傅崇輝，傅 愈，焦桂花

(1. 廣東醫(yī)科大學(xué)人文與管理學(xué)院，廣東 東莞，5230802. 深圳市云天統(tǒng)計科學(xué)研究所，廣東 深圳，518000)

家庭結(jié)構(gòu)直接體現(xiàn)家庭成員關(guān)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(nèi)部的規(guī)模效應(yīng)[2]，家庭結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致消費模式和家庭數(shù)量的變化，使得家庭消費的規(guī)模效應(yīng)增加或降低，從而對社會、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境產(chǎn)生深刻的影響。比如，家庭年齡結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致老年家庭比重上升，則會增加對社會養(yǎng)老支持的需求[3]；家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致小規(guī)模家庭比重上升，則會增加生活能源消費量[4]；平均家庭規(guī)模的變化對資源環(huán)境形成挑戰(zhàn)[5]，甚至對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響[6]。

粵港澳大灣區(qū)是我國開放程度最高、經(jīng)濟(jì)活力最強(qiáng)的區(qū)域之一，在國家發(fā)展大局中具有重要戰(zhàn)略地位?；浉郯拇鬄硡^(qū)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(jīng)濟(jì)和制度文化方面存在顯著差異?；浉郯拇鬄硡^(qū)的能源消費結(jié)構(gòu)中，生活能源消費占整個大灣區(qū)總能源消費量的17.45%，(1)數(shù)據(jù)為作者根據(jù)粵港澳大灣區(qū)“9+2”城市的能源消費結(jié)構(gòu)估算得來。僅次于工業(yè)部門能源消費。粵港澳大灣區(qū)的能源對外依存度高，易受到各種外部環(huán)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(qū)未來家庭結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對區(qū)域能源安全的戰(zhàn)略意義出發(fā)，在構(gòu)建平均家庭規(guī)模演化模型和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)演化模型的基礎(chǔ)上，預(yù)測大灣區(qū)家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)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(fā)展與能源安全良性互動提供理論支撐。

一、文獻(xiàn)回顧

家庭不僅是構(gòu)成社會的基本單元，也是社會產(chǎn)品和服務(wù)的主要消費單元，家庭、家庭結(jié)構(gòu)的變化及其對消費的影響成為社會科學(xué)研究的重要內(nèi)容，家庭與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系、家庭結(jié)構(gòu)變動和家庭預(yù)測方面的相關(guān)研究成果相對豐富。

(一)家庭結(jié)構(gòu)的理論與實證研究

西方國家較早開始經(jīng)歷人口轉(zhuǎn)變和進(jìn)入人口老齡化社會，社會家庭結(jié)構(gòu)也相應(yīng)發(fā)生重大變化，相關(guān)的理論研究和邏輯闡述應(yīng)運而生。西方學(xué)者通過研究現(xiàn)代化、工業(yè)化過程中家庭規(guī)模和家庭結(jié)構(gòu)的長期變化趨勢，形成并發(fā)展了家庭轉(zhuǎn)變理論[7]。家庭轉(zhuǎn)變理論較好地解釋了西方社會家庭規(guī)模下降、家庭結(jié)構(gòu)趨同的現(xiàn)實，并歸納出影響家庭轉(zhuǎn)變的人口、社會經(jīng)濟(jì)及文化觀念等因素[8]，這些理論成果對于解釋發(fā)展中國家的家庭轉(zhuǎn)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(jīng)歷社會經(jīng)濟(jì)特征的變化，這些變化將影響消費、儲蓄和經(jīng)濟(jì)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(rèn)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(jīng)濟(jì)差異和量變關(guān)系[11]。同期還有從經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會學(xué)、心理學(xué)角度對家庭決策、家庭結(jié)構(gòu)及其變化引發(fā)的經(jīng)濟(jì)后果等方面進(jìn)行的理論分析[12]，至今仍在豐富和發(fā)展相關(guān)理論邏輯[13]。

