長三角地區(qū)能源消費(fèi)、要素投入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

■ 賀 莉 副教授 朱天星 田 冰（、長春工業(yè)大學(xué)基礎(chǔ)科學(xué)學(xué)院 長春 00 、沈陽工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 沈陽 0870 、遼寧省統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)核算處 沈陽 00）

引言

國內(nèi)外有關(guān)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究基于如下四種假說：一是增長假說。該假說認(rèn)為能源消費(fèi)的增長會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，存在能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長方向的因果關(guān)系，如Bowden 和Payne（2009）對美國的研究；二是節(jié)約假說。該假說認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長引起能源消費(fèi)的增長，存在經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)方向的因果關(guān)系，如Karanfil（2008）對土耳其的研究；三是中性假說。該假說認(rèn)為能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長幾乎沒有影響，能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長間不存在因果關(guān)系；四是反饋假說。該假說認(rèn)為能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長間是相互關(guān)聯(lián)、相互補(bǔ)充的，二者之間存在雙向因果關(guān)系，如蔡雪雄、唐勇等（2012）對長三角地區(qū)的研究。

本文在單部門生產(chǎn)函數(shù)框架下研究長三角地區(qū)能源消費(fèi)、要素投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，檢驗(yàn)?zāi)茉聪M(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間的四種假說，并提出政策參考。

模型構(gòu)建

在單部門經(jīng)濟(jì)模型中，假定整個社會的生產(chǎn)是在柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上增加能源生產(chǎn)要素進(jìn)行的，取對數(shù)后的柯布道格拉斯模型（Apergis，2009）如式（1）所示：

其中：LnYit是第i個個體第t期產(chǎn)出的對數(shù)，ai是全要素能源效率的對數(shù)，b1、b2、b3分別是資本、勞動、能源消費(fèi)的產(chǎn)出彈性。面板數(shù)據(jù)模型大致分為三類模型，如果在式（1）中ai=aj=a，bi=bj=b，則為不變系數(shù)模型；如果在式（1）中ai≠aj，bi=bj=b，則為存在個體影響、無結(jié)構(gòu)變化的變截距模型；如果在式（1）中ai≠aj，bi≠bj，則為變系數(shù)模型。此外，檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)是否是違背經(jīng)典假定，如擾動項(xiàng)uit是否存在組內(nèi)自相關(guān)（wooldridge（2002））和組間截面相關(guān)（Breusch-Pagan LM（Greene，2003））及異方差等。

數(shù)據(jù)來源及變量定義

長三角地區(qū)是我國經(jīng)濟(jì)增長的主要驅(qū)動力，研究長三角地區(qū)能源消費(fèi)、要素投入和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系有利于制定全國和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展和能源消費(fèi)政策。本文選擇改革開放后的1980-2013年作為研究區(qū)間，數(shù)據(jù)來源于長三角地區(qū)各省市統(tǒng)計(jì)年鑒1979-2014。

參照現(xiàn)有關(guān)于能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究以及模型（1），選擇如下變量：其一，經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)。選取長三角地區(qū)各省市的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，以1978年為基期對長三角地區(qū)各省市1980-2013年的名義GDP進(jìn)行平減，并取對數(shù)，記為LGDP。其二，能源消費(fèi)指標(biāo)。能源消費(fèi)指標(biāo)采用長三角地區(qū)各省市1980-2013年的能源消費(fèi)總量，并取對數(shù)，記為LEC。其三，勞動指標(biāo)。選取長三角地區(qū)各省市1980-2013年的年末從業(yè)人員數(shù)量作為勞動力投入指標(biāo)（鄭麗琳，2012），并取對數(shù)，記為LL。其四，資本存量指標(biāo)。本文對長三角地區(qū)各省市資本存量估算采用目前比較流行的永續(xù)盤存法，其一般化公式為：

