天津市能源消耗與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性分析

李春發(fā)，譚洪玲，王瀾穎，李 勇

(天津理工大學(xué)管理學(xué)院，天津 300384)

近年來，隨著天津市經(jīng)濟高速發(fā)展，產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴大和能源消耗持續(xù)增長，經(jīng)濟發(fā)展和約束能源消耗增長的矛盾日益突出。2009年天津市能源消耗總量達5 847萬噸標準煤，是2000年能源消耗總量的2.2倍，年均增長率達13.5%。2009年天津市的能源生產(chǎn)總量為3 471.63萬噸標準煤，其中原油生產(chǎn)量約占94.52%，天然氣生產(chǎn)量約占5.48%。發(fā)電、供熱和燃燒用煤完全依靠從外省調(diào)入，能源對外依存度較高。伴隨能源消耗量的大幅增長，天津市經(jīng)濟也迅猛發(fā)展。2009年天津市全市生產(chǎn)總值達7 521.85億元，是2000年國民生產(chǎn)總值的4.4倍，年均增長率達37%。圖1為天津1978—2009年能源消耗量和相應(yīng)的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。從天津市三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，2009年第一產(chǎn)業(yè)完成增加值128.85億元;第二產(chǎn)業(yè)完成增加值3 987.84億元;第三產(chǎn)業(yè)完成增加值3 405.16億元，三次產(chǎn)業(yè)比例為2∶53∶45。

2011年是天津市“十二五”規(guī)劃的開局之年，按照“十二五”期間單位GDP能耗降低20%的節(jié)能目標，天津市節(jié)能降耗的形勢嚴峻。如何優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，解決社會發(fā)展和約束能源消耗增長的矛盾是天津市面臨的緊迫問題。筆者從歷年天津市能源消耗、國民經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展狀況入手，研究能源消耗總量與經(jīng)濟整體發(fā)展水平及三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平之間的長期和短期均衡關(guān)系，力圖從降低能源消耗的角度，為天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整提供參考。

圖1 天津1978—2009年萬噸標準煤能源消耗量與產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值

1 能源消耗與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)研究

1978年，KRAFT等[1]在研究中首次發(fā)現(xiàn)美國GDP與能源消耗之間具有因果關(guān)系。此后，協(xié)整理論逐漸被應(yīng)用到能源消耗與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究中。YU和CHOI[2]運用因果關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，韓國存在從GDP到能源消耗的單向Granger因果關(guān)系，菲律賓存在從能源消耗到 GDP的單向Granger因果關(guān)系，而英國、美國和波蘭，其GDP與能源消耗間卻不存在顯著的因果關(guān)系。NACHANE運用協(xié)整分析和向量誤差修正模型對11個發(fā)展中國家和5個發(fā)達國家的數(shù)據(jù)進行因果關(guān)系檢驗，研究得出這16個國家的能源消耗與經(jīng)濟產(chǎn)出之間存在著長期的均衡關(guān)系。MASIH等[3]利用多變量的協(xié)整分析方法和向量誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)我國臺灣地區(qū)1955—1990年的能源消耗、價格水平與真實收入之間存在協(xié)整關(guān)系，并且能源消耗與真實收入之間還存在雙向的Granger因果關(guān)系。

