不同產(chǎn)業(yè)結構下電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系論文
1 引言
隨著(zhù)全球氣候變暖和人類(lèi)生存環(huán)境的惡化，越來(lái)越多的國家通過(guò)節能減排來(lái)保護環(huán)境，能源政策對經(jīng)濟增長(cháng)的影響成為各國普遍關(guān)注的問(wèn)題。如果存在從能源消費到經(jīng)濟增長(cháng)的因果關(guān)系，那么保護能源的節能政策將會(huì )對經(jīng)濟增長(cháng)產(chǎn)生負面影響；相反，如果存在從經(jīng)濟增長(cháng)到能源消費的單向因果關(guān)系或兩者沒(méi)有因果關(guān)系，那么節能政策可能對經(jīng)濟增長(cháng)沒(méi)有或者有很小的影響。圍繞能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系，國內外學(xué)者進(jìn)行了大量的實(shí)證檢驗，但迄今為止沒(méi)有達成一致或令人信服的結論。本文嘗試從產(chǎn)業(yè)結構的角度為實(shí)證結果的不一致給出一個(gè)較為合理的解釋。
歷史經(jīng)驗表明，由于不同產(chǎn)業(yè)部門(mén)生產(chǎn)等量GDP所消耗的能源不同，產(chǎn)業(yè)結構對能源消費和經(jīng)濟增長(cháng)都有著(zhù)重要影響。一般而言，第二產(chǎn)業(yè)單位增加值耗能要大大高于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。若經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)的比重較高，經(jīng)濟增長(cháng)就會(huì )更多地依賴(lài)能源投入；反之，經(jīng)濟增長(cháng)對能源投入的依賴(lài)程度就會(huì )較弱。我國各地區產(chǎn)業(yè)結構存在較大差異，如果把具有不同產(chǎn)業(yè)結構的省份劃分在一個(gè)區域，必然會(huì )影響回歸結果的顯著(zhù)性或者低估回歸參數，得到不準確的結論。因此，本文以產(chǎn)業(yè)結構為標準對我國28個(gè)省市自治區進(jìn)行劃分，研究不同產(chǎn)業(yè)結構下能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系。本文的劃分方法具有兩個(gè)優(yōu)點(diǎn)：一是相對于已有的國別研究，利用我國不同地區產(chǎn)業(yè)結構的差別來(lái)研究?jì)烧哧P(guān)系，可以避免國家社會(huì )制度、經(jīng)濟體制以及宏觀(guān)經(jīng)濟政策等方面的差異對兩者內在依存關(guān)系的影響。二是相對于東、西、中地理位置的劃分，更具經(jīng)濟合理性，所得結論也可為我國各地區電力需求預測、能源政策以及區域產(chǎn)業(yè)結構的調整提供科學(xué)依據。
2 文獻綜述與研究方法
能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)的因果關(guān)系存在著(zhù)重要的政策涵義，因此學(xué)術(shù)界對這一問(wèn)題進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。
Ozturk（2010）[1]對這一領(lǐng)域的研究成果進(jìn)行了梳理，發(fā)現針對不同國家的實(shí)證結果不同，即使針對同一個(gè)國家，不同樣本區間的實(shí)證結果也不一致。如Kraft J和Kraft A（1978）[2]利用美國1947~1974年的數據進(jìn)行研究，發(fā)現存在GNP（國民生產(chǎn)總值）到能源消費的單向因果關(guān)系。然而，Akarca和Long（1980）[3]利用比Kraft J和Kraft A（1978）[2]更短的樣本區間時(shí)，卻發(fā)現兩者之間并不存在因果關(guān)系。但Ozturk并沒(méi)有給出引起差異的原因。本文認為，也有可能是不同區間，其產(chǎn)業(yè)結構不同所致，而這正是本文實(shí)證檢驗的部分。
