能源消耗情況分析范文

導語：如何才能寫好一篇能源消耗情況分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關鍵詞：環渤海地區 城鎮化 能源消耗量 面板VAR模型

引言

隨著我國經濟的飛速發展，能源消耗量已經成為人們十分關注的問題。根據現有的研究，我國的能源消耗變動受到宏觀經濟水平、收入因素、人口因素、產業結構、居民消費結構、工業化和市場化程度等眾多因素的影響，同樣城市化水平也是影響我國能源消耗量的重要因素。

改革開放以來，我國城鎮化水平發展迅速，國家統計局數據顯示，截止2011年末，我國的城市人口數量首次超過農村，城鎮人口已經從1978的17.92%上升到了51.27%。根據諾瑟姆曲線規律，當城鎮化水平在30%-70%之間時，表明此國家進入了城鎮化和現代化的高速發展時期，人均耗能和能源強度會快速上升。2010年，我國首次超過美國，成為世界上最大的能源消耗國，能源消耗量占到全球消耗量的五分之一。同時，城鎮化進程一方面伴隨著工業化水平的發展和城市建設投資的增加，大規模的城市基礎設施建設和城市住房建設必然會增加能源的消費量，另一方面，城鎮化提高了公共基礎設施的使用效率，這又會降低能源消耗量，這兩種不同方向的影響使城鎮化和能源消費之間的關系變得很復雜，因此研究城鎮化與能源消費的內在依存關系，有助于保障能源安全和城鎮化進程的穩步增長，對制定合理的能源政策，實現經濟增長具有重要意義。

隨著我國城鎮化的快速發展，城鎮化與能源消耗量之間的關系受到學者們的廣泛關注。Poumanyvong，P.，Kaneko，S（2010）采用STIRPAT模型研究1975-2005年間99個國家不同發展階段，城鎮化對能源利用的影響，結果顯示城鎮化對低收入組國家人均能源消費有負向作用，對中等收入組和高收入組國家人均能源消費的影響是正向的。Dai，D.，Liu，H.（2011）利用STIRPAT模型研究了我國29個省份的城鎮化、能源利用、二氧化碳排放量之間的關系，結果顯示在1995-2009年間，城鎮化對二氧化碳排放量具有明顯的正向作用。鄭云鶴（2006）構建了回歸模型，并分析了我國能源消費水平與城市化、工業化以及市場化之間的關系，研究表明，當前的城市化和工業化進程加快會促使能源消耗量的增加，而市場化進程的提高會引起能源消耗量的降低。劉耀彬（2007）運用格蘭杰因果檢驗和協整檢驗的方法實證分析了城市化與能源消耗之間的動態關系，并使用因素分解模型定量計算出城市化程度對我國能源消耗變動水平的貢獻程度，研究發現我國城市化和能源消耗量之間存在單向的格蘭杰因果關聯關系，并且兩者之間存在長期均衡的協整關系，當前我國城市化進程對能源消耗量的貢獻程度較低，并且呈現逐年下降的趨勢。畢軍賢（2008）、許冬蘭，李琰（2010）等分別對中部縣域、山東省的城市化與能源消耗量之間的動態關系進行研究，得出了類似的研究結論。

綜上所述，現有絕大多數文獻都采用靜態的研究方法分析城鎮化水平與能源消耗量的單方面關系，同時，我國幅員遼闊，不同區域資源稟賦、產業結構有差異，經濟發展也存在不平衡性，各地區的城鎮化水平也不同，各地區的城鎮化水平和能源消費之間的關系可能并不遵從同一規律。環渤海地區是我國重要的經濟區域，也是能源消耗的主要區域，與此同時，環渤海地區的城市化水平也是一直處于我國的前列。研究環渤海地區的城鎮化水平與能源消耗之間的關系，不僅對于把握環渤海地區能源戰略方向、保證環渤海地區經濟健康持續發展具有重要現實意義，而且對于更好地理解把握我國的整體情況也有著重要的意義。因此，本文把視角具體到地區層面，以環渤海地區省市為例分析城鎮化水平與能源消耗量之間的動態關系，更具有微觀基礎，運用面板向量自回歸模型（Panel Vector Autoregression Model，PVAR模型），基于1995-2012年的面板數據，分析兩者之間的動態關系，以期為城鎮化進程中能源消耗平衡政策制定提供參考依據。

樣本選取

（一）環渤海地區概況

環渤海地區是以京津冀為核心、以遼東半島和山東半島為兩翼的環渤海經濟區域，主要包括了北京市、天津市、河北省、遼寧省和山東省，也就是三省兩市的“3+2”經濟區域。面積為51.8萬平方公里；人口2.3億，占全國17.5%；地區生產總值達到3.8萬億元，占全國28.2%。

（二）數據來源

本文選取1995-2012年環渤海地區北京市、天津市、河北省、遼寧省和山東省等5個省市的數據實證分析城鎮化水平與能源消耗量之間的相互影響關系。城鎮化水平和能源消耗量的相關數據均來自各省市歷年的統計年鑒。其中，城鎮化水平用市人口和鎮人口占全部人口的百分比來表示，用來反映人口向城市聚集的過程和聚集程度；能源消耗量是指各省市每一年度能源的消耗總量，包括市區能源消耗量和縣域能源消耗量。為了消除各變量的異方差性和數據的劇烈波動性，便于變量之間的長短期分析，本文對相關數據取對數，分別以和表示城鎮化水平和能源消耗量的自然對數值。

模型構建

面板數據向量自回歸模型（即面板VAR模型）的研究最早始于Chamberlain（1983），后經過Pesaran & Smith（1995）、McCoskey & Kao（1998）、Joakim（2005）等學者的不斷發展，現已經成為一個比較成熟的模型。面板VAR模型綜合了面板數據模型和向量自回歸模型的優點，能夠把變量和處理成內生變量，能夠真實地反映變量之間的動態關系。在分析過程中，根據廣義矩陳估計系數的t統計值和脈沖響應函數的收斂情況，本文選擇使用滯后2階的面板VAR模型，模型定義如下：

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個體，t表示不同年份，Γ0為常數系數矩陣，Γ11（L）、Γ22（L）均為2×2的待估系數矩陣。

面板VAR模型主要由三部分組成：一是面板矩估計模型（GMM），主要說明變量之間的回歸關系；二是脈沖響應函數，通過動態的脈沖響應函數圖，觀測各指標對沖擊效應的反應情況；三是誤差分解，說明誤差項的影響因素大小。

實證結果與分析

實證分析的思路主要包括四步：一是變量描述性統計和變化趨勢分析，知悉各變量的基本特征；二是面板單位根檢驗，檢驗面板數據的平穩性，為面板協整檢驗做鋪墊；三是面板協整檢驗，檢驗城鎮化水平與能源消耗量是否存在長期的均衡關系；四是面板VAR模型估計，考察城鎮化水平與能源消耗量之間的雙向動態影響關系。

（一）變量的統計特征

由表1的統計結果可以看出，城鎮化水平的均值為3.897，中位數為4.010，表現為左偏態狀態，最大值為4.452，最小值為2.837，標準差為0.449，表明不同省市間的城鎮化水平存在較大的差異。能源消耗量的均值為9.033，中位數為9.122，略微呈現左偏態狀態，最大值為10.387，最小值為7.802，標準差為0.714，說明不同省市間的能源消耗量水平存在更大的差異性。

（二）面板單位根檢驗

面板數據的單位根檢驗包括LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗、PP-Fisher檢驗和Hadri檢驗等六種檢驗方法。由于不同的檢驗方法都存在自身的局限性，因此，為了保證檢驗結果的穩健性，本文同時采用上述六種方法進行檢驗，檢驗結果如表2所示。

由表2可以看出，對環渤海地區省市的城鎮化水平和能源消耗量的水平值進行檢驗時，檢驗結果表明不能完全拒絕“存在單位根”的原始假設，變量是非平穩的；當對這兩個變量的一階差分值和二階差分值分別進行檢驗時，均在5%水平下顯著地拒絕“存在單位根”的原始假設。因此，可以認為環渤海地區省市的城鎮化水平和能源消耗量都是一階單整序列。

（三）面板協整檢驗

在上述面板單位根檢驗的基礎上，接下來對所選變量進行面板協整檢驗，以檢驗城鎮化水平和能源消耗量之間是否存在長期的均衡關系。根據Pedroni提出的異質面板數據的協整檢驗方法，以回歸殘差為基礎構造出七個統計量進行面板數據協整檢驗，檢驗結果如表3所示。

從表3的結果可知，環渤海地區的所有統計量都通過了顯著性檢驗，所以環渤海地區的城鎮化水平和能源消耗量之間存在面板協整關系，兩者之間存在長期的均衡關系。

（四）面板VAR估計

根據面板VAR模型的三個組成部分，本文依次進行檢驗，具體計算結果如下所示：

1.面板矩估計。在進行面板矩估計時，需要消除面板VAR模型中的樣本固定效應和時間效應。本文使用前向均值差分法消除樣本的固定效應，使用橫截面的均值差分法消除時間效應。估計結果如表4所示。

從上述的面板GMM估計結果可以看出：第一，環渤海地區滯后一期和滯后二期的城鎮化水平系數均大于0，并且在1%水平下顯著，這說明城鎮化水平對能源消耗量有顯著的正向效應。同時，對滯后一期和滯后二期的系數大小進行比較，發現城鎮化水平系數隨著滯后期的推移而不斷增大，這說明環渤海區域城鎮化水平對能源消耗量的影響程度是逐漸增強的。第二，能源消耗量對城鎮化水平的影響存在明顯的時間差異，滯后一期的能源消耗量對城鎮化水平的影響為正，滯后二期的能源消耗量對城鎮化水平的影響為負，但是兩者均不顯著。通過對城鎮化水平和能源消耗量兩者之間關系的分析，可以看出，城鎮化水平的提高勢必伴隨著能源消耗量的增加，而能源消耗量的增加卻未必會對城鎮化水平有影響，也就是說能源消耗量的增加并不是城鎮化水平的重要影響因素之一。

2.脈沖響應函數圖。脈沖響應函數是用來刻畫單位隨機擾動項μt的沖擊對其他變量路徑走勢的影響，脈沖響應函數可以直觀地觀測到變量之間的動態交互作用和效應，并從中判斷變量間的時滯關系。本文通過Monte Carlo方法模擬500次得到圖1脈沖響應函數圖，并給出了90%的置信度區間。

在脈沖響應函數圖中，橫軸表示沖擊反應的響應期數，滯后期數為6期，縱軸表示變量對于沖擊反應的響應程度，中間的曲線表示受到沖擊反應后，脈沖響應函數的點估計值序列，上下兩條曲線表示90%置信水平下的上下界限。