自格蘭杰因首創(chuàng)協(xié)整理論而獲得2003年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎之后，國內(nèi)大量介紹或應(yīng)用協(xié)整理論的文獻涌現(xiàn)出來。林伯強[4]基于協(xié)整理論和誤差修正模型研究發(fā)現(xiàn)GDP、資本和人力資本與電力消耗之間存在協(xié)整關(guān)系。韓智勇[5]等對1978—2000年中國能源消耗與經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)進行研究后得出:中國能源消耗與經(jīng)濟增長之間存在雙向的Granger因果關(guān)系，但不具有長期的協(xié)整性。馬宏偉[6]等檢驗了1978—2006年我國能源消耗總量與國民生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的協(xié)整性和Granger因果關(guān)系，并建立向量誤差修正模型。于全輝[7]等運用面板數(shù)據(jù)構(gòu)建能源消耗與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析模型，其研究認為:中國東西部地區(qū)能源消耗與經(jīng)濟增長之間的長期關(guān)系表現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異，東部地區(qū)能源消耗與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系比西部地區(qū)更為密切。閆笑非和杜秀芳[8]認為:從短期來看，能源消耗量變化對我國第一、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長的影響各不相同。從長期來看，能源消耗對我國第一、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長具有同向拉動作用。吳巧生和成金華[9]對比分析了美國與中國能源的消耗與經(jīng)濟增長的協(xié)整關(guān)系，認為中國、美國的GDP增長均是能源消耗增長的原因，但美國比中國的因果關(guān)系更為顯著。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消耗之間的關(guān)系進行了大量理論和實證研究。已有研究主要是基于對國家層面數(shù)據(jù)進行分析，對具體地區(qū)進行深入研究較少。由于不同省份和地區(qū)在發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消耗上存在較大差異[10]，因此，深入到省份和地區(qū)對能源消耗與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系進行研究很有必要。筆者基于歷年天津市能源消耗與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建相關(guān)計量經(jīng)濟模型，對能源消耗與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的變動關(guān)系進行深入分析。

2 能源消耗與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)性檢驗?zāi)Ｐ?/h2>

2.1 變量的選取和數(shù)據(jù)的來源

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性及科學(xué)性原則，筆者選取1978—2009年天津市國內(nèi)生產(chǎn)總值、三次產(chǎn)業(yè)相應(yīng)的生產(chǎn)總值(單位:億元人民幣)和能源消耗總量(單位:萬噸標準煤)作為樣本數(shù)據(jù)。其中歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值以1978年的不變價格計算實際國內(nèi)生產(chǎn)總值。所有數(shù)據(jù)均來自于相關(guān)年份的《天津統(tǒng)計年鑒》。同時，為了減少時間序列的異方差性，將原始數(shù)據(jù)中的總量指標全部進行了對數(shù)處理，并用LECt表示t年的能源消耗總量，用LGDPit表示t年第i產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值，用DLECt和DLGDPit分別表示t年能源消耗總量和第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的一階差分。

2.2 變量的單位根檢驗

當(dāng)時間序列為非平穩(wěn)時，一般會導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象，因此在建立模型之前必須對變量進行平穩(wěn)性檢驗，以確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。單位根檢驗是判斷變量是否平穩(wěn)的常用方法。筆者選用ADF法對變量進行單位根檢驗，得到各變量序列的平穩(wěn)性分析結(jié)果，如表1所示。

表1 各變量序列的單位根檢驗結(jié)果(ADF檢驗)

通過ADF檢驗結(jié)果可知，經(jīng)過一階差分后序列 DLEC、DLGDP、DLGDP1、DLGDP2、DLGDP3 均拒絕存在單位根的假設(shè)，即為平穩(wěn)序列，故變量序列LEC、LGDP、LGDP1、LGDP2、LGDP3 均為一階單整序列。

2.3 變量間的協(xié)整性分析

盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩(wěn)時間序列，但它們的線性組合卻可能呈現(xiàn)出穩(wěn)定性，那么這兩個變量之間便存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。ENGLE和GRANGER首先提出了變量之間的協(xié)整關(guān)系，并提出E－G兩步法用于檢驗兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系。

(1)用普通最小二乘法估計變量之間的協(xié)整回歸方程。筆者先估計能源消耗總量分別與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的協(xié)整回歸方程，其估計結(jié)果如下:

(2)檢驗第(1)步得到的各協(xié)整回歸方程中的殘差序列的平穩(wěn)性。經(jīng)過ADF檢驗其殘差序列若是平穩(wěn)的，則說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系;若是非平穩(wěn)的，則說明變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。經(jīng)檢驗可得變量之間的協(xié)整關(guān)系如表2所示。

