePage.aspx?id=N2008050166&name=YWJDD&floor=1

由相關數據可知，大灣區各城市的平均家庭規模在3人/戶左右，澳門、肇慶、江門和惠州的平均家庭規模大于3人/戶，其他城市的平均家庭規模小于3人/戶，大灣區各城市的平均家庭規模存在明顯的差異。

從家庭規模結構看，大灣區各城市以2～4人戶為主；深圳、東莞和中山這類流動人口占比較大的城市1人戶的比例也較高，達到近30%或更高的水平；除肇慶、江門和惠州外，其他城市的大家庭(6人及以上戶)占比都在10%以下。總之，粵港澳大灣區家庭結構的現狀符合中國家庭轉變的特點[31]，也與家庭轉變理論[32]相契合。

大灣區的生活能源消費水平為517.40千克標準煤/人，高于廣東省的491.13千克標準煤/人；生活能源消費量占整個大灣區能源消費總量的17.45%。生活能源消費水平與經濟發展水平密切相關，香港、廣州、深圳、東莞等經濟發展水平較高城市的生活能源消費水平也相對較高。受人口數量的影響，廣州、深圳的生活能源消費量明顯高于其他城市。

(三)研究方法(6)本文的數據分析采用R軟件。

平均家庭規模是家庭規模結構的函數(加權平均)，本文利用兩者之間的函數關系進行預測。

1.家庭轉變階段判斷

家庭轉變理論和不同國家或地區的家庭結構變化歷程表明，伴隨著城市化、工業化和人口轉變，家庭類型結構趨于核心化、家庭規模結構趨于小型化。這種變化表現在平均家庭規模上，呈現為初期的高水平(約5人/戶)小幅擴張(第一階段)，中期的快速下降(第二階段)，后期的低水平(約2.5～3人/戶)波動(第三階段)。

由于不同階段的平均家庭規模變化趨勢完全不同，首先需要對各城市所處的家庭轉變階段進行判斷。根據家庭結構變化的收斂理論，當平均家庭規模處于持續下降的狀態，則判斷為家庭轉變的第二階段，見式(2)。當平均家庭規模小于3人/戶，且近期出現過上升狀態，則判斷為家庭轉變的第三階段，見式(3)。

(2)

其中，F為平均家庭規模，t為年份，c為地區。

式(2)的含義是：在觀測時點，當平均家庭規模大于3人/戶，且連續5年下降，則可判定其處于家庭轉變的第二階段。在進入家庭轉變的第三階段之前，還有一個下降的過程，可以采用Bi-logistic曲線模型進行預測[33-34]。根據上述準則，澳門、江門、肇慶和惠州的家庭轉變處于第二階段(I類城市)。

(3)

式(3)的含義是：在觀測時點，當平均家庭規模小于3人/戶，且過去5年至少出現過1次平均家庭規模上升的情況，則可以判定其處于家庭轉變的第三階段。在進入家庭轉變的第三階段之后，平均家庭規模圍繞某一水平波動，可采用自回歸模型進行預測[35]。根據上述準則，香港、廣州、深圳、珠海、佛山、東莞和中山的家庭轉變處于第三階段(II類城市)。

2.平均家庭規模演化方程

對于I類城市，每年平均家庭規模下降幅度(以下稱為家庭規模減量，用ΔF表示)用平均家庭規模的函數表示為：

ΔF(t,c)=F(t,c)-F(t+1,c)=f(F(t,c))

(4)

將大灣區I類城市(澳門、江門、肇慶和惠州)匯總后計算得出家庭規模減量觀測曲線，見圖1，平均家庭規模變化過程經歷了早期的快速下降和后期的慢速下降，可以采用Bi-logistic函數模擬這兩個過程的不同下降速率[33，36]，見式(5)、式(6)。

圖1 家庭規模減量觀測曲線(I類城市)

(5)

