能源消费与经济增长的动态关系分析研究①——以我国各区域为例

中共湖南省委直属机关党校　秦文展



能源消费与经济增长的动态关系分析研究①
——以我国各区域为例

中共湖南省委直属机关党校秦文展

摘 要：本文分析了我国各区域能源消耗与经济增长之间的关系，此种关系以动态的方式表现出来。利用面板数据模型的检验方法，进行了面板单位根检验、面板协整检验、面板模型估计、误差修正和Granger因果关系检验。

关键词：能源消费经济增长动态关系区域我国

我国能源环境问题，从能源消费的角度研究，我国的环境问题主要表现在煤炭开采运输污染、工业和生活燃煤造成的大气污染和水污染，日益严重的车辆尾气污染，温室气体排放导致的气候变暖，以及农村过度消耗生物质能所引起的生态破坏等。其主要原因是由于：(1)我国的能源结构以煤炭为主，能源消费模式单一；(2)我国加大了对工业特别是重工业投资，工业基础从无到有，从极端薄弱到不断壮大；(3)我国的工业生产粗放型经营，采用的生产装备落后、工业技术、工艺陈旧，导致能耗居高不下，能源利用效率低，因此造成严重的环境污染；(4)重煤炭产量，轻煤炭质量，但洗选率低，利用率低，浪费严重，硫煤居高不下，带来严重的环境污染。

从区域分布看，我国能源生产主要分布在经济相对落后的地区，东北地区是我国石油资源最丰富的地区，华北和西北地区也蕴藏着丰富的石油资源，西北地区是我国天然气资源最丰富的地区，东北和西南也有较大分布；2003年～2012年，我国一次能源生产总量和构成中，一次能源生产总量是逐年呈上升的趋势，我国的能源生产结构以原煤为主，石油、水电次之，天然气、核电等再次之，我国的能源结构有待优化和调整。

从行业分布来看，2003年～2012年，折标煤量上升速度的排列顺序分别为：交通业＞其他行业＞建筑业＞工业＞批发零售业＞农业；从能源生产和消费结构上看，我国的能源结构向好的方向发展，原油生产量的比重呈下降趋势，水电、核电及其他能源从2007年以后，呈不断上升趋势，这是我国大力发展水电和核电的结果。近年来，我国在各河流水能丰富地区开发水电；同时有不少核电站扩容和新的核电站建设；石油消费量、原油消费量、燃料油消费量的变动不稳定，下降趋势不明显，电力消费量变化也不稳定。2008年以后能源生产结构和能源消费结构趋向于优化；GDP增长并不是完全靠能源消耗来实现的，而是通过产业结构、技术发展、管理水平等多方面共同作用的结果；我国经济增长逐渐摆脱以前以消耗能源、破坏生态环境为代价的不良增长方式，转变为低能耗、重环保的两型社会发展。

1　面板单位根检验

本文研究采用面板根数据理论中的LLC检验和ISP检验进行分析和检验，检验数据的平稳性。根据统计年鉴数据，利用相关数学统计理论，进行数据统计分析。对变量GDPC(人均GDP)、PCEC(人均能源消费量)进行LLC和ISP检验。面板单位根检验LLC模型为：

面板根检验IPS模型为：

利用公式(1)、(2)、(3)进行检验，检验结果见表1。

表1　面板单位根LLC/ISP检验结果

2　面板协整检验

根据考和姜(2000)考虑的同质面板模型：

建立我国人均GDP和人均能源消耗量之间关系的检验模型：

利用考检验和佩德罗尼检验的检验过程、检验模型(5)及辅助回归方程进行检验，检验结果见表2。

从表2可以看出，通过人均GDP与人均能源消耗量指标分析，在考检验中，ADF的统计量值为-4.9912*(*表示在1%的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设)，统计量伴随概率为0.0009，几乎为零，根据原假设，分析两者指标之间是否存在协整关系，考检验的结果是：从长期来看，两者之间存在协整关系；在佩德罗尼检验中的统计量值为65.2291*，统计量伴随概率为0.0002的统计量值为-2.1746**(**表示在10%的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设)，统计量伴随概率为0.0023，的统计量值为-2.7512*，统计量伴随概率为0.0005，的统计量值为-5.4321**，统计量伴随概率为0.0001。分析两者指标之间是否存在协整关系，考检验的结果是：从长期来看，两者之间存在协整关系。

表2　考和佩德罗尼面板协整检验结果

3　面板模型估计

根据前面所用数理研究模型及论文研究需要，在此采用似不相关回归法对人均GDP和人均能源消耗量的长期均衡方程进行估计，一般回归式为：

豪斯曼检验统计量为：

在豪斯曼和泰勒中增加了2个统计量进行检验。设

检验统计量为：

巴尔塔吉(2005)指出，共同不可度量因素或不可观测因素会对因变量产生影响，而不同对象又会产生不同结果，如此，在同一时期，应该采用似不相关回归模型进行分析。

SUR模型形式为：

对数据进行标准化以后，再利用豪斯曼检验，豪斯曼检验结果见表3。

由表3可知，统计量值为0.00099，自由度为1，概率为0.9912。、检验和检验的计算方法已经在前面阐述清楚。

(1)只考虑地区影响的模型估计结果。

表3　豪斯曼固定效应与随机效应影响检验

表4　各省市区影响系数的估计结果

表4　各省市区影响系数的估计结果

区域区域有趋势　无趋势　有趋势　无趋势北京　0.1512　0.2091　河南　-0.1702　-0.1792天津　0.2987　0.3567　湖北　-0.1025　-0.0997河北　0.2701　0.2517　湖南　-0.5517　-0.5231山西　0.7015　0.7528　广东　-0.6728　-0.5224内蒙古　0.4299　0.4337　广西　-0.4031　-0.4287辽宁　0.3250　0.3564　海南　-0.9971　-0.8997吉林　0.2271　0.2379　重庆　-0.3175　-0.3012黑龙江　0.2241　0.2678　四川　-0.2013　-0.2134上海　0.1799　0.2714　贵州　0.5031　0.4287江苏　-0.3124 -0.3987　云南　-0.0975 -0.0781浙江　-0.2999 -0.3007　陕西　-0.0621 -0.1124安徽　-0.3458　-0.4103　甘肃　0.2037　0.2017福建　-0.5002　-0.5021　青海　0.6728　0.6017江西　-0.4499　-0.4672　宁夏　0.7121　0.6987山东　-0.1987　-0.1762　新疆　0.5001　0.4124

