能源消費與經(jīng)濟增長的動態(tài)關系分析研究①
——以我國各區(qū)域為例

中共湖南省委直屬機關黨校　秦文展

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能源消費與經(jīng)濟增長的動態(tài)關系分析研究①
——以我國各區(qū)域為例

中共湖南省委直屬機關黨校秦文展

摘 要：本文分析了我國各區(qū)域能源消耗與經(jīng)濟增長之間的關系，此種關系以動態(tài)的方式表現(xiàn)出來。利用面板數(shù)據(jù)模型的檢驗方法，進行了面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗、面板模型估計、誤差修正和Granger因果關系檢驗。

關鍵詞：能源消費經(jīng)濟增長動態(tài)關系區(qū)域我國

我國能源環(huán)境問題，從能源消費的角度研究，我國的環(huán)境問題主要表現(xiàn)在煤炭開采運輸污染、工業(yè)和生活燃煤造成的大氣污染和水污染，日益嚴重的車輛尾氣污染，溫室氣體排放導致的氣候變暖，以及農村過度消耗生物質能所引起的生態(tài)破壞等。其主要原因是由于：(1)我國的能源結構以煤炭為主，能源消費模式單一；(2)我國加大了對工業(yè)特別是重工業(yè)投資，工業(yè)基礎從無到有，從極端薄弱到不斷壯大；(3)我國的工業(yè)生產(chǎn)粗放型經(jīng)營，采用的生產(chǎn)裝備落后、工業(yè)技術、工藝陳舊，導致能耗居高不下，能源利用效率低，因此造成嚴重的環(huán)境污染；(4)重煤炭產(chǎn)量，輕煤炭質量，但洗選率低，利用率低，浪費嚴重，硫煤居高不下，帶來嚴重的環(huán)境污染。

從區(qū)域分布看，我國能源生產(chǎn)主要分布在經(jīng)濟相對落后的地區(qū)，東北地區(qū)是我國石油資源最豐富的地區(qū)，華北和西北地區(qū)也蘊藏著豐富的石油資源，西北地區(qū)是我國天然氣資源最豐富的地區(qū)，東北和西南也有較大分布；2003年～2012年，我國一次能源生產(chǎn)總量和構成中，一次能源生產(chǎn)總量是逐年呈上升的趨勢，我國的能源生產(chǎn)結構以原煤為主，石油、水電次之，天然氣、核電等再次之，我國的能源結構有待優(yōu)化和調整。

從行業(yè)分布來看，2003年～2012年，折標煤量上升速度的排列順序分別為：交通業(yè)＞其他行業(yè)＞建筑業(yè)＞工業(yè)＞批發(fā)零售業(yè)＞農業(yè)；從能源生產(chǎn)和消費結構上看，我國的能源結構向好的方向發(fā)展，原油生產(chǎn)量的比重呈下降趨勢，水電、核電及其他能源從2007年以后，呈不斷上升趨勢，這是我國大力發(fā)展水電和核電的結果。近年來，我國在各河流水能豐富地區(qū)開發(fā)水電；同時有不少核電站擴容和新的核電站建設；石油消費量、原油消費量、燃料油消費量的變動不穩(wěn)定，下降趨勢不明顯，電力消費量變化也不穩(wěn)定。2008年以后能源生產(chǎn)結構和能源消費結構趨向于優(yōu)化；GDP增長并不是完全靠能源消耗來實現(xiàn)的，而是通過產(chǎn)業(yè)結構、技術發(fā)展、管理水平等多方面共同作用的結果；我國經(jīng)濟增長逐漸擺脫以前以消耗能源、破壞生態(tài)環(huán)境為代價的不良增長方式，轉變?yōu)榈湍芎摹⒅丨h(huán)保的兩型社會發(fā)展。

1　面板單位根檢驗

本文研究采用面板根數(shù)據(jù)理論中的LLC檢驗和ISP檢驗進行分析和檢驗，檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。根據(jù)統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，利用相關數(shù)學統(tǒng)計理論，進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。對變量GDPC(人均GDP)、PCEC(人均能源消費量)進行LLC和ISP檢驗。面板單位根檢驗LLC模型為：

