我国能源产业与产业结构相关性探讨，本文主要内容关键词为：相关性论文,产业结构论文,能源论文,我国论文,产业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
［中图分类号］F407.2 ［文献标识码］A ［文章编号］1002-736X(2008)11-0159-06
引言
作为世界上第二大能源生产国和消费国，我国能源产业的不断发展，为其他各种产业和国民经济的迅速发展提供了重要的支撑。从20世纪80年代末90年代初开始，随着世界范围内产业转移的趋势不断加强，我国产业结构不断进行着调整，特别是近几年来重工业化趋势较为明显，也导致对能源需求量的不断上升。因此，尽管我国能源产业不断发展，能源总产量逐年上升，但自2003年以来全国性煤、电、油等能源出现了全面紧张，特别是2007年冬天的雪灾，能源特别是原煤供应紧张的情况更加明显。这无疑在一定程度上影响了我国国民经济又好又快发展的目标，对产业结构的进一步优化也会带来不小的负面影响。因此，研究能源产业与产业结构变动的规律，分析它们之间的相关性，更好地发挥能源产业与产业结构的互动作用，促进产业结构的合理化和国民经济的可持续发展就显得尤为重要。
目前，国内外的相关研究主要集中于研究结构调整对能源消费的影响。Baiding Hu(1998)运用投入产出法分析了1987-1997年间产业结构与技术的变化对中国能源消费强度的变化影响。Richard F.Garhaccio(1999)运用投入产出法研究了1978-1995年期间中国单位产出能源消费量下降的原因。Jonathan E.Sinton & David G.Fridley(2000)的研究认为中国2000年以前能源消费下降本质上是煤炭消费下降的结果，而其他形式的能源消费并非下降。路正南(1999)通过建立各产业产值占GDP的比重与能源消费量之间的时间序列回归模型，实证分析了产业结构调整对我国能源消费的影响。尹春华(2003)利用灰色关联分析的方法对能源消费与产业结构进行了关联分析得出了各产业与能源消费之间的关联度。史丹(2003)利用1980-2000年的数据建立了能源消费与产业结构之间的时间序列模型分析了产业结构变动对能源消费的影响。研究结果显示：中国的产业结构变动对能源消费效率的提高具有重要影响，但是产业结构对能源消耗强度的影响方向却不一。徐博(2004)等研究得出第一产业和工业比重的变化是影响能源消费总量变化的主要因素。韩智勇、魏一鸣(2004)基于结构分解分析方法研究了1980-2000年间中国能源强度与经济结构变化的特征。曾波、苏晓燕(2006)从比较分析各产业对经济增长贡献入手，采用灰色关联分析法分析1995年以来产业结构和能源消费的关联效应和特征。张瑞等(2007)应用面板数据Panel data模型实证分析产业结构变动对能源消费的影响。彭源贤、张光明(2007)着重考察1995-2003年间产业结构变动因素和各个产业真实能源消耗强度变动因素。
综上所述，国内外学者对产业关联度、产业结构变动对能源消费的影响进行了大量的理论研究和实证分析。不过从现有文献来看，没有对能源产业变动和产业结构变动的相关性进行深入分析。从我国国民经济发展状况来看，全面认识能源产业，系统分析能源产业与产业结构变动的关系，充分利用能源产业对产业结构优化的推动作用，保障能源的持续供应、实现国民经济的又好又快发展已经成为当前国家发展的一个重大战略问题，本文试对此进行探讨。
一、我国能源产业和产业结构现状分析
（一）我国能源产业发展的现状
经过改革开放以来的快速发展，中国能源建设取得了巨大成就，能源产业得到了长足发展，能源消费逐年增加，能源供应已经从多年的严重短缺转到总量基本平衡，基本上能够适应国民经济和社会发展的需要，主要表现在以下几方面。
