中國三次產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長的實證研究

王 玲，謝玉梅

(江南大學(xué)商學(xué)院，江蘇無錫214000)

0 引言

長期以來依賴大量資源消費換取GDP的經(jīng)濟增長方式導(dǎo)致能源和環(huán)境問題，已成為我國經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的瓶頸。2012年作為“十二五”的第二年，國家和地方政府紛紛出臺并執(zhí)行經(jīng)濟增長和能源生產(chǎn)與消費的新規(guī)劃和新政策。由此可見，研究能源消費與經(jīng)濟增長的內(nèi)在關(guān)系，為政府的各項經(jīng)濟政策和能源政策提供理論和實證依據(jù)，具有現(xiàn)實意義。

本文采用中國統(tǒng)計年鑒(1979～2010)，在指標(biāo)的選取上借鑒路正南(1999)等學(xué)者的研究：能源消費總量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值、三次產(chǎn)業(yè)能源消費量。采用Eviews6.0統(tǒng)計軟件對三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費之間關(guān)系進行計量分析，進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗分析中國三次產(chǎn)業(yè)能源消費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系如何，為相關(guān)部門制定能源戰(zhàn)略提供決策參考。

1 數(shù)據(jù)的選取與協(xié)整檢驗

1.1 樣本數(shù)據(jù)說明

q本項研究采用全國性數(shù)據(jù)資料，本文使用1997～2010年的省際面板數(shù)據(jù)對中國31個?。ㄊ校┑貐^(qū)進行分析。除特殊說明外，數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒2010》、《中國統(tǒng)計摘要2011》。選取選取1979～2010年的年度GDP數(shù)據(jù)和三次產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占的比重（分別用LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3表示）、能源消費總量和三次產(chǎn)業(yè)能源消費量占總能源消費量的比重（分別用LNEC1、LNEC2、LNEC3表示）的時間序列數(shù)據(jù)，本文所有檢驗和模型的輸出結(jié)果都是在EViews6.0下實現(xiàn)的。中國1979～2010年能源消費水平如圖1所示，中國1979～2010年國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)如圖2所示。

1.2 單位根檢驗

先需要測定每個變量本身的平穩(wěn)屬性，然后在變量間存在協(xié)整可能的條件下（如在本文的雙變量系統(tǒng)中，雙方都應(yīng)是同階單位根過程），再進行協(xié)整判斷。如果存在協(xié)整，則在誤差糾正模型中進行Granger因果分析；如果沒有協(xié)整，則要在各個數(shù)據(jù)的平穩(wěn)形式下用普通方程展開Granger的因果分析，以避免偽回歸。本文用Eviews 6.0軟件對各變量的原始數(shù)據(jù)取對數(shù)后并對一階差分和二階差分進行ADP單位根檢驗。從序列LNGDP的折線圖分析，序列有明顯的上升趨勢，所以檢驗方程選擇同時包含常數(shù)和趨勢項，進行ADF檢驗，經(jīng)過一階差分以后，新序列DLNGDP還有上升趨勢，所以檢驗方程選擇包括常數(shù)項和趨勢相，再經(jīng)二階差分后，新序列D2LNGDP已基本趨于平穩(wěn)，且在常數(shù)0的周圍上下波動。檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 ADF檢驗結(jié)果

從表1的檢驗結(jié)果來看，原有的LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3、LNEC、LNEC1、LNEC2、LNEC3在5%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的變量。對這些變量采用一階差分法，DLNGDP、DLNGDP1、DLNGDP2、DLNGDP3、DLNEC、DLNEC1、DLNEC2、DLNEC3分別為對相應(yīng)的變量取一階差分和，若檢驗不平穩(wěn)則繼續(xù)取二階差分，一階差分后的序列在5%的顯著性水平下第二、三產(chǎn)業(yè)能源費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為一階單整的平穩(wěn)序列，而能源消費總量與經(jīng)濟增長為不平穩(wěn)序列，繼續(xù)對其取二階差分，結(jié)果顯示，DLNGDP與DLNEC為二階單整平穩(wěn)序列。

