四川省能源效率影響因素分析

于文慧 于文華

（西南石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 成都 610500）

四川作為西部能源大省，在擁有豐富能源資源的同時(shí)，其存在的能源、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、環(huán)境問(wèn)題一直是社會(huì)聚焦的重點(diǎn)。

從文獻(xiàn)研究來(lái)看，研究西部能源效率的文章較多[1-4]，而單獨(dú)研究四川省的較少。由于單獨(dú)研究四川省能源效率影響因素的文獻(xiàn)較少，且運(yùn)用的模型類型不夠豐富，所選擇的影響因素不夠全面，難以刻畫出四川省能源效率影響因素的全貌，因此該論文選取多個(gè)影響因素和VAR模型進(jìn)行拓展研究，以期達(dá)到拋磚引玉的作用。

1 變量選取

（1）能源效率（EF）

一般以單位GDP能耗來(lái)表示，單位為“噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元”，能源效率采用倒數(shù)的形式來(lái)表示，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與能源消費(fèi)總量的比值來(lái)表示。首先對(duì)數(shù)據(jù)做預(yù)處理，以2005年為基年，計(jì)算真實(shí)GDP。

（2）能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)（CER）

四川省清潔能源資源較為豐富，隨著企業(yè)生產(chǎn)方式、居民生活方式的改革以及綠色發(fā)展理念的貫徹，清潔能源在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中所占的比例也呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。

（3）技術(shù)進(jìn)步（R＆D）

采用研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)（R＆D）來(lái)表示。技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源效率的正面作用主要來(lái)自能源友好型技術(shù)的開(kāi)發(fā)與應(yīng)用, 負(fù)面作用則主要來(lái)自高能耗產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步“回彈效應(yīng)”與路徑依賴特征[5]。

（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）

采用第三產(chǎn)業(yè)占據(jù)第二產(chǎn)業(yè)比重來(lái)表示。根據(jù)“結(jié)構(gòu)紅利假說(shuō)”假設(shè)，當(dāng)能量要素投入自發(fā)地從低效部門流向高效部門時(shí)，每個(gè)部門的整體效率將得到提高[6]。

（5）外商直接投資（FDI）

外商直接投資可以間接通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)與示范效應(yīng)提高東道主的能源效率，也可以通過(guò)技術(shù)溢出直接提高能源效率。

（6）GDP增長(zhǎng)率（GDPR）

通過(guò)GDP增長(zhǎng)率來(lái)作為解釋變量，簡(jiǎn)單刻畫經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與能源效率之間的相關(guān)關(guān)系。

數(shù)據(jù)來(lái)源為歷年《四川省統(tǒng)計(jì)年鑒》，考慮到數(shù)據(jù)的完整性與連續(xù)性，時(shí)間跨度為2003年—2017年。

2 模型設(shè)定

主要采取以下模型：

（1）LnEFt=C+α1LnCERt+α2LnRDt+α3LnISt+α4LnFDIt+α5LnGDPRt+εt；

（2）LnEFt=C+β1LnISt+β2LnFDIt+β3LnGDPRt+γt。

3實(shí)證分析

3.1 回歸分析

首先進(jìn)行多元線性回歸，來(lái)初步探討這五個(gè)解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)性。首先進(jìn)行對(duì)數(shù)化，消除可能存在的異方差，分析結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 能源效率影響素因素多元回歸分析

根據(jù)表1可知，通過(guò)置信度0.01的顯著性檢驗(yàn)的有四個(gè)變量，即LnIS、LnCER、LnGDPR和LnFDI，但是GDP增長(zhǎng)率表現(xiàn)為負(fù)向相關(guān)，變量LnRD表現(xiàn)為不顯著。樣本決定系數(shù)為0.98，擬合效果好，F(xiàn)檢驗(yàn)表明變量間呈現(xiàn)出高度線性。

