我國能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系研究

陳 進(jìn)，吳金艷

(1.武漢市社會(huì)科學(xué)院 金融研究所，湖北 武漢 430019；2.南寧市社會(huì)科學(xué)院 經(jīng)濟(jì)研究所，廣西 南寧 530022)

我國能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系研究

陳 進(jìn)1，吳金艷2

(1.武漢市社會(huì)科學(xué)院 金融研究所，湖北 武漢 430019；2.南寧市社會(huì)科學(xué)院 經(jīng)濟(jì)研究所，廣西 南寧 530022)

采用VAR、VECM等方法，研究了能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。研究結(jié)果顯示，能源消費(fèi)變動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有較大的影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)的影響較小，表明應(yīng)將能源消費(fèi)作為消除兩者傳統(tǒng)關(guān)聯(lián)關(guān)系的突破口；能源消費(fèi)需求與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在較為穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)關(guān)系，說明在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)下，基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相對(duì)穩(wěn)定性以及GDP的增長和能源消費(fèi)間存在一定的增長剛性；盡管影響力度有限，但產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)能源消費(fèi)總量下降具有一定正面作用，因而必須把產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為日常中心工作，絕不能忽視產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)能源消費(fèi)的影響。文章研究結(jié)論為相對(duì)短期考量，長期分析尚需結(jié)合經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)和技術(shù)變革態(tài)勢(shì)綜合判斷。

能源消費(fèi)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；VAR；VECM

隨著全球能源供需形勢(shì)的日趨嚴(yán)峻，能源安全和供應(yīng)保障問題得到全所未有的高度重視，能源關(guān)乎國民經(jīng)濟(jì)命脈和國家安全，全球國家都十分重視能源戰(zhàn)略的制定。基于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的密切聯(lián)系，我們有充分的理由關(guān)注能源供給和能源安全。然而，我們關(guān)注的不應(yīng)僅僅是確保經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長要求下的能源供給和能源安全。能源作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵要素，也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的重要關(guān)聯(lián)因素，兩者呈相輔相成、互為促進(jìn)的緊密聯(lián)系，這種聯(lián)系主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面，從能源消費(fèi)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響角度，能源供給來源以及供求關(guān)系的變化，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及產(chǎn)業(yè)升級(jí)有著深刻影響，典型的如荷蘭病。換個(gè)角度，實(shí)施能源節(jié)約，推進(jìn)能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整，既是緩解能源總量約束的必然路徑，同時(shí)，對(duì)傳統(tǒng)能源依賴的減輕以及新能源的開發(fā)，將會(huì)促進(jìn)節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)、新興產(chǎn)業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整升級(jí)；另一方面，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，將推動(dòng)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈高端戰(zhàn)略，更多的高端制造業(yè)將摒棄高消耗、高耗能的發(fā)展模式，高端服務(wù)業(yè)更將進(jìn)一步拉低單位GDP能耗，形成一批高端、無煙、低耗能產(chǎn)業(yè)。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)調(diào)整，意味著更高端節(jié)能技術(shù)的研發(fā)、應(yīng)用，從技術(shù)層面節(jié)約能源，促進(jìn)能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化和能源節(jié)約。

但是，理論上兩者的相互作用機(jī)理，并沒有明確兩者之間的實(shí)際相互作用關(guān)系，量化兩者之間的相互作用力度和穩(wěn)定關(guān)系，指出我們的政策測(cè)中方向。目前在相關(guān)研究中，關(guān)于能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系研究并沒有作為重點(diǎn)，這可能與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)僅僅是能源消費(fèi)影響的一個(gè)變量，或者經(jīng)濟(jì)增長是宏觀經(jīng)濟(jì)研究的主要變量指標(biāo)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)僅僅是一個(gè)中間變量有關(guān)。因而，本文對(duì)于能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)升級(jí)關(guān)系的研究，具有一定的理論和政策實(shí)踐意義。