1.能源产业发展迅速，能源供应有保证。2007年中国一次能源产量达到23.7亿吨标准煤，其中原煤25.36亿吨，原油1.87亿吨，天然气693.1亿立方米，发电量32777.2亿千瓦时，分别同比增长7.0%、6.9%、1.1%、18.4%、14.4%。太阳能、风能、地热等新能源也都有较大幅度的发展。①
图-1反映了1990年以来我国能源生产和宏观经济增长情况。
图-1 1990年以来我国能源生产增长率与GDP增长率
资料来源：历年《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》，下同。
从图-1中可以看出，从20世纪90年代以来，尽管中间出现了起伏，但能源生产总体上是不断上升的。在能源生产总量不断上升的同时，能源的消费量也是逐年提高的。图-2揭示了1990年以来我国能源生产与消费的总体情况。
由图-2可知，1990年以来我国能源供需基本平衡，但从2003年开始，能源供需缺口有加大的趋势，消费量增幅快于能源产量的增幅。图-3显示出1990年以来我国能源生产和消费的弹性系数。从图中可以发现，无论是能源生产还是消费方面，弹性系数都出现了很大的波动。在经过20世纪90年代一段平稳发展的时期以后，到1998年降到了最低，能源生产和消费弹性系数分别降到-0.79和-0.53，后又迅速上升，在2004年达到最到点，分别为1.42和1.59，近几年来已经开始逐步下降。
图-2 我国1990-2006年能源生产与消费情况（单位：万吨标准煤）
图-3 我国1990-2006年能源生产与消费弹性系数
另一方面，能源供给的构成也在不断得到优化。尽管煤炭的主体和基础地位没有动摇，但其他各种形式的能源得到了一定程度的发展，如图-4所示。
2.能源消费结构逐步优化。煤炭消费量在能源消费总量中的主体地位没有明显变化，不过石油、天然气、水电、核电、风能、太阳能等所占比重开始逐步上升。从行业来看，各行业特别是第三产业和工业对能源的消费开始由重数量逐步向重质量转变，而洁净能源的迅速发展，优质能源比重的提高，为提高能源利用效率起到了重要作用，表-1为2006年我国主要行业能源消耗量。
3.能源产业的现代化程度进一步提高，技术水平上了一个新台阶。煤炭工业已具备了设计施工装备及管理千万吨级露天煤矿和大中型矿区的能力，石油工业已形成了从勘探开发地面工程建设到装备制造的完整体系，电力工业发展进入了以大机组大电厂大电网超高压和自动化为主要特征的新阶段，而且核能、生物质能源等各种形式的新能源的开发、利用等方面的技术也得到了很大程度的提高，技术水平日益成熟和完善。
（二）改革开放以来我国产业结构的演变过程
改革开放以来，随着生产力水平的提高，我国加快产业发展速度，各产业都得到长足的发展，图-5显示了1978年以来各产业的发展情况。
从图中可以看出，20世纪90年代以来各产业发展速度明显加快，第二、三产业尤为明显。而第二产业在发展过程中无论是速度还是总产值都超过了第一产业和第三产业。
与此同时，产业结构调整的步伐加快，逐步摆脱了经济发展中偏重工业，忽视轻工业的发展，只重视物质生产领域的发展，不重视为生产和消费提供服务的第三产业发展的主导思想，开始注重产业结构的协调发展。1978年我国第一、二、三产业在GDP的比重分别为28.2%、47.9%和23.9%，到2007年分别演变成为11.7%、49.2%、39.1%，具体过程如图-6所示。
图-6 改革开放以来我国三次产业占GDP比重变动情况
从图-6中可以看出，第二产业所占的比重最大，而且是稳中有升，第三产业在20世纪90年代以后的比重有了较大幅度的提高，2000年以来一直在40%左右。而第一产业的比重则逐步下降，90年代中后期开始所占比重一直在20%以下。
二、能源产业与产业结构的相关性分析
作为产业的一种，能源产业与其他产业以及产业结构之间存在着密切的关系。本文从协整性和因果关系两个方面来对它们之间的相关性进行实证分析。拟运用ADF检验来检验时间序列的平稳性，采用协整检验考察时间序列变量是否存在长期均衡关系，然后运用格兰杰因果关系检验考察时间序列变量之间是否存在因果关系及因果关系的方向。
