周慶元，陳海龍

（1.常州機電職業(yè)技術學院 經(jīng)濟管理學院，江蘇 常州 213001；2.上海財經(jīng)大學 統(tǒng)計與管理學院，上海 200433）

0 引言

改革開放以來，我國整體經(jīng)濟規(guī)模不斷擴大，國內(nèi)生產(chǎn)總值躍居世界第二。與此同時，我國能源需求持續(xù)增長，成為全球最主要能源生產(chǎn)和消費國之一，經(jīng)濟社會發(fā)展與能耗增長約束的矛盾日益突出。如何優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，節(jié)約能源資源，從而實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展已成為當前新常態(tài)下亟需解決的重大實踐問題。

Malenbaum[1]開創(chuàng)的資源生命周期理論揭示了能源消費強度隨產(chǎn)業(yè)結構的演進呈現(xiàn)“倒U型”的發(fā)展趨勢。Frei[2]進一步說明了能源消費存在社會需求的升級過程[2]。一些學者通過實證研究闡釋了能源消費結構與產(chǎn)業(yè)結構之間的關聯(lián)[3-5]。部分學者認為產(chǎn)業(yè)結構對能源消費的影響要顯著大于能源消費對產(chǎn)業(yè)結構的影響[6，7]。還有部分學者則認為產(chǎn)業(yè)結構與能源消費不存在顯著關聯(lián)[8，9]。也有少量研究注意到了能源消費與產(chǎn)業(yè)結構之間的雙向影響關系[10]。綜合而言，已有成果要么實證分析了能源消費結構對經(jīng)濟的影響，要么考察了產(chǎn)業(yè)結構對能源消費的影響，雙向研究能源消費結構與產(chǎn)業(yè)結構之間關聯(lián)的成果相對薄弱。因此，本文選擇我國1978—2015期間的數(shù)據(jù)，實證研究能源消費結構演進與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系特征，以揭示我國能源消費與產(chǎn)業(yè)結構存在的關系是單向推動還是雙向聯(lián)動，進而系統(tǒng)回答能源消費推動產(chǎn)業(yè)結構抑或相反這一問題。

1 我國能源消費結構演進與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整過程分析

能源消費結構與產(chǎn)業(yè)結構演進的過程，可以結合我國各種能源資源消費量占所有能源資源消費總量的比重、各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來分析。鑒于數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可靠性，本文選擇我國1978—2015期間主要能源資源原煤、原油、天然氣和水風電的消費及我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結構數(shù)據(jù)來分析我國能源資源消費結構變動與產(chǎn)業(yè)結構演進的關系，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和歷年統(tǒng)計公報。

改革開放以來，我國能源消費結構演進呈現(xiàn)出煤炭下降、石油先升后降的“倒U型”、天然氣和水風核電上升的發(fā)展過程，整體結構上仍然是以傳統(tǒng)能源為主、新型能源為輔的消費模式。與此相應，產(chǎn)業(yè)結構演進具有鮮明的擴展升級特征，具體表現(xiàn)為：第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)逐步上升并趨于穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)比重不斷上升。

產(chǎn)業(yè)結構影響能源消費結構，能源消費結構同時也會影響產(chǎn)業(yè)結構，但并不是每一個產(chǎn)業(yè)都影響每種能源結構的波動，為了分析產(chǎn)業(yè)結構與能源結構之間的關系，繪制1978—2015年的產(chǎn)業(yè)結構與能源結構關系圖，如圖1（見下頁）所示。

