能源消耗情况分析范文

导语：如何才能写好一篇能源消耗情况分析，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

关键词：环渤海地区 城镇化 能源消耗量 面板VAR模型

引言

随着我国经济的飞速发展，能源消耗量已经成为人们十分关注的问题。根据现有的研究，我国的能源消耗变动受到宏观经济水平、收入因素、人口因素、产业结构、居民消费结构、工业化和市场化程度等众多因素的影响，同样城市化水平也是影响我国能源消耗量的重要因素。

改革开放以来，我国城镇化水平发展迅速，国家统计局数据显示，截止2011年末，我国的城市人口数量首次超过农村，城镇人口已经从1978的17.92%上升到了51.27%。根据诺瑟姆曲线规律，当城镇化水平在30%-70%之间时，表明此国家进入了城镇化和现代化的高速发展时期，人均耗能和能源强度会快速上升。2010年，我国首次超过美国，成为世界上最大的能源消耗国，能源消耗量占到全球消耗量的五分之一。同时，城镇化进程一方面伴随着工业化水平的发展和城市建设投资的增加，大规模的城市基础设施建设和城市住房建设必然会增加能源的消费量，另一方面，城镇化提高了公共基础设施的使用效率，这又会降低能源消耗量，这两种不同方向的影响使城镇化和能源消费之间的关系变得很复杂，因此研究城镇化与能源消费的内在依存关系，有助于保障能源安全和城镇化进程的稳步增长，对制定合理的能源政策，实现经济增长具有重要意义。

随着我国城镇化的快速发展，城镇化与能源消耗量之间的关系受到学者们的广泛关注。Poumanyvong，P.，Kaneko，S（2010）采用STIRPAT模型研究1975-2005年间99个国家不同发展阶段，城镇化对能源利用的影响，结果显示城镇化对低收入组国家人均能源消费有负向作用，对中等收入组和高收入组国家人均能源消费的影响是正向的。Dai，D.，Liu，H.（2011）利用STIRPAT模型研究了我国29个省份的城镇化、能源利用、二氧化碳排放量之间的关系，结果显示在1995-2009年间，城镇化对二氧化碳排放量具有明显的正向作用。郑云鹤（2006）构建了回归模型，并分析了我国能源消费水平与城市化、工业化以及市场化之间的关系，研究表明，当前的城市化和工业化进程加快会促使能源消耗量的增加，而市场化进程的提高会引起能源消耗量的降低。刘耀彬（2007）运用格兰杰因果检验和协整检验的方法实证分析了城市化与能源消耗之间的动态关系，并使用因素分解模型定量计算出城市化程度对我国能源消耗变动水平的贡献程度，研究发现我国城市化和能源消耗量之间存在单向的格兰杰因果关联关系，并且两者之间存在长期均衡的协整关系，当前我国城市化进程对能源消耗量的贡献程度较低，并且呈现逐年下降的趋势。毕军贤（2008）、许冬兰，李琰（2010）等分别对中部县域、山东省的城市化与能源消耗量之间的动态关系进行研究，得出了类似的研究结论。

综上所述，现有绝大多数文献都采用静态的研究方法分析城镇化水平与能源消耗量的单方面关系，同时，我国幅员辽阔，不同区域资源禀赋、产业结构有差异，经济发展也存在不平衡性，各地区的城镇化水平也不同，各地区的城镇化水平和能源消费之间的关系可能并不遵从同一规律。环渤海地区是我国重要的经济区域，也是能源消耗的主要区域，与此同时，环渤海地区的城市化水平也是一直处于我国的前列。研究环渤海地区的城镇化水平与能源消耗之间的关系，不仅对于把握环渤海地区能源战略方向、保证环渤海地区经济健康持续发展具有重要现实意义，而且对于更好地理解把握我国的整体情况也有着重要的意义。因此，本文把视角具体到地区层面，以环渤海地区省市为例分析城镇化水平与能源消耗量之间的动态关系，更具有微观基础，运用面板向量自回归模型（Panel Vector Autoregression Model，PVAR模型），基于1995-2012年的面板数据，分析两者之间的动态关系，以期为城镇化进程中能源消耗平衡政策制定提供参考依据。

样本选取

（一）环渤海地区概况

环渤海地区是以京津冀为核心、以辽东半岛和山东半岛为两翼的环渤海经济区域，主要包括了北京市、天津市、河北省、辽宁省和山东省，也就是三省两市的“3+2”经济区域。面积为51.8万平方公里；人口2.3亿，占全国17.5%；地区生产总值达到3.8万亿元，占全国28.2%。

（二）数据来源

本文选取1995-2012年环渤海地区北京市、天津市、河北省、辽宁省和山东省等5个省市的数据实证分析城镇化水平与能源消耗量之间的相互影响关系。城镇化水平和能源消耗量的相关数据均来自各省市历年的统计年鉴。其中，城镇化水平用市人口和镇人口占全部人口的百分比来表示，用来反映人口向城市聚集的过程和聚集程度；能源消耗量是指各省市每一年度能源的消耗总量，包括市区能源消耗量和县域能源消耗量。为了消除各变量的异方差性和数据的剧烈波动性，便于变量之间的长短期分析，本文对相关数据取对数，分别以和表示城镇化水平和能源消耗量的自然对数值。

模型构建

面板数据向量自回归模型（即面板VAR模型）的研究最早始于Chamberlain（1983），后经过Pesaran & Smith（1995）、McCoskey & Kao（1998）、Joakim（2005）等学者的不断发展，现已经成为一个比较成熟的模型。面板VAR模型综合了面板数据模型和向量自回归模型的优点，能够把变量和处理成内生变量，能够真实地反映变量之间的动态关系。在分析过程中，根据广义矩陈估计系数的t统计值和脉冲响应函数的收敛情况，本文选择使用滞后2阶的面板VAR模型，模型定义如下：

Yi，t=Γ0+Γ11（L）Yi，t-1+Γ22（L）Yi，t-2+μi，t

i=1，…N；t=1，T

其中，Yi，t={lnur、lnec}，i表示不同省市的截面个体，t表示不同年份，Γ0为常数系数矩阵，Γ11（L）、Γ22（L）均为2×2的待估系数矩阵。

面板VAR模型主要由三部分组成：一是面板矩估计模型（GMM），主要说明变量之间的回归关系；二是脉冲响应函数，通过动态的脉冲响应函数图，观测各指标对冲击效应的反应情况；三是误差分解，说明误差项的影响因素大小。

实证结果与分析

实证分析的思路主要包括四步：一是变量描述性统计和变化趋势分析，知悉各变量的基本特征；二是面板单位根检验，检验面板数据的平稳性，为面板协整检验做铺垫；三是面板协整检验，检验城镇化水平与能源消耗量是否存在长期的均衡关系；四是面板VAR模型估计，考察城镇化水平与能源消耗量之间的双向动态影响关系。

（一）变量的统计特征

由表1的统计结果可以看出，城镇化水平的均值为3.897，中位数为4.010，表现为左偏态状态，最大值为4.452，最小值为2.837，标准差为0.449，表明不同省市间的城镇化水平存在较大的差异。能源消耗量的均值为9.033，中位数为9.122，略微呈现左偏态状态，最大值为10.387，最小值为7.802，标准差为0.714，说明不同省市间的能源消耗量水平存在更大的差异性。

（二）面板单位根检验

面板数据的单位根检验包括LLC检验、Breitung检验、IPS检验、ADF-Fisher检验、PP-Fisher检验和Hadri检验等六种检验方法。由于不同的检验方法都存在自身的局限性，因此，为了保证检验结果的稳健性，本文同时采用上述六种方法进行检验，检验结果如表2所示。

由表2可以看出，对环渤海地区省市的城镇化水平和能源消耗量的水平值进行检验时，检验结果表明不能完全拒绝“存在单位根”的原始假设，变量是非平稳的；当对这两个变量的一阶差分值和二阶差分值分别进行检验时，均在5%水平下显著地拒绝“存在单位根”的原始假设。因此，可以认为环渤海地区省市的城镇化水平和能源消耗量都是一阶单整序列。

（三）面板协整检验

在上述面板单位根检验的基础上，接下来对所选变量进行面板协整检验，以检验城镇化水平和能源消耗量之间是否存在长期的均衡关系。根据Pedroni提出的异质面板数据的协整检验方法，以回归残差为基础构造出七个统计量进行面板数据协整检验，检验结果如表3所示。

从表3的结果可知，环渤海地区的所有统计量都通过了显著性检验，所以环渤海地区的城镇化水平和能源消耗量之间存在面板协整关系，两者之间存在长期的均衡关系。

（四）面板VAR估计

根据面板VAR模型的三个组成部分，本文依次进行检验，具体计算结果如下所示：

1.面板矩估计。在进行面板矩估计时，需要消除面板VAR模型中的样本固定效应和时间效应。本文使用前向均值差分法消除样本的固定效应，使用横截面的均值差分法消除时间效应。估计结果如表4所示。

从上述的面板GMM估计结果可以看出：第一，环渤海地区滞后一期和滞后二期的城镇化水平系数均大于0，并且在1%水平下显著，这说明城镇化水平对能源消耗量有显著的正向效应。同时，对滞后一期和滞后二期的系数大小进行比较，发现城镇化水平系数随着滞后期的推移而不断增大，这说明环渤海区域城镇化水平对能源消耗量的影响程度是逐渐增强的。第二，能源消耗量对城镇化水平的影响存在明显的时间差异，滞后一期的能源消耗量对城镇化水平的影响为正，滞后二期的能源消耗量对城镇化水平的影响为负，但是两者均不显著。通过对城镇化水平和能源消耗量两者之间关系的分析，可以看出，城镇化水平的提高势必伴随着能源消耗量的增加，而能源消耗量的增加却未必会对城镇化水平有影响，也就是说能源消耗量的增加并不是城镇化水平的重要影响因素之一。

2.脉冲响应函数图。脉冲响应函数是用来刻画单位随机扰动项μt的冲击对其他变量路径走势的影响，脉冲响应函数可以直观地观测到变量之间的动态交互作用和效应，并从中判断变量间的时滞关系。本文通过Monte Carlo方法模拟500次得到图1脉冲响应函数图，并给出了90%的置信度区间。

在脉冲响应函数图中，横轴表示冲击反应的响应期数，滞后期数为6期，纵轴表示变量对于冲击反应的响应程度，中间的曲线表示受到冲击反应后，脉冲响应函数的点估计值序列，上下两条曲线表示90%置信水平下的上下界限。

从城镇化水平对能源消耗量的脉冲响应路径可以看出，当受到城镇化水平的一个标准新息冲击后，能源消耗量偏离了原来预期的水平，这一冲击对能源消耗量产生持续显著的影响效应。从能源消耗量对城镇化水平的脉冲响应路径可以看出，当受到能源消耗量的一个标准新息冲击后，城镇化水平降低，但是在第1期之后趋于平稳，之后还略有上升的趋势，影响效果不明显。