一、我國能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的VAR分析

本文采用VAR模型來對(duì)能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析。

(一)模型的建立

1.模型的基本形式

關(guān)于能源消費(fèi)模型的建立，一般基于兩種理論基礎(chǔ)：一是基于生產(chǎn)函數(shù)，即能源作為國民產(chǎn)出的一個(gè)重要投入要素，構(gòu)建基于生產(chǎn)函數(shù)的模型Y=f(C,L,E,A)。其中C代表資本，L代表勞動(dòng)，E代表能源，A代表全要素生產(chǎn)率，即被其他要素所解釋的部分；另一種是基于消費(fèi)函數(shù)建立的能源消費(fèi)模型，即分析能源消費(fèi)的所有影響因素。一般來說，影響能源消費(fèi)的變量主要有總產(chǎn)出、能源消費(fèi)效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格等變量，同時(shí)技術(shù)因素以不同方式作為內(nèi)生變量與上述變量互相影響。技術(shù)因素對(duì)能源消費(fèi)各變量的影響可以通過對(duì)各變量施加變參數(shù)或構(gòu)建狀態(tài)空間模型的方法來體現(xiàn)其影響。本研究主要從數(shù)據(jù)獲取和形式簡潔的角度，選取GDP、能源價(jià)格、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為能源消費(fèi)的影響因素。需要指出的是，由于我們通常定義的能源效率即單位GDP能耗，在經(jīng)過對(duì)數(shù)形式變換后，該指標(biāo)與GDP、能源消費(fèi)總量呈共線性，因而將該指標(biāo)剔除，在減少變量的同時(shí)也確保了模型的精度。從而，關(guān)于能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的VAR模型的主要變量包括：能源消費(fèi)、GDP、能源價(jià)格、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

VAR(p)模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

yt=Φ0+Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+εt(1)

其中：yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)。k×k維矩陣Φ1，…，Φp和k×d維矩陣H是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。εt是k維白噪聲向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)且不與等式右邊的變量相關(guān)。假設(shè)∑是εt的協(xié)方差矩陣，是一個(gè)(k×k)的正定矩陣[1]。

本文中，向量yt包含能源消費(fèi)、GDP、能源價(jià)格、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等變量。

2.模型變量指標(biāo)的含義

(1)關(guān)于能源消費(fèi)指標(biāo)。能源消費(fèi)包括能源消費(fèi)總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、品種結(jié)構(gòu)、供需結(jié)構(gòu)。基于該分析的宏觀戰(zhàn)略性，本文以能源消費(fèi)總量作為能源消費(fèi)指標(biāo)，分析能源消費(fèi)總量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的作用關(guān)系。

(2)關(guān)于GDP指標(biāo)。本文研究的GDP數(shù)值將以1980年不變價(jià)為基礎(chǔ)進(jìn)行調(diào)整，通過剔除價(jià)格因素，更好的與能源消費(fèi)總量等實(shí)際指標(biāo)相匹配，同時(shí)也使價(jià)格因素更集中的反映到能源價(jià)格這項(xiàng)指標(biāo)上。

(3)關(guān)于能源價(jià)格指標(biāo)。我們選取的是工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)(煤炭工業(yè))作為能源價(jià)格指標(biāo)。這主要是因?yàn)槊禾渴俏覈茉聪M(fèi)的主力品種，具有價(jià)格代表性，同時(shí)煤炭價(jià)格是電力等能源的上游價(jià)格，具有較強(qiáng)的導(dǎo)向性。

(4)關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。隨著產(chǎn)業(yè)升級(jí)，第二產(chǎn)業(yè)比重呈現(xiàn)先上升再下降的趨勢(shì)，第三產(chǎn)業(yè)比重呈現(xiàn)出持續(xù)上升的趨勢(shì)，但總的來說產(chǎn)業(yè)升級(jí)必然帶來二三產(chǎn)業(yè)比重之和上升。為此，我們選取衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的新指標(biāo)——二三產(chǎn)業(yè)占GDP的總比重。

3.數(shù)據(jù)的獲取

所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)模型的識(shí)別

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

要應(yīng)用正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)反映變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，向量必須平穩(wěn)。因此，為便于下一步的脈沖響應(yīng)分析，須對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從各變量的時(shí)間序列曲線可以初步判定各變量均不平穩(wěn)，為得到更精確的結(jié)果，我們采用ADF檢驗(yàn)方法，對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性的進(jìn)一步檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的基本條件是不作差分、無趨勢(shì)項(xiàng)、帶漂移項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1：

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果表

顯然，序列有99.99%的可能性支持原假設(shè)，即energy序列存在一個(gè)單位根。

按照通常的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，我們對(duì)其作對(duì)數(shù)變換后再差分，然后進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，與前述類似，檢驗(yàn)結(jié)果如表2：