從城鎮化水平對能源消耗量的脈沖響應路徑可以看出，當受到城鎮化水平的一個標準新息沖擊后，能源消耗量偏離了原來預期的水平，這一沖擊對能源消耗量產生持續顯著的影響效應。從能源消耗量對城鎮化水平的脈沖響應路徑可以看出，當受到能源消耗量的一個標準新息沖擊后，城鎮化水平降低，但是在第1期之后趨于平穩，之后還略有上升的趨勢，影響效果不明顯。

3.方差分解。為了更清楚地度量和刻畫城鎮化水平與能源消耗量之間的相互影響程度，本文進一步采用面板數據方差分解的方法，獲得不同方程的沖擊反應對各個變量波動的方差貢獻率情況。表5給出了第10個預測期、第20個預測期和第30個預測期的方差分解結果。

上述方差分解的結果可以發現：第一，對于城鎮化水平變量來說，10個預測期、20個預測期和30個預測期對方程分析的結果影響變化不大，說明經過10個預測期后，系統基本上達到穩定狀態。對于能源消耗量水平變量來說，10個預測期和20個預測期相比，對方程分析的結果影響變化較大；20個預測期和30個預測期相比，對方程分析的結果影響變化較小，此時系統基本達到穩定狀態，說明能源消耗量水平在20個預測期后處于平穩。第二，城鎮化水平和能源消耗量水平的波動均主要來自于自身，其中城鎮化水平自身波動的貢獻率水平達到97%以上；能源消耗量自身波動的貢獻率水平達到65%以上。第三，城鎮化水平對能源消耗量水平的影響在0.5%-2.5%之間；能源消耗量對城鎮化水平的影響在20%-35%之間。這說明在城鎮化進程中伴隨著能源消耗量的不斷增加。

結論

綜上所述，根據實證分析結論，環渤海地區在推進城鎮化進程中，制定能源消耗政策時，本文認為需要：第一，適度控制城鎮化進程。環渤海地區城鎮化的推進主要依賴于工業的發展，短期內城鎮化進程明顯加劇了能源消費，所以在城鎮化的發展過程中，要根據省份的能源供需情況，適當控制發展速度，合理有序的漸進推行，不能急功冒進。第二，調整能源結構。引進新的技術，開發新能源、可再生能源，使環渤海地區的能源結構多樣化、層次化，改變對于煤炭資源的過度依賴，從而降低環渤海地區能源風險，保證經濟可持續的發展。

參考文獻：

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6.劉耀彬.中國城市化與能源消費關系的動態計量分析[J].財經研究，2007（11）

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篇2

關鍵詞：產業結構變動 能源消耗 向量自相關模型 向量誤差修正模型

中圖分類號：F127；F205 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2016）10-174-04

一、引言

遼寧省是我國重要的老工業基地，同時也是能源消耗大省。每年能源供需缺口大，能源對外依存度高。在強調“均衡發展”、“協調發展”、“可持續發展”理念的今天，找出能源消耗與經濟結構之間的矛盾極具重要性。由此可見，研究能源消耗與產業結構發展轉變之間的關系問題對于遼寧發展適應經濟“新常態”有切實意義。

從20世紀80年代起，國內外學者采用不同的研究方法對能源消耗與產業結構調整的關系做了大量研究。Yang，H.Y（2000）{1}運用Granger檢驗，使用1954―1997年的我國臺灣數據，通過實證研究，得出了能源消耗總量和國內生產總值存在雙向因果關系；Glasure（2002）{2}提出了實際的石油價格是決定國民收入和能源消耗的一個重要的指標；Wankeun Oh和Kihoon Lee（2004）{3}采用了Divisia指數方法，使用韓國1970―1999的數據，實證研究了能源消耗總量和國內生產總值的因果關系；Stern（1993）{4}采用多變量自回歸方法，使用美國1947―1990能源消耗和國內生產總值數據，檢驗了能源消耗和經濟增長的因果關系。

朱躍中（2002年）{5}從經濟結構著手，剖析了90年代以來我國能源消耗因包括部門結構、行業結構以及產品結構在內的不同結構變化而產生的變動，并發現了在節能方面由工業部門所發揮的巨大作用，技術進步以及產品結構調整在工業部門各行業中均能體現節能帶來的重大貢獻。劉小麗（2007年）{6}通過對1981―2004年能源行業固定資產投資、能源消耗量與GDP的原始數據，采用格蘭杰因果關系和誤差修正模型，分析了中國能源消耗與經濟的關系及影響程度。喻毅（2010）{7}以因素分解模型為主體并以構建Laspeyre指數方法、Paasche指數方法和Divisia指數方法，聚焦于能源的變化以及強度，建立合理修正模型對能源消耗與產業結構間關系進行了研究。

關于遼寧省能源消耗與產業結構轉變研究的文獻很少，而運用計量經濟模型進行分析的更少。為了探討遼寧省能源消耗與產業結構調整的關系，首先通過對變量相關時間序列的常規檢驗（ADF檢驗及協整檢驗），為實證研究奠定了科學的數據基礎，也為進一步對遼寧省產業結構變動與能源消耗的關系進行定量分析奠定基礎；然后通過對產業結構變動與能源消耗因果關系的深入分析（包括Granger因果檢驗、脈沖響應函數以及方差分解），進一步建立了二者的VAR和VEC模型。結果表明，遼寧省的產業結構與能源消耗的關系有：兩者間存在單向因果關系，兩者在長期可達均衡，前者對后者的長期作用影響顯著。

二、遼寧省能源消耗與產業結構變動關系的計量經濟模型

1.指標選擇和數據來源。能源消耗（EC）是指一定時期內各部門由生產活動和生活消費的各種能源的總和，是對有關能源消費及其影響因素構成的研究中必不可少的指標，它的總量包括原煤和原油及其制品、天然氣、電力{8}。不包括低熱值燃料、生物質能和太陽能等的利用。能源消耗量用煤當量計算，單位是萬噸標準煤。

產業結構的變動（M）可以通過考察三大產業產值比重的變化，我們選取三大產業產值占GDP比重為指標。

本文所有數據來自《遼寧省統計年鑒》，樣本期為1978―2014年。分析工具采用計量經濟學軟件Eviews6.0。

2.單位根檢驗。在模型構建前，首先應該對時間序列進行ADF檢驗以確定其平穩性，我們用，和分別表示第一、第二和第三產業占GDP的比重，用EC表示能源消耗，并通過對變量數據取對數處理來消除可能存在的異方差及數據波動。

首先，通過單位根檢驗得到在5%的顯著水平下，四個變量的一階差分序列均拒絕原假設，說明其都是單整變量，即I（l）（原序列一階差分后的序列）是平穩的變量。然后，通過Johansen協整檢驗結果可知，在規定的顯著性水平下，軌跡統計量和最大特征根統計量均拒絕CE小于或者等于1，接受CE小于或者等于2，即最多存在2個協整關系方程。但是由于協整關系只能說明變量間存在因果關系，但是并不能準確確定這種因果關系的方向，因此我們需要進行進一步分析。

3.格蘭杰因果關系檢驗。為了進一步分析變量之間的因果關系，本文將應用格蘭杰因果關系檢驗進行分析，并在5%顯著水平、滯后期為2的條件下具體分析。三次產業結構變動和能源消耗的Granger因果關系檢驗結果如表1所示。

由表1可以得出如下結論：在5%的顯著性水平下，不同產業的的變動與能源消耗都成單向因果關系。其中，能源消耗變化是第一產業變動的原因，反之不是；第二、第三產業變動是能源消耗變化的原因，反之不是。

究其原因：遼寧省是工業大省，從建國之后，國家將其發展重心聚焦于重工業部門，這些產業部門的快速發展自然帶來了能源消耗量的陡然上升；其次，20世紀70年代以后，第三產業的發展開始受到各界的普遍重視，使得第三產業在遼寧省有了較快的發展，這種結果自然帶動了第三產業的能源消耗。

4.脈沖響應函數和方差分析。格蘭杰檢驗不能揭示存在因果的變量之間產生影響的正負性，以及這種影響的持續時長，針對這種局限性，本文將采用VAR模型的新息估計法{9}繼續對變量數據進行分析。

（1）VAR模型建立。早在1980年，外國學者Sims便提出了向量自回歸模型（vector autoregressive model）{10}{11}。該模型以估計方程中涉及的所有內生變量的動態關系為目的，基于多方程聯立形式而以一個內生變量作為因變量，內生變量的滯后作為自變量進行回歸的方法。

由上述協整檢驗可知，lnec、lnm1、lnm2和lnm3之間存在協整關系，可以建立VAR模型來研究能源消耗與產業結構變動的關系。根據AIC和SC最小的準則，可以確定該模型的最優滯后期數為2（見表2），即建立VAR（2）模型。

為了能進一步反映二者的長期動態關系，本文將分別采用脈沖響應函數和方差分解進行分析，前者可通過圖示形式顯示模型中的能源消耗對分別來自三次產業的變動沖擊產生的影響，后者是把與二者相關的各變量數據預測誤差的方差按一定的規則分解，但分解后各部分并不單獨存在而是與其他變量相關聯，以此了解各新息對模型內反映能源消耗和三次產業變動的變量的相對重要性{12}。

（2）脈沖響應函數。脈沖響應函數可用來描述由不同變量誤差變化導致的模型定內生變量所產生的反應，即根據模型來判斷變量之間的相互作用{13}。在以上對變量進行的格蘭杰因果檢驗結果的基礎上，通過運用該函數來判斷存在因果的變量之間產生影響的正負性，由此得到如圖1所示結果，橫軸表示沖擊作用的之后期間數（單位：年），縱軸表示能源消耗對數值的響應（單位：萬噸標準煤）。

首先，由圖1可以看出：當在本期給第一產業變動一個正向沖擊后，能源消耗在第2期即下降到最低點后，從第6期開始平穩增長，但是對能源消耗始終都是負向的響應，這也和前面協整關系的第一產業變動前系數為負相吻合。同時，也驗證了格蘭杰檢驗的結果，第一產業變動不是能源消耗的原因。

其次，在圖1中，我們可以看到，在當期給第二產業變動一個正向沖擊后，能源消耗在前2期上升到最高點后，即是能源消耗增加1.045萬噸標準煤（InM220（2）=0.074525，所以，M2=1.077）從第3期開始逐漸下降至第14期趨于平穩。這表明第二產業變動的某一沖擊會給能源消耗變動帶來正向影響，而且其具有較為明顯的正向推動作用和較為長久的效應期限。同時，也驗證了格蘭杰檢驗的結果，第二產業變動是能源消耗的原因。

再次，由圖1可見，在當期給第三產業變動一個正向沖擊后，能源消耗從第一期起反映就非常明顯，是負向的，并一直增長到第10期，反映變為正向的，并且增長的速度減慢，到15期左右到達到最高點。這表明，第三產業受外部條件的沖擊后，傳遞給能源，給能源消耗帶來負向轉為正向的沖擊，沖擊幅度較大。同時，也驗證了格蘭杰檢驗的結果，第三產業變動是能源消耗的原因。

