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　　内容提要：本文通过分析能源消费与经济增长关系、能源结构与能源效率的关系，研究广东三次产业结构变化和工业内部行业结构的变化对能源强度的影响，分析了广东能源供给与消费趋势、能源资源开发利用与能源合作的状况、以及能源开发利用对生态环境的影响、广东未来能源战略取向等问题，提出了实施能源战略的主要对策与措施。

　　一、广东能源消费与经济增长的相关关系
　　（一）广东能源消费与经济增长相关关系的直观考察
　　上世纪80年代初以来，广东实际GDP和能源消费均呈现快速增长的态势。1981－2004年广东实际GDP年均增长14%，比全国同期高4.3个百分点，同期能源消费年均增长10%，比全国高4.8个百分点。其中，1984－1996年，广东实际GDP年均增长达到了16.1%，同期，能源消费增长为12%。1997－1999年的三年间，广东实际GDP年均增长为10.7%，能源消费增长仅为4%；2000－2004年，广东经济进入新一轮增长期，实际GDP年均增长为12.8%，能源消费增长为11.8%（详见表1）。由此可以初步看出，广东能源消费与经济增长的关系十分密切。

时期	广东实际GDP 增长率（%）	全国实际GDP 增长率（%）	广东能源消费增长率（%）	全国能源消费增长率（%）
1981－1983	9.4	8.4	4.8	3.1
1984－1996	16.1	10.7	12	5.9
1997－1999	10.7	8.2	4	－1.2
2000－2004	12.8	9.2	11.8	8.9

数据来源：《广东统计年鉴》（1984）－（2005），《广东统计概要》（2006），《中国统计年鉴》（2005），《中国经济普查年鉴》（2004），《广东经济普查年鉴》（2004），国家统计局：“关于我国国内生产总值历史数据修订结果的公告”。实际GDP按1978年价格计算。

　　（二）广东能源经济总量的协整性与因果关系
　　1、广东能源经济序列的平稳性
　　若按照相关方法，对1980－2004年广东能源消费和实际GDP的原序列、一阶差分和二阶差分序列分别进行ADF单位根检验，结果见表2所示。
　　由检验结果可知， 1980－2004年，EC和实际GDP两个序列，都是非平稳序列，且它们都是二阶单整序列。

序　列	ADF检验值	1%显著水平	5%显著水平	判断结论
EC	1.268127	-4.41635	-3.62203	非平稳
EC一阶差分	-0.2052	-4.41635	-3.62203	非平稳
EC二阶差分	-4.3109	-4.44074	-3.6329	平稳
GDP	1.802617	-4.44074	-3.6329	非平稳
GDP一阶差分	-1.18519	-4.44074	-3.6329	非平稳
GDP二阶差分	-7.28788	-4.72836	-3.75974	平稳

注：表中给出单位根检验5%和1%临界值均是MacKinnon (1996)单侧p值

　　2、广东能源经济总量之间的协整性
　　通过建立GDP和EC之间的协整方程，经过OLS回归后，经残差检验发现存在严重的序列相关，须修正。经修正的协整回归方程如下1：
　　Y = - 240.5765+0.111284·EC+ [AR(1)=1.774433639,AR(2)=-0.729332768]＋
　　（t＝－1.00）　（t＝3.88＊＊）　　（t＝10.11＊＊）　（t＝－3.68＊＊）
　　R2＝0.999632，F＝17223＊＊，D.W.＝1.881412
　　对残差进行单位根检验，根据AIC信息准则选择滞后阶数为0，同时分别按含常数项和不含时间趋势，含常数项和时间趋势，不含常数项和不含时间趋势的回归方程形式进行检验。检验结果见表3所示。
　　检验结果表明，无论采用哪种检验方程形式，其残差是平稳序列。即实际GDP与EC序列存在协整关系，说明1980－2004年广东能源消费与经济总量之间呈现长期共同趋势。

回归方程形式	ADF检验值	1%显著水平	5%显著水平	判断结论
有常数项有时间趋势	-4.15509	-4.440739	-3.632896	平稳
有常数项无时间趋势	-4.2514	-3.7696	-3.00486	平稳
无常数项无时间趋势	-4.35562	-2.67429	-1.9572	平稳

　　3、广东能源经济总量之间的因果关系
　　对广东实际GDP与能源消费总量EC之间的关系进行Granger因果检验（表4）表明，广东实际GDP与能源消费总量EC之间存在双向的Granger因果关系。

Granger因果关系检验
样本区间：1980－2004
滞后期：5
零假设：	观测值数	F统计量	概率
EC不是GDP的Granger原因	20	3.35149	0.05513
GDP不是EC的Granger原因		6.10273	0.00976