隨著理論邏輯的逐漸清晰，相關(guān)的分析模型和統(tǒng)計方法也日益完善豐富。一類是關(guān)于家庭結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計，包括家庭類型結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)、家庭性別年齡結(jié)構(gòu)、家庭社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等[14-15]，為家庭領(lǐng)域相關(guān)研究提供了多角度的工具指標(biāo)；另一類是關(guān)于家庭結(jié)構(gòu)的分析和預(yù)測模型，如穩(wěn)定人口親屬分析模型、家庭狀態(tài)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(guān)系研究

一般認(rèn)為，與能源消費模式密切相關(guān)的人口因素主要包括家庭規(guī)模、城鄉(xiāng)分布、年齡結(jié)構(gòu)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(jī)制在于家庭的規(guī)模效應(yīng)[21]，由于生活能源為家庭內(nèi)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(huán)境壓力模型對生活能源消費進(jìn)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(jìn)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(yōu)越性[25]。比如，以人口規(guī)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(guī)模作為分析單位，76%能源消費的增長可以歸因為家庭規(guī)模因素[22]。

綜上所述，關(guān)于家庭結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的理論和方法，以及家庭結(jié)構(gòu)、規(guī)模、類型等與生活能源消費的關(guān)系研究涉及面廣、方法多樣、緊貼實際，很多學(xué)者從宏觀和微觀角度做出了深入細(xì)致的研究，為本研究提供了理論基礎(chǔ)和實證依據(jù)?；浉郯拇鬄硡^(qū)的家庭結(jié)構(gòu)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(qū)作為一個全新的區(qū)域共同體，其家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的變動趨勢尚屬全新研究領(lǐng)域，需要在研究方法上有所突破，才能克服家庭結(jié)構(gòu)分析數(shù)據(jù)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(jié)構(gòu)與生活能源消費的關(guān)系，比如，沈可等利用2005—2015年的省級面板數(shù)據(jù)分析生活能源消費的影響因素，認(rèn)為家庭規(guī)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(jié)構(gòu)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(qū)的能源戰(zhàn)略和能源安全研究具有借鑒意義。

二、數(shù)據(jù)和方法

(一)概念界定

家庭結(jié)構(gòu)是指家庭中成員的構(gòu)成及其相互作用、相互影響的狀態(tài)，以及由這種狀態(tài)形成的相對穩(wěn)定的聯(lián)系模式。家庭結(jié)構(gòu)包括家庭類型結(jié)構(gòu)、家庭(戶主)年齡結(jié)構(gòu)和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)等。在不同的社會文化環(huán)境中，家庭類型結(jié)構(gòu)沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，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(zhǔn)確反映家庭規(guī)模的數(shù)量關(guān)系。在家庭調(diào)查中，戶主的認(rèn)定存在不確定性，家庭(戶主)年齡結(jié)構(gòu)也存在不確定性，直接對家庭年齡結(jié)構(gòu)進(jìn)行模擬也無法消除這種不確定性。

因此，本文以家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)作為家庭結(jié)構(gòu)的操作化定義。家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)、家庭年齡結(jié)構(gòu)[30]，家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)也可以直接反映家庭消費的規(guī)模效應(yīng)[31]。以家庭的人口數(shù)量為標(biāo)準(zhǔn)，可以分為1人戶，2人戶等，不同規(guī)模的家庭數(shù)量占所有家庭數(shù)量的比例集合即為家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)。其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

(1)