在早期文獻中，學(xué)者們大多運用對時(shí)間序列平穩性非常敏感的Granger和Sim因果關(guān)系檢驗，但很多研究在沒(méi)有檢驗時(shí)間序列平穩性的情況下，直接使用時(shí)間序列的水平值進(jìn)行檢驗，這種不科學(xué)的計量方法必然導致實(shí)證結果的不可靠。近年來(lái)，隨著(zhù)計量經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展，對這一問(wèn)題的研究出現了兩個(gè)主要趨勢：一是采用多變量模型，除了兩變量模型中的GDP和能源消費變量外，還加入了資本、勞動(dòng)和二氧化碳排放等變量，如林伯強（2003）[4]、Ghali和El-Sakka（2004）[5]、Huang等（2008）[6]和Apergis等（2009）[7]等。二是采用面板協(xié)整檢驗，利用多國數據或省級數 據 來(lái) 檢 驗 能 源 消 費 與 經(jīng) 濟 增 長(cháng) 的 關(guān) 系，如Lee（2005）[8]、Francis等（2007）[9]、Mehrara（2007）[10]等。采用多變量模型是因為能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系受到多種因素的影響，因此在回歸中不能單純考慮能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)兩個(gè)變量，還要考慮到產(chǎn)業(yè)結構、能源結構等因素；采用面板數據是為了克服短期時(shí)間序列的缺陷以及小樣本所造成的影響，增加檢驗的自由度。
近年來(lái)，也有很多學(xué)者對我國能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系進(jìn)行研究。
Zhang和Cheng（2009）[11]利用我國1960~2007年數據進(jìn)行研究的結 果 表 明，我 國 經(jīng) 濟 存 在 從GDP到 能 源 消 費 的 單 向 因 果 關(guān) 系。韓 智 勇 和 魏 一 鳴（2007）[12]的實(shí)證結果則表明兩者之間存在雙向因果關(guān)系，但不具有長(cháng)期協(xié)整性。吳巧生（2008）[13]利用我國省際面板數據再次檢驗了能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系，發(fā)現我國整體存在雙向因果關(guān)系，但東部地區只存在從能源消費到GDP的單向因果關(guān)系，而西部地區只存在從GDP到能源消費的單向因果關(guān)系。相對于能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的實(shí)證結果，電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的研究結果比較一致，大部分文獻認為我國只存在電力消費到經(jīng)濟增長(cháng)的單向關(guān)系，如Shiu和Lam（2004）[14]、Yuan等（2007）[15]和Yuan等（2008）[16]等。林伯強（2003）[4]基于三要素生產(chǎn)函數檢驗了電力需求與GDP的關(guān)系，結果表明我國電力需求和GDP之間存在長(cháng)期相互關(guān)系，而且從短期來(lái)看，顯著(zhù) 地 存 在 電 力 消 費 到GDP的 因 果 關(guān) 系。
Li等（2010）[17]將我國30個(gè)省份分為兩組進(jìn)行分析發(fā)現人均實(shí)際GDP和電力消費之間存在長(cháng)期的協(xié)整關(guān)系。但是，由于劃分標準和檢驗方法等諸多問(wèn)題，這方面研究還比較少。
與已有研究不同，本文利用我國省際面板數據，基于各省市產(chǎn)業(yè)結構的差異，將其劃分為三個(gè)區域，并利用面板誤差修正模型檢驗了不同區域電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)的因果關(guān)系。為避免虛假回歸，本文首先檢驗變量的平穩性，如果變量為平穩序列，則直接建立VAR模型。如果變量為非平穩序列，則檢驗變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則建立相應的誤差修正模型；若變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，則需要經(jīng)過(guò)差分，得到平穩序列后再建立VAR模型�？傊�，實(shí)證檢驗各區域電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)之間的因果關(guān)系，大致需要三步：面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗和面板因果關(guān)系檢驗。
3 數據說(shuō)明與區域劃分
3.1區域劃分
對各省市自治區如何進(jìn)行區域劃分是本文實(shí)證檢驗的關(guān)鍵。由于資源稟賦條件和產(chǎn)業(yè)政策影響，我國各省市的產(chǎn)業(yè)結構存在明顯差異。為檢驗這種差異對電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的影響，本文將依據各省市產(chǎn)業(yè)結構對其進(jìn)行劃分。一般來(lái)講，產(chǎn)業(yè)結構是指一個(gè)國家或一個(gè)地區經(jīng)濟中產(chǎn)業(yè)的構成及其相互關(guān)系。研究中可以從多個(gè)角度來(lái)衡量一個(gè)地區的產(chǎn)業(yè)結構，比如產(chǎn)值結構、勞動(dòng)力結構、相對勞動(dòng)生產(chǎn)率等。