能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長——基于省級面板數(shù)據(jù)的分析

（中南財經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、引言

21世紀(jì)以來，中國經(jīng)濟(jì)取得了巨大的成就，經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長，并且在2010年超越日本成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。中國經(jīng)濟(jì)的高速增長很大程度上是由大量的能源消耗所推動的，但是煤炭和石油等不可再生能源逐年減少而新型能源的發(fā)展速度卻很緩慢，因此，依靠能源的消耗來推動中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長是不可行的。2012年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到518 942.1億元，其中第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值為235 262億元，占國內(nèi)生產(chǎn)總值的45.32%，對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率為48.7%，這說明目前我國仍是一個制造大國，第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中占著巨大的比重。由于第二產(chǎn)業(yè)主要是制造業(yè)、采礦業(yè)、建筑業(yè)、電力燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)，這些產(chǎn)業(yè)對能源消耗巨大，而第三產(chǎn)業(yè)主要是商業(yè)、金融、保險、不動產(chǎn)業(yè)、運(yùn)輸、通訊業(yè)、服務(wù)業(yè)及其他非物質(zhì)生產(chǎn)部門，對能源的消耗相對較小，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級（由第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變到第三產(chǎn)業(yè)）會改變能源的需求結(jié)構(gòu)。鑒于能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間具有相互促進(jìn)相互制約的關(guān)系，因此，對三者進(jìn)行實(shí)證研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長是宏觀經(jīng)濟(jì)中三個重要的內(nèi)容，因此國內(nèi)外學(xué)者對它們之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。Yu和Choi（1985）的研究發(fā)現(xiàn)，在美國，能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長是獨(dú)立的，而韓國存在著經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系，菲律賓卻存在能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系。Kunitachi（2008）通過動態(tài)模型得出中國的經(jīng)濟(jì)增長是伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化而變化的，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化加速了經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。王立新（2014）利用中國省級面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，研究結(jié)果表明：在全國層面上，經(jīng)濟(jì)增長與第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對城鎮(zhèn)化帶來了顯著正向影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的交互作用遲滯了城鎮(zhèn)化，并且第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對不同區(qū)域城鎮(zhèn)化影響有差異。許廣月（2009）在C-D生產(chǎn)函數(shù)中引入能源消費(fèi)，并對能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗。張靜（2013）通過結(jié)構(gòu)方程模型對我國27個省市自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)進(jìn)行了分析，分析結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)高達(dá)1.019，對能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)的總影響為0.998，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級對經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)都具有重大意義。吳振信（2012）在環(huán)境庫茲涅茨曲線的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整因素，分析了我國碳排放量、經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)整關(guān)系，并證實(shí)了碳排放量和經(jīng)濟(jì)增長存在著倒U型關(guān)系。張傳平（2014）通過VAR模型發(fā)現(xiàn)山東省能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在長期均衡關(guān)系，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的彈性系數(shù)明顯大于經(jīng)濟(jì)發(fā)展對能源消費(fèi)的彈性系數(shù)。從上面已有的文獻(xiàn)來看，已有的研究要么是研究能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，要么是研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，把三者結(jié)合起來的研究卻非常少，并且對三者之間的研究多采用的是VAR模型，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解去分析三者之間的相互影響。由于單個省市的VAR模型分析并沒有考慮到不同地區(qū)的區(qū)域差異，因此，有必要利用面板數(shù)據(jù)的分析方法去研究能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是否存在區(qū)域差異。

三、變量的度量和樣本的選取

（一）能源消費(fèi)