其中，h(t,x)為t年家庭人數(shù)為x人的家庭數(shù)量。因此，家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)H(t)是不同規(guī)模的家庭數(shù)量h(t,x)的函數(shù)。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文參考的數(shù)據(jù)主要包括：香港的平均家庭規(guī)模、家庭結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)和生活能源消費的時間序列數(shù)據(jù)(2000—2019年)；(2)來自香港特別行政區(qū)政府統(tǒng)計處網(wǎng)站，網(wǎng)址為：www.censtatd.gov.hk澳門的平均家庭規(guī)模、家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)和生活能源消費的時間序列數(shù)據(jù)(2000—2019年)；(3)來自澳門特別行政區(qū)政府統(tǒng)計暨普查局網(wǎng)站，網(wǎng)址為：https://www.dsec.gov.mo/ts/#!/step1/zh-MO粵港澳大灣區(qū)的9個內(nèi)地城市的平均家庭規(guī)模、家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)和生活能源消費的時間序列數(shù)據(jù)(2000—2019年)。(4)各城市的統(tǒng)計局官網(wǎng)可以下載歷年電子版統(tǒng)計年鑒，本文均采用電子版統(tǒng)計資料另外，各普查年份或人口抽樣調(diào)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(diào)查資料可以提供廣東省各城市家庭結(jié)構(gòu)的時點數(shù)據(jù)。(5)http://#cnki.net/kns55/Navi/HomePage.aspx?id=N2008050166&name=YWJDD&floor=1

由相關(guān)數(shù)據(jù)可知，大灣區(qū)各城市的平均家庭規(guī)模在3人/戶左右，澳門、肇慶、江門和惠州的平均家庭規(guī)模大于3人/戶，其他城市的平均家庭規(guī)模小于3人/戶，大灣區(qū)各城市的平均家庭規(guī)模存在明顯的差異。

從家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)看，大灣區(qū)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(dá)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?？傊浉郯拇鬄硡^(qū)家庭結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀符合中國家庭轉(zhuǎn)變的特點[31]，也與家庭轉(zhuǎn)變理論[32]相契合。

大灣區(qū)的生活能源消費水平為517.40千克標(biāo)準(zhǔn)煤/人，高于廣東省的491.13千克標(biāo)準(zhǔn)煤/人；生活能源消費量占整個大灣區(qū)能源消費總量的17.45%。生活能源消費水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，香港、廣州、深圳、東莞等經(jīng)濟(jì)發(fā)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(shù)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(shù)據(jù)分析采用R軟件。

平均家庭規(guī)模是家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的函數(shù)(加權(quán)平均)，本文利用兩者之間的函數(shù)關(guān)系進(jìn)行預(yù)測。

1.家庭轉(zhuǎn)變階段判斷

家庭轉(zhuǎn)變理論和不同國家或地區(qū)的家庭結(jié)構(gòu)變化歷程表明，伴隨著城市化、工業(yè)化和人口轉(zhuǎn)變，家庭類型結(jié)構(gòu)趨于核心化、家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)趨于小型化。這種變化表現(xiàn)在平均家庭規(guī)模上，呈現(xiàn)為初期的高水平(約5人/戶)小幅擴(kuò)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(guī)模變化趨勢完全不同，首先需要對各城市所處的家庭轉(zhuǎn)變階段進(jìn)行判斷。根據(jù)家庭結(jié)構(gòu)變化的收斂理論，當(dāng)平均家庭規(guī)模處于持續(xù)下降的狀態(tài)，則判斷為家庭轉(zhuǎn)變的第二階段，見式(2)。當(dāng)平均家庭規(guī)模小于3人/戶，且近期出現(xiàn)過上升狀態(tài)，則判斷為家庭轉(zhuǎn)變的第三階段，見式(3)。

(2)

其中，F(xiàn)為平均家庭規(guī)模，t為年份，c為地區(qū)。

式(2)的含義是：在觀測時點，當(dāng)平均家庭規(guī)模大于3人/戶，且連續(xù)5年下降，則可判定其處于家庭轉(zhuǎn)變的第二階段。在進(jìn)入家庭轉(zhuǎn)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(jìn)行預(yù)測[33-34]。根據(jù)上述準(zhǔn)則，澳門、江門、肇慶和惠州的家庭轉(zhuǎn)變處于第二階段(I類城市)。

(3)

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

2.平均家庭規(guī)模演化方程

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

ΔF(t,c)=F(t,c)-F(t+1,c)=f(F(t,c))

(4)