（3）方差分析。脈沖響應函數只能描述模型中各個內生變量由于對方的沖擊而受到的影響情況，卻不能詳細說明由沖擊的不同部分產生的不同影響程度，方差分解則可以通過對由變量產生的沖擊的分解，來具體測評同一沖擊的不同部分對特定變量的影響情況，進而分析不同沖擊引起的不同作用效果{14}{15}。也就是把系統中每個內生變量（n個）的波動按其成因分解為與各方程新信息相關聯的n個組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性{12}。在以上模型的基礎上，本文對各變量進行方差分析，分析結果如圖2所示。

我們給出能源消耗變量lnec的方差分析結果如表3所示，著重分析影響lnec預測誤差的4個方程新息的重要性。

表3的第一列是預測期，第二列S.E中的數據為能源消耗（Inec）變量的各期標準誤差，后三列分別代表以M1，M2，和M3為因變量的方程新息對各期誤差的貢獻度。

由表3可知：第4期之前，方差分解結果還不穩定，第4期之后基本處于穩定狀態，最大的影響來源于首個方程信息，占預測誤差的66%左右，說明其他因素對能源消耗的作用不大；在產業結構走勢的波動中，第二產業結構比重的逐步增加使其在中長期內對能源的貢獻明顯提高至約55%，成為促進能源增長的關鍵因素；第一產業比重對能源消耗的作用總體不太大，僅為5%，而第三產業對能源消耗的貢獻有較弱的逐漸上升趨勢，大約占9%。這表明持續的產業結構變動能有效促進能源消耗量的增長。

5.向量誤差修正模型（VEC）分析。通過前面的Johansen協整檢驗，可知能源消耗EC、第一產業產值比重M1，第二產業產值比重M2和第三產業產值比重M3之間存在長期均衡關系，但變量之間卻并不一直如此，在短期中并不均衡，協整關系使得變量可在誤差校正機制的作用下在長期達到均衡。通常變量之間的這兩種特性存在一定的聯系，向量誤差修正模型的建立可以將二者連接，得出變量由不均衡轉向長期均衡狀態時所涉及的速度向量。

向量誤差修正模型一般表示為：

由誤差修正項ecmt-1可知能源消費與三大產業結構之間的長期均衡關系。上式中誤差修正項ecmt-1的系數是-0.136，表明該機制是一個負反饋過程。同時，上式還表明前一期能源消耗、前一期第一產業比重、前一期第二產業比重和前一期第三產業比重分別以-0.259、-0.223、-0.558、-1.410的比例影響本期能源消費的變化ln ect，并且當變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，誤差修正項ecmt-1將以0.136單位的修正速度將其調整到均衡狀態。

三、實證結果與討論

1.研究結論。由實證結論分析遼寧省內能源消耗與產業結構變動現狀如下：

第一，遼寧省產業結構變動會導致能源消耗的增加。由于格蘭杰因果檢驗是基于因先于果的思想進行的，所以由該檢驗發現，遼寧省產業結構變動是引起能源消耗變動的原因，反之則不是，也就是說它們之間并不是互為因果關系。這主要是我國在經濟發展上的制度政策造成的，當我國處于由計劃經濟體制向市場經濟體制轉型時期時，能源消耗的市場化較為滯后，主要還是依賴于國家的宏觀政策調控，因此，能源消耗的變動相較于產業結構的變動略為緩慢。

第二，產業結構變動與能源消耗之間存在長期協整關系。分析可得，遼寧省內的產業結構變動與能源消耗之間存在比率均衡關系。也就是說，在經濟發展的過程中產業結構的發展變動將帶來相應的能源消耗變動。這在經濟社會中表現為二者的相互作用，即能源消耗水平的變化與不同產業的內部需求相關，并且隨著科技水平的不斷提高以及新知識與新技術的引入使得產業結構的變動將反作用于能源消耗的快速發展。通過構建的模型可知，與第二產業相關的系數結果引起了我們的格外注意，它顯示了其對于能源消耗的巨大影響作用，它不但驗證了產業結構變動對能源消耗變動的重要作用，也反映了處于我國政策環境下遼寧省能源與產業之間的現實情況。

第三，能源消耗對于產業結構的影響力在短期內確實無法展現，但在長期內有顯著影響。有實證可得在短期階段內，能源消耗對產業結構的變動不存在正向沖擊，在中后期階段內，這種沖擊轉負為正。在長期內，正向沖擊逐步加強甚至超過其自身的變動，由此可獲得進一步結論，能源消耗對于產業結構變動的影響作用是以不同長度時間區間為前提的，時間越長則會體現越強的作用效果，最后演變成為引起后者變動的重要因素。

2.對策建議。

首先，由于產業結構變動將引起能源消耗的巨大變化，所以相關政策的制定應該充分合理考慮前者對于后者的影響作用，只注重增速與增量的經濟粗放型增長已不再適應當下的內外環境需求，還應考慮到發展的現實問題，更應該注重經濟的長遠可持續發展，實現產業結構調整與能源消耗水平的一致性。

其次，大力挖掘產業結構內部的科學技術潛力，推動產業結構調整，提高單位能源的利用效率是遼寧省目前亟待解決的問題之一，作為“十三五”規劃的第一年，在2016年要實現單位國內生產總值能耗同比下降3.4%以上的目標，在拓展外部市場的期間，也應從內部重視并推進省內產業結構的調整，利用外部科學技術的發展成果并綜合多種創新模式以優化產業結構，由粗放型經濟轉變為集約型經濟，注重產出品的質量，創造環境友好、高附加值的新型工業，創建清潔高效的現代能源體系，以此來沉著應對遼寧省可能會面臨的各種能源挑戰。

最后，通過政府管制宏觀調控能源消耗的增加。遼寧省第二產業能源消耗量巨大，眾多高能耗企業聚集，只關注于工業效益的增長，不僅會導致能源消耗量劇增，更會使得環境問題甚至是安全問題接踵而至。解決此類問題絕不是單方努力即可，必須依靠政府這雙有形的手進行調節，比如相關能源利用政策的出臺或增加能源使用稅等等，利用此類強制手段將有可能調整工業企業在發展時對于能源的利用效率，也會促進企業內部的技術轉型，從內而外共同保持產業發展向可持續而高能效的方向推進。

[基金項目：遼寧省社科基金《遼寧省能源消耗與經濟可持續發展問題研究》（L08BTJ005）]

注釋：

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{13}曹慧豐，畢巍強，曾詩鴻.產業結構調整的大氣污染治理效應――以河北省為例[J].管理世界，2015（12）：182-183

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（作者單位：遼寧大學商學院 遼寧沈陽 110036）

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一是能源計量工作逐步受到重視。二是能源消耗計量制度及網絡已基本建立。三是重點能耗單位已被納入重點監測范圍。四是能源計量指標體系基本形成。目前，能源計量的月、年報制度是以規模以上工業為主要計量對象，以年能耗在5000噸標準煤的單位為監測重點，以主要能源品種的消費為計量內容的能源報表制度。能源計量的具體內容有：規模以上工業企業能源購進、消費與庫存，能源加工轉換，主要工業產品單位產量能耗計量月、季報，以及工業水消費，規模以上工業企業能源購進、消費與庫存，交通運輸企業主要能源購進、消費與庫存，主要物資、能源消費，能源平衡附表等年報。

二、能源消耗計量存在的問題

雖然近年來能源問題受到國家和各級政府的高度關注，能源計量工作有所加強，也取得了一定的成效。但從社會各界對能源消耗計量資料的需求和能源消耗的發展趨勢來看，能源計量工作與中央提出建立資源節約型社會，加強能源的監控與管理不相適應，與中國作為能源消耗大國的現狀不相稱，滿足不了管理部門對能源消耗指標考核的需求，現有的能源計量工作存在的問題主要表現在以下幾個方面：

一是政府重視程度不一，上緊下松。二是計量調查體系不健全。三是能源計量缺乏系統性，可供分析的資料少。能源計量涉及全社會各個方面，隨著社會的進步，人們生活水平的提高，建筑業、居民生活、服務業經營等領域能耗占全社會的比重逐步提升，能源消費增大。現行的能源消耗計量較為重視生產領域的能源消耗和利用效率，而且僅對規模以上工業企業進行計量，對最終社會和個人消耗不夠重視，不能全面地反映出全社會能源消耗的水平、結構、變化以及趨勢。能源計量指標設置少，缺乏系統性，既沒有全社會消費情況，也沒有分行業的消費情況，或是某一能源的消費情況，缺乏全面系統的能源分布結構和使用結構，造成的可供使用和開發的資料不足，制約了能源消耗計量資料的開發利用。四是計量報表缺乏時效性，不能提供有效的服務。五是能源計量人員匱乏，素質有待加強。一直以來，能源只是為國家宏觀政策服務，對于基層政府沒有約束力，因此也不會形成如“招商引資”、“工業速度”、“投資規模”、“稅收”這樣的重視程度，能源在基層大都是企業的“自家事”，政府沒有主導的措施，所以能源消耗計量人員嚴重缺乏，企業部門設置簡單，基本上沒有專職計量，且兼職過多，流動性大，專業人才更是少之又少；同時，在現有能源消耗計量人員中，大都為“半路出家”，專業素質參差不齊，業務水平極需加強。計量力量比較薄弱。市縣(市、區)綜合計量部門基本上也是負責工業計量的同志兼搞，絕大多數縣(市、區)是半個人在從事能源計量工作。六是基層單位工作量大，資料精度不高。能源消耗計量的基礎在企業，企業工作人員少，工作量大，不能專心從事某一項工作，對于各種報表也是疲于應付，加之對能源計量的重視程度不高，缺少專門的能源計量核算機構，能源消耗資料采集困難，計量數據填寫隨意性大，精度不高，不能及時地反映出基層能耗的真實情況，數據質量有待進一步提高。七是計量范圍不全，能源數據計量困難。

三、對能源計量工作的改革建議

隨著社會主義市場經濟的不斷發展，能源問題在國民經濟發展中所起的作用舉足輕重，特別是能源消費市場化的不斷深入，能源計量明顯滯后能源消耗，針對目前能源計量工作中存在的問題，對改革和完善能源計量工作的一點想法和建議。

一是堅持依發計量、確保數據質量。必須嚴格依照《計量法》的有關規定，落實能源消耗計量監測制度。充分利用新聞媒體廣泛宣傳各種節能形式和節能降耗的重要意義，宣傳節能降耗先進典型，曝光能源浪費行為，不斷提高公眾的能源憂患意識和節約意識，切實提高各單位對能源消耗計量監測的認識，增強工作主動性。同時加大計量執法力度，檢查、監督能源消耗計量工作，嚴肅查處瞞報、漏報、虛報、拒報等計量違法行為，努力提高能源消耗計量監測數據的真實性和全面性。