表2 各時間序列協(xié)整關(guān)系檢驗的結(jié)果

從協(xié)整分析結(jié)果可知，能源消耗總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值均存在協(xié)整關(guān)系。且從以上協(xié)整方程式(1)～式(4)可得出能源消耗總量與國內(nèi)生產(chǎn)總值及各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的長期關(guān)系。由式(1)可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP每增長1%，能源消耗總量LEC增長0.180 220%;相應(yīng)的，當(dāng)LGDP1每增長1%時，LEC增長0.194 058%;LGDP2每增長1%，LEC增長0.202 446%;LGDP3每增長1%，LEC增長0.147 262%?？梢钥闯觯谌萎a(chǎn)業(yè)增加值相同的情況下，第二產(chǎn)業(yè)耗費的能源量最多，而第三產(chǎn)業(yè)耗費的能源量最少。

2.4 變量間的誤差修正模型

誤差修正模型(error correction model，ECM)的基本形式是由DAVIDSON等于1978年提出的，該模型的分析也可稱之為短期分析。由Granger定理可知，一組具有協(xié)整關(guān)系表達的向量一定具有誤差修正模型的表達形式。因此，在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，進一步建立變量間的誤差修正模型，研究變量間的短期動態(tài)和長期均衡特征。筆者首先對能源消耗EC和國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP建立加入一階滯后變量的誤差修正模型:

由一階誤差修正模型式(5)可知，所有估計量均通過了T檢驗。且模型的擬合效果R2很高，DW=2.106 129距離2很近，說明各變量不存在自相關(guān)，故一階誤差修正模型合理。

由于具有一階滯后項的標準分布形式為:

經(jīng)恒等變形整理后可得:

該形式即為誤差修正模型的標準形式，其中Yt－1－ β0/(1 － β3) － [(β1+ β2)/(1 － β3)]Xt－1若與協(xié)整回歸方程式(1)相同，則它就是t－1時期的非均衡誤差，即誤差修正模型的修正項ecm。因此，變量Y的短期變化取決于變量X的短期變化和上一期的偏離均衡的程度，t時期Y的值對前期的非均衡程度做出了一定的修正。

一般地，誤差修正模型可寫成:

將式(5)能源消耗與經(jīng)濟整體發(fā)展水平之間的誤差修正模型轉(zhuǎn)化為標準形式，即:

在式(8)誤差修正模型的標準形式中，0.610 956(LEC －6.560 146 －0.164 323LGDP)t－1為誤差修正項，若t－1時刻LEC大于其長期均衡解6.560 146+0.164 323LGDP，則ecm為負，△LECt將減小;若 t－1時刻 LEC小于其長期均衡解6.560 146+0.164 323LGDP，則ecm為正，△LECt將增大。這符合反向修正機制，體現(xiàn)了如何將短期波動狀態(tài)調(diào)整到長期均衡狀態(tài)。誤差修正項系數(shù)即能源消耗與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期均衡對短期波動的調(diào)節(jié)系數(shù)為0.610 956，即當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項以0.610 956的力度對短期波動進行調(diào)整，回到長期均衡狀態(tài)。

同理，可得出能源消耗量與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間的誤差修正模型，如式(9)～式(11)所示:

能源消耗總量與三次產(chǎn)業(yè)的短期內(nèi)非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)拉近的力度分別為0.764 980、0.537 718、0.553 717。

2.5 變量間的Granger因果關(guān)系檢驗

為進一步確定變量間的因果關(guān)系，需對變量間進行因果關(guān)系檢驗。一般地，變量X與Y之間的Granger因果關(guān)系檢驗，需要對以下兩個回歸模型進行估計。

無約束條件回歸方程為:

有約束條件回歸方程為:

記式(12)的殘差平方和為RSS1，式(13)的殘差平方和為RSS0，構(gòu)造F統(tǒng)計量為:

其中:n為樣本觀察值個數(shù);k為式(12)中解釋變量個數(shù);m為X的滯后期數(shù)。F統(tǒng)計量服從F[m，n－(k+1)]分布。若F檢驗值大于標準F分布的臨界值，說明X的變化是Y變化的原因。通過對天津市能源消耗量與產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的因果關(guān)系分析，可得如表3所示結(jié)果。