將大灣區(qū)I類城市(澳門、江門、肇慶和惠州)匯總后計算得出家庭規(guī)模減量觀測曲線，見圖1，平均家庭規(guī)模變化過程經(jīng)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(shù)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(guī)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(shù)。

根據(jù)式(4)和式(5)，可以預(yù)測下一時間點的平均家庭規(guī)模：

F(t+1,c)=F(t,c)-ΔF(t,c)

(6)

家庭是人類社會的基本構(gòu)成單元，平均家庭規(guī)模不可能無限下降或出現(xiàn)負(fù)值，合理的假設(shè)是當(dāng)平均家庭規(guī)模下降到較低的水平時，將圍繞一個值在一定區(qū)間內(nèi)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(shù)，μ是波動中心，ε是均值為0的正態(tài)誤差項。

根據(jù)自回歸的性質(zhì)，式(7)的含義是：當(dāng)平均家庭規(guī)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(xiàn)平均家庭規(guī)模圍繞μ進(jìn)行波動。

3.家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)演化方程

家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)與平均家庭規(guī)模具有內(nèi)在的聯(lián)系，可以在平均家庭規(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)之間建立函數(shù)關(guān)系，也就是假設(shè)家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)是平均家庭規(guī)模的函數(shù)[38]。

家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)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(shù)為x人的家庭數(shù)占總家庭數(shù)的比例,H～{f(t,1) …f(t,6+)}，即為家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)。

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(tài)分布。

家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)方程式(8)包含3個參數(shù)(a、b、k)，需要通過歷史數(shù)據(jù)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(guī)模、消費水平和家庭結(jié)構(gòu)等[39]，本文的目標(biāo)是考察家庭結(jié)構(gòu)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(guī)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(shù)為n人的家庭數(shù)量，hn為家庭人數(shù)為n人的家庭數(shù)量占家庭總量的比例，即家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)。

通過式(10)的數(shù)學(xué)轉(zhuǎn)換，生活能源消費量是消費水平(s)、人口規(guī)模(p)、家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)(hn)的函數(shù)，可以用函數(shù)形式表示：

S～f(s,p,h1,h2,h3,h4,h5,h6,h6+)

(11)

半?yún)?shù)因素分解法(DFL)通過構(gòu)建反事實分布將影響因素(觀測特征)的效應(yīng)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(guī)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(shù)構(gòu)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(guī)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(quán)方法構(gòu)建反事實生活能源消費分布。比如，假設(shè)時點(t=1)的人口規(guī)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(guī)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(guī)模分布、條件消費水平分布、條件1～6+人戶占比分布導(dǎo)致的變化部分，以及無法解釋的部分。依次類推，可以分別構(gòu)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?xí)r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(guī)模變化導(dǎo)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(dǎo)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(dǎo)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(shè)置為2020年，時點t=1設(shè)置為2050年，則可匯總得到整個大灣區(qū)生活能源消費變化的各因素貢獻(xiàn)度向量：

(15)

三、研究結(jié)果

(一)模型檢驗

平均家庭規(guī)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(guī)模結(jié)構(gòu)演化方程采用最小二乘估計。通過決定系數(shù)(R2)和F檢驗(P-value)判定方程的穩(wěn)健性。表1的檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)檢驗的P-value值都遠(yuǎn)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(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的歷史數(shù)據(jù)。

表1 模型的擬合優(yōu)度

(二)誤差檢驗

為了檢驗?zāi)Ｐ偷木?，本文采用事后檢驗的方法對模型進(jìn)行誤差檢驗。為了避免事后解釋的謬誤，用于檢驗?zāi)Ｐ蛥?shù)估計的數(shù)據(jù)不能用于事后檢驗。為此，用1990—2010年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗?zāi)Ｐ偷膮?shù)估計，由此得出的預(yù)測結(jié)果本身沒有包括2015年和2019年的數(shù)據(jù)信息，這兩年數(shù)據(jù)的預(yù)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(zhǔn)確的平均家庭規(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)，假定2010年為起始時點，通過1990—2010年的時間序列數(shù)據(jù)擬合檢驗?zāi)Ｐ偷膮?shù)，將其用于預(yù)測2015年和2019年的平均家庭規(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)，并將預(yù)測結(jié)果與實際數(shù)值進(jìn)行比較，從而得到模型的預(yù)測精度。