3.方差分解。为了更清楚地度量和刻画城镇化水平与能源消耗量之间的相互影响程度，本文进一步采用面板数据方差分解的方法，获得不同方程的冲击反应对各个变量波动的方差贡献率情况。表5给出了第10个预测期、第20个预测期和第30个预测期的方差分解结果。

上述方差分解的结果可以发现：第一，对于城镇化水平变量来说，10个预测期、20个预测期和30个预测期对方程分析的结果影响变化不大，说明经过10个预测期后，系统基本上达到稳定状态。对于能源消耗量水平变量来说，10个预测期和20个预测期相比，对方程分析的结果影响变化较大；20个预测期和30个预测期相比，对方程分析的结果影响变化较小，此时系统基本达到稳定状态，说明能源消耗量水平在20个预测期后处于平稳。第二，城镇化水平和能源消耗量水平的波动均主要来自于自身，其中城镇化水平自身波动的贡献率水平达到97%以上；能源消耗量自身波动的贡献率水平达到65%以上。第三，城镇化水平对能源消耗量水平的影响在0.5%-2.5%之间；能源消耗量对城镇化水平的影响在20%-35%之间。这说明在城镇化进程中伴随着能源消耗量的不断增加。

结论

综上所述，根据实证分析结论，环渤海地区在推进城镇化进程中，制定能源消耗政策时，本文认为需要：第一，适度控制城镇化进程。环渤海地区城镇化的推进主要依赖于工业的发展，短期内城镇化进程明显加剧了能源消费，所以在城镇化的发展过程中，要根据省份的能源供需情况，适当控制发展速度，合理有序的渐进推行，不能急功冒进。第二，调整能源结构。引进新的技术，开发新能源、可再生能源，使环渤海地区的能源结构多样化、层次化，改变对于煤炭资源的过度依赖，从而降低环渤海地区能源风险，保证经济可持续的发展。

参考文献：

1.张晓平.20世纪90年代以来中国能源消费的时空格局及其影响因素[J].中国人口·资源与环境，2005（2）

2.许冬兰，李琰.山东省城市化和能源消耗的关系研究[J].中国人口·资源与环境，2010（11）

3.Poumanyvong，P.，Kaneko，S Does urbanization lead to less energy use and lower CO2 emissions？ A cross-country analysis [J].Ecological Economics，2010（2）

4.Dai，D.，Liu，H. An empirical research and STIRPAT model analysis of urbanization and CO2 emissions in China [J].Advances in Information Sciences and Service Sciences，2011（11）

5.郑云鹤.工业化、城市化、市场化与中国的能源消费研究[J].北方经济，2006（10）

6.刘耀彬.中国城市化与能源消费关系的动态计量分析[J].财经研究，2007（11）

7.毕军贤.中部县域城镇化与工业化、能源消耗量关系的实证研究[J].中国管理科学，2008（10）

8.贾功祥，谢湘生.中国经济增长与能源消费动态关系—基于面板向量自回归模型的分析[J].首都经济贸易大学学报，2011（4）

9.Inessa Love， Lea Zicchino. Financial Development and Dynamic Investment Behaviour： Evidence from Panel VAR[J].The Quarterly Review of Economics and Finance，2006（46）

10.黄旭平，张明之.外商直接投资对我国就业的影响：基于面板VAR的分析[J].中央财经大学学报，2007（1）

11.潘丹，应瑞瑶.中国水资源与农业经济增长关系研究—基于面板VAR模型[J].中国人口·资源与环境，2012（1）

篇2

关键词：产业结构变动 能源消耗 向量自相关模型 向量误差修正模型

中图分类号：F127；F205 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2016）10-174-04

一、引言

辽宁省是我国重要的老工业基地，同时也是能源消耗大省。每年能源供需缺口大，能源对外依存度高。在强调“均衡发展”、“协调发展”、“可持续发展”理念的今天，找出能源消耗与经济结构之间的矛盾极具重要性。由此可见，研究能源消耗与产业结构发展转变之间的关系问题对于辽宁发展适应经济“新常态”有切实意义。

从20世纪80年代起，国内外学者采用不同的研究方法对能源消耗与产业结构调整的关系做了大量研究。Yang，H.Y（2000）{1}运用Granger检验，使用1954―1997年的我国台湾数据，通过实证研究，得出了能源消耗总量和国内生产总值存在双向因果关系；Glasure（2002）{2}提出了实际的石油价格是决定国民收入和能源消耗的一个重要的指标；Wankeun Oh和Kihoon Lee（2004）{3}采用了Divisia指数方法，使用韩国1970―1999的数据，实证研究了能源消耗总量和国内生产总值的因果关系；Stern（1993）{4}采用多变量自回归方法，使用美国1947―1990能源消耗和国内生产总值数据，检验了能源消耗和经济增长的因果关系。

朱跃中（2002年）{5}从经济结构着手，剖析了90年代以来我国能源消耗因包括部门结构、行业结构以及产品结构在内的不同结构变化而产生的变动，并发现了在节能方面由工业部门所发挥的巨大作用，技术进步以及产品结构调整在工业部门各行业中均能体现节能带来的重大贡献。刘小丽（2007年）{6}通过对1981―2004年能源行业固定资产投资、能源消耗量与GDP的原始数据，采用格兰杰因果关系和误差修正模型，分析了中国能源消耗与经济的关系及影响程度。喻毅（2010）{7}以因素分解模型为主体并以构建Laspeyre指数方法、Paasche指数方法和Divisia指数方法，聚焦于能源的变化以及强度，建立合理修正模型对能源消耗与产业结构间关系进行了研究。

关于辽宁省能源消耗与产业结构转变研究的文献很少，而运用计量经济模型进行分析的更少。为了探讨辽宁省能源消耗与产业结构调整的关系，首先通过对变量相关时间序列的常规检验（ADF检验及协整检验），为实证研究奠定了科学的数据基础，也为进一步对辽宁省产业结构变动与能源消耗的关系进行定量分析奠定基础；然后通过对产业结构变动与能源消耗因果关系的深入分析（包括Granger因果检验、脉冲响应函数以及方差分解），进一步建立了二者的VAR和VEC模型。结果表明，辽宁省的产业结构与能源消耗的关系有：两者间存在单向因果关系，两者在长期可达均衡，前者对后者的长期作用影响显著。

二、辽宁省能源消耗与产业结构变动关系的计量经济模型

1.指标选择和数据来源。能源消耗（EC）是指一定时期内各部门由生产活动和生活消费的各种能源的总和，是对有关能源消费及其影响因素构成的研究中必不可少的指标，它的总量包括原煤和原油及其制品、天然气、电力{8}。不包括低热值燃料、生物质能和太阳能等的利用。能源消耗量用煤当量计算，单位是万吨标准煤。

产业结构的变动（M）可以通过考察三大产业产值比重的变化，我们选取三大产业产值占GDP比重为指标。

本文所有数据来自《辽宁省统计年鉴》，样本期为1978―2014年。分析工具采用计量经济学软件Eviews6.0。

2.单位根检验。在模型构建前，首先应该对时间序列进行ADF检验以确定其平稳性，我们用，和分别表示第一、第二和第三产业占GDP的比重，用EC表示能源消耗，并通过对变量数据取对数处理来消除可能存在的异方差及数据波动。

首先，通过单位根检验得到在5%的显著水平下，四个变量的一阶差分序列均拒绝原假设，说明其都是单整变量，即I（l）（原序列一阶差分后的序列）是平稳的变量。然后，通过Johansen协整检验结果可知，在规定的显著性水平下，轨迹统计量和最大特征根统计量均拒绝CE小于或者等于1，接受CE小于或者等于2，即最多存在2个协整关系方程。但是由于协整关系只能说明变量间存在因果关系，但是并不能准确确定这种因果关系的方向，因此我们需要进行进一步分析。

3.格兰杰因果关系检验。为了进一步分析变量之间的因果关系，本文将应用格兰杰因果关系检验进行分析，并在5%显著水平、滞后期为2的条件下具体分析。三次产业结构变动和能源消耗的Granger因果关系检验结果如表1所示。

由表1可以得出如下结论：在5%的显著性水平下，不同产业的的变动与能源消耗都成单向因果关系。其中，能源消耗变化是第一产业变动的原因，反之不是；第二、第三产业变动是能源消耗变化的原因，反之不是。

究其原因：辽宁省是工业大省，从建国之后，国家将其发展重心聚焦于重工业部门，这些产业部门的快速发展自然带来了能源消耗量的陡然上升；其次，20世纪70年代以后，第三产业的发展开始受到各界的普遍重视，使得第三产业在辽宁省有了较快的发展，这种结果自然带动了第三产业的能源消耗。

4.脉冲响应函数和方差分析。格兰杰检验不能揭示存在因果的变量之间产生影响的正负性，以及这种影响的持续时长，针对这种局限性，本文将采用VAR模型的新息估计法{9}继续对变量数据进行分析。

（1）VAR模型建立。早在1980年，外国学者Sims便提出了向量自回归模型（vector autoregressive model）{10}{11}。该模型以估计方程中涉及的所有内生变量的动态关系为目的，基于多方程联立形式而以一个内生变量作为因变量，内生变量的滞后作为自变量进行回归的方法。

由上述协整检验可知，lnec、lnm1、lnm2和lnm3之间存在协整关系，可以建立VAR模型来研究能源消耗与产业结构变动的关系。根据AIC和SC最小的准则，可以确定该模型的最优滞后期数为2（见表2），即建立VAR（2）模型。

为了能进一步反映二者的长期动态关系，本文将分别采用脉冲响应函数和方差分解进行分析，前者可通过图示形式显示模型中的能源消耗对分别来自三次产业的变动冲击产生的影响，后者是把与二者相关的各变量数据预测误差的方差按一定的规则分解，但分解后各部分并不单独存在而是与其他变量相关联，以此了解各新息对模型内反映能源消耗和三次产业变动的变量的相对重要性{12}。

（2）脉冲响应函数。脉冲响应函数可用来描述由不同变量误差变化导致的模型定内生变量所产生的反应，即根据模型来判断变量之间的相互作用{13}。在以上对变量进行的格兰杰因果检验结果的基础上，通过运用该函数来判断存在因果的变量之间产生影响的正负性，由此得到如图1所示结果，横轴表示冲击作用的之后期间数（单位：年），纵轴表示能源消耗对数值的响应（单位：万吨标准煤）。

首先，由图1可以看出：当在本期给第一产业变动一个正向冲击后，能源消耗在第2期即下降到最低点后，从第6期开始平稳增长，但是对能源消耗始终都是负向的响应，这也和前面协整关系的第一产业变动前系数为负相吻合。同时，也验证了格兰杰检验的结果，第一产业变动不是能源消耗的原因。

其次，在图1中，我们可以看到，在当期给第二产业变动一个正向冲击后，能源消耗在前2期上升到最高点后，即是能源消耗增加1.045万吨标准煤（InM220（2）=0.074525，所以，M2=1.077）从第3期开始逐渐下降至第14期趋于平稳。这表明第二产业变动的某一冲击会给能源消耗变动带来正向影响，而且其具有较为明显的正向推动作用和较为长久的效应期限。同时，也验证了格兰杰检验的结果，第二产业变动是能源消耗的原因。