查閱歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國能源統(tǒng)計年鑒》，能源消費(fèi)總量是由煤炭、石油、天然氣和水電、風(fēng)電、核電的消費(fèi)總量構(gòu)成，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。由于不同地區(qū)人口總量是不同的，因此用能源消費(fèi)總量不能反映各個地區(qū)的能源消費(fèi)的實(shí)際情況，在本文中用人均能源消費(fèi)量來衡量地區(qū)能源的消費(fèi)，用符號PEC來表示，單位為噸標(biāo)準(zhǔn)煤。由于各省市的能源消費(fèi)總量從2000年開始數(shù)據(jù)比較全面沒有缺失，因此選擇2000年到2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為樣本，考慮到年鑒中沒有西藏能源消費(fèi)的數(shù)據(jù)，所以在分析中剔除掉西藏，只分析其他30個省市自治區(qū)的情況。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的衡量一般是用各產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來表示的，在已有的文獻(xiàn)中，有些學(xué)者用第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比重或者第三產(chǎn)業(yè)的比重來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級是由第一和第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，并且在目前我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，第一產(chǎn)業(yè)所占的比重比較小，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值占第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和的比重來度量更合理。在本文中，用此種方法來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用符號INDS來表示。

（三）經(jīng)濟(jì)增長

在經(jīng)濟(jì)學(xué)的文章中多采用實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，但是國內(nèi)生產(chǎn)總值只是反映了總體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，并不能衡量整個國家或地區(qū)的個人生活因為經(jīng)濟(jì)增長而帶來的改善。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最終目標(biāo)是提高個人的生活水平，因此，采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值能更有效反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際狀況，故在本文中使用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（PGDP）來度量經(jīng)濟(jì)增長。為了剔除價格波動的影響，以2000年為基期，將歷年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值折算為2000年的不變價的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。

由于面板數(shù)據(jù)中包含不同的橫截面?zhèn)€體，因此很可能出現(xiàn)異方差問題。為了消除變量可能出現(xiàn)的異方差問題，并能從估計的結(jié)果中直接看出能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)，在本文中對所有變量取對數(shù)處理，并用對數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

四、研究方法與實(shí)證分析

（一）面板單位根檢驗

在時間序列分析中一般都需要對序列進(jìn)行單位根檢驗以確定序列是否平穩(wěn)，如果對不平穩(wěn)的時間序列建模容易出現(xiàn)偽回歸問題。在面板數(shù)據(jù)分析中，為了避免出現(xiàn)偽回歸問題，在分析之前也必須對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗以確定數(shù)據(jù)序列是否平穩(wěn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗有兩大類，一類是假設(shè)各個截面序列具有相同的單位根過程，即同根情形下的檢驗；一類是假設(shè)各個截面序列具有不同單位根過程，即不同根情形下的檢驗。

1．具有相同單位根情形下的檢驗

面板數(shù)據(jù)的同根情形下的單位根檢驗方法主要有LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗、Breitung檢驗和Hadri檢驗，在本文中采取的是LLC檢驗方法。LTC檢驗的假設(shè)為H0:γ=0，H1:γ＜ 0，對如下的模型：

時間序列分析中的ADF單位根檢驗是對（1）式進(jìn)行直接估計得到參數(shù)r ，然后再去檢驗r與0的大小關(guān)系去判斷是否存在單位根過程。若接受原假設(shè)，認(rèn)為r=0，則序列存在著單位根過程，是不平穩(wěn)的，只有拒絕原假設(shè)時，認(rèn)為r＜0，原序列才是平穩(wěn)過程。LLC檢驗與ADF檢驗原理相同，但是需要使用Δyit和yi(t?1)的代理變量去估計（1）來得到。Δyit和yi(t?1)的代理變量分別為：

si為第i 個截面的ADF檢驗式的標(biāo)準(zhǔn)差，表示Δyit對其滯后差分項和外生變量的估計值，如果接受原假設(shè)則認(rèn)為存在相同單位根過程，序列是非平穩(wěn)的，否則序列是平穩(wěn)的。

2．不同單位根情形下的檢驗

對不同單位根情形下的檢驗方法主要有Im-Pesaran-Skin檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗。本文主要考慮Im-Pesaran-Skin檢驗，但是會給出另兩種檢驗的結(jié)果。IPS檢驗首先是對每個截面單位進(jìn)行檢驗，然后再構(gòu)造整個面板數(shù)據(jù)的檢驗統(tǒng)計量。對于(1)，由于各個截面存在不同的單位根，于是(1)式變?yōu)椋?/p>