平均家庭規(guī)模演化方程檢驗結(jié)果顯示，2015年相關(guān)數(shù)值的估計誤差在3%～5%之間，2019年相關(guān)數(shù)值的估計誤差在10%以內(nèi)。相對來說，預(yù)測時期越遠(yuǎn)、估計的誤差越大，這也符合預(yù)測的普遍規(guī)律?？傮w上看，本文平均家庭規(guī)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(yù)測2015和2019年的家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)。受篇幅的限制，本文只報告根據(jù)各城市預(yù)測結(jié)果匯總的整個大灣區(qū)的相關(guān)事后檢驗情況。

從家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)估計值看，由于2015—2019年大灣區(qū)平均家庭規(guī)模由3.25人/戶下降到3.08人/戶，對應(yīng)的家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)也發(fā)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(guī)模結(jié)構(gòu)演化方程的估計結(jié)果與這種變化趨勢相吻合，說明估計值是有效的。

檢驗結(jié)果顯示，家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)演化方程的估計誤差(絕對值)在2%以下，2019年相關(guān)數(shù)值的誤差普遍大于2015年；2015年1人戶和3人戶相關(guān)數(shù)據(jù)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(guān)數(shù)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(guī)模結(jié)構(gòu)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(yù)測精度在合理范圍內(nèi)。

(三)預(yù)測結(jié)果

根據(jù)平均家庭規(guī)模演化方程、家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)演化方程和生活能源消費的半?yún)?shù)因素分解模型，對2020—2050年平均家庭規(guī)模的變化情況進(jìn)行預(yù)測。

1.平均家庭規(guī)模預(yù)測結(jié)果

從表2的預(yù)測結(jié)果看，大灣區(qū)的平均家庭規(guī)模將保持溫和下降的態(tài)勢，到預(yù)測期末將為2.687人/戶。對于II類城市，盡管起始平均家庭規(guī)模已經(jīng)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(qū)間；對于I類城市，平均家庭規(guī)模繼續(xù)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(guī)模還有進(jìn)一步小幅下降的可能性。總體上看，平均家庭規(guī)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(guī)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(fā)達(dá)地區(qū)家庭轉(zhuǎn)變的特征[31]。

表2 平均家庭規(guī)模預(yù)測結(jié)果 單位：人/戶

2.家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)預(yù)測

有兩種途徑可以得到整個大灣區(qū)家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的預(yù)測結(jié)果，一是直接用整體指標(biāo)進(jìn)行計算，二是分別計算各城市的預(yù)測值，然后匯總得到整個大灣區(qū)的預(yù)測結(jié)果。本文認(rèn)為，上述兩種途徑的統(tǒng)計方法是相同的，不同途徑得到的結(jié)果不會有本質(zhì)上的差異。第一種途徑對數(shù)據(jù)的要求更低，在沒有分城市數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)不存在系統(tǒng)誤差，則統(tǒng)計模型產(chǎn)生的估計誤差是隨機(jī)誤差，采用分城市匯總的方法可以利用隨機(jī)誤差的抵償效應(yīng)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(xù)因素分解過程中涉及整個大灣區(qū)家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的預(yù)測值將使用匯總估計結(jié)果。

表3是整個大灣區(qū)家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的匯總預(yù)測結(jié)果，(8)各城市的預(yù)測結(jié)果篇幅太大，如有需要可向作者咨詢。在大灣區(qū)“9+2”城市家庭結(jié)構(gòu)變化的共同作用下，主要表現(xiàn)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(qū)平均家庭規(guī)模下降的原因之一，符合中國的家庭結(jié)構(gòu)變化趨勢[15]，也與西方國家的家庭轉(zhuǎn)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(dāng)代中國家庭結(jié)構(gòu)受到現(xiàn)代趨向和傳統(tǒng)習(xí)俗的雙重作用，家庭規(guī)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(gòu)成的2～4人戶核心家庭是大灣區(qū)的主要家庭規(guī)模類型。