產(chǎn)值結構（即三大產(chǎn)業(yè)增加值各占國民生產(chǎn)總值的比例）是研究中常用的一種方式。本文將依據各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比對我國28個(gè)省市（因數據所限，不包括西藏、重慶和海南�。┻M(jìn)行區域劃分。因為本文采用的是面板數據，不同時(shí)期各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比會(huì )略有不同，所以本文利用各省市1985~2012年第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的均值來(lái)衡量它們的產(chǎn)業(yè)結構。雖然在此期間各省市產(chǎn)業(yè)結構有一定的變化，但是總體而言沒(méi)有太大的變化。除北京和上海以外，在此期間其他省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的方差均小于0.005且大部分省市小于0.001.因此，本文認為各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的均值可以用于衡量它們在這一時(shí)期的產(chǎn)業(yè)結構�；诖�，本文將我國28個(gè)省市劃分為三個(gè)區域：第二產(chǎn)業(yè)增加值占比小于0.4（區域I）、第二產(chǎn)業(yè)增加值占比大于0.4小于0.5（區域II）和第二產(chǎn)業(yè)增加值占比大于0.5（區域III）。表1給出各區域所包含的省市。
3.2數據說(shuō)明
本文采用1985~2012年的年度數據，主要包括我國28個(gè)省市自治區的國內生產(chǎn)總值（GDP）和電力消費量（ELC），數據來(lái)源于中國統計年鑒。本文采用電力消費而非能源消費的數據是基于以下兩個(gè)原因：一是因為相比煤炭、石油等一次能源的消費數據，由計算機直接讀出的電力消費數據更為準確，二是因為電力消費是中國能源消費的主要方式。因此，使用電力消費更能準確反映能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)之間的內在聯(lián)系。GDP采用實(shí)際GDP數據，由名義GDP和以1978為基期的GDP平減指數計算得到①。所有變量均采用自然對數的形式。
4 實(shí)證分析結果
4.1面板單位根檢驗
面板單位根檢驗與普通時(shí)間序列單位根檢驗略有不同。假定面板數據的一階自回歸過(guò)程如下：yit =ρiyit-1+x′itδi+μit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，Ti（1）式中，xit表示模型中的外生變量，包括各截面的固定影響和時(shí)間趨勢。
N表示截面成員個(gè)數，Ti表示第i個(gè)截面成員的觀(guān)測時(shí)間長(cháng)度，參數ρi為自回歸系數，隨機誤差項μit滿(mǎn)足獨立同分布。如果|ρi|<1,則yit為平穩序列，如果|ρi|≥1,則為非平穩序列。依據對參數ρi的不同限制，面板單位根檢驗分為兩大類(lèi)：一類(lèi)假設各截面序列具有一個(gè)相同的單位根，LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗和Breitung檢驗；另一類(lèi)假定各截面序列具有不同的單位根 過(guò) 程，如Im-Pesaran-Skin檢驗、Fisher-ADF檢 驗 和Fisher-PP檢驗。本文將利用LLC檢驗、Im-Pesaran-Skin檢驗和Fisher-ADF檢驗，綜合判斷各區域電力消費及經(jīng)濟增長(cháng)的穩定性。
表2給出了不同區域各變量的水平值和一階差分的單位根檢驗結果。對于所有區域，對數GDP和對數ELC的水平值在1%的水平下都不能拒絕原假設，即存在單位根，為非平穩序列。但一階差分序列均拒絕了原假設，不存在單位根，表明對數GDP和對數ELC都是一階單整序列。
4.2面板協(xié)整檢驗
由于面板序列為非平穩序列，因此需要進(jìn)一步作協(xié)整檢驗。
Pedroni（1999）提出了基于Engle和Grange兩步法的面板數據協(xié)整檢驗方法，該方法利用協(xié)整方程回歸殘差構造的七個(gè)統計量來(lái)檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。就本文而言，可考慮以下回歸方程：lnGDPit=αi+θit+βilnELCit+εit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，T（2）lnGDPit表示第個(gè)省市第t期實(shí)際國內生產(chǎn)總值的對數，lnELCit則表示第個(gè)省市第t期電力消費量的對數。