，二是高度重視，密切配合。加強能源計量隊伍建設。社會各個方面對能源消耗數據資料的要求越來越高，要做好能源消耗計量工作首先必須強化隊伍建設。能源計量涉及社會經濟各個層面，能源計量任務重，環節多，資料搜集困難，迫切地需要各級政府高度重視，加大節約能源的宣傳力度，積極組建專業化的能源消耗計量機構和網絡；健全部門能源計量制度，疏通能源計量渠道，發改、交通、建設、電力、石油、計量等部門要同心同德，密切配合，配備業務精湛的專職計量工作人員，各盡其職切實做好能源生產、消費、流轉、銷售等多環節的計量工作；基層能耗單位是能源數據的源頭，是實施GDP能耗公報制度的基礎和關鍵環節，各能耗單位要有專門人員負責能源計量工作，為圓滿完成能源計量工作打好堅實的基礎。

三是加強能源計量業務培訓，提高能源計量人A的業務水平。能源計量是一項專業性很強的工作，從事能源計量工作的人員，既要有專業的計量知識，也要有能源消耗與計量等方面的相關知識。注重人員的實踐經驗，組織專業技術人員進行廣泛的交流，提高基層計量人員對能源計量的認識，增強責任心，制定能源消耗計量監測數據質量控制辦法，確保源頭數據質量。

日是建立考核和通報制度，全面落實節能降耗措施。建立考核和通報制度。一是建立對各級節能降耗工作的考核制度。根據“十一五”期間各級節能降耗目標要求，對所屬的規模以上工業萬元產值能耗進行考核，并定期公布考核結果。二是建立對規模以上工業和限額以上餐飲、住宿業的能源消耗的計量監測、通報制度。按月通報規模以上工業萬元產值電耗情況，按季通報規模以上工業和限額以上餐飲、住宿業的能耗情況。三是建立對全社會能源消耗情況的計量監測和評估、通報制度。每年對全社會能源消耗情況進行一次評估和通報。四是建立重點能耗大戶節能降耗工作的跟蹤監測監督制度，按季分戶通報重點能耗大戶的能耗情況，促使其落實節能降耗措施。

篇4

縱觀今年的節能降耗形勢并不樂觀,一季度單位GDP能耗不降反升,上半年雖然下降了1.25%,但下降幅度不大,隨著“十一五”進入最后一個季度,這項工作正在面臨前所未有的巨大挑戰。節能減排目標的實現,需要來自政府部門和企業的共同努力。電力企業作為能耗大戶,責任尤重。筆者根據在能源生產部門的多年工作經驗,通過對電力企業能源消耗計算的詳解,以期對企業準確預測未來,更好把握能源消耗水平對產量的影響有所幫助,真正將節能減排落到實處。

正確理解萬元產值能耗應注意的問題

能源消費量是指企業在報告期內實際消費的一次能源或二次能源的數量。企業實際消耗的用于生產的各種能源,它包括主要生產系統、輔助生產系統、附屬生產系統消耗的能源,不包括用于生活為目的所消耗的能源(中華人民共和國國家標準GB 2589-81)。根據能源消費量統計的相關原則:誰消費、誰統計;何時投入使用,何時計算消費量,消費量只能計算一次:能源產品消費統計與能源產品產量統計相對應。統計范圍不同,所研究目標值的意義也就不同,電力企業能源消耗量是通過確定計算口徑,按規定統計范圍來確定的。

電力企業能源消耗統計口徑可劃分為用于生產消耗的能源和非生產消耗的能源,其中生產消耗是指機組通過168,進入商業運行以后,機組在發電、供熱過程中所消耗的能源。數值上應等于計算發電煤耗、供熱煤耗所消耗的標準煤量及二次能源(綜合廠用電量);含基建、機組試運的消耗是指機組在基建(在生產廠用電扣除部分)、試運和生產過程中所消耗的能源。數值上應等于計算發電、供熱所消耗的能源加上基建、試運所消耗的能源。非生產消耗的能源是指非工業生產用能和工業企業附屬的不從事工業生產活動的非獨立核算單位用能。根據能源消費統計原則,電力企業統計的范圍是指為生產電力和熱力消耗的能源,它包括生產消耗,基建期間消耗及新機組試運的消耗量。

確定萬元產值能耗的主要步驟

首先明確工業生產消耗的能源是指工業企業在報告期內為進行工業生產活動所使用的能源。應包括為發電、供熱消耗的原煤量、焦爐煤氣量(或天然氣)、柴油量、燃料油、電力以及基建期間和機組試運用電量。計算中采用實測值作為折標系數,某種能源的折標系數=統計期間某能源的低位發熱量/標準煤的發熱量。

其次,計算能源加工轉換產出量。其是指各種能源經過加工轉換后產出的各種二次能源產品,包括:電力(發電量)產出量;熱力(供熱量)產出量。采用當量值作為折標系數,電力折標系數為1.229,熱力折標系數為0.0341。

最后,得到電力企業綜合能源消費量,它是指報告期內工業企業在工業生產活動中實際消耗的各種能源的總和凈值。能源加工轉換企業綜合能源消費量(噸標煤)=工業生產消耗的能源合計一加工轉換產出能源合計,萬元產值能耗(噸標煤/萬元)=綜合能源消費量/現價總產值。

實際操作中,確定萬元產值能源消耗指標的分析過程

企業生產消耗的原煤、焦爐煤氣、天然氣、柴油和燃料油的折標煤量之和等于企業為發電、供熱消耗的標準煤量,即計算煤耗口徑的標煤量加上機組試運消耗的標煤量。其中:發電煤耗(克/千瓦時)=發電標煤量/發電量:供電煤耗(克/千瓦時)=發電標煤量/(發電量一發電廠用電量);供熱煤耗(千克/吉焦)=供熱標準煤量/供熱量。當研究的對象為純發電企業,且用于生產消耗的能源不合基建和試運機組,外購電為零;且指標計量單位為發電煤耗(克/千瓦時)、電量(萬千瓦時)、電力單價(不含稅)(元/千瓦時)、上網率=1-綜合廠用電量率,則:工業生產消耗的能源合計(噸標煤):數值為發電消耗的標準煤量即0.01發電煤耗×發電量。

能源加工轉換產出的電力即發電量,扣除為生產所消耗的電力即綜合廠用電量(含外購電量)等于企業的“上網電量”

(限于能源計算)。即發電量一綜合廠用電量(含外購)=“上網電量”(限于能源計算),當外購電=O時,發電量一綜合廠用電量=上網電量,能源加工轉換產出合計(噸標煤)數值為上網電量的折標煤量1.229(發電量一綜合廠用電量),或1.229×上網率×發電量(1.229×(1-綜合廠用電率)×發電量)。

綜合能源消費量(噸標煤)=∑工業生產消耗指標×相應折標系數一∑能源加工轉換產出指標×相應折標系數;綜合能源消費量(噸標煤)數值為生產消耗指標一能源加工轉換產出指標即0.01發電煤耗×發電量-1.229上網電量。

現價總產值(萬元)=電力總產值+熱力總產值=∑上網電量×電力單價+∑供熱量×熱力單價;萬元產值能源消耗(噸標煤,萬元):數值為綜合能源消費量/總產值,即(0.01發電煤耗×發電量-1.229上網電量)/上網電量×電力單價;即萬元產值能源消耗(噸標煤/萬元)=(0.01發電煤耗/上網率-1.229)/電力單價。

結論:純發電企業,萬元產值能耗與發電煤耗、綜合廠用電量率和電力單價有關。因此,萬元產值能耗的目標值,是通過降低發電煤耗、綜合廠用電量率和努力提高電力單價來實現的。

根據能耗約束指標進行預測的案例分析

某裝機容量為兩臺350MW的純發電企業,2005年萬元產值能耗實現6.81噸標煤/萬元,發電煤耗是308克/千瓦時,2006年計劃發電量41.3億千瓦時、售電平均單價(不含稅)為0.306元/千瓦時、綜合廠用電量率為5.6%時,綜合能源消耗如果比2005年8753741屯標煤下降10%,發電煤耗至少下降多少,單位產值能耗是否下降。

分析:根據已知資料2005年綜合能源消耗為875374噸標煤,如果下降10%,則目標綜合能源消耗量為787837噸標煤,即:目標綜合能源消耗量=875374×(1-10%)=787837噸標煤,則:目標發電煤耗=100目標綜合能源消耗量/發電量+122.9上網率

目標發電煤耗=100×787837/413000+122.9(1-0.056)=306克/千瓦時

萬元產值能源消耗=(0.01發電煤耗/上網率一1.229)/電力單價

萬元產值能源消耗=(0.01×306/0.944-1.229)/0.306=6.58n屯標煤/萬元

篇5

關鍵詞：能源消耗；產業結構變遷：經濟增長

中圖分類號：F121.3　文獻標識碼：A

一、引言

20世紀九十年代以來，我國關于能源消耗與產業結構變遷的關系的研究增多，隨著經濟全球化和世界產業轉移趨勢的不斷發展，我國產業結構也在不斷調整，重工業化趨勢日趨明顯，帶動了國內能源消耗的增長。目前，我國已成為世界上的煤炭第一消費大國、石油和電力第二消費大國。然而，面對自2003年末以來全國性的煤、電、油等能源的全面緊張狀況，在進行產業結構調整時，我國應如何突破能源的瓶頸制約。

二、能源消耗與產業結構變遷研究綜述

(一)國外研究綜述。由于2002年以前我國單位GDP能耗的下降幅度驚人，國際上不少機構和學者已經利用各個階段的數據對此進行了研究。總體來看，研究結論相對一致，即單位GDP能耗下降主要是因為各產業部門能源強度的下降造成的，而產業結構的變化影響不大，甚至在某些年份增大了單位GDP能耗。

Xiaolu Wang，Lian Meng(2001)認為，能源消耗強度的持續下降，尤其是近幾年能源消費和經濟增長反向變化的關系引起了國內外研究人員的廣泛關注，特別是部分學者對中國能源、甚至經濟統計數據真實性的懷疑。

Thorns G.Rawski(2001)通過分析我國1990年以來能源經濟增長的關系，并比較亞洲部分國家的能源經濟數據，認為中國在能源消費下降的情況下實現的經濟增長是不可能的，并認為中國1998年以來的經濟增長速度是不真實的。

(二)國內研究綜述。目前，國內學者對于能源消耗與產業結構變遷的研究都已經引入了定量分析，從方法上看，一是采用時間序列數據進行直接回歸分析；二是采用灰色關聯分析法。

1、直接回歸分析。徐博、劉芳(2004)通過各種分析表明，經濟結構變動，不僅可以實現經濟增長，而且可以降低單位GDP的能源消耗。我國在能源彈性系數較小的條件下實現經濟高速經濟增長主要是經濟結構的變動降低了單位GDP的能源消耗。結構變動對我國的能源消耗有著非常重要的影響，第一產業和工業比重的變化將影響我國能源消耗總量的變化，電力將因結構的變動和經濟總水平的提高而成為我國的主要消耗能源。