式(5)中，θc= (Δ1,Δ2,Δ3,Δ4,dc)，為5個待估參數。

根據式(4)和式(5)，可以預測下一時間點的平均家庭規模：

F(t+1,c)=F(t,c)-ΔF(t,c)

(6)

家庭是人類社會的基本構成單元，平均家庭規模不可能無限下降或出現負值，合理的假設是當平均家庭規模下降到較低的水平時，將圍繞一個值在一定區間內波動。故對于 II類城市，采用自回歸模型[37]擬合這種波動過程：

F(t+1,c)=F(t,c)+(1-φ)(μ-F(t,c))+εt,c

(7)

式(7)中，φ是模型參數，μ是波動中心，ε是均值為0的正態誤差項。

根據自回歸的性質，式(7)的含義是：當平均家庭規模小于波動中心μ的值時，下一個時點將上升，反之亦然，從而實現平均家庭規模圍繞μ進行波動。

3.家庭規模結構演化方程

家庭規模結構與平均家庭規模具有內在的聯系，可以在平均家庭規模和家庭規模結構之間建立函數關系，也就是假設家庭規模結構是平均家庭規模的函數[38]。

家庭規模結構演化方程為：

f(t,x)=a(x)+b(x)k(t)+ε

(8)

式中，x～(1,…6+人);f(t,x)為t年家庭人數為x人的家庭數占總家庭數的比例,H～{f(t,1) …f(t,6+)}，即為家庭規模結構。

b(x)k(t)為f(t,x)相對于a(x)的偏離值，b(x)為f(t,x)在x維度的偏離度；k(t)為f(t,x)在t維度的偏離度；ε為誤差項，服從均值為0的正態分布。

家庭規模結構方程式(8)包含3個參數(a、b、k)，需要通過歷史數據估計。

將式(8)兩邊乘x，再對x求和可得：

(9)

4.生活能源消費影響因素分解

生活能源消費變動的影響因素為人口規模、消費水平和家庭結構等[39]，本文的目標是考察家庭結構變化對生活能源消費的影響程度，將生活能源消費分為個人消費部分(個人交通能源消費等)和家庭消費部分(家庭照明能源消費等)，可以表示為：

(10)

式(10)中，S為生活能源消費總量，p為人口規模，H為家庭總量；Sp為個人消費總量，Sh為家庭消費總量；sp為個人消費部分的人均消費水平，sh為家庭消費部分的人均消費水平；Hn為家庭人數為n人的家庭數量，hn為家庭人數為n人的家庭數量占家庭總量的比例，即家庭規模結構。

通過式(10)的數學轉換，生活能源消費量是消費水平(s)、人口規模(p)、家庭規模結構(hn)的函數，可以用函數形式表示：

S～f(s,p,h1,h2,h3,h4,h5,h6,h6+)

(11)

半參數因素分解法(DFL)通過構建反事實分布將影響因素(觀測特征)的效應分解出來[40]。本文的DFL因素分解模型包括8組生活能源消費的影響因素(觀測特征)：人口規模(p)、消費水平(s)、1人戶占比(h1)、2人戶占比(h2)、3人戶占比(h3)、4人戶占比(h4)、5人戶占比(h5)以及6+人戶占比(h6+)。

首先，不同時點(t=0，1)的生活能源消費分布可以表示為：

(12)

式(12)由9個密度函數構成：

①全部觀測特征在時點t的條件生活能源消費分布f；

②給定消費水平(s)、1人戶占比(h1)、2人戶占比(h2)、3人戶占比(h3)、4人戶占比(h4)、5人戶占比(h5)以及6+人戶占比(h6+)和時點的人口規模條件分布fp/s,h1,h2,h3,h4,h5,h6+；

③給定1人戶占比(h1)、2人戶占比(h2)、3人戶占比(h3)、4人戶占比(h4)、5人戶占比(h5)以及6+人戶占比(h6+)和時點的消費水平條件分布fs/h1,h2,h3,h4,h5,h6+；