再次，由图1可见，在当期给第三产业变动一个正向冲击后，能源消耗从第一期起反映就非常明显，是负向的，并一直增长到第10期，反映变为正向的，并且增长的速度减慢，到15期左右到达到最高点。这表明，第三产业受外部条件的冲击后，传递给能源，给能源消耗带来负向转为正向的冲击，冲击幅度较大。同时，也验证了格兰杰检验的结果，第三产业变动是能源消耗的原因。

（3）方差分析。脉冲响应函数只能描述模型中各个内生变量由于对方的冲击而受到的影响情况，却不能详细说明由冲击的不同部分产生的不同影响程度，方差分解则可以通过对由变量产生的冲击的分解，来具体测评同一冲击的不同部分对特定变量的影响情况，进而分析不同冲击引起的不同作用效果{14}{15}。也就是把系统中每个内生变量（n个）的波动按其成因分解为与各方程新信息相关联的n个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性{12}。在以上模型的基础上，本文对各变量进行方差分析，分析结果如图2所示。

我们给出能源消耗变量lnec的方差分析结果如表3所示，着重分析影响lnec预测误差的4个方程新息的重要性。

表3的第一列是预测期，第二列S.E中的数据为能源消耗（Inec）变量的各期标准误差，后三列分别代表以M1，M2，和M3为因变量的方程新息对各期误差的贡献度。

由表3可知：第4期之前，方差分解结果还不稳定，第4期之后基本处于稳定状态，最大的影响来源于首个方程信息，占预测误差的66%左右，说明其他因素对能源消耗的作用不大；在产业结构走势的波动中，第二产业结构比重的逐步增加使其在中长期内对能源的贡献明显提高至约55%，成为促进能源增长的关键因素；第一产业比重对能源消耗的作用总体不太大，仅为5%，而第三产业对能源消耗的贡献有较弱的逐渐上升趋势，大约占9%。这表明持续的产业结构变动能有效促进能源消耗量的增长。

5.向量误差修正模型（VEC）分析。通过前面的Johansen协整检验，可知能源消耗EC、第一产业产值比重M1，第二产业产值比重M2和第三产业产值比重M3之间存在长期均衡关系，但变量之间却并不一直如此，在短期中并不均衡，协整关系使得变量可在误差校正机制的作用下在长期达到均衡。通常变量之间的这两种特性存在一定的联系，向量误差修正模型的建立可以将二者连接，得出变量由不均衡转向长期均衡状态时所涉及的速度向量。

向量误差修正模型一般表示为：

由误差修正项ecmt-1可知能源消费与三大产业结构之间的长期均衡关系。上式中误差修正项ecmt-1的系数是-0.136，表明该机制是一个负反馈过程。同时，上式还表明前一期能源消耗、前一期第一产业比重、前一期第二产业比重和前一期第三产业比重分别以-0.259、-0.223、-0.558、-1.410的比例影响本期能源消费的变化ln ect，并且当变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，误差修正项ecmt-1将以0.136单位的修正速度将其调整到均衡状态。

三、实证结果与讨论

1.研究结论。由实证结论分析辽宁省内能源消耗与产业结构变动现状如下：

第一，辽宁省产业结构变动会导致能源消耗的增加。由于格兰杰因果检验是基于因先于果的思想进行的，所以由该检验发现，辽宁省产业结构变动是引起能源消耗变动的原因，反之则不是，也就是说它们之间并不是互为因果关系。这主要是我国在经济发展上的制度政策造成的，当我国处于由计划经济体制向市场经济体制转型时期时，能源消耗的市场化较为滞后，主要还是依赖于国家的宏观政策调控，因此，能源消耗的变动相较于产业结构的变动略为缓慢。

第二，产业结构变动与能源消耗之间存在长期协整关系。分析可得，辽宁省内的产业结构变动与能源消耗之间存在比率均衡关系。也就是说，在经济发展的过程中产业结构的发展变动将带来相应的能源消耗变动。这在经济社会中表现为二者的相互作用，即能源消耗水平的变化与不同产业的内部需求相关，并且随着科技水平的不断提高以及新知识与新技术的引入使得产业结构的变动将反作用于能源消耗的快速发展。通过构建的模型可知，与第二产业相关的系数结果引起了我们的格外注意，它显示了其对于能源消耗的巨大影响作用，它不但验证了产业结构变动对能源消耗变动的重要作用，也反映了处于我国政策环境下辽宁省能源与产业之间的现实情况。

第三，能源消耗对于产业结构的影响力在短期内确实无法展现，但在长期内有显著影响。有实证可得在短期阶段内，能源消耗对产业结构的变动不存在正向冲击，在中后期阶段内，这种冲击转负为正。在长期内，正向冲击逐步加强甚至超过其自身的变动，由此可获得进一步结论，能源消耗对于产业结构变动的影响作用是以不同长度时间区间为前提的，时间越长则会体现越强的作用效果，最后演变成为引起后者变动的重要因素。

2.对策建议。

首先，由于产业结构变动将引起能源消耗的巨大变化，所以相关政策的制定应该充分合理考虑前者对于后者的影响作用，只注重增速与增量的经济粗放型增长已不再适应当下的内外环境需求，还应考虑到发展的现实问题，更应该注重经济的长远可持续发展，实现产业结构调整与能源消耗水平的一致性。

其次，大力挖掘产业结构内部的科学技术潜力，推动产业结构调整，提高单位能源的利用效率是辽宁省目前亟待解决的问题之一，作为“十三五”规划的第一年，在2016年要实现单位国内生产总值能耗同比下降3.4%以上的目标，在拓展外部市场的期间，也应从内部重视并推进省内产业结构的调整，利用外部科学技术的发展成果并综合多种创新模式以优化产业结构，由粗放型经济转变为集约型经济，注重产出品的质量，创造环境友好、高附加值的新型工业，创建清洁高效的现代能源体系，以此来沉着应对辽宁省可能会面临的各种能源挑战。

最后，通过政府管制宏观调控能源消耗的增加。辽宁省第二产业能源消耗量巨大，众多高能耗企业聚集，只关注于工业效益的增长，不仅会导致能源消耗量剧增，更会使得环境问题甚至是安全问题接踵而至。解决此类问题绝不是单方努力即可，必须依靠政府这双有形的手进行调节，比如相关能源利用政策的出台或增加能源使用税等等，利用此类强制手段将有可能调整工业企业在发展时对于能源的利用效率，也会促进企业内部的技术转型，从内而外共同保持产业发展向可持续而高能效的方向推进。

[基金项目：辽宁省社科基金《辽宁省能源消耗与经济可持续发展问题研究》（L08BTJ005）]

注释：

{1}Yang，H.Y.A note on the causal relationship be tween energy and GDP in[J]. Energy Economics，2000，22

{2}Glasure， Y. U. Energy and national income in Korea： further evidence on the role of omitted variables [J]. Energy Economics， 2002，24

{3}Oh， W. ， Lee， K. Causal relationship between energy consumptionand GDP： the case of Korea 1970-1999[J]. Energy Economics， 2004，26（1）

{4}Stern， D I. Energy and economic growth in the USA. A multivariate approach [J]. Energy Economics，1993，15

{5}朱跃中.我国能源与经济增长关系现状分析[J].经济研究参考，2002（72）：26-32

{6}刘小丽，卢凤君.中国能源消费与国民经济增长的关系研究[J].工业技术经济，2007，26（9）：55-58

{7}喻毅.湖南省电力增长与产业结构变化研究[D].长沙理工大学，2010

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（作者单位：辽宁大学商学院 辽宁沈阳 110036）

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一是能源计量工作逐步受到重视。二是能源消耗计量制度及网络已基本建立。三是重点能耗单位已被纳入重点监测范围。四是能源计量指标体系基本形成。目前，能源计量的月、年报制度是以规模以上工业为主要计量对象，以年能耗在5000吨标准煤的单位为监测重点，以主要能源品种的消费为计量内容的能源报表制度。能源计量的具体内容有：规模以上工业企业能源购进、消费与库存，能源加工转换，主要工业产品单位产量能耗计量月、季报，以及工业水消费，规模以上工业企业能源购进、消费与库存，交通运输企业主要能源购进、消费与库存，主要物资、能源消费，能源平衡附表等年报。

二、能源消耗计量存在的问题

虽然近年来能源问题受到国家和各级政府的高度关注，能源计量工作有所加强，也取得了一定的成效。但从社会各界对能源消耗计量资料的需求和能源消耗的发展趋势来看，能源计量工作与中央提出建立资源节约型社会，加强能源的监控与管理不相适应，与中国作为能源消耗大国的现状不相称，满足不了管理部门对能源消耗指标考核的需求，现有的能源计量工作存在的问题主要表现在以下几个方面：

一是政府重视程度不一，上紧下松。二是计量调查体系不健全。三是能源计量缺乏系统性，可供分析的资料少。能源计量涉及全社会各个方面，随着社会的进步，人们生活水平的提高，建筑业、居民生活、服务业经营等领域能耗占全社会的比重逐步提升，能源消费增大。现行的能源消耗计量较为重视生产领域的能源消耗和利用效率，而且仅对规模以上工业企业进行计量，对最终社会和个人消耗不够重视，不能全面地反映出全社会能源消耗的水平、结构、变化以及趋势。能源计量指标设置少，缺乏系统性，既没有全社会消费情况，也没有分行业的消费情况，或是某一能源的消费情况，缺乏全面系统的能源分布结构和使用结构，造成的可供使用和开发的资料不足，制约了能源消耗计量资料的开发利用。四是计量报表缺乏时效性，不能提供有效的服务。五是能源计量人员匮乏，素质有待加强。一直以来，能源只是为国家宏观政策服务，对于基层政府没有约束力，因此也不会形成如“招商引资”、“工业速度”、“投资规模”、“税收”这样的重视程度，能源在基层大都是企业的“自家事”，政府没有主导的措施，所以能源消耗计量人员严重缺乏，企业部门设置简单，基本上没有专职计量，且兼职过多，流动性大，专业人才更是少之又少；同时，在现有能源消耗计量人员中，大都为“半路出家”，专业素质参差不齐，业务水平极需加强。计量力量比较薄弱。市县(市、区)综合计量部门基本上也是负责工业计量的同志兼搞，绝大多数县(市、区)是半个人在从事能源计量工作。六是基层单位工作量大，资料精度不高。能源消耗计量的基础在企业，企业工作人员少，工作量大，不能专心从事某一项工作，对于各种报表也是疲于应付，加之对能源计量的重视程度不高，缺少专门的能源计量核算机构，能源消耗资料采集困难，计量数据填写随意性大，精度不高，不能及时地反映出基层能耗的真实情况，数据质量有待进一步提高。七是计量范围不全，能源数据计量困难。

三、对能源计量工作的改革建议

随着社会主义市场经济的不断发展，能源问题在国民经济发展中所起的作用举足轻重，特别是能源消费市场化的不断深入，能源计量明显滞后能源消耗，针对目前能源计量工作中存在的问题，对改革和完善能源计量工作的一点想法和建议。

