山东省能源消费、产业结构和经济发展关系实证研究

2014-11-21张传平赵亚楠

华东经济管理 2014年4期

张传平，高伟，赵亚楠

（中国石油大学经济管理学院，山东青岛 266580）

一、引言

国内外关于能源消费与经济增长的关系已有很多研究，其研究结果也不尽相同。Kraft J和Kraft A[1]研究美国1947-1974年能源消费和收入的因果关系时，发现了从经济增长到能源消费的单项因果关系。Yang[2]对我国台湾一次能源消费和经济发展的关系研究中，得出能源消费和经济增长之间存在着双向因果关系。丁灿峰[3]对1953-2007年中国能源消费和经济增长数据进行协整分析和因果检验，发现我国存在着从能源消费到经济增长的单项因果关系。王火根[4]基于中国30省市面板数据，将能源引入生产函数，研究中国经济增长与能源消费关系，发现能源消费是经济增长的单项Granger因果关系。

目前关于产业结构和能源消费关系的研究均认为产业结构的变动影响着能源消费。其中，路正南[5]构建了能源消费与产业结构回归方程，发现能源消费总量与产业结构相关性很高，产业结构调整会直接影响能源消费。尹春华、顾培亮[6]运用灰色关联分析方法对能源消费和产业结构进行关联分析，得出第二产业的升降对能源消费影响最大，其次是生活用能和第三产业，最后是第一产业。郭志军[7]对中国的产业结构和能源消费进行协整分析，发现能源消费受产业结构变化的影响，其中第二产业变动对能源消费影响程度最大。张意翔、孙涵[8]通过建立误差修正模型，检验了我国能源消费与产业结构重型化之间的短期波动和长期均衡关系，发现产业结构重型化对能源消费具有拉动作用，要控制能源消费就必须调整产业结构，转变发展模式。

上述研究对能源消费、产业结构和经济发展关系进行了一些分析，但由于地区差异存在，样本数据的选择也有所不同，使得能源消费、产业结构和经济发展关系的研究针对性不强，研究结论也有所不同。为此，本文针对山东省数据，运用协整理论和Granger因果关系检验来分析山东省能源消费、产业结构和经济发展间的影响关系。

二、实证研究方法概述

（一）平稳性检验

协整分析和Granger因果关系分析都要求时间序列是平稳序列，若时间数据不平稳，很有可能会出现“虚假回归”现象[9]，因此首先要进行数据平稳性检验。对于不平稳的变量序列，则需通过取对数或差分处理，使随机变量序列满足因果检验的平稳性要求[10]。常用的平稳性检验方法有DF检验、PP检验和ADF检验法，本文采用ADF方法。ADF检验一般通过如下三个模型完成：

公式(1)—(3)分别为无常数项无时间趋势项、有常数项无时间趋势项、有常数项有时间趋势项模型。

（二）协整检验

20世纪80年代，恩格尔(Engle)和格兰杰(Granger)提出了协整理论。其基本思想是实际中很多时间序列是非平稳的，但是它们的线性组合却有可能是平稳序列，协整检验就是为了检验一组非平稳序列的线性组合是否具有长期的协整关系[11]。如果一个序列非平稳，但其经过n次差分处理后变为平稳，则称此变量为n阶单整序列，记为I(n)。若各变量都是同阶单整的，则可以进行协整分析。E—G两步法适用于两变量间的协整分析，而多变量分析经常使用Johansen协整检验法，也称J—J检验法。本文拟分析山东省能源消费、经济增长和产业结构变量，故采用Johansen法进行协整检验。

（三）Granger因果关系检验

如果序列间存在着长期均衡的协整关系，则可以进一步运用Granger因果关系检验序列间因果关系是否存在及其影响的方向。Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量的方程中，如果一个变量会受到其他变量的滞后影响，我们就称他们具有Granger因果关系[12]。Granger因果关系检验需要构建以下检验方程:

Granger因果关系可以通过F统计量来判断，如果F统计量大于相应显著性水平下的临界值,则拒绝原假设,得到变量间存在格兰杰因果关系的结论。

三、山东省能源消费、经济增长和产业结构关系实证分析

（一）数据获取与处理

本文选取1980-2012年山东省能源消费、经济增长和产业结构数据进行分析。能源消费总量用ET表示，单位为万吨标准煤；由于第二产业在山东省产业结构中始终占据较高比例，因此用第二产业比例IS（%）来表示产业结构；经济增长用地区生产总值（GDP）来衡量，单位为亿元人民币。GDP和IS数据均来自于《山东统计年鉴》。另外，为了真实反映经济发展状况，消除价格因素影响，需根据GDP指数将GDP统计数据换算为1980年不变价格的实际GDP。1995-2012年间的ET数据来自于《山东统计年鉴》，1980-1994年间的ET数据是由能源消费增长系数计算得来。1980-2012年山东省实际ET、IS和GDP数据如表1所示。