其中：Kt、Kt-1分別表示第t和t -1時期的資本存量；It表示第t期的投資流量；δt表示第t期的折舊率。本文參照黃宗遠(yuǎn)、宮汝凱（2010）等的研究方法，計(jì)算長三角各省市的資本存量，以1978年為基準(zhǔn)年份，基期資本存量：K1978=I1978（gi+1）/(gi+δ)，其中g(shù)i為1952-1978年平均投資增長率（δ為折舊率，這里取5%）；以固定資本形成額作為每年的投資流量；折舊率取為9.6%；利用1978-2013年的固定資本形成額及各年的發(fā)展速度計(jì)算隱含的投資價格平減指數(shù)。

數(shù)據(jù)檢驗(yàn)及模型建立

（一）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

1.面板單位根檢驗(yàn)。面板單位根檢驗(yàn)的方法主要有：L.L&C檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，除了資本存量變量同質(zhì)單位根檢驗(yàn)呈顯著外，其余變量數(shù)據(jù)的水平值均不平穩(wěn)，而一階差分均平穩(wěn)，符合面板協(xié)整前提。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)。面板協(xié)整檢驗(yàn)確認(rèn)長三角地區(qū)各省市經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和要素投入變量是否存在長期均衡關(guān)系？本文使用可以檢驗(yàn)異質(zhì)性面板協(xié)整的Pedroni（1999）統(tǒng)計(jì)量，結(jié)果表明，在組內(nèi)維度的4個統(tǒng)計(jì)量中，2個統(tǒng)計(jì)顯著；在組間維度的3個統(tǒng)計(jì)量中，2個統(tǒng)計(jì)顯著，尤其是Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量均顯著。因此長三角地區(qū)各省市的經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和要素投入變量間是長期協(xié)整的。

（二）模型建立

分別計(jì)算式（1）在三種情況下的殘差平方和：S1=0.195，S2=0.4798，S3=0.783，最后確定建立變系數(shù)模型，同時Hausman統(tǒng)計(jì)量的P值為0.0986，應(yīng)建立固定影響變系數(shù)模型。本文的面板數(shù)據(jù)模型N=3，T=34，為長面板數(shù)據(jù)，利用Stata11.2分別計(jì)算組內(nèi)自相關(guān)Wald F-統(tǒng)計(jì)量、組間截面相關(guān)Breusch-Pagan LM卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及沃爾德卡方統(tǒng)計(jì)量，結(jié)果表明存在組內(nèi)自相關(guān)、組間截面相關(guān)及異方差。

利用EVIEWS的SUR進(jìn)行估計(jì)，模型中加入AR（1）控制組內(nèi)一階自相關(guān)，對長三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長及各投入要素的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表1所示。

分析表1發(fā)現(xiàn)，長三角地區(qū)的上海市勞動、資本和能源消費(fèi)的彈性分別為0.359、0.64和0.457，表現(xiàn)為規(guī)模報酬遞增特征，全要素能源效率0.02；江蘇省的勞動、資本和能源消費(fèi)彈性分別為-0.124、0.753和0.163，規(guī)模報酬遞減特征，全要素能源效率1.83；浙江省勞動、資本和能源消費(fèi)彈性分別為0.515、0.95和-0.338，為規(guī)模報酬遞增特征，全要素能源效率0.23。浙江省的勞動和資本產(chǎn)出彈性最高，分別為0.515、0.95；上海市的能源消費(fèi)產(chǎn)出彈性最高，0.457，最低的是浙江省，-0.338，為負(fù)值。

長三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

表1的回歸結(jié)果表明長三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和要素投入間存在顯著的長期均衡關(guān)系，在現(xiàn)有面板因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突A(chǔ)上增加殘差自回歸項(xiàng)，用來檢驗(yàn)控制資本、勞動及殘差自相關(guān)條件下長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)間的因果關(guān)系，模型如下：

表1 長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長及各投入要素的面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

表2 長三角地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長間的面板因果檢驗(yàn)