一是坚持依发计量、确保数据质量。必须严格依照《计量法》的有关规定，落实能源消耗计量监测制度。充分利用新闻媒体广泛宣传各种节能形式和节能降耗的重要意义，宣传节能降耗先进典型，曝光能源浪费行为，不断提高公众的能源忧患意识和节约意识，切实提高各单位对能源消耗计量监测的认识，增强工作主动性。同时加大计量执法力度，检查、监督能源消耗计量工作，严肃查处瞒报、漏报、虚报、拒报等计量违法行为，努力提高能源消耗计量监测数据的真实性和全面性。

，二是高度重视，密切配合。加强能源计量队伍建设。社会各个方面对能源消耗数据资料的要求越来越高，要做好能源消耗计量工作首先必须强化队伍建设。能源计量涉及社会经济各个层面，能源计量任务重，环节多，资料搜集困难，迫切地需要各级政府高度重视，加大节约能源的宣传力度，积极组建专业化的能源消耗计量机构和网络；健全部门能源计量制度，疏通能源计量渠道，发改、交通、建设、电力、石油、计量等部门要同心同德，密切配合，配备业务精湛的专职计量工作人员，各尽其职切实做好能源生产、消费、流转、销售等多环节的计量工作；基层能耗单位是能源数据的源头，是实施GDP能耗公报制度的基础和关键环节，各能耗单位要有专门人员负责能源计量工作，为圆满完成能源计量工作打好坚实的基础。

三是加强能源计量业务培训，提高能源计量人A的业务水平。能源计量是一项专业性很强的工作，从事能源计量工作的人员，既要有专业的计量知识，也要有能源消耗与计量等方面的相关知识。注重人员的实践经验，组织专业技术人员进行广泛的交流，提高基层计量人员对能源计量的认识，增强责任心，制定能源消耗计量监测数据质量控制办法，确保源头数据质量。

日是建立考核和通报制度，全面落实节能降耗措施。建立考核和通报制度。一是建立对各级节能降耗工作的考核制度。根据“十一五”期间各级节能降耗目标要求，对所属的规模以上工业万元产值能耗进行考核，并定期公布考核结果。二是建立对规模以上工业和限额以上餐饮、住宿业的能源消耗的计量监测、通报制度。按月通报规模以上工业万元产值电耗情况，按季通报规模以上工业和限额以上餐饮、住宿业的能耗情况。三是建立对全社会能源消耗情况的计量监测和评估、通报制度。每年对全社会能源消耗情况进行一次评估和通报。四是建立重点能耗大户节能降耗工作的跟踪监测监督制度，按季分户通报重点能耗大户的能耗情况，促使其落实节能降耗措施。

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纵观今年的节能降耗形势并不乐观,一季度单位GDP能耗不降反升,上半年虽然下降了1.25%,但下降幅度不大,随着“十一五”进入最后一个季度,这项工作正在面临前所未有的巨大挑战。节能减排目标的实现,需要来自政府部门和企业的共同努力。电力企业作为能耗大户,责任尤重。笔者根据在能源生产部门的多年工作经验,通过对电力企业能源消耗计算的详解,以期对企业准确预测未来,更好把握能源消耗水平对产量的影响有所帮助,真正将节能减排落到实处。

正确理解万元产值能耗应注意的问题

能源消费量是指企业在报告期内实际消费的一次能源或二次能源的数量。企业实际消耗的用于生产的各种能源,它包括主要生产系统、辅助生产系统、附属生产系统消耗的能源,不包括用于生活为目的所消耗的能源(中华人民共和国国家标准GB 2589-81)。根据能源消费量统计的相关原则:谁消费、谁统计;何时投入使用,何时计算消费量,消费量只能计算一次:能源产品消费统计与能源产品产量统计相对应。统计范围不同,所研究目标值的意义也就不同,电力企业能源消耗量是通过确定计算口径,按规定统计范围来确定的。

电力企业能源消耗统计口径可划分为用于生产消耗的能源和非生产消耗的能源,其中生产消耗是指机组通过168,进入商业运行以后,机组在发电、供热过程中所消耗的能源。数值上应等于计算发电煤耗、供热煤耗所消耗的标准煤量及二次能源(综合厂用电量);含基建、机组试运的消耗是指机组在基建(在生产厂用电扣除部分)、试运和生产过程中所消耗的能源。数值上应等于计算发电、供热所消耗的能源加上基建、试运所消耗的能源。非生产消耗的能源是指非工业生产用能和工业企业附属的不从事工业生产活动的非独立核算单位用能。根据能源消费统计原则,电力企业统计的范围是指为生产电力和热力消耗的能源,它包括生产消耗,基建期间消耗及新机组试运的消耗量。

确定万元产值能耗的主要步骤

首先明确工业生产消耗的能源是指工业企业在报告期内为进行工业生产活动所使用的能源。应包括为发电、供热消耗的原煤量、焦炉煤气量(或天然气)、柴油量、燃料油、电力以及基建期间和机组试运用电量。计算中采用实测值作为折标系数,某种能源的折标系数=统计期间某能源的低位发热量/标准煤的发热量。

其次,计算能源加工转换产出量。其是指各种能源经过加工转换后产出的各种二次能源产品,包括:电力(发电量)产出量;热力(供热量)产出量。采用当量值作为折标系数,电力折标系数为1.229,热力折标系数为0.0341。

最后,得到电力企业综合能源消费量,它是指报告期内工业企业在工业生产活动中实际消耗的各种能源的总和净值。能源加工转换企业综合能源消费量(吨标煤)=工业生产消耗的能源合计一加工转换产出能源合计,万元产值能耗(吨标煤/万元)=综合能源消费量/现价总产值。

实际操作中,确定万元产值能源消耗指标的分析过程

企业生产消耗的原煤、焦炉煤气、天然气、柴油和燃料油的折标煤量之和等于企业为发电、供热消耗的标准煤量,即计算煤耗口径的标煤量加上机组试运消耗的标煤量。其中:发电煤耗(克/千瓦时)=发电标煤量/发电量:供电煤耗(克/千瓦时)=发电标煤量/(发电量一发电厂用电量);供热煤耗(千克/吉焦)=供热标准煤量/供热量。当研究的对象为纯发电企业,且用于生产消耗的能源不合基建和试运机组,外购电为零;且指标计量单位为发电煤耗(克/千瓦时)、电量(万千瓦时)、电力单价(不含税)(元/千瓦时)、上网率=1-综合厂用电量率,则:工业生产消耗的能源合计(吨标煤):数值为发电消耗的标准煤量即0.01发电煤耗×发电量。

能源加工转换产出的电力即发电量,扣除为生产所消耗的电力即综合厂用电量(含外购电量)等于企业的“上网电量”

(限于能源计算)。即发电量一综合厂用电量(含外购)=“上网电量”(限于能源计算),当外购电=O时,发电量一综合厂用电量=上网电量,能源加工转换产出合计(吨标煤)数值为上网电量的折标煤量1.229(发电量一综合厂用电量),或1.229×上网率×发电量(1.229×(1-综合厂用电率)×发电量)。

综合能源消费量(吨标煤)=∑工业生产消耗指标×相应折标系数一∑能源加工转换产出指标×相应折标系数;综合能源消费量(吨标煤)数值为生产消耗指标一能源加工转换产出指标即0.01发电煤耗×发电量-1.229上网电量。

现价总产值(万元)=电力总产值+热力总产值=∑上网电量×电力单价+∑供热量×热力单价;万元产值能源消耗(吨标煤,万元):数值为综合能源消费量/总产值,即(0.01发电煤耗×发电量-1.229上网电量)/上网电量×电力单价;即万元产值能源消耗(吨标煤/万元)=(0.01发电煤耗/上网率-1.229)/电力单价。

结论:纯发电企业,万元产值能耗与发电煤耗、综合厂用电量率和电力单价有关。因此,万元产值能耗的目标值,是通过降低发电煤耗、综合厂用电量率和努力提高电力单价来实现的。

根据能耗约束指标进行预测的案例分析

某装机容量为两台350MW的纯发电企业,2005年万元产值能耗实现6.81吨标煤/万元,发电煤耗是308克/千瓦时,2006年计划发电量41.3亿千瓦时、售电平均单价(不含税)为0.306元/千瓦时、综合厂用电量率为5.6%时,综合能源消耗如果比2005年8753741屯标煤下降10%,发电煤耗至少下降多少,单位产值能耗是否下降。

分析:根据已知资料2005年综合能源消耗为875374吨标煤,如果下降10%,则目标综合能源消耗量为787837吨标煤,即:目标综合能源消耗量=875374×(1-10%)=787837吨标煤,则:目标发电煤耗=100目标综合能源消耗量/发电量+122.9上网率

目标发电煤耗=100×787837/413000+122.9(1-0.056)=306克/千瓦时

万元产值能源消耗=(0.01发电煤耗/上网率一1.229)/电力单价

万元产值能源消耗=(0.01×306/0.944-1.229)/0.306=6.58n屯标煤/万元

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关键词：能源消耗；产业结构变迁：经济增长

中图分类号：F121.3　文献标识码：A

一、引言

20世纪九十年代以来，我国关于能源消耗与产业结构变迁的关系的研究增多，随着经济全球化和世界产业转移趋势的不断发展，我国产业结构也在不断调整，重工业化趋势日趋明显，带动了国内能源消耗的增长。目前，我国已成为世界上的煤炭第一消费大国、石油和电力第二消费大国。然而，面对自2003年末以来全国性的煤、电、油等能源的全面紧张状况，在进行产业结构调整时，我国应如何突破能源的瓶颈制约。

二、能源消耗与产业结构变迁研究综述

(一)国外研究综述。由于2002年以前我国单位GDP能耗的下降幅度惊人，国际上不少机构和学者已经利用各个阶段的数据对此进行了研究。总体来看，研究结论相对一致，即单位GDP能耗下降主要是因为各产业部门能源强度的下降造成的，而产业结构的变化影响不大，甚至在某些年份增大了单位GDP能耗。

Xiaolu Wang，Lian Meng(2001)认为，能源消耗强度的持续下降，尤其是近几年能源消费和经济增长反向变化的关系引起了国内外研究人员的广泛关注，特别是部分学者对中国能源、甚至经济统计数据真实性的怀疑。

Thorns G.Rawski(2001)通过分析我国1990年以来能源经济增长的关系，并比较亚洲部分国家的能源经济数据，认为中国在能源消费下降的情况下实现的经济增长是不可能的，并认为中国1998年以来的经济增长速度是不真实的。

(二)国内研究综述。目前，国内学者对于能源消耗与产业结构变迁的研究都已经引入了定量分析，从方法上看，一是采用时间序列数据进行直接回归分析；二是采用灰色关联分析法。