從表3可知，LEC不是LGDP的Granger原因的概率為0.147 1，即LEC是LGDP原因;而LGDP不是LEC的Granger原因的概率為0.975 0，說明能源消耗量LEC與國內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP之間存在單向Granger因果關(guān)系，能源的高消耗對經(jīng)濟增長具有一定的推動作用。LEC與LGDP1和LGDP3之間不存在顯著的因果關(guān)系，說明第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與能源消耗之間不存在明顯的因果關(guān)系。LEC與LGDP2之間存在單向Granger因果關(guān)系，LEC是LGDP2的原因，說明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與能源的高消耗密不可分。

表3 天津市能源消耗量與產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3 結(jié)論

通過協(xié)整分析可知，天津市整體經(jīng)濟發(fā)展水平和各產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平均與能源消耗量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。由協(xié)整回歸方程可知:第二產(chǎn)業(yè)對能源消耗的影響系數(shù)最大，其次為第一產(chǎn)業(yè)，而第三產(chǎn)業(yè)對能源消耗的影響系數(shù)最小。說明大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)不會帶來能源消耗的迅速增長，因此天津市應(yīng)加大力度發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。通過因果關(guān)系檢驗可知，能源消耗量與經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在單向Granger因果關(guān)系，而第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)與能源消耗之間的因果關(guān)系并不明顯。第二產(chǎn)業(yè)與能源消耗之間只存在從能源消耗到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，即第二產(chǎn)業(yè)是能源依賴型產(chǎn)業(yè)。

天津作為我國北方最大的沿海工業(yè)城市，由于其特殊地理位置、資源稟賦和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點，第一產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占比例很低，第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占的比例始終保持在50%以上，遠大于第三產(chǎn)業(yè)。2009年天津市第二產(chǎn)業(yè)的萬元GDP能耗是第三產(chǎn)業(yè)萬元GDP能耗的3.5倍。因此，“十二五”期間為進一步降低GDP能耗，天津市必須重視和挖掘其結(jié)構(gòu)節(jié)能潛力，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，發(fā)展科技含量高、附加值大、能耗小的新型工業(yè)。從資源密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，逐漸減少高能耗產(chǎn)業(yè)的比例，提高能源使用效率，緩解經(jīng)濟增長對能源消耗的依賴。

[1] KRAFT J，KRAFT A.On the relationship between energy and GNP[J].Energy Development，1978(3):401 －403.

[2] YU E S H，CHOI J Y.The causal relationship between electricity and GNP:an international comparison[J].Journal of Energy and Development，1985(10):249 －272.

[3] MASIH A M，MASIH M R.On the temporal causal relationship between energy consumption，real income and prices:some new evidence from Asian－energy dependent NICs based on a multivariate cointegration vector error － correction approach[J].Policy Modeling，1997，19(4):417 －440.

[4] 林伯強.中國能源需求的經(jīng)濟計量分析[J].統(tǒng)計研究，2001(10):34－39.

[5] 韓智勇，魏一鳴，焦建玲，等.中國能源消耗與經(jīng)濟增長的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].系統(tǒng)工程，2004，22(12):17 －21.

[6] 馬宏偉，馬開平.能源消耗與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)整性與因果關(guān)系分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2010，29(3):473－479.

[7] 于全輝，孟衛(wèi)東.基于面板數(shù)據(jù)的中國能源與經(jīng)濟增長關(guān)系[J].系統(tǒng)工程，2008，26(6):68 －72.

[8] 閆笑非，杜秀芳.中國能源消耗與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化關(guān)系的實證研究[J].改革與戰(zhàn)略，2009，25(2):128 －131.

[9] 吳巧生，成金華.中國工業(yè)化進程中的能源消耗變動:基于計量模型的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2005，205(4):30 －37.

[10] 白玉，章懷柯.資源型城市資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的分析[J].武漢理工大學(xué)學(xué)報:信息與管理工程版，2010，32(3):450 －452.