從圖1可以看出，我國改革開放以來煤炭資源的比重和第一產(chǎn)業(yè)的比重、石油和第二產(chǎn)業(yè)的比重兩對關系表現(xiàn)出高度的一致性和協(xié)同性，且兩對關系在同步性的過程中表現(xiàn)出反方向演進：煤炭和第一產(chǎn)業(yè)的比重從1978年開始先是上升，延續(xù)到1985年之后開始同步性下降，2005年之后下降速度減緩，但仍然保持著下降的趨勢，石油與第二產(chǎn)業(yè)的比重則正好保持了相反的過程。改革開放推動了能源資源的多元化發(fā)展，尤其是水力發(fā)電的發(fā)展減小了煤炭資源利用的比重，故在1990—1995年期間盡管依賴于煤炭資源發(fā)展的第二產(chǎn)業(yè)的比重上升，但煤炭的比重卻下降。1995—2000年期間煤炭資源和第二產(chǎn)業(yè)的總規(guī)模都在迅速增大，但比重卻在下降，形成整個演進過程中較高的協(xié)同關系。2000年之后，煤炭消費比重與第二產(chǎn)業(yè)比重之間協(xié)同關系更加緊密，兩者都表現(xiàn)出小幅度下降。石油和第一產(chǎn)業(yè)之間存在著石油帶動第一產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整現(xiàn)象，且這種單項帶動過程較為明顯，具體看1985年之前，石油消費占能源總消費比重呈下降趨勢，第一產(chǎn)業(yè)盡管呈上升趨勢，但是其一階導數(shù)為減函數(shù)。1985—1995年期間，第一產(chǎn)業(yè)比重的一階導數(shù)從減函數(shù)逐漸向增函數(shù)過度，其比重開始下降，同時石油比重的一階導數(shù)從減函數(shù)向增函數(shù)過度。2000年之后，第一產(chǎn)業(yè)比重和石油消費比重都為減函數(shù)，其一階導數(shù)都為增函數(shù)，表現(xiàn)出兩者的拉動關系較為密切?？傮w上，煤炭和第一產(chǎn)業(yè)比重、石油和第二產(chǎn)業(yè)比重波動表現(xiàn)出高度一致性，石油和第一產(chǎn)業(yè)，水、風、核電與第三產(chǎn)業(yè)，天然氣與第二、三產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)出單向帶動關系，且以工業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)依賴于煤炭能源的供給，存在豐富煤炭資源開發(fā)利用推動第二產(chǎn)業(yè)結構演進的現(xiàn)象，表現(xiàn)出我國能源結構調(diào)整與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整之間存在復雜的推動關系，并非能夠以簡單的單向或雙向帶動關系所描述解釋。

圖1 我國四類主要能源比重與三次產(chǎn)業(yè)結構比重

2 能源消費結構演進與產(chǎn)業(yè)結構升級關系緊密程度測度

由于灰色關聯(lián)分析具有較好的動態(tài)性特征，因此考察我國能源消費結構演進與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關聯(lián)程度可以借助灰色關聯(lián)方法測度實現(xiàn)。

2.1 灰色關聯(lián)測度方法

灰色關聯(lián)分析是用0到1之間的一個數(shù)反映變量之間的動態(tài)相關性。灰色關聯(lián)分析過程可以簡單地概括為五步：

第一步，選擇參照序列 x（0）及子序列 x（i），其中 i=1、2……。

第二步，無量綱化處理。常見方法有標準化分數(shù)、序列變量與均值的比值及變量序列與第一個數(shù)值的相比的結果等，本文選擇第三種方法進行數(shù)據(jù)的無量綱化處理。

第三步，計算關聯(lián)度指標。計算子序列：

y（i，k）=|x（i）-x（0）|

將其最大值記為max（i），最小值記為min（i），再求:

min=min（min（i））

max=max（max（i））

第四步，計算因素之間關聯(lián)系數(shù)，關聯(lián)系數(shù)表示為：

其中p值為分辨率系數(shù)，p∈（0，1）,p值越小則分辨率越大，通常取p=0.5。

第五步，求s（i，k）的均值，即得x（i）與x（0）的關聯(lián)度r（i），r（i）值越大則關聯(lián)度越高。

2.2 緊密程度的測度與分析

為了分析我國能源消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的關聯(lián)，并考察兩者之間關系隨著經(jīng)濟社會發(fā)展而動態(tài)演進的過程，可以按照關聯(lián)系數(shù)的測度方法分別測度我國1978—1995年、1996—2015年之間的關聯(lián)系數(shù)，結果如表1所示。

表1 能源消費與產(chǎn)業(yè)結構比重的關聯(lián)系數(shù)

