重庆市能源消费与产业结构调整关系的实证分析

摘要：本文以重庆市1980-2010年的数据为基础，对重庆市的能源消费以及产业结构现状进行分析。研究表明：重庆市产业结构与能源消费之间存在着正相关关系，而重庆市产业结构的变动主要是第二产业产值比重的增加。因此要缓解经济增长中的能源消费需求压力，只有在未来的产业结构调整中通过科学制定和实施国家产业政策、坚持走新型工业化道路等来实现我国产业结构升级与能源消费均衡发展。

关键词：重庆市；能源消费；产业结构；产值

中图分类号：F062.1 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）10-0-02

一、引言

能源在国民经济发展中发挥着不可替代的重要作用，一定时期内，能源需求量随着经济的增长而增长。能源消费不仅仅受到经济总量的影响，而且也受到经济结构的影响。目前，重庆市经济正处在工业化和城镇化加速推进的重要历史阶段，经济的高速增长势必会带动能源消费的快速增加。如何化解重庆市经济增长与能源消费之间的矛盾，推动产业结构的升级是当前急需解决的一个重要问题。

国外学者对能源消费与产业结构调整之间的关系已有大量研究，但大多数是从经济增长与能源消费之间的角度进行分析。Kraft等（1978）研究了美国的经济增长与能源消费的关系，结果表明美国GNP 与能源消费存在单向Granger 因果关系。Santosh Kumar Sahu & K. Narayanan（2010）采用能源强度的方法，对印度的制造业进行分析，得出工业增加值占大约37%的总能耗，制造业消耗占66%。

近年来， 国内学者越来越重视对能源问题的研究。赵燕敏（2010）实证分析了经济增长、能源消费、产业结构相互之间的关系，表明产业结构对经济增长、能源消费具有重要影响作用。欧晓万（2008）基于协整理论，对我国三次产业产出与能源消费的数据进行了分析和实证检验。研究表明：能源消费对我国产业结构调整存在长期与短期约束；我国产业结构的优化升级并未带来人们预期的产业能源消费弹性下降，主要原因是第三产业的能源消费弹性大，第三产业、第二产业内部结构不合理所导致。认为在未来的产业结构调整中应通过科学制定和实施国家产业政策、坚持走新型工业化道路等来实现我国产业结构的高度化以及与能源消费的协调一致。陈艳（2008）应用灰色关联方法对我国能源消费与GDP之间的关系进行了研究，并对我国未来5年的能源需求作出预测。提出大力发展第三产业，新兴第一产业，努力降低第二产业单位能耗的建议。徐博，刘芳（2004）通过实证检验，证实了结构变动对能源消费总量的影响，得出了第一产业和工业比重的变化是影响中国能源消耗总量变化的主要因素。

虽然国内外学者对能源消费与产业结构进行了大量研究，但缺乏对重庆市能源消费与产业调整关系进行深入研究的文献，本文使用1980年-2010年的重庆市能源消费总量数据作为样本，用第二产业占工业总产值的比重这一相对指标作为变量来研究重庆市能源消费与产业结构调整之间的关系。

二、重庆市产业结构与能源消费分析

重庆市三次产业产值占地区生产总值比重的趋势如图1所示。在较长的时间内第二产业的比重基本稳定在50 %左右，第三产业的比重在增加，增长速度较快，第一产业的比重在逐年下降. 呈抛物线的趋势下降。第三产业的比重已由1978 年的16.9%上升至2010 年的28.2% ，第一产业的比重由1978 年的34.8 %下降至2010 年的3.2 %。

图1 重庆市三大产业占GDP比重

重庆市能源消费与生产总值趋势如图2所示。随着经济迅速发展，重庆市能源消费快速增长，生产总值从1978年的71.70亿元增加至2010年的7925.58亿元，增长了110.54倍，而能源消费总量从1978年的889.20万吨标煤增加至2010年的7117.41万吨标煤，增长了8.00倍；尤其2005年能源消费增长率达到21.7%。

图2 重庆市能源消费与生产总值

三、重庆市能源消费与产业结构的实证分析

（一）各变量定义及数据来源

本文的样本区间为1980-2010年，基础数据来源于各年的《重庆统计年鉴》。能源消费用表示，折合成标准煤，产业结构用第二产业占GDP比重表示，记为。本文中，和都取自然对数形式，时间序列数据对数化后并不会改变其时序性质，且能够使其趋势线性化，易获得平稳序列。取对数化后的变量序列分别记为和。

（二）变量的平稳性检验及协整检验

在变量之间建立模型，当且仅当等式两端的变量具有相同的单整阶数，且变量之间具有协整关系时，所建立的模型才有意义，否则所建立的模型将是伪回归。为了避免伪回归问题，对和进行平稳性和协整关系检验。