IPS的原假設(shè)為：H0:γi=0,i=1,2,...,N ,先對每個截面進(jìn)行單位根檢驗得到t 統(tǒng)計量ti，則整個面板數(shù)據(jù)的單位根統(tǒng)計量就是這些統(tǒng)計量ti的平均值，即如果（2）中包含有差分項的滯后項，則需要使用修正的統(tǒng)計量WNT，

WNT=WNT漸進(jìn)服從正態(tài)分布。

3．面板單位根檢驗結(jié)果

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

由檢驗的結(jié)果可知，即使在10%的顯著性水平下，LnPGDP，LnINDS和LnPEC的水平值在四種檢驗方法中總有通不過顯著性檢驗的，即在某一檢驗方法下存在單位根過程，說明序列的水平值是不平穩(wěn)的。對數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分后，在1%的顯著性水平下，三個序列在四種檢驗方法下都通過了顯著性檢驗，差分序列是不存在單位根過程，即一階差分序列是平穩(wěn)的，這三個變量均為一階單整的I(1)序列，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

（二）面板協(xié)整檢驗

面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法可以分為兩大類，一類是建立在Engle and Granger二步法檢驗基礎(chǔ)上的協(xié)整檢驗，主要有Pedroni檢驗和Kao檢驗，另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗。在本文中采用的是Pedroni檢驗和Kao檢驗方法進(jìn)行協(xié)整檢驗。

1．Pedroni檢驗

對于協(xié)整方程：

Pedroni檢驗方法是先估計（3），然后利用估計的殘差來構(gòu)造如下的輔助回歸方程：

對于輔助回歸的估計系數(shù)γi的兩種不同假設(shè)，Pedroni檢驗即可以進(jìn)行同質(zhì)面板的協(xié)整檢驗又可以進(jìn)行異質(zhì)面板的協(xié)整檢驗。在假設(shè)H0:γi=1,H1:(γi=γ)＜1下，可以構(gòu)造了檢驗同質(zhì)面板協(xié)整關(guān)系的四個統(tǒng)計量，面板方差統(tǒng)計量（Panel v-Statistic）、面板ρ統(tǒng)計量（Panel rho-Statistic）、面板PP統(tǒng)計量（Panel PP-Statistic）和面板t統(tǒng)計量。而對異質(zhì)面板的協(xié)整關(guān)系檢驗是在假設(shè)H0:γi=1,H1:γi＜1下構(gòu)造組間ρ統(tǒng)計量（Group rho-Statistic）、組間PP統(tǒng)計量（Group PP-Statistic）和組間ρ統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗。Kao檢驗的方法與Pedroni檢驗方法類似，只是求得統(tǒng)計量不同，在這里直接給出檢驗結(jié)果。

2．面板協(xié)整檢驗結(jié)果

表2 面板協(xié)整檢驗

由表2的檢驗結(jié)果可知，除了兩個協(xié)整關(guān)系檢驗在同質(zhì)面板的Panel ρ統(tǒng)計量和異質(zhì)面板的Groupρ統(tǒng)計量通不過顯著性檢驗外，其他的統(tǒng)計量都通過了5%顯著性水平下的檢驗，Kao檢驗也表明可以拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。綜合分析，有理由拒絕三個變量不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這說明了能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以建立協(xié)整方程分析它們之間的長期影響。

（三）模型的選取與檢驗

在面板數(shù)據(jù)模型中，根據(jù)各個截面的截距項和斜率項是否相同，可以將面板數(shù)據(jù)模型劃分為三種類型：混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型。

1．混合回歸模型

混合回歸模型假設(shè)對于不同的截面和不同的時間里，截距項和斜率系數(shù)始終保持不變，因此可以將所有數(shù)據(jù)進(jìn)行混合得到一個大樣本，用普通最小二乘估計方法對模型進(jìn)行估計。