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果表

energy序列經(jīng)過對(duì)數(shù)變換再差分后的序列DLNENERGY，伴隨概率為0.061 1>0.05，只能在10%概率上有效，結(jié)果不是很理想。本文在10%的概率范圍內(nèi)認(rèn)為原序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。

類似的，通過檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)：GDP變量自身并不平穩(wěn)，但采取對(duì)數(shù)差分的辦法進(jìn)行處理后，可以消除其序列的不平穩(wěn)性，能夠保證1%的顯著性水平下序列無單位根；price_k(年度價(jià)格指數(shù)水平，非累積價(jià)格指數(shù)水平)序列自身是平穩(wěn)的；Structure變量自身不平穩(wěn)，但通過對(duì)數(shù)處理后，能夠保證99%以上的概率無單位根。因此，我們選用dlngdp、lnstructure、price_k、dlnenergy等4個(gè)變量分別描述總產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源價(jià)格和能源消費(fèi)，并進(jìn)行VAR分析。

2.滯后期數(shù)的選擇

依據(jù)目前計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域常用的AIC、SC準(zhǔn)則來確立滯后期。在選擇滯后期的時(shí)候，基于模型自由度的考慮，根據(jù)研究問題的實(shí)際情況，在依據(jù)AIC、SC評(píng)判準(zhǔn)則的基礎(chǔ)上，選擇合適的滯后期，并對(duì)殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，選擇殘差可以(或基本)通過檢驗(yàn)的最小期數(shù)。以選擇3階滯后為例，得到的各項(xiàng)指標(biāo)如表3：

表3 滯后期評(píng)判表

AIC建議3階滯后更優(yōu)，SC建議1階滯后更優(yōu)，如以其他判斷標(biāo)準(zhǔn)，則主要建議選擇2階滯后。但從模型的參數(shù)個(gè)數(shù)、樣本數(shù)來看，選擇3階滯后將大大降低模型的自由度。我們選擇殘差可以基本通過檢驗(yàn)的最小期數(shù)——2期，來進(jìn)行VAR分析。

3.VAR模型的識(shí)別

根據(jù)前述分析，選取2階滯后進(jìn)行VAR分析，分析結(jié)果(VAR模型的具體識(shí)別結(jié)果并沒有顯著的經(jīng)濟(jì)意義，需要依賴Granger檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)等進(jìn)一步分析，因而本文略去VAR模型的具體數(shù)據(jù))顯示，盡管有一些系數(shù)不是很顯著，我們?nèi)匀贿x擇滯后階數(shù)為2。模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示，模型整體是平穩(wěn)的。

(三)Granger因果分析

滯后2階的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表4：

表4 Granger因果檢驗(yàn)表

在lnstructure方程中，除了不能拒絕實(shí)際price_k不是lnstructure的Granger原因的原假設(shè)外，dlngdp和聯(lián)合檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下不能接受原假設(shè)，dlnenergy在10%的顯著性水平下不能接受原假設(shè)，這表明dlnenergy、dlngdp在Granger意義下影響lnstructure。

在dlnenergy的方程中，不能拒絕dlngdp、price_k、lnstructure不是dlnenergy的Granger原因的原假設(shè)，而且聯(lián)合檢驗(yàn)也不能拒絕原假設(shè)，表明dlnenergy外生于系統(tǒng)。

在dlngdp的方程中，不能拒絕實(shí)際dlnenergy、price_k、lnstructure不是dlngdp的Granger原因的原假設(shè)，而且all聯(lián)合檢驗(yàn)也不能拒絕原假設(shè)，表明dlngdp外生于系統(tǒng)。

在price_k方程中，不能拒絕實(shí)際dlnenergy、lnstructure不是price_k的Granger原因的原假設(shè)，all聯(lián)合檢驗(yàn)也不能拒絕原假設(shè)，但是dlngdp在5%的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)，表明dlngdp在granger意義上影響price_k。

分析表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)受到能源消費(fèi)總量、GDP等因素的影響，但能源消費(fèi)卻外生于其他變量。其可能的一個(gè)原因是，由于granger因果檢驗(yàn)檢驗(yàn)的是滯后的變量影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)受到滯后變量的影響較大，而能源消費(fèi)總量主要受到當(dāng)期變量的影響，受到滯后變量的影響不大。因而，從granger原因分析的角度，僅有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)受到滯后變量的影響，這是由于產(chǎn)業(yè)調(diào)整的主體——政府、企業(yè)家，主要根據(jù)上期指標(biāo)來決定生產(chǎn)。