1.3 協(xié)整關(guān)系檢驗

在變量平穩(wěn)性檢驗的基礎(chǔ)上，進一步分析能源消費總量與經(jīng)濟增長之間關(guān)系。協(xié)整檢驗主要有E-G兩步法和Johansen檢驗法。E-G法適用于檢驗兩個變量的協(xié)整關(guān)系，而Johansen檢驗法適應(yīng)于多變量模型，本文采用E-G兩步法做如下回歸并檢驗變量是否存在協(xié)整關(guān)系。由于能源消費總量與經(jīng)濟增長的指數(shù)經(jīng)二階差分后為I(2)序列，第二、三產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長的指數(shù)經(jīng)一階差分后為I(1)序列，進行協(xié)整分析。

第一步：對變量進行協(xié)整回歸，采用最小二乘法進行回歸分析。即分別對變量LNGDP和LNEC、LNGDP2和LNEC2、LNGDP2和LNEC3進行靜態(tài)回歸，建立下列回歸方程：

由回歸方程(1)(2)(3)可看出，能源消費總量和GDP之間存在正向相關(guān)且為一種長期的協(xié)整關(guān)系看，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，能源消費總量就增加0.3248%；第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長與能源消費也保持正向的長期均衡關(guān)系，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值每增加1%，能相應(yīng)帶動能源消費量就增加0.5367%；第三產(chǎn)業(yè)與能源消費之間也存在一種正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1%的話，相應(yīng)的能源消費量將增長0.6815%。由此表明，第二、三產(chǎn)業(yè)在能源消費上占很大比重，經(jīng)濟的快速增長是伴隨著能源的高消費，經(jīng)濟對能源的拉動作用比較明顯。

第二步：對(1)(2)(3)方程式生成的殘差分別進行ADF檢驗，如果殘差不存在單位根，則可以認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。對殘差進行單位根檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 回歸方程(1)(2)(3)的殘差檢驗結(jié)果

由表2可以看出，回歸方程(1)(2)(3)的殘差序列的ADF檢驗值都小于顯著性水平為5%時的臨界值，是I(0)序列，則說明LNEC和LNGDP、LNEC2和LNGDP2、LNEC3和LNGDP3之間是協(xié)整的，因此能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期均衡關(guān)系；第二、三產(chǎn)業(yè)的能源消費與其相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)增加值之間存在長期的均衡關(guān)系。

1.4 誤差修正模型

以上分析各個變量之間的長期協(xié)整關(guān)系，并求出協(xié)整系數(shù)，為了研究LNEC和LNGDP、LNEC2和LNGDP2、LNEC3和LNGDP3之間的短期波動關(guān)系，通過建立誤差修正模型來解釋。能源消費總量和國內(nèi)生產(chǎn)總值為二階單整平穩(wěn)序列，剔除一些統(tǒng)計量不明顯的滯后差分項后，第二三產(chǎn)業(yè)能源消費與產(chǎn)業(yè)增長為一階單整平穩(wěn)序列，建立如下誤差修正模型方程：

方程(4)誤差修正項系數(shù)為-0.0289，小于0符合反向機制原理，表明能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值時間存在長期均衡機制，在短期國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化將引起能源消費總量相同方向變化，即國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1%，將引起能源消費總量增加0.2229%。方程(5)與方程(6)的誤差修正項系數(shù)分別為-0.4072和-0.8013，小于0符合反向修正原理，表明第二三產(chǎn)業(yè)的能源消費與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)，第二三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長每增加1%，相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)能源消費便向相同方向增加0.0105%、0.6426%，且第三產(chǎn)業(yè)在短期對能源消費彈性系數(shù)高于第二產(chǎn)業(yè)。