　　（三）广东三次产业能源经济的协整性与因果关系
　　广东三次产业能源经济的协整性与因果关系检验表明：广东第一产业能源消费与产业增加值之间具有协整关系；广东第一产业从能源消费到GDP方向不存在Granger因果关系，而从GDP到能源消费方向有弱的因果关系。广东第二产业能源消费与该产业增加值之间具有协整关系；广东第二产业能源消费与该产业增加值之间存在双向的Granger因果关系。广东第三产业能源消费与产业增加值之间具有协整关系；广东第三产业从经济增长到能源消费方向不存在Granger因果关系，但从能源消费到经济增长方向具有较弱的Granger因果关系。
　　二、广东经济结构变化和能源强度分析
　　（一）广东经济结构和能源强度变化趋势
　　在广东经济持续快速增长的同时，广东能源消费总量也稳定增加，从1980年的1566万吨标准煤增加到2004年15210万吨标准煤。如图1所示，广东能源消费的增加主要表现在第二产业，最近几年第三产业能源消费量有加快增长的态势。

　　从1985－2004年广东能源强度看，总体上呈现逐步下降趋势。但2000年以后广东能源强度下降速度明显减缓。见图2。广东能源强度快速下降主要是与第二产业能源强度下降有关，第一产业能源强度下降趋势不明显，并呈现较大波动性，第三产业的能源强度变化总体呈下降趋势，只是下降速度相对平缓。

　　（二）基于结构分解分析方法对广东能源强度变化的分析
　　表5和图3分别表示1986－2004年广东三次产业结构变化和能源利用效率提高对整体能源强度下降影响份额的结果。1986－2005年除了个别年份（1989和最近两年）以外，广东能源强度一直处于下降趋势中。除了少数年份外，效率份额基本上都达到100%以上，平均达87%，说明效率份额是能源强度下降的主要因素。

年份	1986	1987	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
能源强度变化	-0.070	-0.418	0.060	0.274	-0.415	-0.163	-0.429	-0.466	-0.183	-0.203
结构份额（%）	137.0	-28.2	245.1	9.9	-4.4	-49.0	-25.6	-17.7	-16.3	-6.8
效率份额（%）	-37.0	128.2	-145.1	90.1	104.4	149.0	125.6	117.7	116.3	106.8
年份	1996	1997	1998	1999	2000	2001	2002	2003	2004	2005
能源强度变化	-0.175	-0.189	-0.129	-0.122	-0.067	-0.057	-0.012	-0.013	0.004	0.130
结构份额（%）	-2.6	-3.9	-4.0	-1.2	-0.8	0.6	-21.6	-80.7	130.2	0.3
效率份额（%）	102.6	103.9	104.0	101.2	100.8	99.4	121.6	180.7	-30.2	99.7

注：＊这里的能源强度为三次产业能源消费总量除以GDP（1978年不变价格）（单位：吨标准煤/万元增加值）。

　　结构份额除少数年份外，总体上很低，在很多年份甚至是负值，平均为13%，表明在总体上产业结构变化对广东能源强度下降的作用不大。由此可以得出，1985－2005年间广东能源强度下降基本上源于产业能源利用效率提高所致，2004－2005年广东能源强度不降反升，与产业结构变化和产业能源利用效率下降有一定关系。

　　从三次产业的效率份额比较（见图4）看， 1987－2003年间第二产业效率份额在整体效率份额中所占的比重在许多年份都超过了100%，在整个期间平均达100.1%，说明此间在推动广东能源强度下降的效率份额中，主要是来自第二产业能源利用效率的提升。第三产业在1986－1997年间（除1988年1991年）对能源利用效率提升也起到了一定正向作用，但在1997年之后（除2001年）其作用方向基本是相反的。2001－2005年第三产业能源强度出现上升趋势，与其能源利用效率下降也是有关的。第一产业在1989年、1995－1997年和2002－2003年等部分年份对整体能源效率提升发挥了正向作用，但从总体上来看作用不大。
　　（三）广东工业行业结构变化对能源强度的影响
　　1、广东工业能源强度变化的结构分解分析
　　按前述方法计算出的1998－2005年广东工业能源强度变化中的结构份额和效率份额，分别为19.5%和80.5%，如图2－5所示。

　　图5表明，广东工业能源强度下降主要来自于工业行业能源利用效率的提高，工业内部行业结构的变化也起了一定的作用，其贡献率大约为20%左右。工业各个行业结构变化和效率提高对广东工业能源强度变化的贡献份额，计算结果如图6所示。

