產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)影響的實(shí)證分析

1、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)影響的實(shí)證分析論文導(dǎo)讀:：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)直接影響著能源的消費(fèi)量變化。而溫室氣體排放主要來(lái)源于能源消費(fèi)。研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)的影響。論文關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，能源消費(fèi)，影響1引言氣候變化是人類(lèi)可持續(xù)開(kāi)展面臨的最大威脅，氣候變化的主因是溫室氣體排放的增加，而溫室氣體排放主要來(lái)源于能源消費(fèi)。因?yàn)楦鳟a(chǎn)業(yè)對(duì)能源的需求量不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)直接影響著能源的消費(fèi)量變化。當(dāng)前，我國(guó)正在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時(shí)節(jié)能減排工作面臨很大的國(guó)際和國(guó)內(nèi)壓力。如何使我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能夠有利于節(jié)能減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)是一個(gè)亟需研究的問(wèn)題。在此背景下，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)的影響，對(duì)于我國(guó)未來(lái)制定

2、能源開(kāi)展戰(zhàn)略、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、減少溫室氣體排放、開(kāi)展低碳經(jīng)濟(jì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與能源消費(fèi)的關(guān)系，國(guó)外有許多學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。Baiding Hu (1998)運(yùn)用投入產(chǎn)出法分析了19871997年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)的變化對(duì)中國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化影響。用直接的投入產(chǎn)出系數(shù)變化反映技術(shù)的變化，主要以煤、石油、天然氣、電、焦炭等六種能源要素為研究范圍，結(jié)果顯示，中國(guó)能源消耗強(qiáng)度的下降主要原因是直接能源投入需求的變化核心期刊，總投入需求的變化導(dǎo)致了總產(chǎn)出和能源消費(fèi)的增長(zhǎng)，但總投入需求變化效應(yīng)小于直接投入需求的變化效應(yīng)，故最終總的能源消耗強(qiáng)度呈下降趨勢(shì)。Fisher-Vanden(2006

3、)使用企業(yè)層次的數(shù)據(jù)分析能源效率提高的因素，發(fā)現(xiàn)隨著產(chǎn)業(yè)分類(lèi)細(xì)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)所起的作用逐漸提高；當(dāng)將結(jié)構(gòu)變動(dòng)細(xì)化到四位數(shù)產(chǎn)業(yè)甚至公司水平時(shí)，結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)能源強(qiáng)度變動(dòng)的奉獻(xiàn)超過(guò)技術(shù)變動(dòng)的奉獻(xiàn)。Jonathan E.Sinton(2001)那么從能源統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的真實(shí)性方面提出了疑問(wèn)，認(rèn)為能源供應(yīng)存在低估，同時(shí)他也認(rèn)為即使能源消費(fèi)統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)確，是技術(shù)進(jìn)步還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或者其它因素對(duì)中國(guó)能源消費(fèi)產(chǎn)生影響是值得進(jìn)一步研究的問(wèn)題。Richard F.Garhaccio(1999)等運(yùn)用投入產(chǎn)出法研究了19781995年期間中國(guó)單位產(chǎn)出能源消費(fèi)量下降的原因，其研究把這種消費(fèi)效率的改良分解成技術(shù)變化、進(jìn)出口總量和成分

4、變化等各種結(jié)構(gòu)變化。其結(jié)論認(rèn)為，1987年1992年間能源消費(fèi)效率的改良主要是由于部門(mén)中技術(shù)的變化，一些能源密集型產(chǎn)品進(jìn)口的增加也促進(jìn)了這種效率的提高，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化卻使能源消費(fèi)增加。ZhongXiang Zhang(2003)研究了1990年1997年中國(guó)工業(yè)部門(mén)能源消費(fèi)效率改良的情況。他認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)我國(guó)工業(yè)部門(mén)能源效率提高的作用是負(fù)面的，導(dǎo)致整個(gè)工業(yè)部門(mén)能源效率提高的原因在于各個(gè)子部門(mén)能源消費(fèi)效率的提高。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)一些學(xué)者也開(kāi)始對(duì)這個(gè)問(wèn)題進(jìn)行研究，但是大多數(shù)文獻(xiàn)是針對(duì)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行的研究，而對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與能源消費(fèi)關(guān)系的研究相對(duì)較少。歐曉萬(wàn)(2007)對(duì)三次產(chǎn)業(yè)

