影響中國能耗強度因素的實證分析

吳獻金，歐陽丹丹

(湖南大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，長沙 410079)

0 引言

能源是經(jīng)濟發(fā)展的一個保障因素，國民經(jīng)濟的持續(xù)和快速增長有賴于能源的供給和消費。隨著我國經(jīng)濟的持續(xù)快速增長，能耗問題已成為影響中國可持續(xù)發(fā)展的主要因素，據(jù)有關(guān)數(shù)據(jù)顯示：我國的能源消耗強度遠遠高于世界平均水平，從單位實際GDP(按匯率法計算，1990年價)所消費的能源看，2006年，我國能源消耗強度為0.86千克油當(dāng)量/美元，是美國的3.25倍，英國的5.17倍，日本的4.29倍，意大利的6.42倍。即使與一些發(fā)展中國家相比，我國的能源強度也較高。例如，我國的能源消耗強度是印度的1.59倍(根據(jù)《中國能源報告2007》提供數(shù)據(jù)計算)。過高的能源強度加劇了我國能源供需的不平衡狀況，能源短缺對經(jīng)濟增長已經(jīng)產(chǎn)生了嚴(yán)重的負面影響。[1]如何降低我國的能源消費量，是一個亟待解決的問題。

本文將采用回歸模型，根據(jù)我國1989～2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對技術(shù)進步；能源價格；出口貿(mào)易；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟增長對我國能源消耗強度的影響作實證研究。

1 我國能源消耗強度影響因素

國民經(jīng)濟能源消耗強度(以下稱能源消耗強度)是指國民經(jīng)濟在生產(chǎn)中的單位能耗水平，即國民經(jīng)濟生產(chǎn)單位產(chǎn)品的能源消耗量，反映國民經(jīng)濟在生產(chǎn)中對能源的綜合利用效率，是經(jīng)濟增長質(zhì)量的一個重要指標(biāo)。研究各因素對能源消耗強度的影響以指導(dǎo)宏觀調(diào)控提高能源利用的整體效率，對國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展具有重大的意義。作為能源效率顯性指標(biāo)的能源消耗強度受到多種因素的影響。從我國能源消耗強度的影響因素方面考慮，在緩解我國能源瓶頸問題時，本文認為影響我國能耗強度的因素應(yīng)該優(yōu)先考慮以下幾個方面：技術(shù)進步；能源價格；出口貿(mào)易；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟增長等。

2 數(shù)據(jù)的選擇、處理

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取1989～2007期間的時間序列數(shù)據(jù)。我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均GDP、能源消費總量、進出口總額、勞動總?cè)藬?shù)以及工業(yè)品出廠價格指數(shù)燃料和動力價格購進指數(shù)均來自于各年《中國統(tǒng)計年鑒》；1985年物質(zhì)資本存量來自張軍的中國省際物質(zhì)資本存量估算:1952～2000。

（1）能源消費效率的指標(biāo)：為保證因變量與大部分自變量的正相關(guān)，我們選取能耗強度的倒數(shù)能源生產(chǎn)率作為衡量能源消費效率的指標(biāo)，用國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元）與能源消費總量（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）的比值表示。

（2）技術(shù)進步的衡量指標(biāo)采用全要素生產(chǎn)率表示。依據(jù)科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，產(chǎn)出（Y）由兩種物質(zhì)投入決定，勞動（L）和資本（K）如下方程所示：

其中，Y代表產(chǎn)出，用GDP衡量，A表示全要素生產(chǎn)率（TFP），L和K分別表示勞動力（單位：萬人）和物質(zhì)資本（單位：億元），α、β分別表示勞動力與物質(zhì)資本的生產(chǎn)彈性,并且限制為規(guī)模報酬不變，即α+β=1。

將（1）式表示成全要素生產(chǎn)率（TFP）的函數(shù)為：

對（2）式兩邊同時取對數(shù)得：

本文對物質(zhì)資本與勞動力的生產(chǎn)彈性分別取值為:α=0.5、β=0.5，各年物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)以85年物質(zhì)資本存量計算得出。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：以第三產(chǎn)業(yè)增加值在國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重來表示。