邵忍麗、賈明德(2006)分析了1983－2005年的中國能源消費數據，研究發現，改革開放以來，中國主要能源消耗是來自于重工業。從主要高耗能產品的單耗來看，單位產品能耗在逐漸下降，但產品的總能源消耗還是在提高。因此，造成能源需求快速增長的主要原因是我國的產業結構不合理。

張瑞、丁日佳、尹嵐嵐(2006)基于panel data模型分析了產業結構對我國能源消費的影響，得出的結論表明：(1)產業結構變動是影響能源消費的重要因素：(2)不同時期，產業結構變動對能源消費的影響不同：(3)第二產業能源消耗占我國能源消費總量的很大部分，支柱性產業(如鋼鐵冶煉加工企業等)往往都是高能耗企業。

劉滿平(2006)認為，經濟增長、第二產業比重與能源消費總量，石油和天然氣消費量之間均存在顯著的協整關系，即具有長期共同趨勢。這說明我國工業化階段對能源消費增長有更高的依賴性。而目前以重化工業為主拉動工業增長，是經濟增長、產業結構調整對能源需求彈性明顯增高的重要因素。

2、灰色關聯分析。尹春華、顧培亮(2003)利用灰色理論中的灰色關聯分析方法，對能源消費與產業結構進行了關聯分析，得出一二三產業及生活用能與能源消耗的關聯度，從而根據目前我國的產業結構調整政策及加入WTO后，國外投資對我國產業結構的影響，并對今后幾年的能源消費做出了預測，認為我國近期能源的消耗不會呈現出大幅度增長趨勢，只會呈緩慢增長。

曾波、蘇曉燕(2006)從經濟增長的產業分解模型分析了我國三次產業增加值結構的變動趨勢。從中可以發現，第一產業比重開始較大幅度下降到穩步下降，符合庫茨涅茲的產業結構理論“農業部門創造的國民收入占全部國民收入的比重處于不斷下降中”的結論。

三、調整產業結構、降低能源消耗的對策

(一)建立多元化的能源消費結構。路正南(1999)認為，長期以來，我國能源消費過度依賴煤炭，由此產生一系列資源利用和環境污染問題。今后我國以煤為主的能源消費結構雖然很難在短期內得到根本改變，但能源消費結構調整和優化的方向應是逐步降低煤炭消費比例，加速發展天然氣，依靠國內外資源滿足國內市場對石油的基本需求，積極發展水電、核電和可再生能源。利用20年左右的時間，初步形成結構多元化的能源消費格局，使優質能源的比例明顯提高。

劉滿平(2007)認為，我國城鎮居民消耗結構對第二產業的影響是肯定的，并且我國城鎮居民的收入水平對產業結構的影響是顯著的，要促進我國產業結構的升級和消耗結構的提升，必須提高居民的收入水平。目前，我國存在各階層之間以及地區之間收入差距過大的問題，居民的消費意愿不能滿足，將導致社會整體消費能力不足。

(二)優化產業結構，降低產品能耗。林伯強(2001，2003)認為，我國目前高耗能產業的比重過高，增長速度過快，造成能源消費的大幅增長。因此，今后應通過優化產業結構，降低高耗能行業的比重，增加高附加值產品的比重。

張瑞、丁日佳、尹嵐嵐(2006)提出研制和開發新型節能技術，建立資源節約型、高能效的產業體系。依靠技術進步促進產業結構升級，提高能源的利用效率，調整和優化能源消費結構。

篇6

關鍵詞：協整檢驗 VEC模型 能源消耗 經濟增長

文獻綜述及問題提出

Kraft.J和Kraft.A（1978）是學術界比較早研究經濟增長和能源消費之間關系的學者，他們利用美國1947-1974年的數據，發現美國GNP和能源消費之間具有單向的因果關系。Lee和Chang（2007）研究了部分發展中國家能源消費與經濟增長的關系，發現二者之間存在雙向的因果關系。Hwang和Gum（1992）在對中國臺灣地區能源消費和經濟增長關系進行實證研究，得出能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系的結論。韓智勇、魏一鳴（2004）對1978-2000年我國能源消耗與經濟增長進行協整分析及因果關系分析，認為二者之間不存在長期協整關系，但存在雙向的Granger因果關系。

國內外學者大多側重于對能源消耗與經濟增長之間的因果關系檢驗。并且大多是先對能源消耗與經濟增長進行協整檢驗，而后直接運用Granger因果關系檢驗，得出相應的結論。國內的學者由于在選取變量、數據的跨度上有所不同，所得出的結論也不盡相同。本文對1952-2010年能源消耗和經濟增長進行研究，在驗證二者之間存在協整關系后，直接建立向量誤差修正（VEC）模型，通過VEC模型對能源消耗與經濟增長之間的關系進行研究，這樣能更全面、更系統地研究二者之間長期和短期的相互關系。這與國內外多數學者先驗證二者之間存在協整關系后直接運用“Granger因果關系”來檢驗二者之間是否存在相互的因果關系有所不同。

計量模型與數據說明

（一）計量模型

1.平穩性檢驗—單位根檢驗。時間序列平穩性檢驗最常用的方法是單位根檢驗，其實質是檢驗自回歸模型中滯后變量的顯著性，常用DF檢驗和ADF檢驗，前者適用于一階自回歸模型，無法保證隨機干擾項的白噪聲，所以，一般常用ADF檢驗。ADF檢驗的模型如下：

模型1：

模型2：

模型3：

模型1與另外兩個模型的區別在于是否有常數項和時間趨勢。實際檢驗時從模型3開始，然后模型2，再模型1，直到檢驗到拒絕零假設，即原序列不存在單位根，為平穩序列。如果三個模型都不能拒絕零假設時，說明時間序列是非平穩的，可以檢驗時間序列的差分形式的平穩性。若一個時間序列經過d次差分后成為平穩序列，則原序列為d階單整序列。

2.協整檢驗。協整的定義：如果時間序列y1t，y2t，…ynt都是d階單整序列，即I（d），存在一個向量a=（a1，a2，…an），使ay`t：（d-b），其中yt=（y1t，y2t…ynt），d≥b≥0。則序列y1t，y2t，…ynt為（d，b）階協整，α為協整向量。為檢驗兩變量xt和yt是否存在協整關系，Engle和Granger在1987年提出兩步檢驗法，即EG檢驗。對于同階單整的序列xt和yt，首先，采用OLS法建立回歸模型：

Yt=α+βxt+εt

α和β表示回歸系數的估計值，則模型殘差估計值為ε=yt-α-βxt

然后，對ε進行平穩性檢驗，若ε：I（0），即ε本身是平穩性時間序列，ADF檢驗的結果不存在單位根，則xt和yt具有協整關系。

3.向量誤差修正（VEC）模型。向量誤差修正（VEC）模型是對各變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型（VAR），VEC模型只能用于有協整關系的序列建立模型。協整反映的是變量之間的長期均衡關系，但是在短期內，兩者可能出現失衡，誤差修正模型反映了短期波動偏離長期均衡關系的程度，在誤差修正模型中包含有協整關系，用協整組合的均衡誤差對模型進行修正。若能源消耗和經濟增長之間具有協整關系，可以建立如下的向量誤差修正模型：

（1）

（2）

其中，表示差分，ECM表示長期的均衡誤差。

通過VEC模型，可以更系統、更全面、更細致地研究變量之間長期和短期的相互因果關系。在式（1）中，若βi顯著不等于0，則在短期內能源消耗是經濟增長的格蘭杰原因；若βi顯著等于0，則在短期內能源消耗不是經濟增長的格蘭杰原因。若λ顯著不等于0，則在長期內能源消耗是經濟增長的格蘭杰原因；若λ顯著等于0，則在長期內能源消耗不是經濟增長的格蘭杰原因。同樣，在式（2）中可以判斷經濟增長是否是能源消耗的長期和短期格蘭杰原因。

（二）數據說明

經濟增長指標，用GDP是衡量經濟增長是目前最常用的做法，本研究選用GDPP代表人均國內生產總值，意在排除人口擴張對經濟增長的影響。能源消耗指標，本文主要以每年我國消耗的標準煤（萬噸）為指標，用EC來表示。本文選取1952-2010年的有關數據作為樣本進行實證研究， 所用數據均來自《中國統計年鑒》。為了消除異方差的影響，對EC和GDPP取自然對數， 分別記為LEC和LGDPP。

實證研究

（一）單位根檢驗

本文采用ADF檢驗對我國1952-2010年LGDPP和LEC的平穩性進行單位根檢驗，結果如表1所示。

從表1中可以看出，能源消耗與經濟增長序列的ADF值均大于5％顯著水平的臨界值，說明LGDPP和LEC均為非平穩時間序列；但一階差分后兩個時間序列的ADF值均小于1%顯著水平的臨界值，說明LGDPP和LEC均為一階單整序列，因此兩者之間可能存在長期均衡關系。

（二）協整檢驗

因為LGDPP和LEC為同階單整序列，需要進一步檢驗兩者之間是否具有協整關系，運用E-G兩步法對二者進行協整檢驗，步驟如下：

運用OLS法對LGDPP和LEC建立回歸模型：

LGDPP=-8.36+1.39×LEC

（-9.636） （17.647） （3）

R2.adj=0.842 D.W.=0.057

由于D.W.的值遠遠小于5%顯著水平下的臨界值，因此，模型存在嚴重的一階自相關性。所以，考慮添加適當的滯后階數來消除模型的自相關性，引入滯后項后得到的LGDPP和LEC回歸模型如下：

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

加入滯后變量后，因為該模型中含有被解釋變量的滯后項，D.W.檢驗實效，采用拉格朗日乘數檢驗，經過檢驗模型已不存在自相關性，此時的LGDPP和LEC是否存在協整關系，只需檢驗其殘差水平序列是否為平穩序列。若殘差序列是平穩的，則二者之間具有協整關系，否則，則二者之間不存在協整關系。對其殘差序列平穩性檢驗的結果如表2所示。

很明顯，殘差序列的ADF值小于1%顯著水平下的臨界值，說明殘差序列本身是平穩的，因此式（4）為LGDPP和LEC的協整回歸方程，說明二者之間存在著長期的穩定的均衡關系。另外，該協整方程修正的R2達到0.999，且各個系數也是顯著的，所以建立的協整方程非常好。

（三）向量誤差修正模型

通過對LGDPP和LEC的協整分析可知，二者之間具有長期的、穩定的均衡關系。但是在短期內，兩者可能出現失衡，由于短期的失衡不會長久，兩者之間的誤差總會向長期均衡收斂。可以通過建立VEC模型很好地把能源消耗和經濟增長的長期均衡和短期波動聯系起來。根據AIC原則，LGDPP和LEC的最佳滯后都是2，所以在建立VEC模型時取滯后項為2。VEC模型估計如表3和表4所示。

