我国建筑业能源消耗的实证分析

摘要：建筑能耗是我国能源消耗中的一个重要组成部分。本文根据1986～2012年的相关数据，用计量经济学方法对建筑能耗及其影响因素进行了实证分析。研究表明，当前人们应当对建筑能够增长引起足够的重视，正视建筑能耗增长的必然性，并有效开展节能工作控制增长速度。

关键词：建筑能耗；计量经济分析；建筑节能

引言

在我国经济快速增长的20年，对能源的消耗也在持续增长，尤其是建筑能源的消耗。建筑能源的消耗分为狭义与广义。狭义建筑能耗是指民用建筑（包括居住建筑和公共建筑以及服务业）使用过程中的能耗，包括照明、供暖、空调、电梯、热水供应、烹调、家用电器以及办公设备等的能耗；而广义建筑能耗除狭义建筑能耗外还包括建筑材料生产过程的能耗，以及建筑施工、建筑设备与建筑机械制造等建筑相关活动过程中的能耗。[1]本篇主要是对狭义的建筑能耗进行研究。对建筑能耗统计方法、现状和对策分析等方面的研究是现在的主要研究方向。如王雁荣的《我国建筑能耗趋势与节能措施》、张国梅《浅谈我国建筑能耗现状与节能对策》，据统计，在我国目前的建筑能耗已高达20%，并且该比例的高低是反映国民经济结构和人民生活水平的“晴雨表”[2]。本文通过借助Eviews对影响建筑能耗增长因素的定量分析，试图发现其与经济以及人民生活水平之间的关系。

1.变量选择与数据收集

我国随着经济的快速健康发展以及人民生活水平的提高，一定会带动建筑能耗增长。主要是因为：（1）人们现在对居住环境的要求很高，特别是采暖及空调系统的普及，并有向南方扩展的趋势，使得这些区域开始增加采暖系统。居民的家用电器品种、数量也在不断增加[3]。建筑能耗增长成为必然。（2）改革开放以来，我国第三产业比重稳步上升。我国产业结构的重心必将从依靠低劳动成本、高资源消耗的传统工业转向第三产业和现代制造业[4]。众所周知，第三产业对室内环境要求较高，就会促进建筑能耗增长。

根据分析，本文选取代表经济结构的变量X1t（第三产业产值占GDP比重）和人民生活水平的变量X2t（城镇居民家庭人均可支配收入），以及Yt（全国建筑能耗值）。样本选取从1986～2012年，来源于《中国统计年鉴》，见表1。

表1 建筑业能源消耗模型样本数据

年份 建筑能耗Yt/万t标煤 第三产业产业比重X1t/% 城镇居民家庭人均可支配收入X2t/元

1986 12738 23.59 436.12

1987 12453 24.75 446.08

1988 12813 25.64 468.05

1989 13643 26.64 485.91

1990 14738 27.60 544.98

1991 16554 28.75 550.81

1992 16952 29.59 627.39

1993 17983 30.33 641.47

1994 19762 30.84 626.02

1995 20131 31.22 626.71

1996 20519 30.77 680.28

1997 21237 30.68 729.38

1998 21421 30.20 799.78

1999 23085 29.73 876.01

2000 22803 29.21 950.53

2001 22282 28.92 996.89

2002 25466 28.77 1035.69

2003 23465 29.14 1071.06

2004 22257 29.29 1132.88

2005 22866 27.75 1238.30

2006 24856 30.11 1317.63

2007 24626 30.66 1429.57

2008 26829 31.04 1621.19

2009 30826 30.89 1767.14

2010 33940 30.88 1903.12

2011 37172 30.90 2085.81

2012 40440 30.81 2303.18

注：全國建筑能耗值Yt为《中国统计年鉴》中能源消费总量构成表中的批发、零售业和住宿、餐饮业，生活消费以及其它项的能耗之和。

2.模型建立及统计检验

2.1确定模型形式

通过对Yt与X1t，X2t样本数据做散点图发现，Yt与X1t，X2t呈曲线关系，为了更容易地得到平稳的序列，分别对各个变量取自然对数，这种变换不改变变量之间的协整关系和短期调整模型，同时也可以考察建筑能耗对各个影响因素的敏感性[5]。于是得到该模型的理论方程为：

（1）

式中， 为随机误差项，表示其他因素的干扰； 表示截距系数； 表示斜率；t表示年份（t=1986，1987，…，2012）。

2.2单位根检验

如下表2所示，对 进行ADF检验。

表2 ADF检验结果

变量 ADF统计量 变量 ADF统计量

lnYt 0.447 lnYt -4.318*

lnX1t 2.611 lnX1t -2.38*

lnX2t -0.946 lnX2t -4.642**

注：*和**分别表示在5%和1%的显著性水平上拒绝有单位根（非平稳）的原假设。

表2知，虽然非平稳序列 的水平值均不在10%的显著性水平上拒绝有单位根的原假设，但是 、 分别在5%、1%的显著性水平上拒绝有单位根的原假设，那么可进行协整回归。