為進(jìn)一步深入研究，有必要從兩個(gè)方面加強(qiáng)：一是構(gòu)建VECM和SVAR模型，直接研究同期變量的相互影響。這部分研究將在下節(jié)展開；二是建立脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析變量沖擊對(duì)其他變量的影響。

(四)模型變量沖擊的波動(dòng)性分析

使用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析各變量(除了變量本身)的脈沖對(duì)lnstructure以及l(fā)nenergy的影響。在圖1中，分別給各變量一個(gè)沖擊(選擇廣義脈沖)，得到關(guān)于lnstructure的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。其中，橫軸表示沖擊作用的響應(yīng)期間數(shù)(單位：年度)，縱軸表示lnstructure；實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了lnstructure對(duì)相應(yīng)的變量沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1 lnstructure脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖1中可以看出：當(dāng)在本期給dlnenergy一個(gè)正沖擊后，lnstructure呈現(xiàn)小幅上下波動(dòng)態(tài)勢(shì)，影響力逐步趨0。這表明dlnenergy受外部條件的某一沖擊后，給lnstructure帶來的沖擊方向不明，且這一沖擊影響不大。

當(dāng)在本期給dlngdp一個(gè)正沖擊后，lnstructure在前4期內(nèi)波動(dòng)幅度較大，在第2期到達(dá)頂點(diǎn)(0.075左右)；從第4期以后開始呈現(xiàn)小幅上下波動(dòng)趨勢(shì)，最后向0點(diǎn)靠近。這表明dlngdp的某一沖擊在短期內(nèi)會(huì)給lnstructure帶來較大的同向沖擊，但中長期影響勢(shì)微。

當(dāng)在本期給price_k一個(gè)正沖擊后，lnstructure一直呈負(fù)向變動(dòng)，在前4期內(nèi)負(fù)向影響較小，在第4期后負(fù)向影響加速。這表明price_k的某一沖擊在長期內(nèi)會(huì)給lnstructure帶來較大的負(fù)向沖擊。

在圖2中，分別給各變量一個(gè)沖擊(選擇廣義脈沖)，得到關(guān)于dlnenergy的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

圖2 dlnenergy脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖2中可以看出：當(dāng)在本期給lnstructure一個(gè)正沖擊后，dlnenergy在呈現(xiàn)小幅同向波動(dòng)后，影響力逐步趨0。這表明lnstructure受外部條件的某一沖擊后，給dlnenergy帶來的正向沖擊影響較小。

當(dāng)在本期給dlngdp一個(gè)正沖擊后，dlnenergy在前6期內(nèi)波動(dòng)幅度較大，其中前3期正向影響，后3期負(fù)向影響，第7期后影響方向回歸正向，但影響力度減弱，向0點(diǎn)趨近。這表明dlngdp的某一沖擊在短期內(nèi)會(huì)給lnstructure帶來較大的沖擊效應(yīng)，但中長期影響作用不明顯。

當(dāng)在本期給price_k一個(gè)正沖擊后，影響作用正好與dlngdp相反。前6期內(nèi)波動(dòng)幅度較大，其中前3期負(fù)向影響，后3期正向影響，第7期后影響方向回歸負(fù)向，但影響力度減弱，向0點(diǎn)趨近。這表明price_k的某一沖擊在短期內(nèi)會(huì)給dlnenergy帶來較大的沖擊效應(yīng)，但中長期影響作用不明顯。

(五)VAR與SVAR沖擊響應(yīng)的比較

采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)變量的沖擊效應(yīng)進(jìn)行分析。SVAR模型可以通過短期約束或長期約束，得到正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)，單獨(dú)考慮各個(gè)變量的沖擊對(duì)其他變量的影響。因此，通過短期約束的方法，基于AB型SVAR模型，分析變量的沖擊影響。

本文所約束的A、B矩陣的基本形式為：

(2)

(3)

模型參數(shù)剛好識(shí)別，估計(jì)后得到的A、B矩陣參數(shù)如表5：

表5 A、B矩陣參數(shù)表

根據(jù)既定約束條件下識(shí)別的SVAR模型，進(jìn)行相關(guān)變量的脈沖響應(yīng)分析，所設(shè)定的脈沖特征為結(jié)構(gòu)分解。運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，如圖3：