④給定2人戶占比(h2)、3人戶占比(h3)、4人戶占比(h4)、5人戶占比(h5)以及6+人戶占比(h6+)和時點的1人戶占比條件分布fh1/h2,h3,h4,h5,h6+；

⑤給定3人戶占比(h3)、4人戶占比(h4)、5人戶占比(h5)以及6+人戶占比(h6+)和時點的2人戶占比條件分布fh2/h3,h4,h5,h6+；

⑥給定4人戶占比(h4)、5人戶占比(h5)以及6+人戶占比(h6+)和時點的3人戶占比條件分布fh3/h4,h5,h6+；

⑦給定5人戶占比(h5)以及6+人戶占比(h6+)和時點的4人戶占比條件分布fh4/h5,h6+；

⑧給定6+人戶占比(h6+)和時點的5人戶占比條件分布fh5/h6+；

⑨給定時點的6+人戶占比條件分布fh6+。

c為城市，t為時點(0，1)。

其次，采用再加權方法構建反事實生活能源消費分布。比如，假設時點(t=1)的人口規模的反事實生活能源消費分布與時點(t=0)的條件分布相同，其他觀測特征的條件分布為時點(t=1)的條件分布，可以表示如下：

(13)

通過實際和反事實的人口規模條件分布，可以將時點(t=0-1)的生活能源消費變化分別分解為條件人口規模分布、條件消費水平分布、條件1～6+人戶占比分布導致的變化部分，以及無法解釋的部分。依次類推，可以分別構建消費水平、1～6+人戶占比的反事實生活能源消費分布fs、fh1、fh2、fh3、fh4、fh5、fh6+。具體來說，分解方程可以寫成：

(14)

式(14)左邊(記為T(c))為時點t=0至時點t=1期間生活能源消費量的變化；右邊第1項和(記為t1(c))為人口規模變化導致的生活能源消費量變化；右邊第2項(記為t2(c))為消費水平變化導致的生活能源消費量變化；右邊第3～8項(分別記為t3(c)、t4(c)、t5(c)、t6(c)、t7(c)、t8(c))分別為1～6+人戶占比變化導致的生活能源消費量變化；最后部分(記為t9(c))為無法解釋的部分。

將時點t=0設置為2020年，時點t=1設置為2050年，則可匯總得到整個大灣區生活能源消費變化的各因素貢獻度向量：

(15)

三、研究結果

(一)模型檢驗

平均家庭規模演化方程中的Bi-logistic模型采用非線性最小二乘估計，一階自回歸模型采用極大似然法估計，家庭規模結構演化方程采用最小二乘估計。通過決定系數(R2)和F檢驗(P-value)判定方程的穩健性。表1的檢驗結果顯示，F檢驗的P-value值都遠小于0.05，表明模型具有顯著性意義；R2都在70%以上，表明各個模型解釋了整體離差平方和的70%～98%，模型較好地擬合了平均家庭規模和家庭規模結構的歷史數據。

表1 模型的擬合優度

(二)誤差檢驗

為了檢驗模型的精度，本文采用事后檢驗的方法對模型進行誤差檢驗。為了避免事后解釋的謬誤，用于檢驗模型參數估計的數據不能用于事后檢驗。為此，用1990—2010年的時間序列數據進行檢驗模型的參數估計，由此得出的預測結果本身沒有包括2015年和2019年的數據信息，這兩年數據的預測值和實際值之差反映了真實的模型誤差程度。

考慮到2010年人口普查可以提供相對準確的平均家庭規模和家庭規模結構的數據，假定2010年為起始時點，通過1990—2010年的時間序列數據擬合檢驗模型的參數，將其用于預測2015年和2019年的平均家庭規模和家庭規模結構，并將預測結果與實際數值進行比較，從而得到模型的預測精度。

平均家庭規模演化方程檢驗結果顯示，2015年相關數值的估計誤差在3%～5%之間，2019年相關數值的估計誤差在10%以內。相對來說，預測時期越遠、估計的誤差越大，這也符合預測的普遍規律。總體上看，本文平均家庭規模演化方程計算得出的5年期的估計誤差小于5%，9年期的估計誤差小于10%，模型具有較好的精度。