所以，我國能源消耗和經濟增長可以建立VEC模型為：

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

由表3可以看出，在長期內，D （LGDPP）作為因變量時，均衡誤差的系數的t檢驗值為-0.26597，系數顯著為零，因此，長期內能源消耗不是經濟增長的格蘭杰原因；D（LEC）作為因變量時，均衡誤差的系數的t檢驗值為2.45028，系數顯著不為零，因此，長期內經濟增長是能源消耗的格蘭杰原因。在短期內，D（LGDPP）作為因變量時，D（LEC（-1））的系數的t檢驗值為3.15577，系數顯著不為零，因此，短期內能源消耗是經濟增長的格蘭杰原因；D（LEC）作為因變量時，D（LGDPP（-1））的系數的t檢驗值為2.29487，系數顯著不為零，因此，短期內經濟增長是能源消耗的格蘭杰原因。

綜上可知，我國能源消耗與經濟增長的關系，在長期內，經濟增長是能源消耗的單向因果關系；在短期內，能源消耗與經濟增長之間存在著雙向的因果關系。

結論及啟示

本文運用我國1952-2010年間能源消耗和經濟增長的數據，通過單位根檢驗、協整檢驗及向量誤差修正（VEC）模型等計量方法進行實證研究，結果表明，盡管能源消耗和經濟增長序列不平穩，但是二者之間存在著長期的、穩定的均衡關系。通過建立VEC模型發現，在長期內，經濟增長是能源消耗的單向因果關系；在短期內，能源消耗與經濟增長之間存在著雙向的因果關系。

從實證結論可以得到如下啟示：一是在長期內，由于經濟增長是能源消耗的單向因果關系，即經濟增長導致了能源消耗的增加，所以長期內，我國能源的大量消耗并未促進經濟的顯著增長，說明我國的經濟屬于非能源依賴型經濟。長期內，節能減排政策的實施不會對經濟產生大的負面影響。二是在短期內，由于我國能源消耗和經濟增長之間具有相互的因果關系，所以短期內，能源消耗會拉動經濟的增長，經濟增長也導致能源消耗的增加。在短期內，如果采取節能、減少能源消耗會對經濟發展產生負面影響。三是雖然節能減排短期內會對經濟增長產生一定的負面影響，但是長期內節能減排不會對經濟增長造成影響。因此，要根據我國的實際情況，從長遠利益來看，節能減排的政策一定要實施，但是要有計劃、有步驟、分時期地實施，不能操之過急，否則短期內勢必會影響到經濟發展。同時我國要進行產業結構調整，經濟結構調整，大力發展高新技術產業，轉變經濟增長方式，發展低碳經濟，倡導低碳生活，提高能源利用效率等。

參考文獻：

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[關鍵詞]外貿出口；能源消耗量； 能源消耗強度

[中圖分類號]F740 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-8372（2013）03-0070-04

隨著低碳經濟的發展，具有低碳經濟特征的產品成為國際市場最具競爭力的產品。青島市一直是山東省的對外貿易大市，2012年出口總值達到408.2億美元，占山東省全省出口總額的31.70%，外貿依存度較高。但青島市的出口商品具有“高投入、高消耗、低效益”的特點，容易受到西方發達國家“碳壁壘”的沖擊。因此，應清醒地認識青島市高消耗、高污染、低附加值、資源型的產品在出口中的比重，定量分析出口產品能源消耗強度，從而采取措施降低能源消耗，使出口商品符合資源、環保等方面的國際標準，增強青島市的國際競爭力。

一、青島市外貿出口概況

1.外貿出口規模不斷擴大

我國加入世貿組織后，青島市的對外貿易快速發展，外貿出口一直保持著強勁的上升勢頭。出口總額由2000年的82.6891億美元增加到2012年的408.2000億美元，增幅達到394%；進口總額由52.6331億美元增加到323.9137億美元，增幅達到328%。青島市對外貿易的順差不斷擴大，由2000年的30.0560億美元增長到2012年的84.2863億美元，增長了2.8倍，對外貿易保持著良好的發展勢頭。

2.出口地區比較集中

青島市的外貿出口地區主要集中在亞洲、歐洲及北美，分別占整個外貿出口額的43%、23%和20%。其中，對亞洲的出口以日本為主，對日出口額占對亞洲出口總額的35.62%；對歐洲的出口以歐盟為主，對歐盟的出口占青島出口歐洲市場的89.06%；北美市場以美國居首，青島對美國的出口額占其北美市場的89.78%。當前，青島市對歐盟、美國、日本這三個地區的出口總額占青島市出口總額的53.52%。

3.傳統高碳出口商品比重仍較高

從出口商品的大類來看，目前，青島市對外貿易仍以機械設備、運輸工具、金屬制品、輪胎、服裝和紡織品為主要出口產業，2012年這六個產業的出口總額為158.0876萬美元，占青島市主要產業總出口額的77.17%，同時，這六大主要出口產業對外貿易的能源消耗量為207730.7噸標準煤，占出口總能源消耗的85.08%。由此可以看出，青島市傳統高碳出口商品比重仍較高。

二、青島市外貿出口能源消耗強度測算

1.主要外貿出口產品選取情況

為便于計算，本文選取青島市出口額前八位的產品進行能源消耗強度測算。根據青島市2003—2011年出口數據，選出青島市具有代表性的主要出口產品大類為服裝、機械設備、運輸工具、電器及電子類產品、紡織品、金屬制品、水海產品、鞋類。每年這出口產品的出口總額都占到當年出口總額的2/3以上，因此對于青島市的出口產業具有代表性（見表1）。

2. 青島市出口產品能源消耗量情況

計算能源消耗量，首先計算各類出口產品的二氧化碳排放量，然后根據各種能源折合標準煤系數，計算出能源消耗量（噸標準煤）。計算步驟為：

第一步，計算各類出口產品的二氧化碳排放量，公式為：

其中，M（CO2）為二氧化碳排放量，Pi為第i種能源品的能耗量，Fi為第i種能源品的碳氧化率，Ci為第i種能源品的碳排放系數。

能源品種的碳排放系數根據我國溫室氣體排放清單研究中的相關排放因子數據和IPCC的排放因子數據綜合考慮后確定。

第二步，計算各類出口產品的碳排放量，公式為：

其中，M（C）（折合成碳）為碳排放量，12/44為1噸碳相當于3.67噸二氧化碳。

綜合上述兩個公式，查閱近年來青島市能源消費數據，參考國家發改委能源研究所的二氧化碳排放系數推薦值，以及各種能源折成標準煤的參考系數，將能源統一折成標準煤后就得到青島市2003—2011年的出口綜合能耗數據。根據各主要出口行業出口比例關系，加權平均后即可得到青島市主要出口行業的能源消耗量（見表2）。

從表2可以看出，青島市主要出口產品，按其能源消耗量的高低排序依次是機械設備、運輸工具、服裝、紡織品、電器及電子類產品、金屬制品、鞋類、水海制品。其中機械設備、運輸工具、服裝、紡織品、金屬制品、鞋類屬于傳統意義上的勞動密集型或資源密集型產品，而電器電子類產品、水海制品則屬于新興的科技產品，是青島市新型的具有競爭力的產業。目前，占青島市總出口額60%左右的出口產品，其能源消耗量占到了青島市對外貿易能源消耗總量的80%，說明青島市對外貿易仍以“高耗能”、“高污染”的產品為主，必然會受到西方國家“碳壁壘”的貿易保護主義沖擊。

3.青島市出口產品的能源消耗強度分析

所謂能源消耗強度是指單位產值所消耗掉的能源數量，計算公式為：

其中E表示能源消耗總量，r表示經濟產出，將E和r按外貿出口各行業進行分解即E=∑Ei，r=∑ri（i=1 2 3…）。在此，用出口額代表經濟產出，計算各外貿出口行業能源消耗強度。

本文選取2003—2011年上述出口產業的相關數字進行測算，得出青島市出口產業的能源消耗強度（見表3）。

由表3和圖1可知，自2003年以來，青島市外貿出口的能耗強度一直處于一種緩慢下降的態勢，以機械設備產品為例，能源消耗強度從2003年的12.34噸標準煤/萬美元，下降到2011年的5.34噸標準煤/萬美元，這與國家近年來大力倡導節能減排，青島市積極推進企業降耗減污是分不開的。

青島市主要出口產品的能源消耗強度，以機械產品和運輸工具的能源消耗強度為最高，2011年分別為5.34噸標準煤/萬美元和4.33噸標準煤/萬美元，比最低的電器和電子類產品分別高出3.62噸標準煤/萬美元和2.61噸標準煤/萬美元。其次是紡織品、金屬制品、服裝、鞋類。而在青島市出口額中占據重要位置的電器和電子類產品和水海產品的能源消耗強度遠低于以上各類。因此，青島應該積極調整對外貿易結構，通過技術研發減少機械、服裝紡織等產品的碳排放，大力發展電氣電子類產品等符合低碳經濟要求的產業。

三、加快低碳外貿出口發展的建議

1.加強低碳技術的研發和利用，降低產業中間鏈碳排放

青島市的出口企業要密切關注國內外低碳技術的發展情況，積極使用已經成熟的技術，在產品設計、原材料選用、工藝改進和技術設備使用上體現綠色低碳理念。同時大力發展循環經濟技術，研發以提高生態效率為目標的生態產品設計技術及資源利用整體優化集成技術，加強節能技術使用，推動企業內部資源循環利用，降低產業中間鏈碳排放，從而降低單位產品能源消耗。

2.從生產管理入手，減少單位產品碳含量

為了應對發達國家“碳壁壘”等貿易保護措施，青島市出口企業必須調整其傳統的生產管理模式，樹立“低碳節能”的生產管理理念，優化內部生產管理操作，有效發揮低碳技術的作用。一方面，要大力推行“綠色供應鏈管理”，即從產品設計、采購、制造、裝配、包裝、運輸、使用到報廢回收處理，對各個環節進行指標量化，使每個環節都考慮到能源消耗和碳排放的因素，充分優化利用資源和有效減少環境污染。另一方面，出口企業要注重開發技術含量高的綠色產品，實現節約資源最大化和產品生產資源投入的最小化，降低單位產品的碳含量。逐漸減少“高污染”、“高消耗”、“低附加值”產品的生產和出口，積極促進具有科技含量和創新性的自主品牌產品的出口。加大對機電產品、紡織服裝、農產品等勞動密集型出口產品的深加工，同時創造良好的經濟和社會環境，促進高新科技產業的發展。

3.加快產業升級，大力扶持低碳新興產業發展

產業結構調整是發展低碳經濟的重要途徑。當前，紡織品、服裝、機械設備、運輸工具、金屬制品等高碳產業仍然是青島市主要的出口產業，由于其缺乏科技含量和核心競爭力，全部處于世界產業鏈的下游。為了應對發達國家“碳壁壘”等貿易保護主義的沖擊，青島市政府應該積極引導外貿出口企業進行結構升級：一方面引導傳統的高耗能企業向上游產業升級，實現外貿出口行業整體向低能耗、低排放、高附加值、高技術含量的轉化，從而提高在全球市場的競爭力；另一方面青島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產業，通過出口產品的升級換代來應對“碳壁壘”。

4.建立低碳出口產品基地

以提高出口產品質量為目標，扶持生產、加工企業建立出口生產基地是青島市采取的主要促進出口措施之一。今后要以低碳經濟發展模式，通過政策扶持等綜合手段，加快引進具備產業關聯效應的項目，著重培育具有較強國際競爭力的消費電子、通訊設備、軌道交通設備、船舶、汽車、紡織服裝、農產品等重點行業出口產業集群，形成一批低碳產品出口龍頭企業和示范基地。引導和扶持產品出口基地檢驗檢疫備案，促使企業提高基地建設質量。

[參考文獻]

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[2]李訓領，鄧麗麗.基于AWD方法的中國能源強度的結構與效率份額分析[J].中國電力教育，2011（24）：124-126.