本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller test）检验法。表1给出了检验结果，其中和是在变量含有约束截距和确定性趋势的假设下进行的，而检验的最优步长是根据Schwarz信息准则确定。根据表1所示结果可知：、都是非平稳序列，但它们的一阶差分是平稳的。

为了进行协整分析，需要建立由、构成的向量自回归模型（VAR）。表2给出了根据各种准则选定的VAR滞后阶数。LR，FPE，AIC，SC，HQ都选定滞后阶数为1，而极大似然函数（LogL）选择滞后阶数为4。这里我们选择VAR的滞后阶数为1①。表3报告了协整检验结果。协整检验是在VAR模型中含有线性确定性趋势的假设下进行的。迹检验和最大特征根值检验给出了相同的检验结果：在5%显著水平下拒绝没有协整向量的零假设，支持系统中有两个协整向量的备选假设。即：、在样本区间内存在长期均衡关系。因此以这两个变量为可观测变量建立的计量模型不存在伪回归问题。

表1 ADF单位根检验结果

注：括号内的整数是根据Schwarz信息准则确定的最优滞后步长。

表2 VAR滞后阶数选择准则

内生变量：LNE、LNR；外生变量：C；样本区间：1980—2011

注：*表示根据该准则选定的滞后阶数

LR：连续修正LR检验统计量（在5%水平显著）；FPE：最终预测误差；AIC（Akaike）：信息准则；SC （ Schwarz ）：信息准则；HQ（Hannan-Quinn）：信息准则。

表3 Johansen and Juselius检验

样本区间：1980—2011；趋势假设：线性确定性趋势

时间序列：LNE、LNR；滞后阶数：0

迹检验：

最大特征根值检验：

注：*表示以5%的显著水平拒绝原假设。

（三）实证分析结果

通过对变量的平稳性和协整检验可知，重庆市能源消费与产业结构在样本区间内具有相同的单整阶数，且变量之间具有协整关系。以下我们对两者之间的关系进行实证分析。本文所采用的实证分析软件为Eviews6.0，得到回归模型：

从分析结果来看：由值判断，建立的回归方程拟合程度较好。各变量前系数统计显著。能源消费对产业结果的反应系数为5.547，且统计显著。说明重庆市能源消费与产业结构变动之间存在正相关关系。根据模型可知：重庆市第二产业占GDP比重每提高1%，将导致能源消费上升5.547%。

四、结论与政策建议

第一，调整产业结构，减少第二产业的比重，加快发展第三产业，才有可能缓解经济增长中能源消费的需求。

第二，改变经济发展粗放的高能耗增长方式。加大科技投入，特别是制造业的技术引进，从而带动产业结构升级，提高能源利用效率。

第三，发挥政府调控的作用。政府在制定市、区、县国民经济发展规划时，对有利于产业结构调整，特别是低能耗、高效益的高新产业、第三产业等加以引导和扶持，采取适当的优惠政策，促使产业结构从资本、资源和能源密集型向技术、劳动密集型方向调整。同时建立目标导向明确的工业园区集群发展，使企业发展规模效应最大化；还紧紧围绕全市产业发展规划，重点研究开发交通运输、工业、建筑等领域的节能技术以及可再生能源与建筑一体化、节能建材等应用技术，促进经济持续平稳健康增长。

第四，加强能源产品的供应链管理机制。建立、完善能源供应机制，控制能源成本，完善企业的能耗考核指标，并对其进行适应性的惩罚与奖励，引导和激励企业和社会的节能行为。

第五，强化节能宣传、教育等工作，努力提高全社会节能降耗意识。

参考文献：

[1]Kraft J， Kraft A. On the Relationship between Energy and GNP[J].Journal of Energy Development， 1978.

[2]Santosh Kumar Sahu & K. Narayanan.Decomposition of Industrial Energy Consumption in Indian Manufacturing[J].The Energy Intensity Approach，2010.

[3]赵燕敏.从能源消费角度看中国产业结构的调整[D].复旦大学，2010.

[4]欧晓万.产业结构调整的能源消费约束研究[J].甘肃科学学报，2008.

[5]陈艳.我国能源消费与经济增长之间的实证分析[J].商品储运与养护，2008.

[6]徐博，刘芳.产业结构变动对能源消费的影响[J].辽宁工程技术大学学报（社会科学版），2004.

[7]高铁梅，主编.计量经济学分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006.

注释：

①在Johansen and Juselius检验中，滞后设定是指在辅助回归中的一阶差分的滞后项，不是指原序列。因此，原序列滞后阶数为1，则检验时的滞后阶数为0。

作者简介：陶 磊（1977-），男，安徽合肥人，重庆理工大学经济与贸易学院副教授，博士，从事宏观经济管理方向的研究。

基金项目：本文受重庆市科委软科学项目资助（基于供给不确定性预测的重庆市能源需求与开发战略研究，cstc2012cx-rkxA90003）