2．變截距模型

變截距模型中各個截面單元的斜率系數(shù)是相同的，而截距項卻根據(jù)面的不同而不同，即假設(shè)截面單元存在個體差異但卻不存在結(jié)構(gòu)差異。根據(jù)截距項ai與隨機(jī)誤差項是否相關(guān)，又將變截距模型分為個體固定效應(yīng)模型和個體隨機(jī)效應(yīng)模型。

3．變系數(shù)模型

在變系數(shù)模型中，各個截面不僅在截距項上存在差異，而且在斜率項上也存在差異。

4．模型的檢驗

在對面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計時，首先需要檢驗樣本數(shù)據(jù)是屬于哪種形式，以避免模型誤設(shè)的偏差，從而提高參數(shù)估計的有效性。在檢驗樣本數(shù)據(jù)屬于哪種模型時，一般是采用協(xié)方差分析的方法，構(gòu)造F統(tǒng)計量。協(xié)方差分析主要是檢驗以下兩個假設(shè)：

在檢驗時一般是先對假設(shè)2進(jìn)行檢驗，通過估計變系數(shù)模型得到無約束的殘差平方和S1，在假設(shè)2成立的條件下得到有約束的殘差平方和S3，然后構(gòu)造F 統(tǒng)計量：

F2=如果F2小于給定顯著性水平下的臨界值，則不拒絕假設(shè)2，認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)屬于混合回歸模型，直接用OLS進(jìn)行回歸估計，不需要檢驗假設(shè)1。如果拒絕了假設(shè)2，就需要再檢驗假設(shè)1，令變截距模型的殘差平方和為S2，同理可得到檢驗假設(shè)1的F 統(tǒng)計量：

F1=如果不拒絕假設(shè)1，則認(rèn)為屬于變截距模型；如果也拒絕了假設(shè)1，那么應(yīng)該用變系數(shù)模型進(jìn)行估計。

（四）模型的估計與分析

1．協(xié)整方程的估計與分析

在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，通過估計各地區(qū)的能源消費(fèi)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整方程來得到能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)。在協(xié)方差分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合似然比檢驗和Hausman檢驗，能源消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)整方程選擇了個體隨機(jī)效應(yīng)模型，而能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長則選取了個體固定效應(yīng)模型。模型的估計結(jié)果如下：

方程(5)是單純的分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的影響，2.319 6不是30個地區(qū)共同的截距，而是各地區(qū)在截距項上的差異，即個體固定效應(yīng)。斜率系數(shù)為-0.157 9，符號為負(fù)，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)具有反向作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級（由第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變）變動1個百分點(diǎn)會使得能源消費(fèi)減少0.157 9個百分點(diǎn)。因為協(xié)整方程是常系數(shù)模型，斜率系數(shù)在不同地區(qū)保持不變，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的彈性系數(shù)不存在區(qū)域差異。方程中的AR項是用來修正誤差項可能存在的序列相關(guān)，因為回歸結(jié)果中DW統(tǒng)計量的值比較小，但是由于在面板數(shù)據(jù)中，誤差項存在著序列相關(guān)一般稱為空間自相關(guān)，時間序列中的DW統(tǒng)計量一般不適合用來檢驗空間自相關(guān)，因此不能僅根據(jù)DW 統(tǒng)計量的值來確定回歸方程的誤差項存在序列相關(guān)。只是在方程中引入AR項后，回歸估計結(jié)果得到明顯的改善，SC 和AIC 值都變小，F(xiàn)統(tǒng)計量變大，而且各個回歸系數(shù)仍然十分顯著，因此將AR項引入模型中是合適的。