圖3 dlnenergy脈沖響應(yīng)圖

與前述在VAR模型基礎(chǔ)上運(yùn)用廣義脈沖響應(yīng)分析得到的結(jié)構(gòu)相比，在dlnenergy圖中，我們發(fā)現(xiàn)lnstructure、dlnenergy的沖擊圖線基本沒有區(qū)別，但dlngdp、price_k的沖擊效果差別較大。從圖3可以看出，與VAR模型相比，SVAR模型中的dlngdp對(duì)dlnenergy的沖擊在前期大幅削弱，影響很小，第3～6期均為負(fù)向沖擊，第7期以后沖擊效應(yīng)沖擊效應(yīng)轉(zhuǎn)正向，略大于VAR模型，最終趨于0。在price_k的沖擊響應(yīng)圖中，與VAR模型相比，SVAR模型中的price_k對(duì)dlnenergy的沖擊在前期較弱且為正向，第3期以后沖擊效應(yīng)達(dá)到最大，隨后第6期以后與VAR模型類似，呈小幅負(fù)向沖擊態(tài)勢(shì)，并趨向于0。

在lnstructure圖(圖4)中，從沖擊曲線形狀上初步判斷，SVAR模型與VAR模型的沖擊圖線基本一致，其中l(wèi)nstructure、price_k的沖擊曲線基本相同。Dlnenergy、dlngdp的沖擊曲線類似，所不同的主要是曲線的位置出現(xiàn)了上下移動(dòng)，其中SVAR模型中的dlnenergy沖擊曲線下移了大約0.002 5，dlngdp沖擊曲線同樣也大約下移了0.002 5。

圖4 lnstructure脈沖響應(yīng)圖

產(chǎn)生這種情況的主要原因在于，由于VAR與SVAR模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不同，VAR模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)雖然通過正交化去掉了隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間的影響，但包含了當(dāng)期變量的信息；而SVAR模型中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)卻不包含當(dāng)期變量關(guān)系。顯然，不同的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)帶來的沖擊是不同的，因而可相信，去除了隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間的相互作用后的脈沖響應(yīng)分析更切合實(shí)際。

二、我國能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的VECM分析

VAR模型描述了變量之間的相互作用關(guān)系，但是存在幾個(gè)明顯缺陷。一是為了便于脈沖響應(yīng)分析，模型變量通常要求平穩(wěn)性，這通常采取取對(duì)數(shù)、差分的形式來實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)，因而使得變量的信息損失較大；二是VAR模型描述了變量與其他變量的滯后期之間的相互作用關(guān)系，未能直接描述同期變量之間的相互作用關(guān)系；三是未能將變量之間相互關(guān)系的短期波動(dòng)與長期均衡結(jié)合起來。因此，須對(duì)變量進(jìn)行適度變換，建立向量誤差修正模型(VECM)進(jìn)行分析。

(一)模型建立

為了盡量減少丟失的數(shù)據(jù)信息，保持預(yù)測(cè)的精度和準(zhǔn)確性，選擇VECM模型進(jìn)行分析。在變量的選擇上，選擇lngdp、lnenergy、lnprice、structure等四個(gè)變量，去掉能源效率的變量的主要原因在其對(duì)數(shù)形式與gdp和energy之間的共線性。值得指出的是，此處的price與前文的price_k的區(qū)別在于，price變量為以1980年為基期的累計(jì)價(jià)格指數(shù)。

通過ADF檢驗(yàn)，四個(gè)變量均為一階單整，滿足建立協(xié)整方程的條件，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

(二)協(xié)整分析

采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，依托eviews軟件進(jìn)行檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)中，根據(jù)變量特征選擇有截距項(xiàng)但無趨勢(shì)項(xiàng)。在滯后階數(shù)確定方面，由于此處的滯后階數(shù)是指在輔助回歸中的一階差分的滯后項(xiàng)，不是指原序列，因而基于VAR模型分析中對(duì)原序列設(shè)定滯后2期的同樣考慮，此處設(shè)定滯后階數(shù)為1。

從檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，trace檢驗(yàn)在0.05水平下有一個(gè)協(xié)整向量，最大特征值檢驗(yàn)在0.05水平下沒有協(xié)整向量，但在0.1的水平下有協(xié)整關(guān)系。依此認(rèn)為四個(gè)變量在0.1顯著性水平下有一個(gè)協(xié)整向量，該協(xié)整向量(β)為：

β=(1.000 000，-0.751 286，-0.318 002， -0.028 807)；

對(duì)應(yīng)的調(diào)整系數(shù)(α)為：

α=(-0.075 220，0.159 541，0.193 694，11.077 53)。

(三)協(xié)整方程估計(jì)

最后通過估計(jì)得到協(xié)整方程(僅有1個(gè))為：

LNENERGY=1.33*LNGDP-0.42*LNPRICE-0.039*STRUCTUR E+4.17+ecm

這個(gè)協(xié)整方程描述了LNENERGY、LNGDP、LNPRICE和STRUCTURE等4個(gè)變量的長期均衡關(guān)系。

(四)VECM模型建立

含有截距項(xiàng)的誤差修正模型基本形式為：

t=1,2,…,T

(4)

其中誤差修正項(xiàng)ecm = β′yt -1。由于ecm是0階單整變量，即平穩(wěn)變量，因而ecm作為協(xié)整方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)，描述了各變量之間的長期均衡關(guān)系。調(diào)整系數(shù)矩陣α反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到長期均衡狀態(tài)的調(diào)整力度。而作為解釋變量的差分項(xiàng)的系數(shù)Гi反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)“被解釋變量”的短期變化的影響。

估計(jì)vecm(限于篇幅，具體數(shù)據(jù)略)，誤差修正項(xiàng)：

ECM=LNENERGY-1.33*LNGDP+0.42*LNPRICE+ 0.039*STRUCTURE-4.17

其中關(guān)于STRUCTURE、LNENERGY的兩個(gè)誤差修正模型表示如下：

D(STRUCTURE) = - 8.32*( LNENERGY(-1) - 1.33*LNGDP(-1) + 0.42*LNPRICE(-1) + 0.038*STRUCTURE(-1) - 4.17) - 7.32*D(LNENERGY(-1)) + 22.31*D(LNGDP(-1)) + 1.63*D(LNPRICE(-1)) - 0.013*D(STRUCTURE(-1)) - 1.1

D(LNENERGY) = - 0.11*( LNENERGY(-1) - 1.33*LNGDP(-1) + 0.42*LNPRICE(-1) + 0.038*STRUCTURE(-1) - 4.17 ) + 0.63*D(LNENERGY(-1)) - 0.0082*D(LNGDP(-1)) + 0.044*D(LNPRICE(-1)) - 0.0044*D(STRUCTURE(-1)) + 0.023

從D(STRUCTURE)模型中可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化受到長期均衡的調(diào)整力度由誤差項(xiàng)系數(shù)決定，其調(diào)整力度為-8.32。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)還受到上一期能源消費(fèi)變動(dòng)的影響，影響系數(shù)為-7.32，上一期GDP變化的影響系數(shù)為22.31，上一期價(jià)格變化的影響系數(shù)為1.64，上一期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響系數(shù)為-0.014。

從D(LNENERGY)模型中可以發(fā)現(xiàn)，能源消費(fèi)的變化受到長期均衡的調(diào)整力度從數(shù)值上看相對(duì)較小，其調(diào)整系數(shù)為-0.12。能源消費(fèi)的變動(dòng)還受到上一期能源消費(fèi)變動(dòng)的影響，影響系數(shù)為0.63，上一期GDP變化的影響系數(shù)為-0.008，上一期價(jià)格變化的影響系數(shù)為0.04，上一期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響系數(shù)為0.004。

三、基本結(jié)論

根據(jù)以上研究結(jié)果，可以判斷我國能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，并總結(jié)其中內(nèi)含的基本規(guī)律。

(一)能源消費(fèi)變動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有較大的影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)的影響較小

能源消費(fèi)變動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有較大的影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)的影響較小，這表明我們應(yīng)將能源消費(fèi)作為消除二者傳統(tǒng)關(guān)聯(lián)關(guān)系的突破口。