为了增加数据的稳定性和消除异方差，使研究更具有实际意义，对ET、IS和GDP数据分别取对数LET、LIS和LGDP。取对数后其仍有趋势现象，为此对LET、LIS和LGDP进行差分处理，差分处理后的时间序列图如图1所示，由图1可看出三者变化趋势相近，走势较平稳，其可能存在着长期均衡关系。

表1 1980-2012年山东省GDP、ET和IS数据

图1 LET、LGDP和LIS时间序列图（一阶差分）

（二）平稳性检验

运用Eviews6.0对LET、LIS和LGDP及其一阶差分序列进行ADF单位根检验。平稳性检验结果如表2所示。

表2 LET、LIS和LGDP单位根检验结果

表2结果显示，序列LET、LIS和LGDP都是非平稳的，但其一阶差分序列检验值均在5%的水平下小于其临界值，说明LET、LIS和LGDP经过差分后变成平稳序列，均为一阶单整序列。

（三）协整检验

运用Johansen协整检验法对1980-2012年山东省能源消费、产业结构和经济发展的协整关系进行检验，检验结果见表3。

表3 Johansen协整检验结果

由表3可知，特征根迹检验和极大特征根检验都在5%的显著性水平下拒绝没有协整向量的原假设，即系统内存在一个协整关系，故由协整检验可得山东省能源消费、产业结构和经济发展之间存在着长期均衡关系，协整方程式为：

LET=-4.774 3+0.635 7LGDP+2.601 2LIS（6）

协整方程反应各变量间的长期稳定关系。LGDP对LET的弹性系数为0.635 7，LIS对LET的弹性系数为2.601 2，说明GDP每增加1%，能源消费将增加0.635 7%，产业结构（第二产业比例）每增加1%，能源消费将增加2.601 2%。由此可见，产业结构对能源消费的长期影响大于GDP对能源消费的影响。从长期性来看，对于山东省，产业结构的优化调整对节能降耗作用远大于GDP对能源消费的拉动作用，节能降耗（还有关联的碳减排等）应该从调整产业结构方面寻找突破口。

GDP和产业结构对能源消费的短期影响情况可以通过构建VEC向量误差修正模型来反映，通过EVIEWS6.0得到的向量误差修正模型估计结果如表4所列。

表4 向量误差修正模型估计结果

在构造的VEC模型中，能源消费的可决系数为0.4813，说明经济增长和产业结构的短期变动及其长期均衡可以解释近50%的能源需求变动，误差修正系数为-0.0027，说明短期内能源消费将会以0.27%的比例对下一期能源消费的增长产生负面影响。该误差修正模型揭示了序列间短期波动对长期均衡关系的影响。

（四）Granger因果关系检验

为了确定山东省能源消费、产业结构和经济发展间是否存在因果关系以及影响的方向，需要对LET、LIS和LGDP序列进行Granger因果关系检验。Granger因果关系检验结果如表5所列。

表5 Granger因果关系检验结果

由表5可知，在10%的水平下，拒绝LGDP不是LIS的Granger原因假设，并且拒绝LIS不是LET的Granger原因假设，即说明1980-2011年山东省的经济发展对产业结构存在着单向的因果关系，产业结构对能源消费有单向的因果关系。这反映出山东省经济发展可以促进产业结构的优化调整，同时由于第二产业是能源消费的重要组成部分，产业结构的变动也会影响到能源消费情况的变动。

（五）脉冲反应和方差分解

脉冲响应函数和方差分解都可以反映序列的动态变化特征。其中，脉冲响应函数是用以反映在扰动项加上一个单位标准差的新息冲击所导致的对内生变量当前值和未来值的影响[15]，方差分解可以分析冲击对各序列变化的影响程度。基于构建的VEC方程的估计，运用EVIEWS6.0画出滞后20期的脉冲响应图和方差分解图，分别如图2和图3所示。

图2 脉冲响应图

图3 方差分解图

从脉冲响应图中可以很直观地看出，能源消费对其自身标准差扰动具有正向效应，第4期达到最大值0.08，随后缓慢减少，波动幅度不大。能源消费对产业结构的标准差扰动在第5期达到正效应最大值0.063，随后逐渐减少。这是由于第二产业能耗需求高，其比例的提高会带动能源消费量增加，但同时为了实现经济的可持续发展，需要促使粗放型经济向密集节约型经济的转变，产业结构的优化调整可以提高能源利用效率，减少能源浪费。能源消费对经济增长的标准差扰动反应为第5期达到最大负效应-0.007，随后从第7期开始转变为正效应并呈上升趋势。山东省作为经济大省，其能源利用效率不高的现状促使政府制定政策降低能耗，提高能效，能源消费增长的速度相对于经济增长速度来说稍微缓慢，因此经济发展扰动会对能源消费产生一个短期的负效应。