其中：Δ LGDP為經(jīng)濟(jì)增長對數(shù)的一階差分，ECT為誤差修正項(xiàng)，Δ LK、ΔLL、Δ LEC分別為資本、勞動以及能源消費(fèi)對數(shù)的一階差分。

把差分后的長三角各省市經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)、投入要素變量數(shù)據(jù)，及表1中回歸的殘差分別代入模型（3）、（4）。模型（3）、（4）的回歸結(jié)果如表2所示。

表2中，a，b，c分別表示在1%、5%和10%水平下是統(tǒng)計(jì)顯著的。通過分析表2中長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)間因果關(guān)系發(fā)現(xiàn)，在控制資本存量、勞動及殘差自相關(guān)條件下，以經(jīng)濟(jì)增長為被解釋變量的方程中，能源消費(fèi)和資本的回歸結(jié)果是統(tǒng)計(jì)顯著的，表明短期上存在能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長方向的格蘭杰原因，誤差修正項(xiàng)系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，且為負(fù)，表明存在短期向長期趨勢的回歸；以能源消費(fèi)為被解釋變量的方程中，經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)顯著，說明存在經(jīng)濟(jì)增長到能源消費(fèi)方向的格蘭杰原因，誤差修正項(xiàng)不顯著，表明能源消費(fèi)并沒有對長期均衡調(diào)整做出反應(yīng)，總之，長三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和能源消費(fèi)間近似滿足反饋假說。

結(jié)論與對策建議

本文利用長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)及要素投入數(shù)據(jù)，在生產(chǎn)函數(shù)框架內(nèi)研究長三角地區(qū)能源消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生性以及要素投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)差異，結(jié)果表明浙江省的勞動產(chǎn)出彈性最高（0.515），浙江省的資本產(chǎn)出彈性也是最高（0.95）；能源消費(fèi)的產(chǎn)出彈性最高的是上海市（0.457），其次是江蘇省（0.163），最低的是浙江省（-0.338），為負(fù)值。全要素能源效率的大小依次為：江蘇省、浙江省和上海市，面板因果檢驗(yàn)表明長三角地區(qū)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長之間滿足反饋假說，如果限制能源消費(fèi)會阻礙經(jīng)濟(jì)增長。

根據(jù)長三角地區(qū)面板回歸和因果檢驗(yàn)結(jié)果，本文提出如下對策建議：一是增加經(jīng)濟(jì)增加值的科技含量，進(jìn)一步提高能源的使用效率?；貧w結(jié)果表明上海市和浙江省的全要素能源效率分別為0.02和0.23，該指標(biāo)明顯低于江蘇省的1.83，通過科技創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步可以提高生產(chǎn)要素的使用效率，緩解能源供求矛盾；二是加大經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的力度。盡管長三角地區(qū)是我國經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動力，但從三省市的資本產(chǎn)出彈性看（上海市、江蘇省和浙江省的資本產(chǎn)出彈性分別為0.64、0.75和0.95），投資拉動型的經(jīng)濟(jì)增長模型仍然沒有完全改變，還需要努力轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長模式；三是調(diào)整勞動和能源的投入結(jié)構(gòu)、提高勞動對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。從實(shí)證研究結(jié)論看，長三角地區(qū)能源消費(fèi)和勞動的產(chǎn)出彈性明顯低于資本的產(chǎn)出彈性，特別是江蘇省的勞動產(chǎn)出彈性為負(fù)值，浙江省的能源消費(fèi)產(chǎn)出彈性為負(fù)值，一方面減少江蘇省的勞動力流入數(shù)量，通過引進(jìn)人才或推動產(chǎn)學(xué)研結(jié)合等多種形式增加勞動力的投入質(zhì)量；另一方面減少浙江省的能源轉(zhuǎn)移數(shù)量，適當(dāng)提高上海市和江蘇省的能源消費(fèi)數(shù)量，這樣有利于長三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長可持續(xù)發(fā)展水平，適當(dāng)減輕能源投入的依賴。

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