同樣以2010年為起始時點，分別預測2015和2019年的家庭規模結構。受篇幅的限制，本文只報告根據各城市預測結果匯總的整個大灣區的相關事后檢驗情況。

從家庭規模結構估計值看，由于2015—2019年大灣區平均家庭規模由3.25人/戶下降到3.08人/戶，對應的家庭規模結構也發生了變化：小家庭(1～3人戶)的占比上升，大家庭(4～6+人戶)的占比下降，家庭規模結構演化方程的估計結果與這種變化趨勢相吻合，說明估計值是有效的。

檢驗結果顯示，家庭規模結構演化方程的估計誤差(絕對值)在2%以下，2019年相關數值的誤差普遍大于2015年；2015年1人戶和3人戶相關數據的估計值與實際值誤差相對較大，在1%～2%之間，其它誤差都在1%以下；2019年1人戶、3人戶、4人戶和5人戶相關數值的誤差都大于1%，2人戶和6+人戶的誤差小于1%。

總體上看，5年期的家庭規模結構演化方程的估計誤差約在1.5%以下，9年期的估計誤差在2%以下，預測精度在合理范圍內。

(三)預測結果

根據平均家庭規模演化方程、家庭規模結構演化方程和生活能源消費的半參數因素分解模型，對2020—2050年平均家庭規模的變化情況進行預測。

1.平均家庭規模預測結果

從表2的預測結果看，大灣區的平均家庭規模將保持溫和下降的態勢，到預測期末將為2.687人/戶。對于II類城市，盡管起始平均家庭規模已經小于3人/戶，但還是有一定程度的下降，并于2050年處于2.2～2.5人/戶的區間；對于I類城市，平均家庭規模繼續保持下降趨勢的同時，到2050年為2.6～2.8人/戶，如果參照II類城市的變動趨勢，這些城市的家庭規模還有進一步小幅下降的可能性。總體上看，平均家庭規模將維持下降的趨勢，并在2.5人/戶左右的水平上小幅波動，(7)比如，在總體下降趨勢下，香港2035—2040年的平均家庭規模由2.56人/戶上升到2.59人/戶。其他城市也有類似的情況。其特征符合中國發達地區家庭轉變的特征[31]。

表2 平均家庭規模預測結果 單位：人/戶

2.家庭規模結構預測

有兩種途徑可以得到整個大灣區家庭規模結構的預測結果，一是直接用整體指標進行計算，二是分別計算各城市的預測值，然后匯總得到整個大灣區的預測結果。本文認為，上述兩種途徑的統計方法是相同的，不同途徑得到的結果不會有本質上的差異。第一種途徑對數據的要求更低，在沒有分城市數據的條件下是一種可行的辦法；第二種途徑對提高估計的精度有一定的幫助。如果數據不存在系統誤差，則統計模型產生的估計誤差是隨機誤差，采用分城市匯總的方法可以利用隨機誤差的抵償效應改善估計精度[41]。實際上，匯總估計值的精度總體上略高于直接估計值，故后續因素分解過程中涉及整個大灣區家庭規模結構的預測值將使用匯總估計結果。

表3是整個大灣區家庭規模結構的匯總預測結果，(8)各城市的預測結果篇幅太大，如有需要可向作者咨詢。在大灣區“9+2”城市家庭結構變化的共同作用下，主要表現為三個趨勢：

第一，1人戶和2人戶的比例上升，其中1人戶的比例由2020年的15.1%上升到2050年的19.0%，2人戶的比例由2020年的28.2%上升到2050年的32.0%，占比分別上升3.9%和3.8%。小家庭的占比上升是大灣區平均家庭規模下降的原因之一，符合中國的家庭結構變化趨勢[15]，也與西方國家的家庭轉變過程相吻合[42]。