表1 系統(tǒng)各部分程度運(yùn)行路徑情況表

結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源效率呈現(xiàn)正向關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化一個(gè)單位，能源效率能提高0.59個(gè)單位，與實(shí)際情況相符。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與能源效率也呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系，清潔能源消費(fèi)占比提升1個(gè)單位，能源效率能提高0.2個(gè)單位。外商直接投資呈現(xiàn)正向效應(yīng)，外商直接投資提升1個(gè)單位，能源效率能提高0.14個(gè)百分點(diǎn)。主要原因在于可以吸收來(lái)自國(guó)內(nèi)國(guó)外的資金，能源損耗隨之下降。GDP增長(zhǎng)率相關(guān)系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明當(dāng)GDP增長(zhǎng)率提升一個(gè)單位，能源效率會(huì)降低0.18個(gè)單位。這與四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式有關(guān)，目前四川省正逐步從粗放式的生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變?yōu)榫G色高效的生產(chǎn)方式，但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度與能源效率不匹配。第二經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展帶來(lái)的城鎮(zhèn)化并沒(méi)有帶來(lái)能源效率的大幅度降低，再加上良好的生活能源消費(fèi)習(xí)慣沒(méi)有養(yǎng)成，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化的“人口紅利”沒(méi)有得到顯現(xiàn)。最后，GDP指標(biāo)只考慮經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)，而沒(méi)有將經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)資源的使用狀況考慮在內(nèi)，并且沒(méi)有剔除對(duì)環(huán)境和生態(tài)破壞這一因素，所以具有片面性。技術(shù)進(jìn)步的P值為0.122 2，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。但是從實(shí)際情況來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步是提升能源效率的重要因素，可能原因是相比于全國(guó)，四川省在技術(shù)開(kāi)發(fā)方面還主要依靠對(duì)外開(kāi)放來(lái)獲得，經(jīng)費(fèi)投入對(duì)提高能源效率的效果沒(méi)有體現(xiàn)出來(lái)。

3.2 協(xié)整分析

3.2.1 單位根檢驗(yàn)

接下來(lái)通過(guò)VAR模型來(lái)進(jìn)行驗(yàn)證與能源效率之間的關(guān)系，排除掉技術(shù)進(jìn)步變量，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化，消除可能存在的異方差。為避免偽回歸，還需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。首先通過(guò)Eviews9.0進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通過(guò)軟件分析，可以得出五個(gè)變量原數(shù)據(jù)均不平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)一階差分后均拒絕原假設(shè)，即平穩(wěn)，不存在單位根，并且都屬于一階單整，可以繼續(xù)分析。

3.2.2 提前測(cè)試

由于數(shù)據(jù)獲得性與事先檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型存在解釋變量過(guò)多、時(shí)間序列短等問(wèn)題，所以應(yīng)當(dāng)適當(dāng)減少解釋變量個(gè)數(shù)。通過(guò)多次檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)去掉能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量后可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

3.3 基于VAR模型實(shí)證分析

3.3.1 VAR模型

構(gòu)建VAR模型的作用在于對(duì)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，進(jìn)而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量所造成的影響。構(gòu)建VAR模型的前提條件是進(jìn)行滯后期的選擇，其確定滯后期的方法為比較AIC值和SC值[7]，具體結(jié)果見(jiàn)表3。

根據(jù)表3，綜合考慮似然比檢驗(yàn)、最終預(yù)測(cè)誤差、AIC、SC、HQ信息準(zhǔn)則結(jié)果，確定滯后階數(shù)為一階。

表3 向量自回歸模型滯后期的確定標(biāo)準(zhǔn)

最終根據(jù)比較LR（似然比統(tǒng)計(jì)量）、AIC（赤池信息準(zhǔn)則）和SC（施瓦茨準(zhǔn)則）可以得出可以確定VAR（1）模型。模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 VAR模型估計(jì)結(jié)果

3.3.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)

AR根圖是檢驗(yàn)?zāi)芊襁M(jìn)行脈沖響應(yīng)的前提，通過(guò)AR根圖檢驗(yàn)，得到圖1，發(fā)現(xiàn)所有點(diǎn)落在單位圓內(nèi)，表明可以做脈沖響應(yīng)。