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關鍵詞：城市供水；能源消耗；實踐與探索 ；節能改造

隨著社會的不斷改革，我國的城市得到了快速發展，同時人口的增加以及水資源的浪費都對城市供水企業提出了新的要求，城市供水系統在不斷擴大的過程中相應的增加了供水過程中的能源消耗，降低城市供水能源消耗不僅可以有效地利用能源而且可以為企業贏得更大的利潤，并進一步為建設節約型社會貢獻一份力量。本文主要論述的就是關于降低城市供水能源消耗的實踐與探索問題。

一、 城市供水能源消耗的現狀

城市供水是保證人們正常生活和生產的基礎，也是促進城市化建設中一個必不可少的條件，在城市化快速發展的今天，城市供水的能源消耗正在不斷的增長，在城市供水能源消耗中主要涉及到的能源有電和水，但是在這兩方面的使用量表現出明顯的上升趨勢。

在人均用水量上，2013年我國城市人均用水量為453m3，而在2000年我國城市人均用水量為387m3，2013年和2000年的人均用水量相比提高了17.05%，同時在電力能源消耗上，根據有關資料統計，在2000年，我國的總用電量為1.35×1012KWh，其中工業用電量為0.97×1012KWh，在工業用電量中供水企業的用電量達到了1.45×1010KWh，這一用電量在總的用電量中占到了1.08%，在工業用電量中占到了1.51%，可見供水企業在能源消耗方面數量較大，而且根據統計資料顯示，在供水系統能源消耗中，電力能源消耗在供水企業成本投入中占到了20%～40%，近年來，城市供水系統在水力資源和電力資源消耗方面表現出上升趨勢，對于企業發展而言影響較大。

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電和水，電和水關系到整個社會的發展，對于社會的穩定及正常的生活是必須的。當前我國的發電量以及水資源都十分有限，在城市供水中用電量的增加勢必會減少其他行業用電量的減少，此外我國供水企業對電力的使用效率較低，據不完全統計，城市供水過程中每立方米水資源需要消耗0.4KWh，而且這些電力中的70%左右是用來維持水泵的正常運轉的。水泵的運行效率也是影響電力使用效率的一個關鍵因素，此外部分城市供水單位的水廠建設的比較早，部分設備已經逐漸老化，而且這些設備在使用過程中工作效率減低、能源消耗量大，同時在供水過程中會造成大量的水資源流失，這些都使得城市供水中能源消耗較大，通過采取一定的措施可以將這種能源消耗降低，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實踐與探索

城市供水系統復雜、投入的成本大，在運行過程中涉及到的工藝流程較多，而且在每個環節中都可以采取措施降低能源消耗，在此主要以城市供水系統中主要的幾個能源消耗環節給出合理化的建議，從而提高水資源和電力資源的有效使用。

1、合理使用變頻調速技術，有效提高水泵的工作效率

上面已經分析過了，在電力資源消耗中大部分的都是用來維持水泵的運轉，所以提高水泵的工作效率相應的也就提高了電力資源的使用效率，自然地也就降低了電力的消耗。水泵的工作效率指的是水泵的有效功率和軸功率的比值，進一步而言，提高水泵的工作效率也就是提高水泵的有效功率。而變頻調速技術主要是根據電機轉速與工作電源輸入頻率成正比的關系，通過改變電動機的工作電源從容達到改變電機轉速的目的，這種技術可以恩菊負荷的大小進行調節，在負荷較大的情況下使用大的電流，負荷較小的時候則減小電流。所以采用高壓變頻調速技術可以有效地提高水泵的工作效率，特別是對于一些用水量有較大變化的城市，采用該方法不僅可以穩定生產而且還可以保證供水的高效性。例如：我崇左市供水企業使用3臺355KW/10KV機組采取的是帶手動一拖一旁路的變頻器實施閉環運行，通過該變頻器的使用，可以對水泵實現閉環控制保證了水泵的轉速無波動，后經過資料比較，單臺機組的節電率可以達到20%，每年為企業直接減少電費100多萬，在降低能源消耗的同時很大程度上降低了城市供水的成本投入。

2、對于二次供水實時監控、優化泵站，盡可能的減少能源消耗

現代城市供水中，除了一部分用戶是直接由水廠供水外，大部分的用戶在用水過程中都需要二次加壓供水，這樣就需要建設較多的加壓泵站，消耗能源增加的同時，部分人員還不能保證正常的供水，對此可以將原來較多的加壓泵站重新合并，建設較大的加壓泵站，而且根據不同地點合理的選擇泵站的規模，泵站建成后實施實時監控，相關記錄、報警系統等都配置，實現泵站管理的自動化操作，這樣不僅可以減少過多泵站造成的能源浪費，而且有效地實施自動控制，最大化的降低了能源消耗。

3、合理的確定管網分布，降低管網供水中的能源消耗

管網在布置過程中，具體的采用并聯方式還是串聯方式，需要根據當地具體地形條件、用水量分布以及水源的位置等，綜合考慮好選擇最佳的管網布置方式。特別是對于一些較長的管網，在運行過程中為了維持水的運行，需要在水廠出水位置提高水的壓力，管道越長，需要的管道壓力越大，這樣需要消耗的能源就增加，也有可能因為管道壓力過大造成管道爆裂，造成水資源的流失，所以在城市供水的管道分布上需要綜合地理位置、水源位置等各方面的因素，合理的確定管網分布，從而減少供水過程中的能源消耗。

結束語

城市供水關系著千家萬戶的生產生活，是一個城市發展的基礎條件，只有針對性的找出當前城市供水過程中造成水資源和電力資源損失的原因，并對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，盡可能的提高在供水工程中水資源和電力資源的最大效率使用，通過變頻調速器的使用、泵站的優化、供水管網的合理布置以及加強定期的管網漏損率檢查，都可以有效地降低供水過程中的能源消耗，從而為建設和諧社會、保證人民生產生活提供保障。

參考文獻

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[2]李冬.降低城市供水能源消耗的實踐與探索[J].城鎮供水，2011，（5）：25-26.

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【關鍵詞】精餾裝置；能耗；節能

0 概況

隨著我國經濟發展，節能減排在經濟發展中占了重要的地位，為了建設資源節約型、環境友好型社會，推進經濟結構調整，轉變增長方式，積極貫徹節能減排方針政策，大幅壓縮生產能耗，天然氣處理廠必須查找能耗重點，降低產品加工能耗，壓縮生產成本，以提升產

品競爭力。

1 能耗分析

1.1 確定能耗重點

天然氣處理廠輕烴深加工裝置采用上游企業原料，經過儲罐儲存后由精餾裝置進行深加工處理，所得產品再輸送至產品罐儲存，然后計量外銷。原料由泵經管道輸送至罐區原料罐并計量存儲，天然氣處理廠不產生能源消耗；原料計量存儲過程中產生計量損耗，但無能源消耗；原料由管道輸送至輕烴深加工裝置進行處理，主要產生電能消耗；深加工處理過程中，產生電能、天然氣以及水的消耗，是主要能源消耗點；產品輸送以及計量外銷過程主要產生電能消耗。由以上分析可知，天然氣輕烴深加工生產各個流程的能源消耗主要集中在深加工處理環節，即能源消耗重點為精餾裝置。

1.2 精餾裝置能耗分析

天然氣處理廠輕烴深加工精餾裝置目前在用精餾塔、空冷器、真空泵、冷水機組、屏蔽泵等設備，輔助配套實施有循環水系統、導熱油爐系統、消防系統、空壓機組。由于各個精餾塔工藝流程基本相似，此處對一個精餾塔進行分析精餾裝置能源消耗情況。

原料（或是上游精餾塔物料）由進料泵（也可能是上游精餾塔的塔頂回流泵或塔底采出泵） 輸送至精餾塔，在精餾塔內，原料與再沸器的導熱油換熱產生的上升蒸汽進行傳質傳熱，最終輕重組分在塔頂底聚合，塔底產品和采出泵輸送至下游進料或冷卻后進入產品罐。塔頂蒸汽經空冷凝后經由回流泵部分采出、部分作為回流進入塔內。在整個精餾過程中，能源消耗主要是：（1）進料泵、塔底采出泵、回流泵的電能消耗和水的消耗；（2）塔底再沸器的導熱油熱能由導熱油爐產生，主要是電能和燃氣的消耗；（3） 塔頂空冷器或冷凝器消耗為電能和水。天然氣主要消耗設備是燃氣導熱油爐，其燃氣消耗主要與精餾裝置的操作有關。因此，降低天然氣消耗主要是降低各個精餾塔的熱油負荷。電能消耗主要設備有屏蔽泵、空冷器、循環水泵。屏蔽泵與空冷器的電能消耗量與開機時間有關，開機時間越長，其電能消耗越多；循環水泵的電能消耗不僅與開機時間有關，同時由于冬季防凍需要，在天氣寒冷時需要開啟循環泵。因此，主要對燃氣和電能消耗采取相關措施。

2 節能措施

2.1 精餾裝置節能措施的選擇

2.1.1 余熱回收

由于精餾裝置的產品管線長，大多數產品冷卻器已經停用。僅塔底萃取劑冷卻器依然使用，其塔底物料溫度高達160℃，可以考慮進行余熱回收。

2.1.2 采用低耗能電動機

根據精餾裝置運行情況，塔頂空冷器可采用變頻電動機來降低裝置的電能消耗。

2.1.3 停用高耗能設備

精餾裝置高耗能設備主要為冷水機組，其主要作用是為萃取劑回收塔塔頂冷凝器提供冷凝用水，其冷水溫度在7～15℃之間。而秋冬季節的循環水溫度也在10℃左右，完全可以滿足萃取劑回收塔塔頂冷凝器的用水需要，因此可以通過工藝改造將循環水引入冷水系統，在秋冬季節停用冷水機組。

2.1.4 其他節能措施

精餾裝置由于無法滿負荷運行，一般生產過程是開機、停機、待料、再開機的運行模式。每次開機過程中，4～6h內所有運行設備運行消耗的水、電、氣也極為可觀，因此減少開機時間、降低開機次數從一定程度上可以減少能源的消耗。