5、能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別進(jìn)行了協(xié)整分析，但沒(méi)有從總體上考慮能源消費(fèi)與三次產(chǎn)業(yè)之間的相互關(guān)系。史丹(1999)認(rèn)為結(jié)構(gòu)變動(dòng)是能源消費(fèi)的重要影響因素，且對(duì)不同的能源品種影響程度和作用方向不完全一致，徐博(2004)等研究得出第一產(chǎn)業(yè)和工業(yè)比重的變化是影響能源消費(fèi)總量變化的主要因素。楊洋 (2021) 等利用我國(guó)19782006年的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)影響我國(guó)能源強(qiáng)度的因素進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)能源強(qiáng)度的提高或降低的影響程度最大。在借鑒以上研究的根底上，本文利用19782021年我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)等時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。2 數(shù)據(jù)來(lái)源和處理2.1數(shù)據(jù)來(lái)源

6、本文進(jìn)行實(shí)證研究所用的數(shù)據(jù)范圍是19782021年核心期刊，主要指標(biāo)有中國(guó)能源消費(fèi)總量、各年度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 第一產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 第二產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 第三產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 1978年 57144 3645 1028 1745 872 1979年 58588 4063 1270 1914 879 1980年 60275 4546 1372 2192 982 1981年 59447 4892 1559 2256 1077 1982年 60267 5323 1777 2383 1163 1983年 66040 5963 1978 2646 1338 1984年 70904 7208

7、2316 3106 1786 1985年 76682 9016 2564 3867 2585 1986年 80850 10275 2789 4493 2994 1987年 86632 12059 3233 5252 3574 1988年 92997 15043 3865 6587 4590 1989年 96934 16992 4266 7278 5448 1990年 98703 18668 5062 7717 5888 1991年 103783 21781 5342 9102 7337 1992年 109170 26923 5867 11700 9357 1993年 115993 35334

8、6964 16454 11916 1994年 122737 48198 9573 22445 16180 1995年 131176 60794 12136 28679 19978 1996年 138948 71177 14015 33835 23326 1997年 137798 78973 14442 37543 26988 1998年 132214 84402 14818 39004 30580 1999年 133831 89677 14770 41034 33873 2000年 138553 99215 14945 45556 38714 2001年 143199 109655 15781

9、 49512 44362 2002年 151797 120333 16537 53897 49899 2003年 174990 135823 17382 62436 56005 2004年 203227 159878 21413 73904 64561 2005年 224682 183217 22420 87365 73433 2006年 246270 211923 24040 103162 84721 2007年 265583 257306 28627 124799 103880 2021年 285000 300670 34000 146183 120487 資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2.2 數(shù)

10、據(jù)處理圖2 異方差性檢驗(yàn)圖(2)比照前后兩個(gè)圖形，我們可以看出隨著能源消費(fèi)總量的增加，第一、二、三產(chǎn)業(yè)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈上升趨勢(shì)，但其分散程度逐步減小，并逐步趨于穩(wěn)定。這說(shuō)明對(duì)解釋變量和被解釋變量分別取對(duì)數(shù)后，隨機(jī)項(xiàng)的異方差性得到消除，數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)這樣處理后，我們得到的統(tǒng)計(jì)結(jié)果將會(huì)更加準(zhǔn)確。2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與能源消費(fèi)的平穩(wěn)性和因果關(guān)系分析進(jìn)行回歸分析要求時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。為了檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，先對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的時(shí)間趨勢(shì)圖進(jìn)行分析。從圖3我們可以看到，中國(guó)能源消費(fèi)總量從1978年的57144萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，增長(zhǎng)到2002年的151797萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，再到2021年的285000

11、萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，能源消費(fèi)總量大幅度增加。圖中我國(guó)能源消費(fèi)總量隨著時(shí)間的變化有不斷上升的趨勢(shì)，但在1997年出現(xiàn)了一次比擬大的振蕩，是因?yàn)?997年的亞洲金融危機(jī)的發(fā)生。1997年亞洲金融危機(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了負(fù)面影響，能源消費(fèi)總量開(kāi)始呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，直到2000年經(jīng)濟(jì)開(kāi)始復(fù)蘇，能源消費(fèi)逐漸呈上升趨勢(shì)。圖3 我國(guó)能源消費(fèi)走勢(shì)圖資料來(lái)源：根據(jù)?中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒?2021數(shù)據(jù)繪制圖4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)走勢(shì)圖資料來(lái)源：根據(jù)?中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒?2021數(shù)據(jù)繪制單位根檢驗(yàn)本文建立的方程如下：Ln(Y)=C+b1xLn(X1)+b2xLn(X2)+b3xLn(X3) +使用Eviews軟件，我們可以得到因變量的曲線圖，R