1、直接回归分析。徐博、刘芳(2004)通过各种分析表明，经济结构变动，不仅可以实现经济增长，而且可以降低单位GDP的能源消耗。我国在能源弹性系数较小的条件下实现经济高速经济增长主要是经济结构的变动降低了单位GDP的能源消耗。结构变动对我国的能源消耗有着非常重要的影响，第一产业和工业比重的变化将影响我国能源消耗总量的变化，电力将因结构的变动和经济总水平的提高而成为我国的主要消耗能源。

邵忍丽、贾明德(2006)分析了1983－2005年的中国能源消费数据，研究发现，改革开放以来，中国主要能源消耗是来自于重工业。从主要高耗能产品的单耗来看，单位产品能耗在逐渐下降，但产品的总能源消耗还是在提高。因此，造成能源需求快速增长的主要原因是我国的产业结构不合理。

张瑞、丁日佳、尹岚岚(2006)基于panel data模型分析了产业结构对我国能源消费的影响，得出的结论表明：(1)产业结构变动是影响能源消费的重要因素：(2)不同时期，产业结构变动对能源消费的影响不同：(3)第二产业能源消耗占我国能源消费总量的很大部分，支柱性产业(如钢铁冶炼加工企业等)往往都是高能耗企业。

刘满平(2006)认为，经济增长、第二产业比重与能源消费总量，石油和天然气消费量之间均存在显著的协整关系，即具有长期共同趋势。这说明我国工业化阶段对能源消费增长有更高的依赖性。而目前以重化工业为主拉动工业增长，是经济增长、产业结构调整对能源需求弹性明显增高的重要因素。

2、灰色关联分析。尹春华、顾培亮(2003)利用灰色理论中的灰色关联分析方法，对能源消费与产业结构进行了关联分析，得出一二三产业及生活用能与能源消耗的关联度，从而根据目前我国的产业结构调整政策及加入WTO后，国外投资对我国产业结构的影响，并对今后几年的能源消费做出了预测，认为我国近期能源的消耗不会呈现出大幅度增长趋势，只会呈缓慢增长。

曾波、苏晓燕(2006)从经济增长的产业分解模型分析了我国三次产业增加值结构的变动趋势。从中可以发现，第一产业比重开始较大幅度下降到稳步下降，符合库茨涅兹的产业结构理论“农业部门创造的国民收入占全部国民收入的比重处于不断下降中”的结论。

三、调整产业结构、降低能源消耗的对策

(一)建立多元化的能源消费结构。路正南(1999)认为，长期以来，我国能源消费过度依赖煤炭，由此产生一系列资源利用和环境污染问题。今后我国以煤为主的能源消费结构虽然很难在短期内得到根本改变，但能源消费结构调整和优化的方向应是逐步降低煤炭消费比例，加速发展天然气，依靠国内外资源满足国内市场对石油的基本需求，积极发展水电、核电和可再生能源。利用20年左右的时间，初步形成结构多元化的能源消费格局，使优质能源的比例明显提高。

刘满平(2007)认为，我国城镇居民消耗结构对第二产业的影响是肯定的，并且我国城镇居民的收入水平对产业结构的影响是显著的，要促进我国产业结构的升级和消耗结构的提升，必须提高居民的收入水平。目前，我国存在各阶层之间以及地区之间收入差距过大的问题，居民的消费意愿不能满足，将导致社会整体消费能力不足。

(二)优化产业结构，降低产品能耗。林伯强(2001，2003)认为，我国目前高耗能产业的比重过高，增长速度过快，造成能源消费的大幅增长。因此，今后应通过优化产业结构，降低高耗能行业的比重，增加高附加值产品的比重。

张瑞、丁日佳、尹岚岚(2006)提出研制和开发新型节能技术，建立资源节约型、高能效的产业体系。依靠技术进步促进产业结构升级，提高能源的利用效率，调整和优化能源消费结构。

篇6

关键词：协整检验 VEC模型 能源消耗 经济增长

文献综述及问题提出

Kraft.J和Kraft.A（1978）是学术界比较早研究经济增长和能源消费之间关系的学者，他们利用美国1947-1974年的数据，发现美国GNP和能源消费之间具有单向的因果关系。Lee和Chang（2007）研究了部分发展中国家能源消费与经济增长的关系，发现二者之间存在双向的因果关系。Hwang和Gum（1992）在对中国台湾地区能源消费和经济增长关系进行实证研究，得出能源消费与经济增长之间存在双向因果关系的结论。韩智勇、魏一鸣（2004）对1978-2000年我国能源消耗与经济增长进行协整分析及因果关系分析，认为二者之间不存在长期协整关系，但存在双向的Granger因果关系。

国内外学者大多侧重于对能源消耗与经济增长之间的因果关系检验。并且大多是先对能源消耗与经济增长进行协整检验，而后直接运用Granger因果关系检验，得出相应的结论。国内的学者由于在选取变量、数据的跨度上有所不同，所得出的结论也不尽相同。本文对1952-2010年能源消耗和经济增长进行研究，在验证二者之间存在协整关系后，直接建立向量误差修正（VEC）模型，通过VEC模型对能源消耗与经济增长之间的关系进行研究，这样能更全面、更系统地研究二者之间长期和短期的相互关系。这与国内外多数学者先验证二者之间存在协整关系后直接运用“Granger因果关系”来检验二者之间是否存在相互的因果关系有所不同。

计量模型与数据说明

（一）计量模型

1.平稳性检验—单位根检验。时间序列平稳性检验最常用的方法是单位根检验，其实质是检验自回归模型中滞后变量的显著性，常用DF检验和ADF检验，前者适用于一阶自回归模型，无法保证随机干扰项的白噪声，所以，一般常用ADF检验。ADF检验的模型如下：

模型1：

模型2：

模型3：

模型1与另外两个模型的区别在于是否有常数项和时间趋势。实际检验时从模型3开始，然后模型2，再模型1，直到检验到拒绝零假设，即原序列不存在单位根，为平稳序列。如果三个模型都不能拒绝零假设时，说明时间序列是非平稳的，可以检验时间序列的差分形式的平稳性。若一个时间序列经过d次差分后成为平稳序列，则原序列为d阶单整序列。

2.协整检验。协整的定义：如果时间序列y1t，y2t，…ynt都是d阶单整序列，即I（d），存在一个向量a=（a1，a2，…an），使ay`t：（d-b），其中yt=（y1t，y2t…ynt），d≥b≥0。则序列y1t，y2t，…ynt为（d，b）阶协整，α为协整向量。为检验两变量xt和yt是否存在协整关系，Engle和Granger在1987年提出两步检验法，即EG检验。对于同阶单整的序列xt和yt，首先，采用OLS法建立回归模型：

Yt=α+βxt+εt

α和β表示回归系数的估计值，则模型残差估计值为ε=yt-α-βxt

然后，对ε进行平稳性检验，若ε：I（0），即ε本身是平稳性时间序列，ADF检验的结果不存在单位根，则xt和yt具有协整关系。

3.向量误差修正（VEC）模型。向量误差修正（VEC）模型是对各变量施加了协整约束条件的向量自回归模型（VAR），VEC模型只能用于有协整关系的序列建立模型。协整反映的是变量之间的长期均衡关系，但是在短期内，两者可能出现失衡，误差修正模型反映了短期波动偏离长期均衡关系的程度，在误差修正模型中包含有协整关系，用协整组合的均衡误差对模型进行修正。若能源消耗和经济增长之间具有协整关系，可以建立如下的向量误差修正模型：

（1）

（2）

其中，表示差分，ECM表示长期的均衡误差。

通过VEC模型，可以更系统、更全面、更细致地研究变量之间长期和短期的相互因果关系。在式（1）中，若βi显著不等于0，则在短期内能源消耗是经济增长的格兰杰原因；若βi显著等于0，则在短期内能源消耗不是经济增长的格兰杰原因。若λ显著不等于0，则在长期内能源消耗是经济增长的格兰杰原因；若λ显著等于0，则在长期内能源消耗不是经济增长的格兰杰原因。同样，在式（2）中可以判断经济增长是否是能源消耗的长期和短期格兰杰原因。

（二）数据说明

经济增长指标，用GDP是衡量经济增长是目前最常用的做法，本研究选用GDPP代表人均国内生产总值，意在排除人口扩张对经济增长的影响。能源消耗指标，本文主要以每年我国消耗的标准煤（万吨）为指标，用EC来表示。本文选取1952-2010年的有关数据作为样本进行实证研究， 所用数据均来自《中国统计年鉴》。为了消除异方差的影响，对EC和GDPP取自然对数， 分别记为LEC和LGDPP。

实证研究

（一）单位根检验

本文采用ADF检验对我国1952-2010年LGDPP和LEC的平稳性进行单位根检验，结果如表1所示。

从表1中可以看出，能源消耗与经济增长序列的ADF值均大于5％显著水平的临界值，说明LGDPP和LEC均为非平稳时间序列；但一阶差分后两个时间序列的ADF值均小于1%显著水平的临界值，说明LGDPP和LEC均为一阶单整序列，因此两者之间可能存在长期均衡关系。

（二）协整检验

因为LGDPP和LEC为同阶单整序列，需要进一步检验两者之间是否具有协整关系，运用E-G两步法对二者进行协整检验，步骤如下：

运用OLS法对LGDPP和LEC建立回归模型：

LGDPP=-8.36+1.39×LEC

（-9.636） （17.647） （3）

R2.adj=0.842 D.W.=0.057

由于D.W.的值远远小于5%显著水平下的临界值，因此，模型存在严重的一阶自相关性。所以，考虑添加适当的滞后阶数来消除模型的自相关性，引入滞后项后得到的LGDPP和LEC回归模型如下：

LGDPP=-0.36+0.40*LEC-0.62*LEC（-1）

（-2.829） （6.309） （-5.845）

+0.26*LEC（-2）+1.52*LGDPP（-1）-0.53*LGDPP（-2）

（3.824） （14.317） （-4.984）

（4）

R2.adj=0.999，LM（1）=0.068，LM（2）=0.154，LM（3）=0.207

加入滞后变量后，因为该模型中含有被解释变量的滞后项，D.W.检验实效，采用拉格朗日乘数检验，经过检验模型已不存在自相关性，此时的LGDPP和LEC是否存在协整关系，只需检验其残差水平序列是否为平稳序列。若残差序列是平稳的，则二者之间具有协整关系，否则，则二者之间不存在协整关系。对其残差序列平稳性检验的结果如表2所示。

很明显，残差序列的ADF值小于1%显著水平下的临界值，说明残差序列本身是平稳的，因此式（4）为LGDPP和LEC的协整回归方程，说明二者之间存在着长期的稳定的均衡关系。另外，该协整方程修正的R2达到0.999，且各个系数也是显著的，所以建立的协整方程非常好。

（三）向量误差修正模型

通过对LGDPP和LEC的协整分析可知，二者之间具有长期的、稳定的均衡关系。但是在短期内，两者可能出现失衡，由于短期的失衡不会长久，两者之间的误差总会向长期均衡收敛。可以通过建立VEC模型很好地把能源消耗和经济增长的长期均衡和短期波动联系起来。根据AIC原则，LGDPP和LEC的最佳滞后都是2，所以在建立VEC模型时取滞后项为2。VEC模型估计如表3和表4所示。