從格蘭杰因果關(guān)系來看，能源消費(fèi)的變化量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有著格蘭杰因果關(guān)系，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)的變化量的格蘭杰因果關(guān)系并不顯著。而且能源消費(fèi)變化量外生于VAR系統(tǒng)，這說明能源消費(fèi)的變化量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有較大的影響，但并不存在反向的因果影響關(guān)系。這表明，我們可以比較獨(dú)立的來調(diào)整能源消費(fèi)變量，并不用太考慮能源消費(fèi)變化帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化進(jìn)而對(duì)能源消費(fèi)形成的“反饋”效應(yīng)。

從變量的沖擊效應(yīng)來看，能源消費(fèi)變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量的沖擊作用并不明顯，這說明能源消費(fèi)變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊作用較小。能源消費(fèi)是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要變量，但不是造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)波動(dòng)的主要沖擊因素。即調(diào)整能源消費(fèi)變量，按照格蘭杰因果關(guān)系，將會(huì)對(duì)今后的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量形成較大的影響，但能源消費(fèi)變量的外在波動(dòng)性沖擊，并不會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的巨大沖擊。

這與現(xiàn)有研究中關(guān)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論類似。牟敦果、林伯強(qiáng)指出，從總體來看，我國的電力消費(fèi)是產(chǎn)出拉動(dòng)的，產(chǎn)出對(duì)電力消費(fèi)的變化有著直接、顯著的影響；而電力消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的影響甚微，這也意味著我國節(jié)能不會(huì)對(duì)產(chǎn)出造成負(fù)面的影響[2]。

(二)能源消費(fèi)需求與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在較為穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)關(guān)系

在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)下，基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相對(duì)穩(wěn)定性和GDP的增長，能源消費(fèi)存在一定的增長剛性。從建立的協(xié)整方程來看，能源消費(fèi)與GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)變量之間存在較為穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)關(guān)系，而且能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在反向關(guān)系。這與能源消費(fèi)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)是一致的，能源變量的正沖擊將帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的負(fù)面影響。這使得研究進(jìn)一步明朗：提升二三產(chǎn)業(yè)的比重，由于帶來了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，不僅僅不會(huì)增加能源消費(fèi)，相反會(huì)產(chǎn)生能源節(jié)約效果；同樣，由于二者的負(fù)向關(guān)系，能源消費(fèi)的降低，即實(shí)施能源約束，不僅不會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生消極影響，相反會(huì)形成一定的促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作用，盡管這種作用從數(shù)量上來看不大。

但如果綜合考慮GDP增長因素，能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在統(tǒng)計(jì)意義上的相互約束作用。這是因?yàn)榭紤]到能源消費(fèi)與GDP較為強(qiáng)烈的正向關(guān)系，在確保GDP增長率的前提下，能源消費(fèi)將保持較高的增長速率，由此對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化形成較為強(qiáng)烈的約束。

同時(shí)也顯然，試圖依托產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整來化解能源問題是困難的。因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整空間較小，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)絕對(duì)值1個(gè)百分點(diǎn)的調(diào)整，在其他條件不變的情況下，會(huì)帶來能源消費(fèi)增長率大約-0.039個(gè)百分點(diǎn)的調(diào)整。

由此，基于能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相互作用及穩(wěn)定關(guān)系，在采取以能源為抓手推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整時(shí)，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面導(dǎo)致的能源總量因素基本為正面或者無需考慮(影響系數(shù)為正，且影響很小)，只需重點(diǎn)考慮能源與GDP之間的相互關(guān)系。在此情況下，基于能源與GDP之間在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)下的穩(wěn)定關(guān)系，一方面要著重提升能源效率，另一方面則要采取開辟新能源的途徑來解決能源問題。

(三)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)總量下降具有一定正面作用，但影響力度有限

盡管影響力度有限，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)總量下降具有一定正面作用，因而必須把產(chǎn)業(yè)升級(jí)作為日常中心工作，絕不能忽視產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)能源消費(fèi)的影響。