12、esidual是殘差曲線，Actual是樣本觀測(cè)曲線，F(xiàn)itted是估計(jì)值曲線。從圖中我們看出，殘差曲線具有一定的波動(dòng)性，且估計(jì)值和樣本觀測(cè)值之間擬合的不是很好，所以判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)存在自相關(guān)性。因此，這里我們采用ADF檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。圖5 回歸曲線圖單位根的檢驗(yàn)結(jié)果如表2。表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果 變量 ADF值 臨界水平 檢驗(yàn)結(jié)果 1% 5% 10% LnY 0.664645 -3.689194 -2.971853 -2.625121 非平穩(wěn) LnX1 -0.455245 -3.679322 -2.967767 -2.622989 非平穩(wěn) LnX2 -0.033324 -3.68919

13、4 -2.971853 -2.625121 非平穩(wěn) lnX3 -0.271987 -3.670170 -2.963972 -2.621007 在10%下平穩(wěn) DlnY -2.965544 -3.724070 -2.986225 -2.632604 平穩(wěn) DlnX1 -3.441251 -3.679322 -2.967767 -2.622989 平穩(wěn) DlnX2 -2.943018 -3.689194 -2.971853 -2.625121 平穩(wěn) DlnX3 -3.579088 -3.679322 -2.967767 -2.622989 平穩(wěn) 注: D表示一階差分Granger因果檢驗(yàn)我們用Gr

14、anger因果檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系。但是應(yīng)用這種方法，要求數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，從上面的分析可知數(shù)據(jù)非平穩(wěn)，因此這里采用一階差分的形式進(jìn)行檢驗(yàn)。由于有四個(gè)變量，主要檢驗(yàn)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與能源消費(fèi)之間的關(guān)系，因此其它的方程檢驗(yàn)這里不討論。提出原假設(shè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)不是能源消費(fèi)變化的原因;核心期刊，對(duì)方差進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果如表3：表3 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果(階數(shù)為5) 原假設(shè) F P-value 結(jié)論 第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)不是能源消費(fèi)變化的原因 2.00798 0.1358 拒絕原假設(shè) 能源消費(fèi)變化不是第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的原因 1.36988 0.2902 拒絕原假設(shè) 第二產(chǎn)業(yè)變動(dòng)不是能源消費(fèi)變化的原因

15、4.63384 0.0093 拒絕原假設(shè) 能源消費(fèi)變化不是第二產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的原因 0.78834 0.5741 拒絕原假設(shè) 第三產(chǎn)業(yè)變動(dòng)不是能源消費(fèi)變化的原因 1.32777 0.3052 拒絕原假設(shè) 能源消費(fèi)變化不是第三產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的原因 0.02235 0.4934 接受原假設(shè) 從上表可知，第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)和第二產(chǎn)業(yè)變動(dòng)與能源消費(fèi)之間互為因果關(guān)系，但是第三產(chǎn)業(yè)和能源消費(fèi)之間在5%的置信水平下的條件下沒(méi)有發(fā)現(xiàn)二者的因果關(guān)系，如果放松條件，在10%的置信水平下能通過(guò)檢驗(yàn)，證明二者具有一定的因果關(guān)系。首先，我國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，早期是以開(kāi)展傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)和種植業(yè)開(kāi)始起步的，農(nóng)業(yè)的開(kāi)展對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的開(kāi)展起到了根底性作