所以，我国能源消耗和经济增长可以建立VEC模型为：

其中：LYt=（LGDPP LEC）`；VECM=LGDPP（-1）-2.4×LEC（-1）+19.4

由表3可以看出，在长期内，D （LGDPP）作为因变量时，均衡误差的系数的t检验值为-0.26597，系数显著为零，因此，长期内能源消耗不是经济增长的格兰杰原因；D（LEC）作为因变量时，均衡误差的系数的t检验值为2.45028，系数显著不为零，因此，长期内经济增长是能源消耗的格兰杰原因。在短期内，D（LGDPP）作为因变量时，D（LEC（-1））的系数的t检验值为3.15577，系数显著不为零，因此，短期内能源消耗是经济增长的格兰杰原因；D（LEC）作为因变量时，D（LGDPP（-1））的系数的t检验值为2.29487，系数显著不为零，因此，短期内经济增长是能源消耗的格兰杰原因。

综上可知，我国能源消耗与经济增长的关系，在长期内，经济增长是能源消耗的单向因果关系；在短期内，能源消耗与经济增长之间存在着双向的因果关系。

结论及启示

本文运用我国1952-2010年间能源消耗和经济增长的数据，通过单位根检验、协整检验及向量误差修正（VEC）模型等计量方法进行实证研究，结果表明，尽管能源消耗和经济增长序列不平稳，但是二者之间存在着长期的、稳定的均衡关系。通过建立VEC模型发现，在长期内，经济增长是能源消耗的单向因果关系；在短期内，能源消耗与经济增长之间存在着双向的因果关系。

从实证结论可以得到如下启示：一是在长期内，由于经济增长是能源消耗的单向因果关系，即经济增长导致了能源消耗的增加，所以长期内，我国能源的大量消耗并未促进经济的显著增长，说明我国的经济属于非能源依赖型经济。长期内，节能减排政策的实施不会对经济产生大的负面影响。二是在短期内，由于我国能源消耗和经济增长之间具有相互的因果关系，所以短期内，能源消耗会拉动经济的增长，经济增长也导致能源消耗的增加。在短期内，如果采取节能、减少能源消耗会对经济发展产生负面影响。三是虽然节能减排短期内会对经济增长产生一定的负面影响，但是长期内节能减排不会对经济增长造成影响。因此，要根据我国的实际情况，从长远利益来看，节能减排的政策一定要实施，但是要有计划、有步骤、分时期地实施，不能操之过急，否则短期内势必会影响到经济发展。同时我国要进行产业结构调整，经济结构调整，大力发展高新技术产业，转变经济增长方式，发展低碳经济，倡导低碳生活，提高能源利用效率等。

参考文献：

1.韩智勇，魏一鸣.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程，2004，22（12）

2.王莉，高巍.能源消耗与经济增长的长期依赖及短期拉动性分析[J].西安财经学院学报，2010（5）

篇7

[关键词]外贸出口；能源消耗量； 能源消耗强度

[中图分类号]F740 [文献标识码]A [文章编号]1671-8372（2013）03-0070-04

随着低碳经济的发展，具有低碳经济特征的产品成为国际市场最具竞争力的产品。青岛市一直是山东省的对外贸易大市，2012年出口总值达到408.2亿美元，占山东省全省出口总额的31.70%，外贸依存度较高。但青岛市的出口商品具有“高投入、高消耗、低效益”的特点，容易受到西方发达国家“碳壁垒”的冲击。因此，应清醒地认识青岛市高消耗、高污染、低附加值、资源型的产品在出口中的比重，定量分析出口产品能源消耗强度，从而采取措施降低能源消耗，使出口商品符合资源、环保等方面的国际标准，增强青岛市的国际竞争力。

一、青岛市外贸出口概况

1.外贸出口规模不断扩大

我国加入世贸组织后，青岛市的对外贸易快速发展，外贸出口一直保持着强劲的上升势头。出口总额由2000年的82.6891亿美元增加到2012年的408.2000亿美元，增幅达到394%；进口总额由52.6331亿美元增加到323.9137亿美元，增幅达到328%。青岛市对外贸易的顺差不断扩大，由2000年的30.0560亿美元增长到2012年的84.2863亿美元，增长了2.8倍，对外贸易保持着良好的发展势头。

2.出口地区比较集中

青岛市的外贸出口地区主要集中在亚洲、欧洲及北美，分别占整个外贸出口额的43%、23%和20%。其中，对亚洲的出口以日本为主，对日出口额占对亚洲出口总额的35.62%；对欧洲的出口以欧盟为主，对欧盟的出口占青岛出口欧洲市场的89.06%；北美市场以美国居首，青岛对美国的出口额占其北美市场的89.78%。当前，青岛市对欧盟、美国、日本这三个地区的出口总额占青岛市出口总额的53.52%。

3.传统高碳出口商品比重仍较高

从出口商品的大类来看，目前，青岛市对外贸易仍以机械设备、运输工具、金属制品、轮胎、服装和纺织品为主要出口产业，2012年这六个产业的出口总额为158.0876万美元，占青岛市主要产业总出口额的77.17%，同时，这六大主要出口产业对外贸易的能源消耗量为207730.7吨标准煤，占出口总能源消耗的85.08%。由此可以看出，青岛市传统高碳出口商品比重仍较高。

二、青岛市外贸出口能源消耗强度测算

1.主要外贸出口产品选取情况

为便于计算，本文选取青岛市出口额前八位的产品进行能源消耗强度测算。根据青岛市2003—2011年出口数据，选出青岛市具有代表性的主要出口产品大类为服装、机械设备、运输工具、电器及电子类产品、纺织品、金属制品、水海产品、鞋类。每年这出口产品的出口总额都占到当年出口总额的2/3以上，因此对于青岛市的出口产业具有代表性（见表1）。

2. 青岛市出口产品能源消耗量情况

计算能源消耗量，首先计算各类出口产品的二氧化碳排放量，然后根据各种能源折合标准煤系数，计算出能源消耗量（吨标准煤）。计算步骤为：

第一步，计算各类出口产品的二氧化碳排放量，公式为：

其中，M（CO2）为二氧化碳排放量，Pi为第i种能源品的能耗量，Fi为第i种能源品的碳氧化率，Ci为第i种能源品的碳排放系数。

能源品种的碳排放系数根据我国温室气体排放清单研究中的相关排放因子数据和IPCC的排放因子数据综合考虑后确定。

第二步，计算各类出口产品的碳排放量，公式为：

其中，M（C）（折合成碳）为碳排放量，12/44为1吨碳相当于3.67吨二氧化碳。

综合上述两个公式，查阅近年来青岛市能源消费数据，参考国家发改委能源研究所的二氧化碳排放系数推荐值，以及各种能源折成标准煤的参考系数，将能源统一折成标准煤后就得到青岛市2003—2011年的出口综合能耗数据。根据各主要出口行业出口比例关系，加权平均后即可得到青岛市主要出口行业的能源消耗量（见表2）。

从表2可以看出，青岛市主要出口产品，按其能源消耗量的高低排序依次是机械设备、运输工具、服装、纺织品、电器及电子类产品、金属制品、鞋类、水海制品。其中机械设备、运输工具、服装、纺织品、金属制品、鞋类属于传统意义上的劳动密集型或资源密集型产品，而电器电子类产品、水海制品则属于新兴的科技产品，是青岛市新型的具有竞争力的产业。目前，占青岛市总出口额60%左右的出口产品，其能源消耗量占到了青岛市对外贸易能源消耗总量的80%，说明青岛市对外贸易仍以“高耗能”、“高污染”的产品为主，必然会受到西方国家“碳壁垒”的贸易保护主义冲击。

3.青岛市出口产品的能源消耗强度分析

所谓能源消耗强度是指单位产值所消耗掉的能源数量，计算公式为：

其中E表示能源消耗总量，r表示经济产出，将E和r按外贸出口各行业进行分解即E=∑Ei，r=∑ri（i=1 2 3…）。在此，用出口额代表经济产出，计算各外贸出口行业能源消耗强度。

本文选取2003—2011年上述出口产业的相关数字进行测算，得出青岛市出口产业的能源消耗强度（见表3）。

由表3和图1可知，自2003年以来，青岛市外贸出口的能耗强度一直处于一种缓慢下降的态势，以机械设备产品为例，能源消耗强度从2003年的12.34吨标准煤/万美元，下降到2011年的5.34吨标准煤/万美元，这与国家近年来大力倡导节能减排，青岛市积极推进企业降耗减污是分不开的。

青岛市主要出口产品的能源消耗强度，以机械产品和运输工具的能源消耗强度为最高，2011年分别为5.34吨标准煤/万美元和4.33吨标准煤/万美元，比最低的电器和电子类产品分别高出3.62吨标准煤/万美元和2.61吨标准煤/万美元。其次是纺织品、金属制品、服装、鞋类。而在青岛市出口额中占据重要位置的电器和电子类产品和水海产品的能源消耗强度远低于以上各类。因此，青岛应该积极调整对外贸易结构，通过技术研发减少机械、服装纺织等产品的碳排放，大力发展电气电子类产品等符合低碳经济要求的产业。

三、加快低碳外贸出口发展的建议

1.加强低碳技术的研发和利用，降低产业中间链碳排放

青岛市的出口企业要密切关注国内外低碳技术的发展情况，积极使用已经成熟的技术，在产品设计、原材料选用、工艺改进和技术设备使用上体现绿色低碳理念。同时大力发展循环经济技术，研发以提高生态效率为目标的生态产品设计技术及资源利用整体优化集成技术，加强节能技术使用，推动企业内部资源循环利用，降低产业中间链碳排放，从而降低单位产品能源消耗。

2.从生产管理入手，减少单位产品碳含量

为了应对发达国家“碳壁垒”等贸易保护措施，青岛市出口企业必须调整其传统的生产管理模式，树立“低碳节能”的生产管理理念，优化内部生产管理操作，有效发挥低碳技术的作用。一方面，要大力推行“绿色供应链管理”，即从产品设计、采购、制造、装配、包装、运输、使用到报废回收处理，对各个环节进行指标量化，使每个环节都考虑到能源消耗和碳排放的因素，充分优化利用资源和有效减少环境污染。另一方面，出口企业要注重开发技术含量高的绿色产品，实现节约资源最大化和产品生产资源投入的最小化，降低单位产品的碳含量。逐渐减少“高污染”、“高消耗”、“低附加值”产品的生产和出口，积极促进具有科技含量和创新性的自主品牌产品的出口。加大对机电产品、纺织服装、农产品等劳动密集型出口产品的深加工，同时创造良好的经济和社会环境，促进高新科技产业的发展。

3.加快产业升级，大力扶持低碳新兴产业发展

产业结构调整是发展低碳经济的重要途径。当前，纺织品、服装、机械设备、运输工具、金属制品等高碳产业仍然是青岛市主要的出口产业，由于其缺乏科技含量和核心竞争力，全部处于世界产业链的下游。为了应对发达国家“碳壁垒”等贸易保护主义的冲击，青岛市政府应该积极引导外贸出口企业进行结构升级：一方面引导传统的高耗能企业向上游产业升级，实现外贸出口行业整体向低能耗、低排放、高附加值、高技术含量的转化，从而提高在全球市场的竞争力；另一方面青岛市政府要大力培育和扶持科技含量高、能源消耗少的高科技产业，通过出口产品的升级换代来应对“碳壁垒”。

4.建立低碳出口产品基地

以提高出口产品质量为目标，扶持生产、加工企业建立出口生产基地是青岛市采取的主要促进出口措施之一。今后要以低碳经济发展模式，通过政策扶持等综合手段，加快引进具备产业关联效应的项目，着重培育具有较强国际竞争力的消费电子、通讯设备、轨道交通设备、船舶、汽车、纺织服装、农产品等重点行业出口产业集群，形成一批低碳产品出口龙头企业和示范基地。引导和扶持产品出口基地检验检疫备案，促使企业提高基地建设质量。

[参考文献]

[1]鲁海帆.我国出口产品能耗、CO2排放及其对出口结构的影响[J].国际贸易，2011，27（12）：13-18.