2 三次產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長相互關(guān)系的實證分析

2.1 向量自回歸模型分析

Yt是(n×1)向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機過程，βi是(n×n)的系數(shù)矩陣，Yt-i是Yt向量的i階滯后變量，εt是誤差項，在本模型中可視為隨機干擾項。

根據(jù)以上對能量消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系分析，采用如下的向量自回歸模型：

經(jīng)多次試驗后將LNGDP與LNEC、LNGDP2與LNEC2、LNGDP3與LNEC3這三組變變量的滯后階數(shù)分別確定為2階、1階、2階,并采用最小二乘法來估計該VAR自回歸模型,運行結(jié)果如方程(9)(10)(11)所示。

從模型整體的擬合優(yōu)度分析，三組向量自回歸方程的擬合優(yōu)度分別為0.98和0.99、0.86和0.91、0.96和0.89，這表明各變量系數(shù)大多數(shù)t值都通過了顯著性水平為0.05的檢驗,模型擬合效果良好。方程(9)的各參數(shù)估計量的絕對值表明，DLNGDP與自身的滯后值有較強的聯(lián)系,而與DLNEC的滯后值關(guān)聯(lián)度稍弱，而DLNEC與DLNGDP的關(guān)系較強，這表明經(jīng)濟增長主要是通過前期的積累資金來實現(xiàn)的，而能源消費的增長卻是很大程度受前期經(jīng)濟的拉動作用影響。這說明我國經(jīng)濟的整體發(fā)展是在能源的高消費下帶動的。由方程(10)(11)的各參數(shù)估計量絕對值可知，二三產(chǎn)業(yè)能源消費與自身滯后值關(guān)系顯著，而二三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長與自身滯后值關(guān)系微弱，與產(chǎn)業(yè)能源消費滯后值關(guān)系較強，這說明經(jīng)濟的高速增長是在前期能源消費的背景下發(fā)展的，能源的高消費帶動了二三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的增長。

2.2 脈沖響應(yīng)分析

為了分析LNGDP與LNEC、LNGDP2與LNEC2、LNGDP3與LNEC3的長期影響，對整個時期能源消費和經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)函數(shù)進行分析。得到基于向量自回歸模型和漸近分析法模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，如圖1、2、3所示,橫向坐標(biāo)表示沖擊發(fā)生后的時間間隔,縱向坐標(biāo)表示沖擊的力,圖中的實線為脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線,圖中的虛線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶,滯后期數(shù)為10。

圖1 能源消費與經(jīng)濟增長之間一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的的脈沖響應(yīng)曲線

圖2 第二產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長之間一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的的脈沖響應(yīng)曲線

圖3 第三產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長之間一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