2.3协整检验

进行OLS（最小二乘法）方法估计：

（2）

通过计算保存残差 ，并对 进行ADF检验，如下表3所示。

表3 序列et的ADF检验

ADF检验统计值 -2.201364 1%临界值 -2.066072

5%临界值 -1.95502

10%临界值 -1.60907

从上表可以看出，（1） 的ADF检验统计值为-2.201364<-1.955020（显著水平5%时的临界值），则残差序列 是平稳序列， 、 是协整的，那么模型就可以采用。（2）通过统计检验发现，方程总体显著性F值好，拟合度以及各变量显著性较好。从而表示第三产业产值占GDP比重、城镇居民家庭人均可支配收入与建筑运行能耗成正比，符合实际情况[6]。

2.4统计检验

模型无多重共线性，且通过White检验发现无异方差性，但BG检验有自相关性。

对原方程进行广义差分法消除得到线性程度和显著性较高的式（3）。

（3）

2.5误差修正模型

通过短期调节从而能够使变量间保持长期均衡关系就是对存在相互协整关系的时间序列进行误差修正。通过删除不显著变量对选定三阶滞后变量与误差修正项处理，最后得到误差修正模型：

（4）

波动包括短期波动和长期均衡。变量的差分析表示短期波动，误差修正项ECM表示长期均衡。从（4）看出，（1）差分项仅 检验显著，其他都不显著。上期建筑能耗增长1%，且本期增长为0.366%。反映出短期内建筑能耗受到第三产业比重和居民生活水平的影响较小。（2）误差修正系数-0.860，符合反响修正机制。且上期对本期建筑能耗修正的非均衡误差为86.0%，力度较大。如果短期波动偏离长期均衡轨道，误差修正机制的存在能够纠正这种偏离并最终使建筑能耗与第三产业比重和人民生活水平之间的关系回归长期均衡关系的轨道。

3.结论

（1）根据协整检验可知，短期内建筑能耗、第三产业比重以及人民生活水平呈现出非平稳性，但长期内仍保持稳定协整关系。通过回归分析发现我国建筑能耗的增长与第三产业比重的增长以及人民生活水平的提高成正比关系。且第三产业产值比重每增长1%，建筑能耗便会增长1.331%；人民生活水平每提高1%，建筑能耗将会增长0.531%。

（2）根据误差修正模型，短期内第三产业比重与人民生活水平对建筑能耗的影响不大。目前我国经济结构正在向重工业化方向发展，近两年第三产业的比重变动不明显，因而对建筑能耗的短期影响不大[7]。另外，我国处于并将长期处于发展中国家。

（3）长期來看，建筑能耗在一定程度上代表了国家经济发展水平，建筑能耗与第三产业比重以及人民生活水平呈现正相关，这也与现实相符。因为现在的人们越来越注重生活环境的品质，采暖和空调系统的普及，采暖区域的扩展，都是人民生活水平提高的表现；我国目前大力发展第三产业，能源消耗必然从工艺能耗向建筑能耗转变，从而也说明我国建筑能耗的增长是一种必然。

（4）虽然我国在很长一段时间内处于发展中国家水平，但我国仍积极向发达国家靠拢，城市扩张速度加快，社会经济迅速发展，人民生活水平逐渐提高。目前我国建筑能耗比例为24%～25%，低于33%世界发达国家水平，那么我们应该重视建筑能耗问题，更要全面且正确地开展建筑节能工作。节能工作开展的重点要放在控制建筑能耗的增长速度上，在满足社会发展和人民生活水平不断提高的基础上，提高能源的利用效率，实现城市建设的可持续发展。

参考文献：

[1] 江亿.我国建筑能耗趋势与节能重点[J].建设科技，2006，7：10～15.

[2] 龙惟定.建筑能耗比例与建筑节能目标[J].中国能源，2005，27（10）：23～27.

[3] 李艳. 降低建筑能耗的几点认识[J]. 山西建筑. 2007（07）

[4] 王雪松. 建筑节能设计探讨[J]. 城市住宅. 2009（03）：22-29.

[5] 魏一然.寒冷地区小型办公建筑能耗特性的比较研究[J]. 建筑技术. 2013（11）：36-41.

[6] 肖冬荣，江莹，赵靖. 上海市能源消耗与经济增长的协整分析[J]. 安徽农业科学. 2007（18）：35-39.

[7] 马瑞彦. 建筑节能的可持续发展研究[J]. 四川建材. 2011（04）：28-35.

作者简介：米文佳（1990- ）女，河南焦作，西安建筑科技大学，工程经济与管理，城市建设与房地产经营与管理，在读研究生。