　　从图6可以看出，在结构变化方面，非金属矿物制品业；电力、热力的生产和供应业；纺织服装、鞋、帽制造业；纺织业以及水的生产和供应业对广东工业能源强度发挥了主要作用，这五个行业的结构变化对广东能源强度变化的影响份额占到了23.4%，它有效地抵消了黑色金属冶炼及压延加工业；通信设备、计算机及其他电子设备制造业；石油加工、炼焦及核燃料加工业；电气机械及器材制造业等的结构变化对广东工业能源强度下降的负面影响，使广东工业行业结构变化在总体上对工业能源强度下降的贡献份额接近20.0%。
　　在效率变动方面，多数行业的能源利用效率都有不同程度的提高，并推动了广东工业能源强度的下降。能源利用效率提高幅度最大的行业是石油加工、炼焦及核燃料加工业，其效率提高对广东工业能源强度下降影响的份额就达18.7%，其次是非金属矿物制品业，其效率提高对广东工业能源强度下降影响的份额达17.6%，此外，农副食品加工业和化学原料及化学制品制造业的影响份额分别为10%左右。有色金属冶炼及压延加工业和黑色金属冶炼及压延加工业的影响份额为5%左右。以上这六个行业的效率提高对广东工业能源强度下降影响的份额总共就达到了65.4%。由此可以看出，推动重点行业能源利用效率提高是实现能源强度下降的关键。
　　三、广东能源结构与能源效率分析
　　（一）广东能源结构和能源效率的变化趋势
　　1、广东能源结构变化趋势
　　随着广东经济技术的发展，广东能源消费结构在发生着不断的变化。1985年在广东一次能源消费量中，煤炭、原油、水电分别占45.1%、41.9%和13%；到2005年原煤、原油、电力、天然气比例分别变为52.8%、26.1%、20.8%和0.3%。广东终端能源消费结构变化则更大，1990年在广东终端能源消费量中原煤、油品、电力和其他能源分别占33.6%、22.4%、33%和11%，到2005年这一比例分别变为11.5%、23.6%、50%和14.9%。
　　2、广东能源效率变化
　　改革开放以来，广东能源消费增长速度明显低于经济增长速度。1981－2002年广东实际GDP年均增长率达13.8%，能源消费年均增长仅为9.5%，除1984年、1988－1989年三年外，其余年份的经济增长率均高于能源消费的增长速度。与此同时，广东的能源效率呈现持续增长趋势。1981年广东能源效率为0.164万元/吨标准煤（以1978年不变价GDP计算），到2002年提高到0.352万元/吨标准煤。2003－2005年广东能源效率不升反降，分别下降到0.351万元/吨标准煤、0.347万元/吨标准煤和0.338万元/吨标准煤，而这三年广东能源消费的增长速度又超过了实际GDP的增长速度，见图7。

　　（二）广东能源结构变化对能源效率影响的定量研究
　　为研究广东能源结构变化对能源效率的影响，我们采用1984-2005年广东终端能源消费结构和以1978年不变价格计算的广东省实际GDP数据，建立以能源效率为因变量，各种能源品种占能源消费总量的比重为自变量的多元回归模型，模型回归结果如下：
　　ef = -0.00207· + 0.001451· + 0.0055· + 0.006027·＋
　　　（t=-2.25*）（t=0.48）（t=5.11**）（t=2.94**）
　　R2=0.949257，F=119.07**，D.W.=1.34
　　由回归结果可以看出，回归方程总体检验以及、的回归系数检验均在1%的显著水平上通过，的系数显著水平为5%，拟合效果很好。但的系数检验没能通过检验。由于原油及其制品的比重基本上稳定在20－23%的区间内，鉴于此，将从模型中排除后重新建立以下回归模型：

　　经过回归得到：
　　ef = -0.001655· + 0.00591· + 0.0064·＋
　　（t=-5.99**）（t=9.17**）（t=3.45**）
　　R2=0.948616，F=123.15**，D.W.=1.39
　　回归结果显示：

回归系数是负值，表明在广东能源消费中原煤比重下降会导致能源效率上升，而

和

均为正值，说明在广东能源消费中电力和其他能源比重上升同样具有提高广东能源效率作用。
　　根据回归结果可以计算能源结构变化引起能源效率变量（记为

），则可以得到：

并进一步计算出广东1984－2005年能源结构变化对总体能源效率的影响。结果如图8所示。

　　图8表明，1985-2005年间，除少数年份（1985年、1988-1989年、1993年、2003年、2005年）外，广东能源结构变化总体上促进了能源效率提高。2003-2005年由于电力消费在广东能源消费总量中所占比重出现了较大波动，2003年和2005年电力消费所占比重均比上年出现了大幅下降，导致了能源效率的下降。
　　（三）广东的能源边际效率和边际替代率的初步分析
　　运用1984－2005年广东能源消费总量的增量(dEC)与实际GDP增量(dY)序列数据按上述模型进行回归，回归结果如下：
　　dY ＝ 1.5476 + 0.338·dK + 0.093·dL + 0.154·dEC
　　 (t=-0.1259) 　　 (t=9.3182**) (t=0.3035) (t=8.2335**)
　　R2＝0.9783， F＝255.11**，D.W.＝2.567
　　从回归方程可