從上文分析中可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)能源消費(fèi)總量降低雖然具有正面影響，但影響不大(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)絕對(duì)值1個(gè)百分點(diǎn)的調(diào)整，在其他條件不變的情況下，會(huì)帶來能源消費(fèi)增長率大約-0.039個(gè)百分點(diǎn)的調(diào)整)?，F(xiàn)有關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)進(jìn)步對(duì)能源消費(fèi)的影響分析研究一般也認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步而不是單純的三次產(chǎn)業(yè)調(diào)整，是推進(jìn)能源消費(fèi)和利用效率提高的主要因素，甚至在某些時(shí)期起到了負(fù)作用。齊志新和陳文穎應(yīng)用拉氏因素分解法，通過對(duì)1978到1999年間各個(gè)時(shí)段中國能源效率的研究，發(fā)現(xiàn)所有的能效提高都可以歸因于技術(shù)進(jìn)步，結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用要么可以忽略不計(jì)，要么則對(duì)能效起到了負(fù)作用。在韓智勇、魏一鳴和范英的研究中，也得出了類似的結(jié)論[3]。這些結(jié)論似乎意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)的影響并不重要。實(shí)際上，從稍顯微觀的層面看，單個(gè)產(chǎn)業(yè)部門的能源強(qiáng)度的變化還受到內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響。而這種內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，主要體現(xiàn)的還是技術(shù)升級(jí)的因素[4]。而且，現(xiàn)有結(jié)論的得出與我國當(dāng)前所處的發(fā)展階段有關(guān)。當(dāng)前仍處于工業(yè)化的關(guān)鍵時(shí)期，重化工業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)仍然是當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的主要特點(diǎn)。這就意味著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，不是去工業(yè)化，而是深入推進(jìn)工業(yè)化，這必然會(huì)導(dǎo)致能源消費(fèi)總量的居高不下，即：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)調(diào)整，并不必然意味著能源總量消費(fèi)的降低。在目前的工業(yè)化階段，產(chǎn)業(yè)升級(jí)會(huì)提升能源利用效率，但能源消費(fèi)總量仍會(huì)隨著工業(yè)化進(jìn)程而快速增長?；诖?，盡管產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)的直接影響有限，但考慮到其與技術(shù)進(jìn)步的綜合作用，未來仍應(yīng)把產(chǎn)業(yè)升級(jí)作為解決能源問題的中心工作[5]。

(四)能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的關(guān)系長期分析需結(jié)合經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)和技術(shù)變革態(tài)勢(shì)綜合判斷

目前的研究主要考慮的是短期影響(10年)，上述研究結(jié)論為相對(duì)短期考量，長期是否存在還有待作宏觀戰(zhàn)略判斷。但可以判斷的是，基于技術(shù)要素的作用，能源消費(fèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)彈性會(huì)變小甚至消失。這主要是基于對(duì)第三次工業(yè)革命基本特征的分析。第三次工業(yè)革命背景下城市功能、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)方式、產(chǎn)業(yè)組織的變遷，將對(duì)我們的產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生深刻影響，進(jìn)而影響能源發(fā)展，并進(jìn)一步相互作用。能源作為第三次工業(yè)革命中的主導(dǎo)性因素[6]，直接導(dǎo)致我們的能源結(jié)構(gòu)、能源供給和能源消費(fèi)方式的變化，并對(duì)我們推進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生重要影響。

[1] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模:EViews應(yīng)用及實(shí)例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2009.

[2] 牟敦果,林伯強(qiáng).中國經(jīng)濟(jì)增長、電力消費(fèi)和煤炭價(jià)格相互影響的時(shí)變參數(shù)研究[J].金融研究,2012,(6):42-53.

[3] 韓智勇,魏一鳴,范英.中國能源強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化特征研究[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理,2004,(1):1-6,52.

[4] 張建華.第三次工業(yè)革命背景下湖北省戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的培育重點(diǎn)選擇[J/OL].發(fā) 展 研 究 參 考,2013,(2).[2014-07-06].http://cids.hust.edu.cn/cn/pubshow.asp?id=21.

[5] 吳金艷,陳進(jìn).構(gòu)建我國能源政策體系的思考[J].創(chuàng)新,2009,(6):52-56.

[6] [美]杰里米·里夫金.第三次工業(yè)革命：新經(jīng)濟(jì)模式如何改變世界[M].張?bào)w偉,孫豫寧,譯. 北京:中信出版社,2012.

[責(zé)任編輯：寸曉非]

2014-09-10

國家社科基金項(xiàng)目(12&ZD045)

陳進(jìn)(1979-)，男，湖北鐘祥人，武漢市社會(huì)科學(xué)院金融研究所副研究員，華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，主要研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)、能源經(jīng)濟(jì)； 吳金艷(1983-)，女，湖北松滋人，南寧市社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所副所長，主要研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)、能源金融。

F426.2；F121.3

A

1672-0758(2014)05-0067-08