第二，3人戶和4人戶的占比略有下降，分別由2020年的29.5%和12.7%下降到2050年的27.2%和10.6%，占比的降幅分別為2.3%和2.1%。核心家庭、直系家庭和單人戶是中國家庭的三種基本類型[43]，當代中國家庭結構受到現代趨向和傳統習俗的雙重作用，家庭規模小型化的趨勢非常明顯。受生育政策的影響，由夫婦加子女構成的2～4人戶核心家庭是大灣區的主要家庭規模類型。

第三，5人戶和6+人戶的大家庭占比較低，且持續下降。到2050年，5人戶和6+人戶的占比分別只有5.9%和5.4%。伴隨著工業化和城市化的進程，傳統的大家庭已經不適應現代經濟組織形式和生活方式，大灣區內地城市大量流動人口的存在，進一步限制了大家庭的占比，家庭轉變及其長期變化趨勢是家庭規模縮小、大家庭比例下降。這種趨勢既反映了人口轉變對家庭結構的影響，也體現了家庭結構對社會經濟環境變化的反應[44]。家庭規模小型化的特征[1]在粵港澳大灣區也得到了印證。

總之，2050年大灣區將全面進入家庭轉變的第三階段，平均家庭規模在2.5人/戶左右波動，形成了1、2人戶占比上升，3、4人戶為主，5、6人戶占比下降的家庭結構變化特征，這與中國發達地區的家庭規模結構比較相似[31]。

表3 大灣區家庭規模結構預測結果

3.生活能源消費的因素分解

生活能源具有典型的家庭公共消費品特征，家庭結構變化導致規模效應損失或提高[2]，從而改變全社會生活能源消費總量。為了分析生活能源消費變動的家庭因素貢獻率，需要對各種影響生活能源消費的因素進行情景設定。首先是人口規模，引用《粵港澳大灣區人口預測技術報告》中的預測結果[45]，大灣區人口規模由2020年的7344萬人，增長到2050年的11 144萬人，年均增長率約為1.4%。其次是消費水平(人均生活能源消費量)，消費水平易受眾多因素的影響而在短期內發生波動，所以對消費水平的中長期預測具有很大的不確定性。因此，本文采用情景設定的方法對未來消費水平的變動范圍進行設定，以分析在特定的消費水平情景下，家庭規模結構變化可能對生活能源消費產生的影響。從某種意義上說，本文的消費水平情景設定不是對其進行預測，而是一種服務于研究目標的假設。本文設置兩種消費水平變化情景：一是靜態情景，即假設消費水平保持不變。雖然這種情景在現實中不太可能出現，但它可以消除消費水平的影響，單獨比較人口規模和家庭規模結構變動對生活能源消費的影響。二是動態情景，即假設未來消費水平按照2008—2019年間消費水平的變動過程而發生變化并進行ARMA外推[46]。另外，生活能源消費研究的相關技術水平具有很大的不確定性，也超出了本文的研究范圍，因此將其歸入不可解釋的部分，即假定技術水平不變，詳情見表4。

表4 生活能源消費變動的因素分解結果(2020—2050年) %

由表4可見：(1)按照本文的情景設定，2020—2050年，大灣區的生活能源消費量將增長約30%～ 60%。因素分解模型解釋了生活能源消費變動的70%～80%左右，即人口規模、消費水平和家庭規模結構的變化是導致生活能源消費變動的主要因素。

(2)從各因素的貢獻度變動趨勢上看，人口規模的影響從初期的約25%～38%逐年下降到末期的約15%～20%，預測期內人口規模增長速度放緩將逐漸削弱人口規模對生活能源消費的拉動作用。盡管消費水平一直是影響生活能源消費的最主要因素，但其貢獻率卻逐年下降，從初期的約36%下降到末期的約28%。與人口規模和消費水平的貢獻度動態變化正好相反，家庭規模結構變動對消費的影響作用持續增強，從初期的約24%～38%逐年上升到末期的約38%～50%。