第三，5人戶和6+人戶的大家庭占比較低，且持續(xù)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(yè)化和城市化的進(jìn)程，傳統(tǒng)的大家庭已經(jīng)不適應(yīng)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)組織形式和生活方式，大灣區(qū)內(nèi)地城市大量流動人口的存在，進(jìn)一步限制了大家庭的占比，家庭轉(zhuǎn)變及其長期變化趨勢是家庭規(guī)?？s小、大家庭比例下降。這種趨勢既反映了人口轉(zhuǎn)變對家庭結(jié)構(gòu)的影響，也體現(xiàn)了家庭結(jié)構(gòu)對社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的反應(yīng)[44]。家庭規(guī)模小型化的特征[1]在粵港澳大灣區(qū)也得到了印證。

總之，2050年大灣區(qū)將全面進(jìn)入家庭轉(zhuǎn)變的第三階段，平均家庭規(guī)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(jié)構(gòu)變化特征，這與中國發(fā)達(dá)地區(qū)的家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)比較相似[31]。

表3 大灣區(qū)家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)預(yù)測結(jié)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(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致規(guī)模效應(yīng)損失或提高[2]，從而改變?nèi)鐣钅茉聪M總量。為了分析生活能源消費變動的家庭因素貢獻(xiàn)率，需要對各種影響生活能源消費的因素進(jìn)行情景設(shè)定。首先是人口規(guī)模，引用《粵港澳大灣區(qū)人口預(yù)測技術(shù)報告》中的預(yù)測結(jié)果[45]，大灣區(qū)人口規(guī)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(nèi)發(fā)生波動，所以對消費水平的中長期預(yù)測具有很大的不確定性。因此，本文采用情景設(shè)定的方法對未來消費水平的變動范圍進(jìn)行設(shè)定，以分析在特定的消費水平情景下，家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變化可能對生活能源消費產(chǎn)生的影響。從某種意義上說，本文的消費水平情景設(shè)定不是對其進(jìn)行預(yù)測，而是一種服務(wù)于研究目標(biāo)的假設(shè)。本文設(shè)置兩種消費水平變化情景：一是靜態(tài)情景，即假設(shè)消費水平保持不變。雖然這種情景在現(xiàn)實中不太可能出現(xiàn)，但它可以消除消費水平的影響，單獨比較人口規(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變動對生活能源消費的影響。二是動態(tài)情景，即假設(shè)未來消費水平按照2008—2019年間消費水平的變動過程而發(fā)生變化并進(jìn)行ARMA外推[46]。另外，生活能源消費研究的相關(guān)技術(shù)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(shù)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(jié)果(2020—2050年) %

由表4可見：(1)按照本文的情景設(shè)定，2020—2050年，大灣區(qū)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(guī)模、消費水平和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的變化是導(dǎo)致生活能源消費變動的主要因素。

(2)從各因素的貢獻(xiàn)度變動趨勢上看，人口規(guī)模的影響從初期的約25%～38%逐年下降到末期的約15%～20%，預(yù)測期內(nèi)人口規(guī)模增長速度放緩將逐漸削弱人口規(guī)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(xiàn)率卻逐年下降，從初期的約36%下降到末期的約28%。與人口規(guī)模和消費水平的貢獻(xiàn)度動態(tài)變化正好相反，家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變動對消費的影響作用持續(xù)增強(qiáng)，從初期的約24%～38%逐年上升到末期的約38%～50%。