面板根檢驗IPS模型為：

利用公式(1)、(2)、(3)進行檢驗，檢驗結果見表1。

表1　面板單位根LLC/ISP檢驗結果

2　面板協(xié)整檢驗

根據(jù)考和姜(2000)考慮的同質面板模型：

建立我國人均GDP和人均能源消耗量之間關系的檢驗模型：

利用考檢驗和佩德羅尼檢驗的檢驗過程、檢驗模型(5)及輔助回歸方程進行檢驗，檢驗結果見表2。

從表2可以看出，通過人均GDP與人均能源消耗量指標分析，在考檢驗中，ADF的統(tǒng)計量值為-4.9912*(*表示在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設)，統(tǒng)計量伴隨概率為0.0009，幾乎為零，根據(jù)原假設，分析兩者指標之間是否存在協(xié)整關系，考檢驗的結果是：從長期來看，兩者之間存在協(xié)整關系；在佩德羅尼檢驗中的統(tǒng)計量值為65.2291*，統(tǒng)計量伴隨概率為0.0002的統(tǒng)計量值為-2.1746**(**表示在10%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設)，統(tǒng)計量伴隨概率為0.0023，的統(tǒng)計量值為-2.7512*，統(tǒng)計量伴隨概率為0.0005，的統(tǒng)計量值為-5.4321**，統(tǒng)計量伴隨概率為0.0001。分析兩者指標之間是否存在協(xié)整關系，考檢驗的結果是：從長期來看，兩者之間存在協(xié)整關系。

表2　考和佩德羅尼面板協(xié)整檢驗結果

3　面板模型估計

根據(jù)前面所用數(shù)理研究模型及論文研究需要，在此采用似不相關回歸法對人均GDP和人均能源消耗量的長期均衡方程進行估計，一般回歸式為：

豪斯曼檢驗統(tǒng)計量為：

在豪斯曼和泰勒中增加了2個統(tǒng)計量進行檢驗。設

檢驗統(tǒng)計量為：

巴爾塔吉(2005)指出，共同不可度量因素或不可觀測因素會對因變量產(chǎn)生影響，而不同對象又會產(chǎn)生不同結果，如此，在同一時期，應該采用似不相關回歸模型進行分析。

SUR模型形式為：

對數(shù)據(jù)進行標準化以后，再利用豪斯曼檢驗，豪斯曼檢驗結果見表3。

由表3可知，統(tǒng)計量值為0.00099，自由度為1，概率為0.9912。、檢驗和檢驗的計算方法已經(jīng)在前面闡述清楚。

(1)只考慮地區(qū)影響的模型估計結果。

表3　豪斯曼固定效應與隨機效應影響檢驗

表4　各省市區(qū)影響系數(shù)的估計結果

表4　各省市區(qū)影響系數(shù)的估計結果

區(qū)域區(qū)域有趨勢　無趨勢　有趨勢　無趨勢北京　0.1512　0.2091　河南　-0.1702　-0.1792天津　0.2987　0.3567　湖北　-0.1025　-0.0997河北　0.2701　0.2517　湖南　-0.5517　-0.5231山西　0.7015　0.7528　廣東　-0.6728　-0.5224內蒙古　0.4299　0.4337　廣西　-0.4031　-0.4287遼寧　0.3250　0.3564　海南　-0.9971　-0.8997吉林　0.2271　0.2379　重慶　-0.3175　-0.3012黑龍江　0.2241　0.2678　四川　-0.2013　-0.2134上海　0.1799　0.2714　貴州　0.5031　0.4287江蘇　-0.3124 -0.3987　云南　-0.0975 -0.0781浙江　-0.2999 -0.3007　陜西　-0.0621 -0.1124安徽　-0.3458　-0.4103　甘肅　0.2037　0.2017福建　-0.5002　-0.5021　青海　0.6728　0.6017江西　-0.4499　-0.4672　寧夏　0.7121　0.6987山東　-0.1987　-0.1762　新疆　0.5001　0.4124

表4說明我國2003年～2012年10年的能源消費彈性系數(shù)，排在前三位的是：寧夏的值最大，值為0.7121，其次為山西值為0.7121，排第三的為貴州值為0.5031，這主要是由于寧夏的工業(yè)化進程較快、城市化進程加速，能耗較高的同時，人均GDP不高，投入與產(chǎn)出之間不相對稱，導致值在全國排名第一；而山西本來就是能源大省，尤其是煤炭產(chǎn)量相當大，所以其值排第二；貴州地處偏遠，能源結構主要靠六盤水的煤炭作為支撐，同時，人均GDP不高，投入與產(chǎn)出之間不相匹配，所以其值在全國排名第三。排名倒數(shù)三名的分別是海南、廣東和湖南，海南的能源消費彈性系數(shù)值為-0.9971，在全國排名倒數(shù)第一，這主要是海南的產(chǎn)業(yè)結構所導致，海南主要是旅游業(yè)、金融業(yè)為主，能源消耗量較少；廣東在全國排名倒數(shù)第二，雖然廣東工廠較多，但主要是以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，高能耗產(chǎn)業(yè)相對比重較小，同時人均GDP較高，投入與產(chǎn)出之間匹配性較高；而湖南為中部省份，加上能源結構比較合理，經(jīng)濟增長比較平穩(wěn)，投入與產(chǎn)出比相對較大，因此，排名倒數(shù)第三。從表3還可以看出，有些經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，值比較小，而有些經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)值比較大，這主要與能源結構、產(chǎn)業(yè)結構等不合理因素密切相關。