(3)在靜態情景下，剔除了消費水平因素變動的影響，單獨比較人口因素和家庭因素對生活能源消費的影響強度。2020年，人口規模因素解釋了生活能源消費變動的37.84%，而家庭規模結構變化解釋了38.32%，略高于人口規模的貢獻度；2050年，人口規模因素只解釋了生活能源消費變動的20.12%，而家庭規模結構變化卻解釋了49.24%，其作用強度已經遠遠超過了人口規模。僅從人口與家庭因素的比較看，未來將出現人口規模作用下降、家庭結構變化作用上升的趨勢。

(4)在動態情景下，消費水平始終是影響生活能源消費的主要因素之一，其貢獻度一直高于28%，但從2040年開始，家庭規模結構變動對生活能源消費的影響(9)即1～6+人戶的貢獻率之和。超過消費水平對其的影響，成為生活能源消費增長的首要因素。這一結果進一步驗證了靜態情景下家庭規模因素對生活能源消費的促進作用不斷增強的結論，形成了相互印證的邏輯關系。

(5)家庭規模結構變動對生活能源消費增長保持持續促進作用，2020—2050年小家庭(1、2人戶)的占比上升，大家庭(4～6+人戶)的占比下降，共同推動生活能源消費的增長。相對來說，由于3人戶的占比下降幅度較小，其影響作用也較小。

四、結論與討論

本文利用公開數據，對粵港澳大灣區的平均家庭規模和家庭規模結構的變動趨勢進行預測，并將預測結果用于生活能源消費變動影響因素的分解分析。家庭結構研究普遍面臨數據可獲得性的限制[47]，特別是小區域的家庭結構時間序列數據較難獲得，成為限制家庭相關研究的主要障礙[26]，本文采用的技術方法一定程度上克服了這種困難。

粵港澳大灣區是中國最具活力和經濟最發達的地區之一，其平均家庭規模和家庭規模結構的變動趨勢具有內在規律性，家庭規模小型化的家庭轉變特征在粵港澳大灣區也得到驗證。大灣區的平均家庭規模將維持下降的趨勢，并在2.5人/戶左右的水平上波動。對應于家庭規模結構的變化，1人戶和2人戶的占比將維持上升的態勢；3人戶和4人戶的占比小幅下降，但仍是家庭結構類型的主要構成；5人戶和6+人戶的占比將進一步減少。

需要指出的是，珠三角地區1人戶和2人戶占比較高與大量流動人口的存在有明顯的關系，在預測家庭結構變動時需要充分考慮流動人口的影響。本文的預測方法是基于平均家庭規模和家庭規模結構的歷史變化趨勢，也就是說歷史數據中包含了流動人口對家庭結構產生影響的信息。事實上，本文所采用的平均家庭規模演化方程正好可以反映人口遷移流動對平均家庭規模變動的影響[38]，并且在家庭規模結構演化方程中得到體現[34]。

目前正值粵港澳大灣區戰略落地實施的初期階段，社會經濟一體化的政策效應將逐漸顯現，從而全面影響家庭轉變的制度文化和社會環境，未來大灣區政府部門的家庭結構變化將更為復雜。基于長遠發展目標，大灣區政府部門不能只是被動地解決當前的問題, 還要有一定的預見性。鑒于家庭結構變化對社會、經濟和環境的深刻影響，大灣區的各要素互通、創新發展、技術進步、生活方式等因素未來將對家庭結構產生怎么樣的影響，值得學界進行跟蹤觀察。

在生活能源消費的眾多影響因素中，消費水平可以通過技術進步和環保措施加以調節，但人口因素和家庭因素的變化有其自身的慣性，對于生活能源消費增長具有剛性作用，在本文的趨勢估計情景下，人口因素和家庭因素的貢獻率之和已經超過了消費水平的貢獻率。因此，大灣區能源安全和能源轉型相關政策的制定，應該充分考慮家庭結構變化的潛在影響，這也是本研究的意義所在。