[2]李训领，邓丽丽.基于AWD方法的中国能源强度的结构与效率份额分析[J].中国电力教育，2011（24）：124-126.

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关键词：城市供水；能源消耗；实践与探索 ；节能改造

随着社会的不断改革，我国的城市得到了快速发展，同时人口的增加以及水资源的浪费都对城市供水企业提出了新的要求，城市供水系统在不断扩大的过程中相应的增加了供水过程中的能源消耗，降低城市供水能源消耗不仅可以有效地利用能源而且可以为企业赢得更大的利润，并进一步为建设节约型社会贡献一份力量。本文主要论述的就是关于降低城市供水能源消耗的实践与探索问题。

一、 城市供水能源消耗的现状

城市供水是保证人们正常生活和生产的基础，也是促进城市化建设中一个必不可少的条件，在城市化快速发展的今天，城市供水的能源消耗正在不断的增长，在城市供水能源消耗中主要涉及到的能源有电和水，但是在这两方面的使用量表现出明显的上升趋势。

在人均用水量上，2013年我国城市人均用水量为453m3，而在2000年我国城市人均用水量为387m3，2013年和2000年的人均用水量相比提高了17.05%，同时在电力能源消耗上，根据有关资料统计，在2000年，我国的总用电量为1.35×1012KWh，其中工业用电量为0.97×1012KWh，在工业用电量中供水企业的用电量达到了1.45×1010KWh，这一用电量在总的用电量中占到了1.08%，在工业用电量中占到了1.51%，可见供水企业在能源消耗方面数量较大，而且根据统计资料显示，在供水系统能源消耗中，电力能源消耗在供水企业成本投入中占到了20%～40%，近年来，城市供水系统在水力资源和电力资源消耗方面表现出上升趋势，对于企业发展而言影响较大。

二、 降低城市供水能源消耗的必要性

在城市供水工程中主要依靠的能源就是电和水，电和水关系到整个社会的发展，对于社会的稳定及正常的生活是必须的。当前我国的发电量以及水资源都十分有限，在城市供水中用电量的增加势必会减少其他行业用电量的减少，此外我国供水企业对电力的使用效率较低，据不完全统计，城市供水过程中每立方米水资源需要消耗0.4KWh，而且这些电力中的70%左右是用来维持水泵的正常运转的。水泵的运行效率也是影响电力使用效率的一个关键因素，此外部分城市供水单位的水厂建设的比较早，部分设备已经逐渐老化，而且这些设备在使用过程中工作效率减低、能源消耗量大，同时在供水过程中会造成大量的水资源流失，这些都使得城市供水中能源消耗较大，通过采取一定的措施可以将这种能源消耗降低，所以降低城市供水能源消耗很有必要，而且也具有一定的可行性。

三、 降低城市供水能源消耗的实践与探索

城市供水系统复杂、投入的成本大，在运行过程中涉及到的工艺流程较多，而且在每个环节中都可以采取措施降低能源消耗，在此主要以城市供水系统中主要的几个能源消耗环节给出合理化的建议，从而提高水资源和电力资源的有效使用。

1、合理使用变频调速技术，有效提高水泵的工作效率

上面已经分析过了，在电力资源消耗中大部分的都是用来维持水泵的运转，所以提高水泵的工作效率相应的也就提高了电力资源的使用效率，自然地也就降低了电力的消耗。水泵的工作效率指的是水泵的有效功率和轴功率的比值，进一步而言，提高水泵的工作效率也就是提高水泵的有效功率。而变频调速技术主要是根据电机转速与工作电源输入频率成正比的关系，通过改变电动机的工作电源从容达到改变电机转速的目的，这种技术可以恩菊负荷的大小进行调节，在负荷较大的情况下使用大的电流，负荷较小的时候则减小电流。所以采用高压变频调速技术可以有效地提高水泵的工作效率，特别是对于一些用水量有较大变化的城市，采用该方法不仅可以稳定生产而且还可以保证供水的高效性。例如：我崇左市供水企业使用3台355KW/10KV机组采取的是带手动一拖一旁路的变频器实施闭环运行，通过该变频器的使用，可以对水泵实现闭环控制保证了水泵的转速无波动，后经过资料比较，单台机组的节电率可以达到20%，每年为企业直接减少电费100多万，在降低能源消耗的同时很大程度上降低了城市供水的成本投入。

2、对于二次供水实时监控、优化泵站，尽可能的减少能源消耗

现代城市供水中，除了一部分用户是直接由水厂供水外，大部分的用户在用水过程中都需要二次加压供水，这样就需要建设较多的加压泵站，消耗能源增加的同时，部分人员还不能保证正常的供水，对此可以将原来较多的加压泵站重新合并，建设较大的加压泵站，而且根据不同地点合理的选择泵站的规模，泵站建成后实施实时监控，相关记录、报警系统等都配置，实现泵站管理的自动化操作，这样不仅可以减少过多泵站造成的能源浪费，而且有效地实施自动控制，最大化的降低了能源消耗。

3、合理的确定管网分布，降低管网供水中的能源消耗

管网在布置过程中，具体的采用并联方式还是串联方式，需要根据当地具体地形条件、用水量分布以及水源的位置等，综合考虑好选择最佳的管网布置方式。特别是对于一些较长的管网，在运行过程中为了维持水的运行，需要在水厂出水位置提高水的压力，管道越长，需要的管道压力越大，这样需要消耗的能源就增加，也有可能因为管道压力过大造成管道爆裂，造成水资源的流失，所以在城市供水的管道分布上需要综合地理位置、水源位置等各方面的因素，合理的确定管网分布，从而减少供水过程中的能源消耗。

结束语

城市供水关系着千家万户的生产生活，是一个城市发展的基础条件，只有针对性的找出当前城市供水过程中造成水资源和电力资源损失的原因，并对其中主要的原因以及可以降低能源消耗的一些原因采取有效地措施，尽可能的提高在供水工程中水资源和电力资源的最大效率使用，通过变频调速器的使用、泵站的优化、供水管网的合理布置以及加强定期的管网漏损率检查，都可以有效地降低供水过程中的能源消耗，从而为建设和谐社会、保证人民生产生活提供保障。

参考文献

[1]龚春钰.浅谈高校节水建设――以北京理工大学为例[J].高校后勤研究，2015，0（1）：108-109.

[2]李冬.降低城市供水能源消耗的实践与探索[J].城镇供水，2011，（5）：25-26.

篇9

【关键词】精馏装置；能耗；节能

0 概况

随着我国经济发展，节能减排在经济发展中占了重要的地位，为了建设资源节约型、环境友好型社会，推进经济结构调整，转变增长方式，积极贯彻节能减排方针政策，大幅压缩生产能耗，天然气处理厂必须查找能耗重点，降低产品加工能耗，压缩生产成本，以提升产

品竞争力。

1 能耗分析

1.1 确定能耗重点

天然气处理厂轻烃深加工装置采用上游企业原料，经过储罐储存后由精馏装置进行深加工处理，所得产品再输送至产品罐储存，然后计量外销。原料由泵经管道输送至罐区原料罐并计量存储，天然气处理厂不产生能源消耗；原料计量存储过程中产生计量损耗，但无能源消耗；原料由管道输送至轻烃深加工装置进行处理，主要产生电能消耗；深加工处理过程中，产生电能、天然气以及水的消耗，是主要能源消耗点；产品输送以及计量外销过程主要产生电能消耗。由以上分析可知，天然气轻烃深加工生产各个流程的能源消耗主要集中在深加工处理环节，即能源消耗重点为精馏装置。

1.2 精馏装置能耗分析

天然气处理厂轻烃深加工精馏装置目前在用精馏塔、空冷器、真空泵、冷水机组、屏蔽泵等设备，辅助配套实施有循环水系统、导热油炉系统、消防系统、空压机组。由于各个精馏塔工艺流程基本相似，此处对一个精馏塔进行分析精馏装置能源消耗情况。

原料（或是上游精馏塔物料）由进料泵（也可能是上游精馏塔的塔顶回流泵或塔底采出泵） 输送至精馏塔，在精馏塔内，原料与再沸器的导热油换热产生的上升蒸汽进行传质传热，最终轻重组分在塔顶底聚合，塔底产品和采出泵输送至下游进料或冷却后进入产品罐。塔顶蒸汽经空冷凝后经由回流泵部分采出、部分作为回流进入塔内。在整个精馏过程中，能源消耗主要是：（1）进料泵、塔底采出泵、回流泵的电能消耗和水的消耗；（2）塔底再沸器的导热油热能由导热油炉产生，主要是电能和燃气的消耗；（3） 塔顶空冷器或冷凝器消耗为电能和水。天然气主要消耗设备是燃气导热油炉，其燃气消耗主要与精馏装置的操作有关。因此，降低天然气消耗主要是降低各个精馏塔的热油负荷。电能消耗主要设备有屏蔽泵、空冷器、循环水泵。屏蔽泵与空冷器的电能消耗量与开机时间有关，开机时间越长，其电能消耗越多；循环水泵的电能消耗不仅与开机时间有关，同时由于冬季防冻需要，在天气寒冷时需要开启循环泵。因此，主要对燃气和电能消耗采取相关措施。

2 节能措施

2.1 精馏装置节能措施的选择

2.1.1 余热回收

由于精馏装置的产品管线长，大多数产品冷却器已经停用。仅塔底萃取剂冷却器依然使用，其塔底物料温度高达160℃，可以考虑进行余热回收。

2.1.2 采用低耗能电动机

根据精馏装置运行情况，塔顶空冷器可采用变频电动机来降低装置的电能消耗。

2.1.3 停用高耗能设备

精馏装置高耗能设备主要为冷水机组，其主要作用是为萃取剂回收塔塔顶冷凝器提供冷凝用水，其冷水温度在7～15℃之间。而秋冬季节的循环水温度也在10℃左右，完全可以满足萃取剂回收塔塔顶冷凝器的用水需要，因此可以通过工艺改造将循环水引入冷水系统，在秋冬季节停用冷水机组。