(2)既考慮地區(qū)影響又考慮時間影響的模型估計結果。

4　誤差修正和Granger因果關系檢驗

經(jīng)濟變量之間存在著相互的影響關系，除了同期影響外，還會受到過去行為的影響。對兩個變量，輔助回歸方程組為：

目前，黃河流域年入河廢污水排放量約為43億t。石油化工、煤炭、造紙等行業(yè)的COD排放量占流域工業(yè)排放量的80%以上。流域內工業(yè)廢水達標排放率低，城市污水處理率低于全國平均水平。

表5　考慮時間序列的影響系數(shù)值估計結果

表5　考慮時間序列的影響系數(shù)值估計結果

年份　2003　2004　2005　2006　2007　2008　2009　2010　2011　20120.0401　-0.0387　-0.0211　-0.0097　-0.0062　0.0334　0.1405　0.1456　0.2001　0.1989

模型中滯后期數(shù)根據(jù)AIC和BIC信息準則來判定。原假設有：

對于同一樣本數(shù)據(jù)，受約束樣本回歸模型的殘差平方和不小于無約束樣本回歸模型的殘差平方和，意味著對模型施加約束條件會降低模型的解釋能力。

構建檢驗的檢驗統(tǒng)計量為：

歸于面板Granger因果檢驗，一種是估計面板向量自回歸(PVAR)的固定效應模型和隨機效應模型，然后再利用沃爾德檢驗的系數(shù)判斷Granger因果關系是否存在；另一種是Granger因果關系檢驗方法，該檢驗是基于誤差修正模型基礎之上的。

赫瑞林異質面板自回歸模型為：

馬西哈等根據(jù)面板誤差修正模型進行Granger因果檢驗，模型為：

根據(jù)誤差修正和Granger因果關系檢驗模型和模型(16)建立模型，模型見公式(17)：

根據(jù)方程組(17)，采用誤差修正和Granger因果關系檢驗模型進行的面板因果關系檢驗，檢驗結果見表7。

表6　滯后一階面板VAR模型的殘差序列相關AB檢驗結果

表7　ECM面板因果關系檢驗結果

5　結語

分析了我國各區(qū)域能源消耗與經(jīng)濟增長之間的關系，此種關系以動態(tài)方式表現(xiàn)出來。利用面板數(shù)據(jù)模型的檢驗方法，進行了面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗、面板模型估計、誤差修正和Granger因果關系檢驗。

面板協(xié)整檢驗的結果是：所有統(tǒng)計量都拒絕了原來假設，即人均GDP與人均能源消耗量之間不存在協(xié)整關系的假設，也就是說考檢驗的結果是：從長期來看，人均GDP與人均能源消耗量關系密切，它們之間有協(xié)整關系。

面板模型估計的結果是：由于地區(qū)不同，經(jīng)濟增長對能源消耗量具有明顯的影響，也就是兩者之間存在長期的均衡關系，也就是地區(qū)效應是明顯存在的。能源消費彈性系數(shù)為0.7012，也就說明在其他條件不變的情況下，全國人均GDP上升1%，能源消耗增加0.7012%。既考慮地區(qū)影響又考慮時間影響的模型估計中，隨著時間的推移，由于地區(qū)不同，經(jīng)濟增長對能源消耗量具有明顯的影響，也就是兩者之間存在長期的均衡關系。能源消費彈性系數(shù)為0.6828，比只考慮地區(qū)影響的0.7012低，說明隨著時間的推移，能源消費彈性系數(shù)會減少，也就說明：在其他條件不變的情況下，全國人均GDP上升1%，能源消耗增加0.6828%。

參考文獻

［1］ 李志宏.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗的一個簡明蒙特卡洛實驗框架［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2006（7）.

中圖分類號：F206

文獻標識碼：A

文章編號：2096-0298（2016）05（a）-174-05

基金項目：①湖南省哲學社會科學基金項目的階段性成果(14YBA 380)；湖南省情與決策咨詢研究課題的階段性成果(2015BZZ115)。

作者簡介：秦文展(1973-)，男，漢族，湖南桂陽人，中共湖南省委直屬機關黨校經(jīng)濟學教研室教授，博士，主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟學、區(qū)域經(jīng)濟學方面的研究。