圖1 AR根圖

圖2、3、4給出了FDI、GDP增長(zhǎng)率、IS對(duì)能源效率的沖擊。從圖2可以看出，當(dāng)在本期給予FDI一個(gè)正向沖擊后，EF在第一期為負(fù)，直到第三期才開(kāi)始出現(xiàn)正向響應(yīng)，之后開(kāi)始穩(wěn)定。這與實(shí)際情況相符，因?yàn)橥顿Y具有滯后性，具有一定的周期效應(yīng)，并且外商直接投資具有強(qiáng)烈的政府主導(dǎo)特征，資源配置效率不高，所以就出現(xiàn)上述現(xiàn)象。后面開(kāi)始出現(xiàn)穩(wěn)定正向響應(yīng)但是影響效果小的情況，有如下原因：首先經(jīng)過(guò)一短時(shí)間后，F(xiàn)DI的作用開(kāi)始顯現(xiàn)，包括開(kāi)發(fā)新技術(shù)，接受國(guó)外先進(jìn)技術(shù)與人才、管理方式等等；再者四川清潔能源豐富，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)地區(qū)也處于快速發(fā)展時(shí)期，F(xiàn)DI可以顯著提升能源效率；其次由于技術(shù)保護(hù)，跨國(guó)公司不會(huì)直接轉(zhuǎn)移先進(jìn)技術(shù)；最后四川省依舊存在對(duì)能源依賴程度較高、設(shè)備技術(shù)陳舊的企業(yè)，所以FDI對(duì)這些企業(yè)、地區(qū)的能源效率提高作用不大，拉低整體能源效率。

圖2 FDI對(duì)EF的脈沖響應(yīng)

從圖3脈沖響應(yīng)圖可以得到，在地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率受到一個(gè)沖擊后，能源效率從第一期開(kāi)始受到的影響為0，之后達(dá)到最大值，然后下降，整個(gè)過(guò)程較平穩(wěn)。首先GDP增長(zhǎng)率表明經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度，社會(huì)進(jìn)步必然會(huì)帶來(lái)生產(chǎn)方式革命，實(shí)施清潔能源替代工程。再者地區(qū)生產(chǎn)總值的增加，從消費(fèi)端和思想觀念上提高能源效率。但是將地區(qū)生產(chǎn)總值用來(lái)描述社會(huì)環(huán)境是片面的，因?yàn)镚DP剔除了生態(tài)環(huán)境等指標(biāo)。綜上，地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率對(duì)能源效率的影響才會(huì)出現(xiàn)上圖現(xiàn)象。

圖3 GDPR對(duì)EF的脈沖響應(yīng)

從圖4中可以看出，在一開(kāi)始，能源效率就呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，并且在第七期達(dá)到最低值，而后沖擊影響開(kāi)始有所減弱，但一直呈現(xiàn)負(fù)向沖擊。總體來(lái)看，由于本文設(shè)置的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量為第三產(chǎn)業(yè)占據(jù)第二產(chǎn)業(yè)的比值，也從側(cè)面驗(yàn)證了第二產(chǎn)業(yè)與能源效率是呈現(xiàn)出正相關(guān)的。

圖4 IS對(duì)EF的脈沖響應(yīng)

4 政策建議

提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源效率的影響力，發(fā)揮第三產(chǎn)業(yè)降低能耗的優(yōu)勢(shì)[8]；擴(kuò)大清潔能源消費(fèi)占比是提高能源效率的重要舉措，與其他產(chǎn)業(yè)比如農(nóng)業(yè)、光伏產(chǎn)業(yè)甚至制造業(yè)相結(jié)合，最大限度提升能源效率；政府應(yīng)為外商直接投資創(chuàng)造良好的金融環(huán)境，培養(yǎng)相關(guān)人才，放寬外商直接投資的準(zhǔn)入條件，完善法律法規(guī)；不能唯經(jīng)濟(jì)數(shù)字為目標(biāo)，要同時(shí)兼顧生態(tài)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)能源效率與GDP同時(shí)高效增長(zhǎng)。