（一）指标的选择
本文分别选取反映能源产业和产业发展及产业结构的两组指标来检验变量之间的相关性，运用误差修正模型来研究产业结构与能源产业之间的长期均衡和短期波动的影响。(1)能源产业衡量指标。运用能源生产总量、能源消费总量、能源结构三个指标来衡量能源产业，其中运用煤炭产量占能源产量的比重来表示能源产业结构。(2)产业发展与产业结构衡量指标。采用第一产业产值、工业产值、第三产业产值等指标来表示产业发展状况，并用工业产值占总产值比重作为衡量产业结构的指标。(3)数据选取及处理。20世纪80年代前期，我国处于改革开放的起步阶段，相关数据存在很大的波动性，不能很好反映产业发展变动的规律和趋势。因此，根据数据的可取性及科学性，笔者选取了1985-2006年共22年上述各指标的数据，以此来反映改革开放以来我国能源产业以及产业结构的发展状况。同时，为减少时间序列的异方差，将原始数据中的总量指标全部进行了对数处理。使用EVIEWS5.0软件进行数据处理和运算。
（二）协整性分析
1.时间序列变量的平稳性检验。检验变量是否稳定的过程称为单位根检验。平稳序列将围绕一个均值波动，并有向其靠拢的趋势，而非平稳过程则不具有这个性质。比较常用的单位根检验方法DF检验由于不能保证方程中的残差项是白噪音，所以Dickey & Fuller对DF检验法进行了扩充，形成ADF检验，这是目前普遍应用的单整检验方法（李子奈，2000）。该检验法的基本原理是通过n次差分的办法将非平稳序列转化为平稳序列，具体方法是估计回归方程式：
笔者分别对能源生产总量、能源消费总量、第一产业、工业、第三产业、能源产业结构、产业结构指标进行了单整检验。分析过程表明，能源生产总量、能源消费总量、第一产业、工业、第三产业等指标均为2阶单整，下表为上述指标2阶差分后的结果。
从表-2可以看出，经过2阶差分后，能源消费总量、第一产业产值、第三产业产值的ADF值均小于Critical Value，表明在三个显著性水平上都是平稳的。而能源生产总量和工业产值两个指标在5%和10%两个显著性水平上也都是平稳的。因此，可以认为这5个指标经过2阶差分后都实现了平稳。
能源产业结构指标与产业结构衡量指标均为1阶单整，1阶差分后两个指标所对应的时间序列都实现了平稳，具体分析见表-3。
2.时间序列变量的协整检验。由于上述指标所对应的时间序列全部都存在1阶或2阶的单整关系，不是平稳数列，因此需要进行协整分析。变量序列之间的协整关系是由Engle和Granger首先提出的。其基本思想在于：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却可能呈现稳定性，则这两个变量之间便存在长期稳定关系即协整关系。Engle-Granger(1987)两步法通常用于检验两变量之间的协整关系。笔者运用该方法对有关能源产业与产业结构的相关指标之间的相关性进行协整分析②，具体分析结果如表-4。
通过比较ADF Test Statistic和Critical Value的大小可以看出，第一产业产值与能源生产总量和消费总量均不存在协整关系，工业产值与能源生产总量、第三产业产值与能源消费总量之间只在10%的显著性水平上存在协整关系，由于其各自时间序列均为2阶单整，因此，它们之间均为(2，1)阶协整；能源产业结构与产业结构在5%和10%的显著性水平存在协整关系，这两个变量各自时间序列为1阶单整，因此它们之间为(1，1)阶协整；能源消费总量与工业产值、能源生产总量与第三产业产值在5%和10%的显著性水平存在协整关系，由于其各自时间序列均为2阶单整，这两队变量之间均为(2，1)阶协整。