方程(6)是三個變量的協(xié)整方程，ai同樣是各地區(qū)的固定效應(yīng)，即不同的地區(qū)在截距項上的差異。對于斜率系數(shù)，LnINDS前的系數(shù)對于不同的地區(qū)仍然是保持不變的，即在保持人均國民生產(chǎn)總值不變時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對各個地區(qū)的能源消費(fèi)的影響是相同的。而LnPGDP前的系數(shù)卻是變化的，即對于不同的地區(qū)，能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)是不同的，這可能是由于各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長的方式存在差異，導(dǎo)致彈性系數(shù)的不同。對于兩個協(xié)整方程，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的彈性系數(shù)都不存在區(qū)域差異，其中一個重要原因可能是因為本文中僅用第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值與第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值之和作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，而沒有考慮衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的其他變量。第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值僅代表了生產(chǎn)的最終成果，卻沒有考慮獲得這些成果的產(chǎn)業(yè)組成與結(jié)構(gòu)，可能各個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異更多的是表現(xiàn)在其他方面，比如不同行業(yè)的組成，而不是最終產(chǎn)值。因此在本文中對于不同的地區(qū)，估計的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的彈性系數(shù)不存在差異。面板估計的結(jié)果如表3所示。

表3 面板回歸估計結(jié)果

（續(xù)表）

由表3的具體估計結(jié)果可知，在方程（5）中，個體效應(yīng)有正有負(fù)，在不同的省市、自治區(qū)中存在著較大的差異。個體效應(yīng)最大的是內(nèi)蒙古，為1.667 0，最小的是安徽，為-0.920 6。在方程（6）中，不僅個體固定效應(yīng)存在著顯著差異，能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)也是隨著截面單元不同而不同?？傮w來說，βi都大于0，說明經(jīng)濟(jì)增長會帶動能源消費(fèi)的增加，這一方面是因為經(jīng)濟(jì)增長使得居民收入水平提高，購買小汽車的人數(shù)增加使得對石油等化石燃料的消費(fèi)增加，同時居民收入水平的提高也會增加大功率電器的使用，使得電力等能源的消費(fèi)增加；另一方面，經(jīng)濟(jì)增長會促使企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，而企業(yè)的的生產(chǎn)是需要消耗大量能源的。具體到單個地區(qū)，能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)存在著很大的差別，βi介于0.197 9到1.052 3之間。在分析的30個省市自治區(qū)里，只有湖南省的βi＞1，βi＞1說明能源消費(fèi)增加的速度快于經(jīng)濟(jì)增長的速度，經(jīng)濟(jì)增長是靠能源驅(qū)動的粗放型增長模式。湖南位于中國中部，目前處于中部崛起戰(zhàn)略發(fā)展的初期，因此在經(jīng)濟(jì)發(fā)展提速的同時導(dǎo)致能源的大量消耗。除了湖南，其他地區(qū)的βi＜1，說明隨著社會的發(fā)展，中國各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長方式已經(jīng)開始由粗放型轉(zhuǎn)變到集約型，這有利于我國的經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長。查閱相關(guān)資料,可知西方發(fā)達(dá)國家的能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)小于0.5，而表中的估計結(jié)果只有北京、天津和上海的βi小于0.5，其他地區(qū)的βi都是大于0.5的。北京、天津和上海是我國最早設(shè)立的三個直轄市，具有先天的政治地理優(yōu)勢，北京是我國首都，上海是我國金融中心，所以這三個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平明顯快于其他省份。根據(jù)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的倒U型曲線，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定規(guī)模后，經(jīng)濟(jì)增長會使得能源消費(fèi)減少，由能耗系數(shù)可判斷北京、天津和上海已經(jīng)超過了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的倒U型曲線的拐點(diǎn)，達(dá)到了西方發(fā)達(dá)國家的能耗彈性系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)。相對于北京、天津和上海，另一個直轄市重慶的βi則明顯偏大，高達(dá)0.882 1。由于重慶是最晚設(shè)立的直轄市，相對于其他三個直轄市，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上還是存在一定差距的，因此能耗系數(shù)在四個直轄市中最大是符合實(shí)際的，但是接近0.9的能耗系數(shù)反映出重慶調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級的任務(wù)很緊迫和艱巨。除了重慶，西部的四川、貴州、云南、新疆、青海、寧夏、甘肅和陜西的能耗系數(shù)普遍較高，這和西部地區(qū)普遍經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的實(shí)際有關(guān)，符合現(xiàn)實(shí)情況。此外，在表3的回歸估計結(jié)果中，有20個省市自治區(qū)的βi大于0.7，這說明相對于西方發(fā)達(dá)國家而言，我國絕大部分省市自治區(qū)的能源利用效率還有待提高。