從表1可以看出，在1978—2015年期間，我國第二產(chǎn)業(yè)對能源的依賴度最高，主要表現(xiàn)在煤炭、石油和天然氣的比重變動與第二產(chǎn)業(yè)比重的灰色關聯(lián)系數(shù)較高，尤其是煤炭和第二產(chǎn)業(yè)結構變動的關聯(lián)系數(shù)最高，其灰色關聯(lián)系數(shù)達到0.907，也意味著我國第二產(chǎn)業(yè)與煤炭產(chǎn)業(yè)的發(fā)展為經(jīng)濟發(fā)展的一個重要關系。其次，石油與第二產(chǎn)業(yè)的灰色關聯(lián)系數(shù)達到0.886，意味著我國第二產(chǎn)業(yè)與石油消費之間的關系也為經(jīng)濟發(fā)展的重要關系之一。與第三產(chǎn)業(yè)關系緊密的能源消費主要是石油與水、核、風電能源消費，盡管灰色關聯(lián)系數(shù)相對第二產(chǎn)業(yè)較低，但是其系數(shù)也達到0.707和0.509。石油和第三產(chǎn)業(yè)灰色關聯(lián)系數(shù)較高，主要是因為第三產(chǎn)業(yè)包括了交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，這些行業(yè)以交通工具的使用為其發(fā)展的標志之一，大量交通運輸業(yè)的發(fā)展需要大量的石油資源作為其動力。水、核、風電能源消費與第三產(chǎn)業(yè)灰色關聯(lián)系數(shù)為0.509，灰色關聯(lián)系數(shù)相對較高，主要因為第三產(chǎn)業(yè)服務業(yè)的發(fā)展以清潔生產(chǎn)為主，旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)重要組成，以原生態(tài)、清潔為發(fā)展理念，能源消費過程中追求新型能源的利用，但是其規(guī)模極為有限，以至于現(xiàn)階段第三產(chǎn)業(yè)與能源消費的灰色關聯(lián)系數(shù)總體不高。第一產(chǎn)業(yè)比重與石油結構演進的灰色關聯(lián)系數(shù)較高，其系數(shù)值達到0.814，我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工具的機械化，機械化的過程也是能源消費增長的過程，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工具具有可移動性的特點，類似于交通運輸工具，故石油的消費與第一產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)系數(shù)較高。

從階段性演進考察，我國1978—1995年、1996—2015年的階段性灰色關聯(lián)系數(shù)表現(xiàn)出動態(tài)性，反映出我國能源消費與產(chǎn)業(yè)結構比重灰色關聯(lián)度的調(diào)整過程。煤炭作為傳統(tǒng)消費能源，兩個時間段內(nèi)與三次產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)程度變動不大，說明我國煤炭資源消費的重要性沒有減弱。石油消費與第一二產(chǎn)業(yè)的灰色關聯(lián)度變化不夠顯著，第三產(chǎn)業(yè)與石油比重的關聯(lián)系數(shù)有較大幅度的下降，下降幅度達到0.238。天然氣管道建設及進口改變了天然氣與三次產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度系數(shù)，其比重與第三產(chǎn)業(yè)比重的關聯(lián)系數(shù)有較大幅度的調(diào)整，表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)與天然氣的灰色關聯(lián)系數(shù)上升0.225，而其與第三產(chǎn)業(yè)比重的系數(shù)卻下降0.181。

上述關系反映出我國能源消費結構與產(chǎn)業(yè)演進結構之間存在著較強的關聯(lián)性，其主要特點可以歸納為：（1）煤炭是我國第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要消費能源，煤炭比重與第二產(chǎn)業(yè)比重的灰色關聯(lián)系數(shù)最高，且所有能源比重與第二產(chǎn)業(yè)比重的關聯(lián)系數(shù)都較高。（2）石油與第一產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)系數(shù)較高，可以認為第一產(chǎn)業(yè)的主要依賴性能源為石油。另外石油與第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度相對較高，可以認為整個經(jīng)濟發(fā)展對石油的依賴性較高。（3）隨著我國經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的變化，三次產(chǎn)業(yè)與能源消費結構的灰色關聯(lián)系數(shù)有所調(diào)整，主要表現(xiàn)在除煤炭以外，其他三大能源與第三產(chǎn)業(yè)比重的灰色關聯(lián)系數(shù)都有大幅度的下降，而與第一產(chǎn)業(yè)有大幅度的上升。