由此可见，从长期来看，相对于工业和第三产业而言，第一产业与能源产业的相关性并不明显，工业和第三产业与能源产业均存在一定的均衡关系，说明第三产业和工业与能源产业的相关性更加密切。同时，能源产业结构与产业结构之间在5%和10%的显著性水平上均存在协整关系，表明能源产业结构与产业结构之间也存在着密切的相关性。
（三）因果性分析
这里采用时间序列变量的格兰杰检验因果关系进行检验。格兰杰因果性的定义为，如果由
和
滞后值所决定的的条件分布与仅由的滞后值所决定的条件分布不相同，则称变量对存在格兰杰因果关系。如果两个时间序列之间存在格兰杰因果关系，则说明其中一个序列的信息有助于对另一个序列的预测作出更准确的估计。
格兰杰因果关系可以用F统计量来进行，如果F统计量大于相应显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，得到结论对存在格兰杰因果关系。
格兰杰因果关系检验的基本原理是：在做Y对其他变量（包括自身的过去值）的回归时，如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测，我们就说X是Y的（格兰杰）原因；类似地定义Y是X的（格兰杰）原因。为此需要构造：
无条件限制模型：
即F的统计量服从第一自由度为m，第二自由度为n-(k+m+1)的F分布。若F检验值大于标准F分布的临界值，则拒绝原假设，说明X的变化是Y变化的原因。
通过相应的数据对能源产业与产业结构的相关指标进行因果关系的实证分析，结果如下：
1.工业与能源生产和消费之间的因果关系检验。检验结果如表-5所示。
其中Y表示工业产值，X1表示能源生产，X2表示能源消费。
由表-5可知，能源生产和工业产值之间没有因果关系，能源消费与工业产值之间有因果关系，表示从能源消费到工业产值之间的单向因果关系，在10%的显著性水平下成立，说明能源消费变动是工业产值变动的一个重要原因。能源生产不是工业产值的原因，即能源生产对工业产值的影响不大。
2.能源结构与产业结构之间的因果关系检验。检验结果如表-6所示。
其中Y表示产业结构，X表示能源产业结构。
从表-6可知，P值均大于0.1，说明X、Y之间没有显著的因果关系。由于0.11738近似于0.1，因此可以近似将Y作为X的一个原因，即产业结构是能源产业结构的一个原因，即产业结构的变动是影响能源产业结构变动的一个重要原因，这也是被许多学者所研究和证实了的内容。
（四）关于能源产业与产业结构的误差修正模型
以上从协整性和因果关系两个方面就产业结构和能源产业结构之间的相关性进行了实证分析。根据Granger定理(Granger，1987)，如果两个变量之间存在协整关系，则它们之间也必然存在误差修正模型的形式。下面通过在相关指标所对应的时间序列之间建立误差修正模型，进一步分析能源产业与产业结构之间的相关性。
1.能源消费与产业发展的误差修正模型。：能源消费指标，这里用能源消费总量的对数值表示；：产业发展指标，用工业产值的对数值表示。建立误差修正模型，经过试算，确定模型形式为:
该模型结果反映了产业发展与能源产业的长期均衡关系，同时也反映出当变量偏离长期均衡关系时对短期波动的调控程度。由(1)式可以看出，能源消费的对数值每变动一个单位，工业产值的对数值每变动1.1504个单位。而能源消费的滞后一期的对数值每变动一个单位，工业产值的对数值变动0.8755个单位，两者之间变动方向相反。ecm的系数即工业产值与能源消费的长期均衡对短期波动的调节系数为-0.0372，表示如果产生短期的动态波动时，可以通过对短期波动的调整以回到长期均衡，不过由于系数数值比较小，说明对短期波动调节的力度不大。
2.能源产业结构与产业结构的误差修正模型。：能源产业结构指标，这里用原煤产量的比重表示；：产业结构指标，用工业产值的比重表示。经过试算，建立误差修正模型，模型形式为：
