我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

許書(shū)婷 張德華

(西安財(cái)經(jīng)學(xué)院研究生部，陜西 西安710100)

一、概述

在現(xiàn)有的關(guān)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系研究中，大多數(shù)運(yùn)用計(jì)量分析中的協(xié)整分析方法和Granger因果檢驗(yàn)方法估計(jì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系?，F(xiàn)階段關(guān)于能源消費(fèi)的研究多數(shù)集中于其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系上，關(guān)于二者之間的短期關(guān)系研究較少。有鑒于此，本文以我國(guó)1990—2008年的年度數(shù)據(jù)為研究樣本，從增長(zhǎng)率的角度系統(tǒng)分析能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的短期關(guān)系，同時(shí)將結(jié)構(gòu)因素和技術(shù)因素引入能源消費(fèi)增長(zhǎng)的原因分析模型中，分別討論了規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)變動(dòng)的影響。

二、模型的建立

我們用Et代表t年的能源消費(fèi)量，用Yt代表t年的的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的大小;用et=Et/Y表示單位產(chǎn)量的能源消費(fèi)量;用kE、kY、ke分別代表能源消費(fèi)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和單位產(chǎn)值的能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)率。則一定時(shí)期內(nèi)能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)率為:

可見(jiàn)，能源消費(fèi)量的增長(zhǎng)率大小取決于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率和單位產(chǎn)值能源消費(fèi)量增長(zhǎng)率兩個(gè)變量的大小。我們將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消費(fèi)的影響稱(chēng)為規(guī)模效益。單位產(chǎn)值的能源消費(fèi)量反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的能源消費(fèi)強(qiáng)度即能耗強(qiáng)度或能源密集度，是能源經(jīng)濟(jì)學(xué)中的重要指標(biāo)，根據(jù)Sinton和 Levine(1994)、Ho和 Jorgenson(1999)等人因素分解法，本文將能源強(qiáng)度因素分解為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和生產(chǎn)率進(jìn)步即能源使用效率兩種。

令Yit代表第i產(chǎn)業(yè)部門(mén)t時(shí)期的產(chǎn)值;Eit代表第i產(chǎn)業(yè)部門(mén)t時(shí)期的能源消費(fèi)量;yit代表第i產(chǎn)業(yè)在t時(shí)期的產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重，即yit=Yit/Yt。則有:

由上式可知，單位產(chǎn)值能源消費(fèi)量就是各個(gè)產(chǎn)業(yè)單位產(chǎn)值能源消費(fèi)量的加權(quán)平均，權(quán)重為各個(gè)產(chǎn)業(yè)在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重。其中，eit可以看作能源使用效率因素，用每年單位產(chǎn)值能耗量表示;yit可以看作產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化因素，用工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示。所以，本文建立的能源消費(fèi)量增長(zhǎng)率的回歸函數(shù)為:

其中，kY為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率，代表規(guī)模效應(yīng);ind為工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，代表結(jié)構(gòu)效應(yīng);eu為能源使用效率因素，代表技術(shù)效應(yīng);α、β、γ為回歸參數(shù);c為常數(shù)項(xiàng);μ為殘差項(xiàng)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

1.數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選用1990—2008年的全部數(shù)據(jù)均來(lái)自新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1990—2009)，為了消除價(jià)格因素的影響，本文數(shù)據(jù)以1990年為基期，進(jìn)行了處理。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

我們采用時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)最常用的ADF檢驗(yàn)法，分別對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示:在給定的顯著性水平下，只有結(jié)構(gòu)效應(yīng)即工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重(ind)通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，為平穩(wěn)的時(shí)間序列。其他時(shí)間序列變量的t統(tǒng)計(jì)量均小于給定的顯著性水平下的t臨界值，不能通過(guò)單位根檢驗(yàn)，接受原假設(shè)即變量序列都是非平穩(wěn)序列，對(duì)這些時(shí)間序列進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)結(jié)果顯示變量序列一階差分后的t統(tǒng)計(jì)量都通過(guò)單位根檢驗(yàn)，因此變量序列一階差分后是平穩(wěn)的。為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，我們對(duì)ind也進(jìn)行一階差分。

表1 變量序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.誤差修正模型

對(duì)原始的回歸方程直接進(jìn)行回歸估計(jì)，再對(duì)得到的殘差序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，在檢驗(yàn)殘差序列平穩(wěn)性時(shí)，我們?nèi)匀皇褂脝挝桓鶛z驗(yàn)，結(jié)果如表2所示:

表2的單位根檢驗(yàn)

表2的單位根檢驗(yàn)

ADF Test Statistic －2.7261 1%Critical Value －2.7275 5%Critical Value －1.9426 10%Critical Value －1.6269

對(duì)上式進(jìn)行回歸，結(jié)果如下:

通過(guò)回歸方程可以得到，方程調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.78，擬合較好;F統(tǒng)計(jì)量為15.48，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即方程的整體顯著性水平較好;三個(gè)自變量在1%的顯著性水平下都通過(guò)了t檢驗(yàn)，表明各變量均為顯著變量。三個(gè)變量的回歸系數(shù)分別為1.07、3.60和0.28。工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重變動(dòng)即結(jié)構(gòu)效應(yīng)是能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)的最主要原因，能源消費(fèi)強(qiáng)度的變動(dòng)即技術(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)的影響最小。

四、結(jié)論

本文從規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三個(gè)角度對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率逐年上漲的原因進(jìn)行了實(shí)證分析，得到以下結(jié)論:

1.從規(guī)模效應(yīng)來(lái)看，規(guī)模效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響系數(shù)為1.07，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率每變動(dòng)1%，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)1.07%。我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展是促進(jìn)我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)的原因，這與其他學(xué)者的研究一致。同時(shí)，能源消費(fèi)增長(zhǎng)的速度大于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)速度，這表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展是以高能耗為代價(jià)的。

2.從結(jié)構(gòu)效應(yīng)來(lái)看，結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響系數(shù)為3.60，即工業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重每變動(dòng)1%，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)3.60%。近年來(lái)我國(guó)能源消費(fèi)量的持續(xù)增加最主要的原因就是工業(yè)的快速發(fā)展，特別是高耗能工業(yè)的發(fā)展。因此，現(xiàn)階段要降低我國(guó)能源消耗的增長(zhǎng)速度，必須大力調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的的比重，同時(shí)還要整頓一些高耗能、低附加值的工業(yè)企業(yè)，使我國(guó)能源得到充分合理利用。

3.從技術(shù)效應(yīng)來(lái)看，技術(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響系數(shù)為0.28，即能源強(qiáng)度每變化1%，能源消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)0.28%，這表明我國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度的降低，雖然一定程度上能夠降低能源消費(fèi)量，但降低的程度較小，技術(shù)方面的效應(yīng)并沒(méi)有得到充分的發(fā)揮，能源消費(fèi)強(qiáng)度的變化并不是能源消費(fèi)變動(dòng)的主要原因。因此，要提高能源的利用率，充分發(fā)揮技術(shù)作為第一生產(chǎn)力的作用，減少我國(guó)能源的消費(fèi)量。

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