3 能源消費與產(chǎn)業(yè)結構：影響方向的判別

借助于灰色關聯(lián)理論分析，可以揭示各種主要能源比重與三次產(chǎn)業(yè)比重之間的關聯(lián)程度，但不能說明兩個變量之間的互相影響方向。影響方向的問題需要通過一個獨立的方式來確定。Granger因果檢驗提供了格蘭杰因果關系的判斷方法，可以用來分析我國能源消費與產(chǎn)業(yè)結構的影響方向。

Granger因果檢驗的基本思路是一個變量是否能夠幫助預測另一個變量，如果可以認為這個變量就是另一個的Granger原因，如檢驗x是否是y的Granger原因（檢驗y是否是x的Granger原因變量正好相反），其數(shù)學表達式可以寫成：

用最小二乘估計法估計模型，并構造檢驗統(tǒng)計量進行F檢驗，原假設為：

H0：=β2=…=βp=0

檢驗統(tǒng)計量為：

RSS0和RSS1的表達式如下：

其中：

Granger因果檢驗需要變量之間是協(xié)整或變量是平穩(wěn)的，故需要進行單位根檢驗，對煤炭、石油、天然氣、水核風電、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比重做單位根檢驗，如表2所示。

表2 1978—2015年能源消費與產(chǎn)業(yè)結構比重的單位根檢驗

根據(jù)表2可以發(fā)現(xiàn)，我國煤炭、石油、天然氣、水核風電、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比重的原序列在0.10的顯著水平下，只有第二產(chǎn)業(yè)比重通過檢驗為平穩(wěn)序列，在0.05的顯著性水平下，所有變量的一階差分通過顯著性檢驗，即在0.05的顯著水平下，所有變量都為一階單整序列。盡管原序列不平穩(wěn)，但都為一階單整序列，可以進行協(xié)整分析，確定這些變量之間是否存在穩(wěn)定的關系。通過協(xié)整分析將12個組合關系中5%的顯著水平下通過檢驗存在協(xié)整關系的8組關系展示如表3所示。

表3 1978—2015年能源消費與產(chǎn)業(yè)結構比重的協(xié)整檢驗

通過協(xié)整檢驗的變量組符合Granger因果檢驗條件，故對表3中通過協(xié)整檢驗的變量組進行Granger因果檢驗。借助于Eviews5.0軟件對我國1978—2015年煤炭、石油、天然氣、水核風電、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比重的變量數(shù)據(jù)進行Granger因果檢驗分析，在0.05的顯著水平下將通過檢驗的變量組提取出來，結果如下頁表4所示。

表4 1978—2015年能源消費與產(chǎn)業(yè)結構比重的格蘭杰因果檢驗

從Granger因果檢驗結果可以看出，我國能源消費與三次產(chǎn)業(yè)的比重之間存在部分Granger因果關系。第一產(chǎn)業(yè)比重調(diào)整是引起煤炭、天然氣和水風核電能源消費結構演進的Granger因果原因。因為第一產(chǎn)業(yè)和煤炭消費的比重都為下降的，故可以認為第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的下降是引起煤炭消費比重和石油消費比重下降、天然氣消費比重上升的重要因素。但因第一產(chǎn)業(yè)結構比重與煤炭消費比重的灰色關聯(lián)系數(shù)只有0.380，與天然氣比重的灰色關聯(lián)系數(shù)僅為0.481，所以第一產(chǎn)業(yè)并不是煤炭產(chǎn)業(yè)下降、天然氣消費上升的決定性因素。第三產(chǎn)業(yè)比重結構的演進是煤炭、石油和天然氣多種能源消費結構變動的Granger原因，第三產(chǎn)業(yè)與煤炭、石油、天然氣的灰色關聯(lián)系數(shù)分別為0.419、0.707、0.481，說明第三產(chǎn)業(yè)的波動是三種能源結構演進的重要因素，尤其是石油與第三產(chǎn)業(yè)比重的關聯(lián)系數(shù)達到0.707，可以認為第三產(chǎn)業(yè)是引起石油消費結構演進的決定性因素之一。從檢驗結果可以看出，我國產(chǎn)業(yè)結構牽引著能源消費，能源消費對產(chǎn)業(yè)結構推動卻不夠顯著，只有天然氣的消費成為第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的Granger因果原因，且與第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的灰色關聯(lián)系數(shù)分別為0.661和0.481，說明天然氣消費比重演進是第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響因素?？梢园l(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)并沒有成為我國能源結構調(diào)整的影響因素，能源結構演進也并沒有成為推動第二產(chǎn)業(yè)結構比重調(diào)整的影響因素，但事實是我國第二產(chǎn)業(yè)目前依然是經(jīng)濟發(fā)展的主要產(chǎn)業(yè)，其結構比重目前仍然保持在45%以上，也從側面反映出我國能源消費并不是產(chǎn)業(yè)結構升級的重要影響因素，僅僅是產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的服務者，被動服務于經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整。