2.1.4 其他节能措施

精馏装置由于无法满负荷运行，一般生产过程是开机、停机、待料、再开机的运行模式。每次开机过程中，4～6h内所有运行设备运行消耗的水、电、气也极为可观，因此减少开机时间、降低开机次数从一定程度上可以减少能源的消耗。

2.2 节能改造措施的现场应用

2.2.1 原料存储工艺的改造

合理调整原料和产品存储方案，改造原料存储工艺流程，将原植物油抽提溶剂油储罐储罐改为原料罐，原有原料储罐改为植物油抽提溶剂储罐。将原料库存量由1160m3增加到2200m3，改造后每年可减少10次开停机，以减少开机过程中的燃气及电量消耗。

2.2.2 空冷器电动机更换为变频电动机

针对三期装置空冷器在秋冬季节无法调整的情况，将空冷器电动机更换为变频电动机，电动机频率可调，其运行频率范围由 30～50Hz 改变为5～50Hz。冬季运行时，各变频器在5Hz的低频率下运行，实际功率由30Hz时的44.46kW，降低到5Hz时3.53kW，去除变频电动机增加的散热风扇的功率1.44kW，总运行功率降低39.49kW。由普通电动机改为变频电动机后，正常操作条件下，由于风机频率降低，精馏塔冷凝温度较之前有所提升，各塔进料温度普遍提升10℃以上。进料温度的提升降低了塔操作过程中的热负荷。通过此项措施，轻烃装置燃气流量由 600m3/h 降低到570m3/h。

2.2.3 改造精馏塔进料工艺流程

精馏塔采用常温进料，无原料预热器。而萃取剂余热没有回收的问题，提出了原料预热工艺改造，利用闲置的脱液化气塔原料预热器将戊烷分离塔进料与萃取剂再生塔塔底萃取剂进行换热。回收高温萃取剂中热量的同时，降低塔底所需的热负荷，达到优化工艺、节能降耗的目的。工艺改造后，戊烷分离塔塔底再沸器的热油流量由55m3/h降低到50m3/h以下，同时有机热载体炉的燃气流量由570m3/h降低至550m3/h。

2.2.4 优化冷水机组冷水工艺流程

针对冷水机组能耗高的问题，对冷水机组冷水系统进行工艺改造，使现有冷水管线与循环水管线进行连通，在冬、春两季气温较低时，停用冷水系统（即停运冷水机组、冷水循环泵等设备），直接使用循环水为塔顶冷凝器提供冷却水对塔顶气相进行冷凝，从而达到降低加工能耗的目的。

3 节能改造效果

改造前轻烃装置吨产品能耗为2.115t标煤/t产品，改造后轻烃装置吨产品能耗为1.869t标煤/t产品，节能效果显著。通过采取以上四项节能措施降低了轻烃装置的运行能耗，主要表现为天然气、电、及水实物的节约。

4 结论

1）经过对天然气轻烃深加工生产各个流程的能源消耗分析，确定能源消耗重点为精馏装置，能源消耗主要是进料泵、塔底采出泵、回流泵、塔底再沸器、塔顶空冷器的电、水、气的消耗。

2）通过对节能措施的选择，确定余热回收、采用低耗能电动机、停用高耗能设备，以及减少开停机次数等措施，从一定程度上减少能源的消耗。

3）对精馏装置原料存储工艺、精馏塔进料工艺流（下转第20页）（上接第44页）程进行改造，将空冷器电动机更换为变频电动机，并优化冷水机组冷水工艺流程，改造后每年可减少10次开停机，总运行功率降低39.49kW，各塔进料温度普遍提升10℃以上，燃气流量由600m3/h降低到570m3/h。

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关键词：物流业；能源；碳排放

一、引言

随着经济发展，全球经济总量增加，世界能源消费与碳排放量剧增，生态环境不断恶化，气候变暖已严重威胁到人类的可持续发展，2012年全球的二氧化碳排放量再创历史新高，达到316亿吨，比2011年增加了1.4%，而中国再次成为全球碳排量最高的国家，2012年的碳排量增加了3亿吨，增排量也创下全球最高。我国物流业规模大，目前全国社会物流总费用占GDP比率约18%，而且物流业中的运输业耗能大、碳排放量大，运输行业是中国节能减排的重点行业之一，因此物流业低碳碳排放研究具有重要意义。

二、物流业能源消耗碳排放量测算

目前，由于没有直接的物流业能耗数据更没有物流业直接碳排放量的监测数据，因此物流业能源消耗碳排放量的测算只能通过间接的统计、测算得来。其中物流业能耗数据采用国家统计局对交通运输、仓储及邮电通信业能耗的统计数据来近似替，由于物流业耗能量主要由运输仓储等耗能量构成，因此此种替代具有合理性和现实性。

这里采用的计算公式主要参考了徐国泉等学者提出并改进的碳排放量分解模型中的公式，该公式的算法己得到认可，因此采用该公式计算得到的碳排放量是可靠的，基本公式为：

（1）C=Ei×θi×εi

C为碳排放量，Ei为i种能源消耗量，θi为i种能源的的折煤标准系数，εi为i种能源碳排放系数。

收集1995至2011年数据物流业个类能源消耗数据代入计算公式（1），得出从1995到2011年期间的各能源的标准煤消耗量、碳排放量和总碳排放量。计算分析结果见表二和图一，表一为各能源折煤标准系数和碳排放系数，表二为物流业各种能源消耗量，图一为根据表一、表二数据计算的各能耗碳排放量的变化趋势及总碳排放量的变化趋势。

表一 各能源折煤标准系数和碳排放系数

注：各类能源排放系数单位为吨碳/吨标准煤；天然气折煤标准系数单位为千克标准煤/立方米；电力折煤标准系数单位为千克标准煤/千瓦时；其他能源折煤标准系数单位为千克标准煤/千克。

三、物流业能源消耗碳排放影响因素分析

1. 直接因素

从物流业能源消耗碳排放的形成过程和计算过程显然得知，在排放系数和折算系数确定的情况下，直接影响物流业碳排放量的因素是物流业各类能源所消耗量及占比。

从图一中可以看出，从1994年至2011年，物流业能源消耗总碳排放总上升速度较快，2011年碳排放量约为1995年的4.660804。而其中导致物流业碳排放量上升速度较快原因是柴油、汽油消耗量的急增。煤炭、焦炭消耗呈现出负增长，石油，天然气消耗缓慢上升。

从能源消费结构上看，煤炭焦炭所占比重下降对抑制物流业碳排碳排放是有利的，因为煤炭和焦炭的排放系数较大。

2. 间接驱动因素

物流业是服务业，服务于人类生产、生活的需要，生产规模扩大、生活水平提高无疑会扩大物流服务的需求量，我们通常用三次产业的总和来衡量经济总量，但是在经济总量一定的情况下，三次产业结构差异也会导致物流服务需求量和服务结构上的差异，比如说第一产业和第二产业对物流服务中的干线运输和仓储需求量大，而零售业对配送和末端运输服务需求量大，而物流服务需求量和结构上的差异会通过影响能源消耗的量和结构来影响最终物流业能源消耗碳排放量。

另一个间接驱动因素是物流业本身的生产力和生产方式。物流服务需求是其他产业的衍生需求，在其他产业的物流服务需求量不变的情况，通过物流业本身生产力、生产方式的变化来改变其能源消耗量和结构。

四、低碳物流业总体思路及对策

（一）总体思路

1. 优化产业结构，实现产业升级

在三次产业中，农业、制造业对物流服务需求量大，尤其是运输服务需求量大，从我国近几年物流业能源消耗碳排放中也可以看出柴油和汽油是造成我国物流业能源消耗碳排放量大的重要原因，因此我国第一、二产业比重过大也是物流业碳排放较大的重要原因，此外在我国第一产业、第二产业中，初加工占比大，实体生产、制造企业多，处于增值链的低端，这些也都是物流量需求大的要因，尤其是仓储运输需求量大。因此降低第一、二产业比重和降低初级低端生产、加工比重都会有利于物流业碳排放量的降低。

2. 提升物流业生产力水平，改进物流业生产方式

从我国社会物流总费用占GDP比率约为18%的比值中看出，我国物流业发展水平还不是很高，物流业生产力水平较为低下，物流业生产方式也有待改进，比如说我国自办物流比重还偏高，公路运输比重较大等等，这些都影响了我国物流业碳排放量，因此提升物流业生产力水平，调整物流业生产方式是降低物流业的重要途径。

（二）低碳物流业措施

1. 鼓励采用水路和铁路运输方式。铁路和水路运输能耗相对较低，相应碳排放量也较低，当然水路、铁路运输存在时效性差和不能实现门到门运输等弊端，因此政府必须通过继续降低水路、铁路运输成本等一系列措施手段来驱使企业多采用水路和铁路运输方式。

2. 合理配置物流业内部劳动密集型和资本密集型比例。在很多物流作业可机械化又可人工化的情形下，不一定非要采用高机械化作业模式。我国很多自动化程度高的仓储配送企业，由于物流规模没有上去，物流服务浪费严重、能耗高，由此也形成了较高的碳排放。

3. 制定相应的物流企业碳排放量化标准并辅以财政、税收政策。低碳排放有时候是一种外部性较强的行为，当成本或者收益没有内部化为企业的成本和收益的时候，企业不一定会按低碳方式去展开企业活动，因为企业是利益化的主体，因此要对一些物流企业额定一个量，当超量的时候就加大他的成本，当低于标准的时候通过税收政策给予奖励，使得低碳排放行为的成本和收益内部化。

4. 调整物流业市场结构，提高第三方物流比例。当制造企业、流通企业自营物流比例过高时，存在太多的“物流力”浪费，也就导致能源的消费和更多的碳排放，通过提高社会化、集约化的第三方物流比例来降低能耗和碳排放是存在很大空间的。我国目前第三方物流比例尽管有所提高，但和发达国家相比还是很低的。

5. 生产开发低能耗物流作业设备，建设低能耗设施。在搬运和装卸、运输过程中会耗费大量的能源和排放大量的碳，物流作业机械化、自动化程度越高意味着耗能更多，因此必须开发新的低能耗、低碳排放物流设备，建设低能耗的设施，加强物流设施的节水、节地、节材、节能等评估审查。

6. 建立低碳交通运输体系。大力发展绿色交通运输，加强高效环保的交通运输技术研究和推广，推动新能源和清洁车辆的开发应用。鼓励发展技术先进、经济安全、环保节能的运输装备，加快淘汰技术落后、污染严重、效能低下的运输装备，促进智能交通发展，提高利用效率和使用效能。

7. 调整产业结构，降低物流服务需求规模。三次产业比重、各产业内部构成情况和区域分布情况均会影响物流服务需求规模和结构。产业区域分布进一步优化会减少运输和仓储服务需求量；降低初级生产加工比重也会降低物流业服务需求规模；第三产业比重升高会提升物流信息、配送等服务需求比重；这一系列产业方面的调整措施均会降低物流业碳排放增速。

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