2．能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長庫茲涅茨曲線的驗證

環(huán)境庫茨涅茨曲線是Grossmann和Kruger在研究經(jīng)濟(jì)增長對環(huán)境的影響時提出的，他們研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)人均GDP處于較低水平時，二氧化硫排放量處于集中增長階段，當(dāng)人均GDP處于較高水平時，二氧化硫排放量處于下降階段，即隨著經(jīng)濟(jì)增長，二氧化硫排放量呈倒U型曲線。環(huán)境庫茲涅茨曲線提出后很多學(xué)者對其進(jìn)行了驗證，并且發(fā)現(xiàn)不僅僅是環(huán)境污染和經(jīng)濟(jì)增長存在倒U型曲線，其他變量之間也可能存在倒U型曲線。由于石油和煤炭等能源的消耗會產(chǎn)生大量二氧化硫和一氧化碳等污染物，而這些污染物的排放與經(jīng)濟(jì)增長存在倒U型曲線關(guān)系，那么能源消耗可能也與經(jīng)濟(jì)增長存在著倒U型曲線的關(guān)系。于是在能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整方程的基礎(chǔ)上引進(jìn)人均GDP的二次項，通過似然比檢驗和Hausman檢驗，最終選取了固定效應(yīng)的常系數(shù)模型。模型的估計結(jié)果如下：

通過上面的方程可以發(fā)現(xiàn)，人均GDP的二次項系數(shù)是非常顯著的，在模型中再引入人均GDP的三次項，方程的擬合效果下降并且三次項的系數(shù)也不顯著，因此最終選擇了上面的方程。在方程中，人均GDP的二次項前的系數(shù)是負(fù)的，因此人均能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的倒U型曲線關(guān)系是成立的，這證明了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的庫茲涅茨曲線是存在的，在經(jīng)濟(jì)水平比較低時，經(jīng)濟(jì)的增長會引起能源消耗的增加，經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平時，能源消費(fèi)會逐步減少。這主要是因為在經(jīng)濟(jì)水平比較低時是以第一、二產(chǎn)業(yè)為主要產(chǎn)業(yè)的粗放型增長方式，并且由于技術(shù)水平不高，能源利用效率比較低下，因此經(jīng)濟(jì)的增長需要大量的能源消耗作為支撐。但是隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷由第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)升級，高科技的發(fā)展使得能源利用效率大幅提高，同時人們的節(jié)能減排意識也得到增強(qiáng)，因此能源的消耗會逐步減少。

五、結(jié)論

通過對我國30個省市自治區(qū)能源消費(fèi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，可以得到如下結(jié)論：

1．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于能源消費(fèi)具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通過估計的回歸方程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)的符號可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)具有反向作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級能抑制能源的消費(fèi)。雖然在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消費(fèi)的回歸方程中，不同地區(qū)的個體效應(yīng)存在差異，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)的彈性系數(shù)卻不存在差異，即對于不同的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費(fèi)具有相同的影響。

2．經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通過回歸方程可以得知，經(jīng)濟(jì)增長對能源消費(fèi)具有正向影響，但是影響系數(shù)卻存在區(qū)域差異，除了兩個地區(qū)能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)大于1外，其他的地區(qū)都是小于1的，說明我國絕大部分地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長方式已經(jīng)由粗放型轉(zhuǎn)變?yōu)榧s型，但是彈性系數(shù)普遍大于0.7，說明能源利用效率不高，仍有待提高。

3．能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的庫茲涅茨曲線是存在的。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較低時，經(jīng)濟(jì)增長會促進(jìn)能源消費(fèi)的增加，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定規(guī)模后，經(jīng)濟(jì)增長會抑制能源的消費(fèi)。

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