4 結論

通過上述分析，可以得出我國能源消費結構調(diào)整與產(chǎn)業(yè)結構演進之間的關系如下：

（1）產(chǎn)業(yè)結構與能源消費結構之間依存關系存在復雜的調(diào)整過程。主要表現(xiàn)在：1978—1995年期間我國第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要消費能源是煤炭，煤炭比重與第二產(chǎn)業(yè)比重的灰色關聯(lián)系數(shù)最高；石油與第一產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)系數(shù)較高，第一產(chǎn)業(yè)的主要依賴性能源為石油；1996年之后三次產(chǎn)業(yè)與能源結構的灰色關聯(lián)系數(shù)有所調(diào)整，主要表現(xiàn)在除煤炭以外，其他三大能源與第三產(chǎn)業(yè)結構的灰色關聯(lián)系數(shù)都有大幅度的下降，與第一產(chǎn)業(yè)的灰色關聯(lián)系數(shù)大幅度的上升。

（2）產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整是能源消費結構調(diào)整的推動者。在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與能源結構演進的過程中，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整是能源結構演進的重要影響因素，能源結構演進單向服務于產(chǎn)業(yè)結構演進，其中第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的比重上升成為石油消費比重下降的決定性因素之一，而能源消費對產(chǎn)業(yè)結構的影響則不夠顯著。

（3）當前我國真正意義上的能源經(jīng)濟尚未形成，能源依然處于被動的戰(zhàn)略供給狀態(tài)。數(shù)據(jù)分析表明，能源消費結構演進單向服務于產(chǎn)業(yè)結構，產(chǎn)業(yè)結構并沒有反過來服務于能源結構演進，兩者的關系反映出能源消費的被動性，結合第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展態(tài)勢不難發(fā)現(xiàn)能源消費對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的貢獻不足。從這個意義上可以認為，能源消費從屬于經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構變動，我國真正的能源經(jīng)濟尚未形成。

綜合而言，可以認為當前我國產(chǎn)業(yè)結構的演進是主動的，能源消費結構的調(diào)整是被動的，原因在于能源消費結構并不是產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的顯著影響因素。我國能源消費仍然從屬于經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，真正的能源消費經(jīng)濟并未正式形成。盡管能源消費規(guī)模越來越大，并影響到經(jīng)濟社會發(fā)展的各個領域與部門，但目前經(jīng)濟結構調(diào)整與轉型發(fā)展并不能依賴于能源消費經(jīng)濟。因此，未來我國產(chǎn)業(yè)結構的演進在一定程度上需要避免發(fā)達國家走過的一二三產(chǎn)業(yè)順次發(fā)展的常規(guī)次序，一方面應著力提高第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展內(nèi)涵，限制第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部低效高耗行業(yè)的規(guī)模，主要可以借助于第二產(chǎn)業(yè)耗能門檻的提高實現(xiàn)。另一方面，引導和鼓勵第三產(chǎn)業(yè)加速發(fā)展，尤其是鼓勵生產(chǎn)性服務業(yè)的科技應用與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)在擴大第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模的過程中，促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、優(yōu)化與升級，通過第三產(chǎn)業(yè)牽引經(jīng)濟發(fā)展，在經(jīng)濟發(fā)展的同時推動能源消費結構向低耗能、低污染轉型——經(jīng)濟增長與環(huán)境保護同步實現(xiàn)。