该模型结果显示出产业结构与能源产业结构同样存在密切的关系，同时也反映了当变量偏离长期均衡关系时对短期波动的调控程度。由该方程可以看出，产业结构每变动一个单位，能源消费结构就同向变动0.5139个单位。而能源产业结构滞后一期的值每变动一个单位，当期能源产业结构就同向变动0.4568个单位。误差修正项的影响弹性系数为-0.4429，表示如果产业结构与能源产业结构的长期均衡关系产生短期的动态波动时，可以通过调节来回到长期均衡的轨道上，由于系数数值比较大，说明对短期波动的调节的力度较强。
三、结论与启示
以上运用了相关指标对产业结构与能源产业的相关性从协整关系和因果关系两个方面进行了实证分析，并在此基础上运用相应指标建立了误差修正模型。从实证分析结果可以看出，产业结构与能源产业之间确实存在着相关性，产业结构的优化有利于我国能源强度的下降，有利于我国能源利用以及经济社会的可持续发展。因此，就我国产业结构和能源产业而言，至少存在以下三点启示。
1.从协整分析的结果来看，衡量产业结构与能源产业的相关指标之间都存在一定的协整关系，说明改革开放以来我国能源产业与产业结构之间确实存在一定的相关性，并且存在长期均衡关系。从各个产业与能源产业的关系来看，第三产业与工业与能源产业的发展之间的相关性更加明显。同时，从误差修正模型的分析结果可以看出，产业结构每变动一个单位，可以影响能源产业结构0.5139个单位。因此，积极调整和优化产业结构特别是工业内部结构，是优化能源产业结构，实现能源产业可持续发展的重要因素。要充分重视和挖掘产业结构调整降低能源消费强度的潜力，进一步提高工业内某些行业的进入门槛，大力清除规模小、能耗高，能源利用效率低的作坊式经营单位，优先发展科技含量高、低耗能、低污染的行业，利用高技术产业改造传统产业，走科技含量高、能源消耗率低、环境污染少的新型工业化道路，加快产业结构升级。由于能源产业与产业结构之间存在着密切的相关性，在产业结构得到优化的同时也能有效降低能源强度，促进能源产业结构的升级。
2.从因果分析的结果来看，能源生产和工业产值之间没有因果关系，能源消费与工业产值之间有因果关系，说明能源消费变动是工业产值变动的一个重要原因，即能源产业的消费结构变动对产业结构变动会产生重要影响，而能源生产结构与产业结构关系不明显。另一方面，能源产业结构对产业结构没有明显的因果关系，而产业结构可以近似看作能源产业结构的原因，这里主要是指工业的比重是煤炭占能源产业中的比重的一个重要原因，即产业结构的调整影响能源产业结构的调整。由于能源消费是工业产值变动的原因，因此进一步优化能源消费结构是进一步发展工业的重要基础。并且，世界性的能源危机正逐步逼近，在我国经济由粗放型向集约型转变的过程中，能源产业的发展对我国大力发展新型工业、落实科学发展观显得尤为重要。应进一步贯彻落实党的十七大明确提出的优化能源消费的相关重要精神，制定和实施一系列相关的具体产业政策和专项规划，大力发展新能源逐步重视对传统能源的保护性使用，加快核电、生物质能源等新型能源的开发利用，促进能源消费结构优化，为产业结构的整体升级打下坚实的基础。
3.从误差修正模型的结果来看，无论是能源产业与产业发展，还是能源产业结构与产业结构之间都是一种正向的均衡关系，说明我国改革开放以来能源产业与其他产业之间是一种相互促进、共同发展的关系。但从两个模型中ecm项的系数数值的绝对值大小(0.0372、0.4429)来看，显然模型一要小于模型二，由误差修正模型中ecm系数大小的含义可以得到，能源产业结构与产业结构之间的长期均衡关系要比能源消费与产业发展之间的长期均衡关系要更加稳定一些。因此，从这一方面来看，能源产业结构与产业结构之间存在着更加稳定的长期均衡关系。
注释：
①数据来源：2007年中国国民经济和社会发展统计公报。
②主要运用的是Engle R F，Granger(1987)所提出的协整分析方法。
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