基于變異系數的中部地區FDI與能源強度的關系探究

鄧瑜

摘 要：能源是區域經濟發展的源動力。我國以消耗大量能源為代價的經濟發展方式，既影響了能源安全，也使生態環境不斷惡化。我國中部各省（山西省、河南省、安徽省、湖北省、湖南省、江西省）雖然地理位置相近，但在經濟結構、能源消費結構以及資源稟賦等方面存在一定的差異。利用變異系數指標來分析中部地區的外商直接投資（FDI）和能源效率存在的區域差異，進而研究能源效率和FDI之間的關系。

關鍵詞：外商直接投資;能源強度;變異系數

文章編號：1004-7026（2019）17-0041-03? ? ? ? ?中國圖書分類號：F127 ? ? ? ? 文獻標志碼：A

能源是人類社會生存的物質基礎，是國家的重要戰略資源。提高能源效率是減少對能源依賴的重要途徑之一。中部地區人口眾多，以第二產業為主的產業結構和以煤炭消耗為主的能源消費結構，造成了經濟發展過多依賴能源，而能源利用效率不高，同時由于經濟發展水平較為落后和自主研發投入規模小，進一步阻礙了中部地區能源效率的提升[1-2]。從國際視角，探討中部地區FDI與能源強度的關系，對于提高中部地區能源利用效率，完成節能減排目標，緩解能源消耗帶來的環境壓力，具有非常重要的意義。

1? 中部地區外商直接投資發展狀況

改革開放40年來，我國經濟穩步快速發展，技術水平快速提高。FDI成為我國經濟發展的重要基礎，為我國帶來了大量資金、先進的技術和管理經驗。2010年，河南省利用外資達到了422.87億元，居中部6省之首。而山西省最少，為102.22億元，比河南省少了320多億元。1996—2003年，中部6省利用外資額上升較慢;而2004年—2010年，除了山西省，其他5省在利用外資方面快速上升。主要是因為隨著對外開放水平的進一步提高，地方政府出臺了相關的引資政策，同時基礎設施的建設也吸引了外部投資。在2008年以后，河南省FDI快速發展，超過湖南省成為中部地區引進外資的“第一省”。可見，中部6省FDI之間存在一定的差異。

2? 中部地區能源強度概況

我國地大物博，資源稟賦、能源消費結構和經濟結構存在差異，決定了各地區之間在利用能源效率方面也存在一定差異。2011年全國單位GDP能耗為0.793 t標準煤/萬元，與2010年相比降低了2.01%。就中部6省而言，單位GDP能耗最高的是山西省，其值為1.762 t標準煤/萬元，即在中部6省中，山西省能源利用效率最低。單位GDP能耗最低的是江西省，其值為0.651 t標準煤/萬元。由此可見，中部6省之間在能源利用方面也存在很大的差異。另外，由于我國產業結構是以工業為主，也是能源消耗的主要產業。在中部6省中，萬元工業增加值能耗下降幅度最大的省份是安徽省，下降了9.54%;下降幅度最小的省份是山西省，下降了5.82%。

3? 中部地區FDI和能源強度的區域差異研究

3.1? 中部地區FDI和能源強度變異系數

3.1.1? 變異系數介紹

變異系數是衡量資料中各觀測值變異程度的統計量，是標準差除以均值得到的數值。變異系數的主要作用是消除了由于單位和均值不同造成的資料變異程度比較的影響[3]。變異系數的計算公式為：變異系數=標準偏差÷平均值。

3.1.2? FDI和能源強度變異系數計算

樣本期內中部各省FDI總額的美元價，以各年人民幣對美元中間匯率折算為人民幣計價。國內生產總值和FDI都轉變成以2000年不變價，能源強度（EI）是能源消費總量除以國內生產總值（2000年不變價），數據來源于歷年的《中國統計年鑒》。應用變異系數計算公式分別得出FDI和能源強度歷年的變異系數，其變化趨勢如圖1所示。

某類指標的變異系數越大，表明該類指標在地區間差距越大。結合圖1可知，中部6省的能源強度變異系數有輕微的下降趨勢，在一定程度上說明了中部地區間的能源利用效率差異在變小，即6個省份的能源利用程度在接近;中部地區的FDI變異系數波動較為劇烈，但整體上明顯降低，說明隨著改革開放的不斷深入，中部地區開始重視吸引外資，積極承接東部地區的產業轉移，在利用外資方面差距在逐年不斷減小。因此，FDI變異系數和能源強度變異系數同時下降，在某種程度上說明二者的變化趨勢具有一致性[4-5]。