（4）出口貿(mào)易：以進出口總額與當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示。

（5）經(jīng)濟增長：用我國1989-2007年人均GDP與2007年人均GDP比值表示。

（6）能源價格指數(shù)：本文中采用燃料、動力價格購進指數(shù)作為能源價格指數(shù)與工業(yè)品出廠價格總指數(shù)的比值表示，兩者都可以從歷年《中國統(tǒng)計年鑒》直接查到。價格指數(shù)均換算成以1988年為基年的定基指數(shù)。

以上未說明變量均以1978年不變價格計算。

實證分析以分別代表技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、對外貿(mào)易程度、能源價格指標(biāo)和經(jīng)濟發(fā)展水平的指標(biāo)為自變量，以我國能耗強度的指標(biāo)為因變量，重點研究我國能源消費效率的影響因素。各變量的統(tǒng)計描述見表1。

3 基本分析框架及模型

表1 變量統(tǒng)計描述

在本文的研究中，使用VIEWS統(tǒng)計軟件作實證分析工具，建立模型時以力求簡化為原則，所建立的模型都采取了較為簡單的二元或多元線性回歸的方式。

在綜合考慮上述因素后，利用文中上述的變量，本文建立如下能耗強度的線性函數(shù)關(guān)系數(shù)學(xué)模型:

其中，Y代表能耗強度，X1代表技術(shù)進步；X2代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；X3代表出口貿(mào)易；X4代表能源價格；X5代表經(jīng)濟增長；β為系數(shù)；ε為隨機誤差項。

用普通最小二乘法對以上數(shù)據(jù)進行回歸，利用EVIEWS軟件分析得到方程式：

回歸結(jié)果如表2所示。

從回歸結(jié)果可看到，校正后R2=0.982838，說明模型的總體擬合水平顯著，但是解釋變量能源價格指數(shù)和人均GDP比值，在顯著水平0.1下，沒有通過T檢驗；并且解釋變量人均GDP比值的系數(shù)符號與實際的經(jīng)濟意義相悖，與預(yù)期效果不相符合。說明此模型的一些解釋變量不合理，因此需要對模型進行修正。

表2 第一次回歸結(jié)果表

表3 逐一回歸解釋變量結(jié)果表

因此，結(jié)合計算因變量與解釋變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)，我們逐個剔除不顯著的解釋變量進行回歸，結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果更好的線性回歸方程，整理如表3。

根據(jù)分析結(jié)果可以看出，在五個變量中，解釋變量人均GDP比值和能源價格指數(shù)與因變量相關(guān)系數(shù)較低，回歸結(jié)果不顯著。分析原因可能是由于目前我國對能源價格的管制，能源市場不健全，導(dǎo)致能源價格偏低，使能源價格無法反映真實的市場供求關(guān)系；經(jīng)濟增長會影響能源消耗的總量，而對能源消費的效率影響并不大。

所以我們剔除經(jīng)濟增長和能源價格這兩個因素，以剩下的三個變量再進行回歸，我們得到方程如下：

回歸結(jié)果如表4。

由估計結(jié)果可以看到，此模型的解釋能力相當(dāng)高。首先，代表技術(shù)進步指標(biāo)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指標(biāo)的兩個解釋變量的t值在顯著性水平為1%的條件下，皆通過了檢驗；第二，模型的調(diào)整R值達到0.984404，說明此回歸方程總體擬合得非常好；第三，系數(shù)的符號具有預(yù)期特征，其它的檢驗指標(biāo)結(jié)果也較好，都表明了此回歸方程結(jié)果可靠。結(jié)果表明：技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能顯著提高能源利用效率，而對外貿(mào)易的增長對能源利用效率的提高有反向作用。

表4 第三次回歸結(jié)果表

諸多的理論和實證分析表明，對外開放能夠有效促進生產(chǎn)要素(勞動力、資本、能源等)利用效率的提高。然而此次回歸中解釋變量對外貿(mào)易的系數(shù)為負值，分析原因可能是：基于我國特殊的經(jīng)濟背景，對外貿(mào)易對能源系統(tǒng)的作用并非簡單的單向作用即提高能源效率，其對能耗效率的影響是間接的、具有雙重效應(yīng)的。一方面，對外貿(mào)易能帶來技術(shù)的溢出，促進技術(shù)水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，其對能源效率的正向作用主要通過資本效應(yīng)和溢出效應(yīng)來影響技術(shù)、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)等而影響能源效率；另一方面，對外貿(mào)易推動了中國制造業(yè)的迅猛發(fā)展，中國為世界市場大規(guī)模提供工業(yè)品的生產(chǎn)制造基地，在促進經(jīng)濟的快速增長的同時也消耗了更多的能源。