方差分解图反映了山东省经济增长和产业结构对能源消费变化的影响程度。从图3可以看出，不考虑能源消费对其自身的影响，GDP对能源消费的贡献率水平较低，而产业结构对能源消费的贡献率最高达到了30%的水平，产业结构对能源消费的影响水平远大于GDP对能源消费的贡献率，这与协整分析得到的结构一致。结合脉冲反应分析，可知山东省产业结构的优化调整对于减少能耗、提高能效的长期影响会不断增强。

四、结论与建议

本文结论如下：

（1）山东省能源消费和经济发展、产业结构间存在着长期协整关系。从长期均衡来看，产业结构对能源消费的弹性系数明显大于经济发展对能源结构的弹性系数。

（2）通过VEC误差修正模型发现，山东省经济增长和产业结构的短期变动及其长期均衡可以解释近50%的能源需求变动。误差修正项系数为负值,符合负向修正机制。

（3）Granger因果关系检验结果显示，山东省经济增长对产业结构存在着单向的因果关系，产业结构对能源消费也具有单向因果关系。

（4）通过脉冲响应和方差分解的测算，山东省产业结构和经济增长对能源消费均产生影响，但产业结构的影响力要远大于经济发展的贡献率，说明优化产业结构是提高能源利用效率的有效途径。

基于以上结论，山东省要实现经济和能源的可持续发展，可从以下几个方面入手：

（1）要调整优化产业结构。各产业对能源消费的依赖性不同，通过产业结构的合理调整，降低能源消费需求大的第二产业所占比例，同时注重提高农业现代化水平，促进工业结构优化升级，突出发展现代服务业，转变经济发展方式，从而缓解能源消费压力，实现长期可持续发展。

（2）要大力推进节能技术创新。经济发展拉动了能源消费，经济发展带来的负面影响也是不可忽视的，解决能源效率低下、环境污染严重等问题已势在必行。经济发展的同时也应大力推进节能技术创新，加快技术创新速度，利用先进的节能技术提高能源利用效率，减少能源消耗。另外，制定单位能耗限额标准并严格执行，监督促使企业进行节能技术改造。加大政策扶持力度。一方面要“开源”，通过引进外资和技术，加大研发投入，加强国际交流与合作。另一方面要“节流”，在补贴、价格等政策上给予优惠，鼓励企业进行节能生产，形成节能循环。同时加强源头控制，严格控制市场准入门槛，遏制高耗能行业过快增长。

（3）要提高全民节能减排的意识和动力。控制能源消费总量离不开全社会的共同努力，形成节约资源、减少污染、保护环境的社会理念也是当务之急。

[1]Kraft J，Kraft A.On the relationship between energy and GNP[J].Energy Development，1978（3）：401-403.

[2]Yang H Y.A note on the causal relationship between energy and GDP in Taiwan[J].Energy Economics，2000，22（3）：309-317.

[3]丁灿峰，周月鹏.能源消费与经济增长关系——基于中国1953-2007年的实证研究[J].工业技术经济，2010（7）：71-61.

[4]王火根，沈力生.中国经济增长与能源消费关系研究——基于中国30省市面板数据的实证检验[J].统计与决策，2008（3）：125-128.

[5]路正南.产业结构调整对我国能源消费影响的实证分析[J].数量经济技术经济研究，1999（12）：53-55.

[6]尹春华，顾培亮.我国产业结构的调整与能源消费的灰色关联分析[J].天津大学学报，2003（1）：104-107.

[7]郭志军，李飞，覃巍.中国产业结构变动对能源消费影响的协整分析[J].工业技术经济，2007（11）：97-101.

[8]张意翔，孙涵.我国能源消费误差修正模型研究——基于产业结构重型化视角的实证分析[J].中国人口·资源与环境，2008（1）：74-78.

[9]Lizeth Garcia-Belmonte.Spurious Regression and lurking variables[J].Statistics&Probability Letters，2011（12）：2004-2010.

[10]耿杰，任国炜.河北省通货膨胀与经济增长之间的关系探究[J].中国商界，2010（4）：202-203.

[11]何立华，许永祥.山东省能源消费与经济增长关系实证研究[J].科学技术与工程，2012（1）：238-242.