16、用。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)由農(nóng)業(yè)向工業(yè)轉(zhuǎn)變，大力開(kāi)展重工業(yè)以帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的開(kāi)展，結(jié)果是耗能較大的產(chǎn)業(yè)得到迅速開(kāi)展，使得能源消費(fèi)量劇增，而反過(guò)來(lái)這種擴(kuò)張的結(jié)果，使得我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力加強(qiáng)，刺激了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；其次，建國(guó)后對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的開(kāi)展力度不夠，開(kāi)展相對(duì)滯后，甚至出現(xiàn)過(guò)打壓的情況，這種結(jié)果自然無(wú)法帶動(dòng)能源消費(fèi)，而能源消費(fèi)反過(guò)來(lái)也不會(huì)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的開(kāi)展有太大的促進(jìn)作用。但是隨著城市化進(jìn)程的加快，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的比重將不斷提高，將會(huì)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的開(kāi)展產(chǎn)生帶動(dòng)作用，第三產(chǎn)業(yè)中交通、運(yùn)輸和各種效勞業(yè)的開(kāi)展必定會(huì)帶來(lái)能源消費(fèi)一定程度的提高核心期刊，這也就局部地解釋了在10%的置信水平下能夠通過(guò)檢驗(yàn)的原因。3 模型建立與回歸結(jié)果

17、從國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)看，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間存在協(xié)調(diào)開(kāi)展的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且三大產(chǎn)業(yè)對(duì)能源的消費(fèi)構(gòu)成了能源消費(fèi)總量。因此，假設(shè)能源消費(fèi)與各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的均衡關(guān)系是由Cob-Douglas生產(chǎn)函數(shù)確定的，對(duì)數(shù)形式為：Ln(Y)=C+b1xLn(X1)+b2xLn(X2)+b3xLn(X3)其中，Y代表能源消費(fèi)總量，Xi代表第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，bi(i=1，2，3)代表能源消費(fèi)對(duì)第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的能源消費(fèi)彈性系數(shù)。通過(guò)上面的分析，可以看到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)與能源消費(fèi)之間存在著一定的互為因果關(guān)系，尤其是第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)和第二產(chǎn)業(yè)變動(dòng)和能源消費(fèi)之間的因果關(guān)系比擬強(qiáng)。把能源消費(fèi)總量作為因變量，總的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為自變量進(jìn)行回歸分析

18、。得出的回歸分析結(jié)果如下：LnY= 8.246911+0.326458lnXR2=0.9579723 F=660.2059把能源消費(fèi)總量作為因變量，第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值分別作為自變量進(jìn)行回歸分析。得出的回歸分析結(jié)果如下：LnY=9.006500-0.185327LnX1 +0.359684LnX2 +0.087537LnX3R2=0.9597002 F=214.3368把單位GDP能源消費(fèi)作為因變量，第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占比重作為自變量進(jìn)行回歸分析。得出的回歸分析結(jié)果如下：Ln(-1.090574)(1.177325) (-1.697043)(-3.

19、480970)R2=0.950503 F=172.82964 結(jié)論與分析從回歸結(jié)果可以看出，我國(guó)能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化具有很大的相關(guān)性：我國(guó)的能源消費(fèi)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)開(kāi)展密切相關(guān)，能源消費(fèi)彈性為0.3265，即我國(guó)GDP增加1%，能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)0.3265%。按照1978年2021年GDP的平均增長(zhǎng)速度來(lái)推算，我國(guó)能源消費(fèi)總量增長(zhǎng)的速度將超過(guò)7%，從而10年以后我國(guó)的一次能源消費(fèi)將到達(dá)60億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，屆時(shí)，我國(guó)將出現(xiàn)能源供應(yīng)量嚴(yán)重缺乏的局面，能源使用不得不大量依靠進(jìn)口核心期刊，這必然使得我國(guó)的經(jīng)濟(jì)對(duì)世界市場(chǎng)依賴(lài)度增強(qiáng)，對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)開(kāi)展十分不利。因此，必須調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，探索非傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)開(kāi)展模式和新的能源開(kāi)展戰(zhàn)略。第一、二、三產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)對(duì)能源消費(fèi)的影響程度分別為: - 0.185327、0.359684、0.087537，即在其他條件不變的情況下，我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量將減少0.185327l個(gè)百分點(diǎn)；第二、三次產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量將分別增加0.359684、0.087537個(gè)百分點(diǎn)。第一產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)對(duì)能源消費(fèi)的長(zhǎng)期效應(yīng)為負(fù)，說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)的耗能較小。原因可以局部解釋如下：一方面，農(nóng)產(chǎn)品品種、品質(zhì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，農(nóng)產(chǎn)品單位產(chǎn)量提高；另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)已經(jīng)有顯著改良，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)所占比重減少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)逐步適應(yīng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)開(kāi)展和農(nóng)業(yè)