表4说明我国2003年～2012年10年的能源消费弹性系数，排在前三位的是：宁夏的值最大，值为0.7121，其次为山西值为0.7121，排第三的为贵州值为0.5031，这主要是由于宁夏的工业化进程较快、城市化进程加速，能耗较高的同时，人均GDP不高，投入与产出之间不相对称，导致值在全国排名第一；而山西本来就是能源大省，尤其是煤炭产量相当大，所以其值排第二；贵州地处偏远，能源结构主要靠六盘水的煤炭作为支撑，同时，人均GDP不高，投入与产出之间不相匹配，所以其值在全国排名第三。排名倒数三名的分别是海南、广东和湖南，海南的能源消费弹性系数值为-0.9971，在全国排名倒数第一，这主要是海南的产业结构所导致，海南主要是旅游业、金融业为主，能源消耗量较少；广东在全国排名倒数第二，虽然广东工厂较多，但主要是以劳动密集型产业为主，高能耗产业相对比重较小，同时人均GDP较高，投入与产出之间匹配性较高；而湖南为中部省份，加上能源结构比较合理，经济增长比较平稳，投入与产出比相对较大，因此，排名倒数第三。从表3还可以看出，有些经济发达地区，值比较小，而有些经济不发达地区值比较大，这主要与能源结构、产业结构等不合理因素密切相关。

(2)既考虑地区影响又考虑时间影响的模型估计结果。

4　误差修正和Granger因果关系检验

经济变量之间存在着相互的影响关系，除了同期影响外，还会受到过去行为的影响。对两个变量，辅助回归方程组为：

目前，黄河流域年入河废污水排放量约为43亿t。石油化工、煤炭、造纸等行业的COD排放量占流域工业排放量的80%以上。流域内工业废水达标排放率低，城市污水处理率低于全国平均水平。

表5　考虑时间序列的影响系数值估计结果

表5　考虑时间序列的影响系数值估计结果

年份　2003　2004　2005　2006　2007　2008　2009　2010　2011　20120.0401　-0.0387　-0.0211　-0.0097　-0.0062　0.0334　0.1405　0.1456　0.2001　0.1989

模型中滞后期数根据AIC和BIC信息准则来判定。原假设有：

对于同一样本数据，受约束样本回归模型的残差平方和不小于无约束样本回归模型的残差平方和，意味着对模型施加约束条件会降低模型的解释能力。

构建检验的检验统计量为：

归于面板Granger因果检验，一种是估计面板向量自回归(PVAR)的固定效应模型和随机效应模型，然后再利用沃尔德检验的系数判断Granger因果关系是否存在；另一种是Granger因果关系检验方法，该检验是基于误差修正模型基础之上的。

赫瑞林异质面板自回归模型为：

马西哈等根据面板误差修正模型进行Granger因果检验，模型为：

根据误差修正和Granger因果关系检验模型和模型(16)建立模型，模型见公式(17)：

根据方程组(17)，采用误差修正和Granger因果关系检验模型进行的面板因果关系检验，检验结果见表7。

表6　滞后一阶面板VAR模型的残差序列相关AB检验结果

表7　ECM面板因果关系检验结果

5　结语

分析了我国各区域能源消耗与经济增长之间的关系，此种关系以动态方式表现出来。利用面板数据模型的检验方法，进行了面板单位根检验、面板协整检验、面板模型估计、误差修正和Granger因果关系检验。

面板协整检验的结果是：所有统计量都拒绝了原来假设，即人均GDP与人均能源消耗量之间不存在协整关系的假设，也就是说考检验的结果是：从长期来看，人均GDP与人均能源消耗量关系密切，它们之间有协整关系。

面板模型估计的结果是：由于地区不同，经济增长对能源消耗量具有明显的影响，也就是两者之间存在长期的均衡关系，也就是地区效应是明显存在的。能源消费弹性系数为0.7012，也就说明在其他条件不变的情况下，全国人均GDP上升1%，能源消耗增加0.7012%。既考虑地区影响又考虑时间影响的模型估计中，随着时间的推移，由于地区不同，经济增长对能源消耗量具有明显的影响，也就是两者之间存在长期的均衡关系。能源消费弹性系数为0.6828，比只考虑地区影响的0.7012低，说明随着时间的推移，能源消费弹性系数会减少，也就说明：在其他条件不变的情况下，全国人均GDP上升1%，能源消耗增加0.6828%。

参考文献

［1］ 李志宏.面板数据协整检验的一个简明蒙特卡洛实验框架［J］.数量经济技术经济研究，2006（7）.

中图分类号：F206

文献标识码：A

文章编号：2096-0298（2016）05（a）-174-05

基金项目：①湖南省哲学社会科学基金项目的阶段性成果(14YBA 380)；湖南省情与决策咨询研究课题的阶段性成果(2015BZZ115)。

作者简介：秦文展(1973-)，男，汉族，湖南桂阳人，中共湖南省委直属机关党校经济学教研室教授，博士，主要从事资源与环境经济学、区域经济学方面的研究。