2.2 節能改造措施的現場應用

2.2.1 原料存儲工藝的改造

合理調整原料和產品存儲方案，改造原料存儲工藝流程，將原植物油抽提溶劑油儲罐儲罐改為原料罐，原有原料儲罐改為植物油抽提溶劑儲罐。將原料庫存量由1160m3增加到2200m3，改造后每年可減少10次開停機，以減少開機過程中的燃氣及電量消耗。

2.2.2 空冷器電動機更換為變頻電動機

針對三期裝置空冷器在秋冬季節無法調整的情況，將空冷器電動機更換為變頻電動機，電動機頻率可調，其運行頻率范圍由 30～50Hz 改變為5～50Hz。冬季運行時，各變頻器在5Hz的低頻率下運行，實際功率由30Hz時的44.46kW，降低到5Hz時3.53kW，去除變頻電動機增加的散熱風扇的功率1.44kW，總運行功率降低39.49kW。由普通電動機改為變頻電動機后，正常操作條件下，由于風機頻率降低，精餾塔冷凝溫度較之前有所提升，各塔進料溫度普遍提升10℃以上。進料溫度的提升降低了塔操作過程中的熱負荷。通過此項措施，輕烴裝置燃氣流量由 600m3/h 降低到570m3/h。

2.2.3 改造精餾塔進料工藝流程

精餾塔采用常溫進料，無原料預熱器。而萃取劑余熱沒有回收的問題，提出了原料預熱工藝改造，利用閑置的脫液化氣塔原料預熱器將戊烷分離塔進料與萃取劑再生塔塔底萃取劑進行換熱。回收高溫萃取劑中熱量的同時，降低塔底所需的熱負荷，達到優化工藝、節能降耗的目的。工藝改造后，戊烷分離塔塔底再沸器的熱油流量由55m3/h降低到50m3/h以下，同時有機熱載體爐的燃氣流量由570m3/h降低至550m3/h。

2.2.4 優化冷水機組冷水工藝流程

針對冷水機組能耗高的問題，對冷水機組冷水系統進行工藝改造，使現有冷水管線與循環水管線進行連通，在冬、春兩季氣溫較低時，停用冷水系統（即停運冷水機組、冷水循環泵等設備），直接使用循環水為塔頂冷凝器提供冷卻水對塔頂氣相進行冷凝，從而達到降低加工能耗的目的。

3 節能改造效果

改造前輕烴裝置噸產品能耗為2.115t標煤/t產品，改造后輕烴裝置噸產品能耗為1.869t標煤/t產品，節能效果顯著。通過采取以上四項節能措施降低了輕烴裝置的運行能耗，主要表現為天然氣、電、及水實物的節約。

4 結論

1）經過對天然氣輕烴深加工生產各個流程的能源消耗分析，確定能源消耗重點為精餾裝置，能源消耗主要是進料泵、塔底采出泵、回流泵、塔底再沸器、塔頂空冷器的電、水、氣的消耗。

2）通過對節能措施的選擇，確定余熱回收、采用低耗能電動機、停用高耗能設備，以及減少開停機次數等措施，從一定程度上減少能源的消耗。

3）對精餾裝置原料存儲工藝、精餾塔進料工藝流（下轉第20頁）（上接第44頁）程進行改造，將空冷器電動機更換為變頻電動機，并優化冷水機組冷水工藝流程，改造后每年可減少10次開停機，總運行功率降低39.49kW，各塔進料溫度普遍提升10℃以上，燃氣流量由600m3/h降低到570m3/h。

篇10

關鍵詞：物流業；能源；碳排放

一、引言

隨著經濟發展，全球經濟總量增加，世界能源消費與碳排放量劇增，生態環境不斷惡化，氣候變暖已嚴重威脅到人類的可持續發展，2012年全球的二氧化碳排放量再創歷史新高，達到316億噸，比2011年增加了1.4%，而中國再次成為全球碳排量最高的國家，2012年的碳排量增加了3億噸，增排量也創下全球最高。我國物流業規模大，目前全國社會物流總費用占GDP比率約18%，而且物流業中的運輸業耗能大、碳排放量大，運輸行業是中國節能減排的重點行業之一，因此物流業低碳碳排放研究具有重要意義。

二、物流業能源消耗碳排放量測算

目前，由于沒有直接的物流業能耗數據更沒有物流業直接碳排放量的監測數據，因此物流業能源消耗碳排放量的測算只能通過間接的統計、測算得來。其中物流業能耗數據采用國家統計局對交通運輸、倉儲及郵電通信業能耗的統計數據來近似替，由于物流業耗能量主要由運輸倉儲等耗能量構成，因此此種替代具有合理性和現實性。

這里采用的計算公式主要參考了徐國泉等學者提出并改進的碳排放量分解模型中的公式，該公式的算法己得到認可，因此采用該公式計算得到的碳排放量是可靠的，基本公式為：

（1）C=Ei×θi×εi

C為碳排放量，Ei為i種能源消耗量，θi為i種能源的的折煤標準系數，εi為i種能源碳排放系數。

收集1995至2011年數據物流業個類能源消耗數據代入計算公式（1），得出從1995到2011年期間的各能源的標準煤消耗量、碳排放量和總碳排放量。計算分析結果見表二和圖一，表一為各能源折煤標準系數和碳排放系數，表二為物流業各種能源消耗量，圖一為根據表一、表二數據計算的各能耗碳排放量的變化趨勢及總碳排放量的變化趨勢。

表一 各能源折煤標準系數和碳排放系數

注：各類能源排放系數單位為噸碳/噸標準煤；天然氣折煤標準系數單位為千克標準煤/立方米；電力折煤標準系數單位為千克標準煤/千瓦時；其他能源折煤標準系數單位為千克標準煤/千克。

三、物流業能源消耗碳排放影響因素分析

1. 直接因素

從物流業能源消耗碳排放的形成過程和計算過程顯然得知，在排放系數和折算系數確定的情況下，直接影響物流業碳排放量的因素是物流業各類能源所消耗量及占比。

從圖一中可以看出，從1994年至2011年，物流業能源消耗總碳排放總上升速度較快，2011年碳排放量約為1995年的4.660804。而其中導致物流業碳排放量上升速度較快原因是柴油、汽油消耗量的急增。煤炭、焦炭消耗呈現出負增長，石油，天然氣消耗緩慢上升。

從能源消費結構上看，煤炭焦炭所占比重下降對抑制物流業碳排碳排放是有利的，因為煤炭和焦炭的排放系數較大。

2. 間接驅動因素

物流業是服務業，服務于人類生產、生活的需要，生產規模擴大、生活水平提高無疑會擴大物流服務的需求量，我們通常用三次產業的總和來衡量經濟總量，但是在經濟總量一定的情況下，三次產業結構差異也會導致物流服務需求量和服務結構上的差異，比如說第一產業和第二產業對物流服務中的干線運輸和倉儲需求量大，而零售業對配送和末端運輸服務需求量大，而物流服務需求量和結構上的差異會通過影響能源消耗的量和結構來影響最終物流業能源消耗碳排放量。

另一個間接驅動因素是物流業本身的生產力和生產方式。物流服務需求是其他產業的衍生需求，在其他產業的物流服務需求量不變的情況，通過物流業本身生產力、生產方式的變化來改變其能源消耗量和結構。

四、低碳物流業總體思路及對策

（一）總體思路

1. 優化產業結構，實現產業升級

在三次產業中，農業、制造業對物流服務需求量大，尤其是運輸服務需求量大，從我國近幾年物流業能源消耗碳排放中也可以看出柴油和汽油是造成我國物流業能源消耗碳排放量大的重要原因，因此我國第一、二產業比重過大也是物流業碳排放較大的重要原因，此外在我國第一產業、第二產業中，初加工占比大，實體生產、制造企業多，處于增值鏈的低端，這些也都是物流量需求大的要因，尤其是倉儲運輸需求量大。因此降低第一、二產業比重和降低初級低端生產、加工比重都會有利于物流業碳排放量的降低。

2. 提升物流業生產力水平，改進物流業生產方式

從我國社會物流總費用占GDP比率約為18%的比值中看出，我國物流業發展水平還不是很高，物流業生產力水平較為低下，物流業生產方式也有待改進，比如說我國自辦物流比重還偏高，公路運輸比重較大等等，這些都影響了我國物流業碳排放量，因此提升物流業生產力水平，調整物流業生產方式是降低物流業的重要途徑。

（二）低碳物流業措施

1. 鼓勵采用水路和鐵路運輸方式。鐵路和水路運輸能耗相對較低，相應碳排放量也較低，當然水路、鐵路運輸存在時效性差和不能實現門到門運輸等弊端，因此政府必須通過繼續降低水路、鐵路運輸成本等一系列措施手段來驅使企業多采用水路和鐵路運輸方式。

2. 合理配置物流業內部勞動密集型和資本密集型比例。在很多物流作業可機械化又可人工化的情形下，不一定非要采用高機械化作業模式。我國很多自動化程度高的倉儲配送企業，由于物流規模沒有上去，物流服務浪費嚴重、能耗高，由此也形成了較高的碳排放。

3. 制定相應的物流企業碳排放量化標準并輔以財政、稅收政策。低碳排放有時候是一種外部性較強的行為，當成本或者收益沒有內部化為企業的成本和收益的時候，企業不一定會按低碳方式去展開企業活動，因為企業是利益化的主體，因此要對一些物流企業額定一個量，當超量的時候就加大他的成本，當低于標準的時候通過稅收政策給予獎勵，使得低碳排放行為的成本和收益內部化。

4. 調整物流業市場結構，提高第三方物流比例。當制造企業、流通企業自營物流比例過高時，存在太多的“物流力”浪費，也就導致能源的消費和更多的碳排放，通過提高社會化、集約化的第三方物流比例來降低能耗和碳排放是存在很大空間的。我國目前第三方物流比例盡管有所提高，但和發達國家相比還是很低的。

5. 生產開發低能耗物流作業設備，建設低能耗設施。在搬運和裝卸、運輸過程中會耗費大量的能源和排放大量的碳，物流作業機械化、自動化程度越高意味著耗能更多，因此必須開發新的低能耗、低碳排放物流設備，建設低能耗的設施，加強物流設施的節水、節地、節材、節能等評估審查。

6. 建立低碳交通運輸體系。大力發展綠色交通運輸，加強高效環保的交通運輸技術研究和推廣，推動新能源和清潔車輛的開發應用。鼓勵發展技術先進、經濟安全、環保節能的運輸裝備，加快淘汰技術落后、污染嚴重、效能低下的運輸裝備，促進智能交通發展，提高利用效率和使用效能。

7. 調整產業結構，降低物流服務需求規模。三次產業比重、各產業內部構成情況和區域分布情況均會影響物流服務需求規模和結構。產業區域分布進一步優化會減少運輸和倉儲服務需求量；降低初級生產加工比重也會降低物流業服務需求規模；第三產業比重升高會提升物流信息、配送等服務需求比重；這一系列產業方面的調整措施均會降低物流業碳排放增速。

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