為了確保模型的真實性，我們對模型進行檢驗。

（1）異方差檢驗。

隨機誤差項包含眾多因素對因變量的影響，如果其中某一個或多個因素隨著自變量觀測值的變化而對因變量產(chǎn)生不同的影響，往往會導(dǎo)致異方差性。

我們采用懷特檢驗發(fā)來檢驗此回歸方程。利用EVIEWS進行WHITE檢驗，如果OBS*R值大于顯著性水平就是同方差的，反之就是有異方差.如表5。

由表2可以看出，OBS*R的P值為0.2414，其相伴概率為24%，不可以拒絕零架設(shè)。所以，此回歸方程不存在異方差。

表5 懷特檢驗結(jié)果

（2）序列相關(guān)性檢驗。

由表1可以看出，此回歸方程的D.W.值為1.846727。查表得，在1%的顯著性水平下，樣本觀測值不存在正或負的自相關(guān)。

（3）協(xié)整分析。

為避免對非平穩(wěn)的時間序列進行回歸將導(dǎo)致謬誤回歸（spurious regression）現(xiàn)象。我們再對變量技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易與能源生產(chǎn)率進行協(xié)整分析。

首先，對變量能源生產(chǎn)率、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易采用ADF檢驗，結(jié)果如表6。

由表6可以看出，對于變量能源生產(chǎn)率、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易來說，其原序列的ADF檢驗值都未通過平穩(wěn)性檢驗，說明這些變量都是非平穩(wěn)性序列。而它們的一階差分在5%的顯著性水平下，都通過了平穩(wěn)性檢驗。因此，能源生產(chǎn)率、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易都是一階單整序列，滿足協(xié)整前提。

表6 各變量單位根檢驗結(jié)果

對能源生產(chǎn)率和技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易進行協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)它們在1%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程如下，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差：

可以看出，技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)為正，而對外貿(mào)易的系數(shù)為負，和前文OLS回歸的結(jié)果相同。得到結(jié)論為：技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與能源生產(chǎn)率有正向協(xié)整關(guān)系，而對外貿(mào)易與能源生產(chǎn)率有負向協(xié)整關(guān)系。

（4）GRANGER因果檢驗。

上文分析表明序列能源生產(chǎn)率和技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易存在長期均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系？為此，本文利用EVIEWS5.1采用Granger因果檢驗法展開分析，在使用格蘭杰檢驗時,首先要確定滯后階數(shù),使用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)來確定，結(jié)果見表7。

從表7可以看出，在5%的顯著性水平下技術(shù)進步是能源生產(chǎn)率的格蘭杰原因，在10%的顯著性水平下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是能源生產(chǎn)率的格蘭杰原因。然而對外貿(mào)易不是能源生產(chǎn)率的格蘭杰原因，證明了前文對外貿(mào)易是通過溢出效應(yīng)間接對能源生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的猜測。

表7

4 結(jié)果分析

在本文中，我們使用統(tǒng)計軟件VIEWS5.1，首先進行第一步多元回歸，得到的結(jié)果與經(jīng)濟事實不符，且部分解釋變量不顯著。在找到原因后，逐步剔除不顯著解釋變量后得到的擬合效果較好的方程。為了確保模型的真實性，我們又對模型進行異方差檢驗和序列相關(guān)性檢驗，最后再通過協(xié)整分析、脈沖分析和格蘭杰因果檢驗，得到技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整此兩項指標(biāo)對能源消費效率有顯著影響，對外貿(mào)易對能源利用效率有間接影響的結(jié)論：

（1）技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與能耗消費效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以使能耗強度降低。

（2）對外貿(mào)易雖然對能源強度并沒有直接的作用，但其通過資本效應(yīng)影響經(jīng)濟增長，通過資本效應(yīng)和溢出效應(yīng)影響我國的技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等各個方面，進而對能源強度產(chǎn)生影響。

（3）經(jīng)濟增長和能源價格不是影響我國能源生產(chǎn)率的主要原因。我國目前的能源價格體制并不能有效地運轉(zhuǎn)，并不能很好的對能源強度進行調(diào)節(jié)。

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