3.2? 中部地區FDI和能源強度變異系數關系的實證分析

以變異系數為基礎，利用計量方法來確定FDI和能源強度之間是否存在長期的均衡關系和因果關系。

3.2.1? 單位根檢驗

在實證建模分析中，將能源強度變異系數用字母EICV表示，FDI總額變異系數用字母FDICV表示。①考慮到異方差可能產生的影響，直接對EICV和FDICV取對數。將取過對數的EICV，記為LEICV;將取過對數的FDICV，記為LFDICV。②進行一階差分，LEICV的差分記為△LEICV;LFDICV的差分記為△LFDICV。③利用Augmented Dickey Fuller（ADF）方法進行單位根檢驗，考察時間序列是否平穩。LEICV、LFDICV、△LEICV、△LFDICV的單位根檢驗結果見表1。

ADF檢驗的判斷標準為：在原假設存在單位根的情況下，ADF統計量是負值，且絕對值大于臨界值，表示該時間序列是平穩的。表1中的檢驗值顯示：①能源強度變異系數和FDI變異系數的ADF統計量絕對值小于ADF臨界值的絕對值，所以兩者都是不平穩的。②能源強度變異系數和FDI變異系數的一階差分的ADF統計量絕對值大于ADF臨界值的絕對值，可以說明兩者的一階差分是平穩的，并且可以得出LEICV和LFDICV都是一階單整I（1）序列的結論。③△LEICV和△LFDICV序列通過了單位根檢驗且具備同階單整，這為后續兩變量之間是否存在協整關系作進一步檢驗奠定了基礎。

3.2.2? 協整檢驗

協整的基本思想認為，盡管兩個或者兩個以上的變量中每個都是非平穩的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平穩的變量。協整理論為兩個或兩個以上非平穩變量之間尋找均衡關系，以及用存在的協整關系變量建立動態模型奠定了理論基礎。由上文中的單位根檢驗，得到了LEICV和LIMCV序列都是一階平穩的結論，因此采用E-G（Engle-Granger）兩步檢驗法。建立回歸方程;對回歸方程中的殘差進行單位根檢驗，檢驗結果見表2。

LEICV=-1.146 3+0.113 2LFDICV? ? ? （1）

（-22.917 1）? （1.908 4）

調整后的R²=0.813，D.W=1.236。

由表2可知，e序列在5%的顯著水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，因此可以確定e平穩序列，即e～I（0）。上述結果表明：LEICV和LFDICV之間存在協整關系。

3.2.3? 格蘭杰因果關系檢驗

由協整檢驗的結果可以得出能源強度變異系數序列和外商直接投資（FDI）變異系數序列之間存在協整關系的結論，但并不能判斷出兩者在波動中是因果關系還是互為因果關系，同樣，若為因果關系，“誰為因，誰為果”也還需要進一步考證。用格蘭杰（Granger）因果關系檢驗法對LEICV和LFDICV進行檢驗，探究在能源強度和FDI的長期均衡關系中，是能源強度變異系數引起外商直接投資變異系數的變動，還是外商直接投資變異系數引起能源強度變異系數的變動。分別取滯后期為1和滯后期為2，對LEICV和LIMCV進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表3。

從表3可以看出，在滯后期為1時，對于LFDICV不是LEICV格蘭杰原因的原假設，在95%的置信水平下，拒絕了原假設，可以認為LFDICV是LEICV格蘭杰原因。而在滯后期為2時，LIMCV和LEICV都不是互為格蘭杰因果關系。因此，通過格蘭杰因果關系檢驗，可以得出如下結論：外商直接投資與能源強度之間存在單向的因果關系，且LFDICV是LEICV的格蘭杰原因。究其原因，分析認為是在經濟全球化背景下，外商直接投資推動了中部地區的技術進步，從而降低了能源強度，提高了能源利用效率。

參考文獻：

[1]劉鳳朝，潘雄鋒，徐國泉.基于結構份額與效率份額的中國能源消費強度研究[J].資源科學，2007（4）：2-6.

[2]劉暢，崔艷紅.中國能源消耗強度區域差異的動態關系比較研究[J].中國工業經濟，2008（4）：34-43.

[3]葉素云，葉振宇.FDI對我國地區能源強度影響的經驗研究[J].國際貿易問題，2010（9）：90-95.

[4]孫浦陽，武力超，陳思陽.外商直接投資與能源消費強度非線性關系探究[J].財經研究，2011（8）：79-90.

[5]蘇素，王波志.FDI與中國省際能源消費強度間關系的動態分析[J].技術經濟，2011（10）：66-71.