(3)在靜態(tài)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(qiáng)度。2020年，人口規(guī)模因素解釋了生活能源消費變動的37.84%，而家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變化解釋了38.32%，略高于人口規(guī)模的貢獻(xiàn)度；2050年，人口規(guī)模因素只解釋了生活能源消費變動的20.12%，而家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變化卻解釋了49.24%，其作用強(qiáng)度已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了人口規(guī)模。僅從人口與家庭因素的比較看，未來將出現(xiàn)人口規(guī)模作用下降、家庭結(jié)構(gòu)變化作用上升的趨勢。

(4)在動態(tài)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(xiàn)度一直高于28%，但從2040年開始，家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變動對生活能源消費的影響(9)即1～6+人戶的貢獻(xiàn)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(jié)果進(jìn)一步驗證了靜態(tài)情景下家庭規(guī)模因素對生活能源消費的促進(jìn)作用不斷增強(qiáng)的結(jié)論，形成了相互印證的邏輯關(guān)系。

(5)家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)變動對生活能源消費增長保持持續(xù)促進(jìn)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(jié)論與討論

本文利用公開數(shù)據(jù)，對粵港澳大灣區(qū)的平均家庭規(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的變動趨勢進(jìn)行預(yù)測，并將預(yù)測結(jié)果用于生活能源消費變動影響因素的分解分析。家庭結(jié)構(gòu)研究普遍面臨數(shù)據(jù)可獲得性的限制[47]，特別是小區(qū)域的家庭結(jié)構(gòu)時間序列數(shù)據(jù)較難獲得，成為限制家庭相關(guān)研究的主要障礙[26]，本文采用的技術(shù)方法一定程度上克服了這種困難。

粵港澳大灣區(qū)是中國最具活力和經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的地區(qū)之一，其平均家庭規(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的變動趨勢具有內(nèi)在規(guī)律性，家庭規(guī)模小型化的家庭轉(zhuǎn)變特征在粵港澳大灣區(qū)也得到驗證。大灣區(qū)的平均家庭規(guī)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(yīng)于家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的變化，1人戶和2人戶的占比將維持上升的態(tài)勢；3人戶和4人戶的占比小幅下降，但仍是家庭結(jié)構(gòu)類型的主要構(gòu)成；5人戶和6+人戶的占比將進(jìn)一步減少。

需要指出的是，珠三角地區(qū)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(guān)系，在預(yù)測家庭結(jié)構(gòu)變動時需要充分考慮流動人口的影響。本文的預(yù)測方法是基于平均家庭規(guī)模和家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)的歷史變化趨勢，也就是說歷史數(shù)據(jù)中包含了流動人口對家庭結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響的信息。事實上，本文所采用的平均家庭規(guī)模演化方程正好可以反映人口遷移流動對平均家庭規(guī)模變動的影響[38]，并且在家庭規(guī)模結(jié)構(gòu)演化方程中得到體現(xiàn)[34]。

目前正值粵港澳大灣區(qū)戰(zhàn)略落地實施的初期階段，社會經(jīng)濟(jì)一體化的政策效應(yīng)將逐漸顯現(xiàn)，從而全面影響家庭轉(zhuǎn)變的制度文化和社會環(huán)境，未來大灣區(qū)政府部門的家庭結(jié)構(gòu)變化將更為復(fù)雜?；陂L遠(yuǎn)發(fā)展目標(biāo)，大灣區(qū)政府部門不能只是被動地解決當(dāng)前的問題, 還要有一定的預(yù)見性。鑒于家庭結(jié)構(gòu)變化對社會、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的深刻影響，大灣區(qū)的各要素互通、創(chuàng)新發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步、生活方式等因素未來將對家庭結(jié)構(gòu)產(chǎn)生怎么樣的影響，值得學(xué)界進(jìn)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(shù)進(jìn)步和環(huán)保措施加以調(diào)節(jié)，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(xiàn)率之和已經(jīng)超過了消費水平的貢獻(xiàn)率。因此，大灣區(qū)能源安全和能源轉(zhuǎn)型相關(guān)政策的制定，應(yīng)該充分考慮家庭結(jié)構(gòu)變化的潛在影響，這也是本研究的意義所在。