由圖1可知,當(dāng)經(jīng)濟增長受到一個單位的正向沖擊時，能源消費在該沖擊下同樣產(chǎn)生了長期的正向響應(yīng)，但在初期這種響應(yīng)幅度相對較小，之后一直維持這種較強響應(yīng)達到最高峰，后期稍有回落。當(dāng)在本期給能源消費一個正沖擊后，經(jīng)濟增長在初期有一個正的響應(yīng)但比較微弱，但經(jīng)濟增長再對其產(chǎn)生正向的響應(yīng)后，能源消費的正向響應(yīng)程度強烈。這表明在近幾年國家政策意識到經(jīng)濟增長不能過度的依賴能源的高消費，將經(jīng)濟增長方式由粗放型轉(zhuǎn)為集約型。如圖2所示，第二產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)情況，其變動軌跡當(dāng)經(jīng)濟增長的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊發(fā)生以后，第二產(chǎn)業(yè)能源消費則出現(xiàn)了明顯的正相反應(yīng)，當(dāng)給第二產(chǎn)業(yè)能源消費一個正向沖擊后，經(jīng)濟增長就表現(xiàn)出正向響應(yīng)且為最大，之后開始響應(yīng)程度逐漸減弱直至收斂于0。這表明第二產(chǎn)業(yè)能源消費在初期對經(jīng)濟的促進作用明顯，但在后期這種促進作用變得微弱，這說明即便給予第二產(chǎn)業(yè)更高的能耗，對經(jīng)濟的拉動作用不再明顯，第二產(chǎn)業(yè)的高能耗已不能使經(jīng)濟高速發(fā)展，應(yīng)尋求更加健康的經(jīng)濟增長方式。從圖3可以分析第三產(chǎn)業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)情況。第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長對能源消費的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)曲線是一個相似的正弦波形狀，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長受到一個單位的正向沖擊時，所對應(yīng)的能源消費在初期有一個正向的響應(yīng)，此后響應(yīng)幅度逐漸減弱，最后第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長對能源消費沖擊作用表現(xiàn)為負(fù)向影響。對于能源消費的正向沖擊作用，第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長在初期就表現(xiàn)了正向最大效應(yīng)，之后逐漸緩慢減小但沖擊作用仍保持強勢，這說明第三產(chǎn)業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長的彈性關(guān)系較弱，表現(xiàn)為一種較強的負(fù)向關(guān)系，即在第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中葉存在內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理的現(xiàn)象，對能源的利用沒有達到優(yōu)化配置，應(yīng)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為低能耗，附加值高的服務(wù)業(yè)。

3 結(jié)論

(1)能源消費總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期均衡關(guān)系；第二、三產(chǎn)業(yè)能源消費與其相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)增加值之間也存在長期的均衡關(guān)系。且在短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)的能源消費彈性系數(shù)高于第二產(chǎn)業(yè)。(2)能源消費總量帶動了經(jīng)濟的高速增長，但第二產(chǎn)業(yè)能耗較高對經(jīng)濟的拉動作用已不明顯，第二產(chǎn)業(yè)的高能耗已不能使經(jīng)濟高速發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)在初期對于能源消費的正向沖擊作用強勁，但在后期卻出現(xiàn)了較強的負(fù)相關(guān)關(guān)系，能源的高消費不能使經(jīng)濟得力發(fā)展，這和第三產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象有直接關(guān)系。由于我國的能源消費與經(jīng)濟發(fā)展各項影響因素從國內(nèi)外政治經(jīng)濟環(huán)境，技術(shù)進步，制度創(chuàng)新等宏觀環(huán)境因素到各種臨時性導(dǎo)向政策和各種地方經(jīng)濟政策等微觀因子都具有時空上的不穩(wěn)定性及不可預(yù)測性，因此經(jīng)濟增長方式在不同的階段有不同的表現(xiàn)。因此當(dāng)經(jīng)濟增長量增加時，對能源消費量的直接因果影響并不明顯，這也是這一研究有待繼續(xù)深入的領(lǐng)域。

[1]Jaruwan Chontanawat,Lester C.Hunt,Richard Pierse.Causality be?tween Energy Consumption and GDP：Evidence from 30 OECD and 78 Non-OECD Countries[J].Surrey Energy Economics Centre(SEEC)De?partment of Economics,2006,(26).

[2]龔國勇,覃思乾.基于VAR模型的深圳GDP增長的影響因素分析.統(tǒng)計與決策[J].2009,(11).

[3]陳首麗,馬立平.我國能源消費與經(jīng)濟增長效應(yīng)的統(tǒng)計分析[J],管理世界,2010,(1).

[4]汪浩,沈文星.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策,2010,(24).

[5]王昱,郭菊娥,席酋民.基于協(xié)整和脈沖響應(yīng)的中國能源與經(jīng)濟增長動態(tài)關(guān)系測算研究[J].中國人口·資源與環(huán)境,2008,（4）.

[6]馬超群,儲慧斌,李科,周四清.中國能源消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整與誤差校正模型研究[J].系統(tǒng)工程,2004，(10).

[7]路正南.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對我國能源消費影響的實證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,1999,(12).