αi和θi分別表示每個(gè)省市的個(gè)體效應和趨勢效應，βi為協(xié)整參數。由EG兩步法可知，若上式殘差序列為非平穩序列，則變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，相反，則存在協(xié)整關(guān)系。
在對殘差序列進(jìn)行平穩性檢驗時(shí)，Pedroni將具體的原假設和備擇假設分為兩大類(lèi)：一類(lèi)為維度內（within-dimen-sion）檢驗，主要檢驗同質(zhì)面板數據的協(xié)整關(guān)系，包括面板方 差率統計量（Panel v-Statistic）、面板ρ統計量（Panelrho-Statistic）、面板PP統計量（Panel PP-Statistic）和面板t統計量（Panel ADF-Statistic）；另一類(lèi)為維度間（be-tween-dimension）檢驗，主要檢驗異質(zhì)面板數據的協(xié)整關(guān)系，包括組間ρ統計量（Group rho-Statistic）、組間PP統計量 （Group PP-Statistic）和 組 間ADF統 計 量 （GroupADF-Statistic）。Kao面板協(xié)整檢驗與Pedroni檢驗方法基本相同，不同之處是Kao檢驗在第一階段將毀歸方程設定為每一個(gè)截面個(gè)體有不同的截距項和相同的系數。表3報告了兩種檢驗方法的檢驗結果。
如表3所示，在5%的顯著(zhù)水平下，對于所有區域，Kao檢驗的T統計量都顯著(zhù)。這表明不管是全國還是各區域，經(jīng)濟增長(cháng)和電力消費之間都存在長(cháng)期協(xié)整關(guān)系。
Pedroni檢驗的七個(gè)統計量并不完全顯著(zhù)。在這種情況下，應依據哪個(gè)統計量的檢驗結果，Pedroni（2004）給出了結論：對于小樣本面板數據，小 樣 本 面 板 數 據，GroupADF統計量和Panel ADF統計量相對比較穩定。因此，本文主要關(guān)注這兩個(gè)統計量的檢驗結果。如表3顯示，在10%的顯著(zhù)水平下，所有區域的Group ADF統計量和Panel ADF統計量都拒絕了原假設，表明所有區域的經(jīng)濟增長(cháng)和電力消費之間都存在長(cháng)期協(xié)整關(guān)系。
基于上述分析，為避免變量的內生性或誤差項的相關(guān)性，本文利用FMOLS模型（group-mean panel FMOLS）來(lái)估計各省市的長(cháng)期協(xié)整系數。簡(jiǎn)單來(lái)講，面板協(xié)整系數可由下式得到：^β*GFM= N-1∑Ni=1^β*FM,i^β*GFM面板協(xié)整參數，^β*FM,i則表示第i個(gè)單方程FMOLS估計。相應的T統計量則為t^β*GFM= N-0.5∑Ni=1t^β*FM,i,t^β*FM,i為第i個(gè)單方程FMOLS估計的T統計量。由于各變量均取了對數，因此，回歸系數即為彈性系數。根據FMOLS的估計 結 果，我 國GDP的 電 力 消 費 彈 性 大 于1,為1.1548,即電力消費每增加1%,GDP將增長(cháng)1.1548%.地區I、地區II和地區III GDP的電力消費彈性分別為1.0869、1.148和1.3105,均大于1,且隨著(zhù)第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的提高，彈性系數也在不斷增加，表明第二產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，GDP對電力消費的變化越敏感。同時(shí)，本文也發(fā)現，對于我國的一些不發(fā)達地區，如青海、寧夏、貴州、內蒙古等地，GDP對電力消費的彈性系數小于1,表明這些省份的GDP增長(cháng)對電力消費的變化并不是很敏感。
4.3因果關(guān)系檢驗---面板誤差修正模型
Granger因果關(guān)系是指增加變量X的過(guò)去信息來(lái)預測Y比不增加時(shí)預測得更好。協(xié)整檢驗只能驗證變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，但并不能表明變量之間的因果關(guān)系。為了進(jìn)一步檢驗兩變量之間的長(cháng)期及短期因果關(guān)系，本文通過(guò)誤差修正機制，建立了如下的面板誤差修正模型：ΔlnGDPit=α1i+∑qk=1φ1kΔlnGDPit-k+∑qk=1γ1kΔlnELCit-k+λ1ECTit-1+ω1itΔlnELCit=α2i+∑qk=1φ2kΔlnELCit-k+∑qk=1γ2kΔlnGDPit-k+λ2ECTit-1+ω2it（3）Δ表示差分算子；q表示滯后階數，由1IC信息準則確定；ω2it為滿(mǎn)足標準假設的誤差項。
ECTit-1表示誤差修正項向量，由方程（2）得到。系數矩陣λ表明變量之間的長(cháng)期因果關(guān)系，反映了變量之間偏離長(cháng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調整到均衡狀態(tài)的速度。系數矩陣γ表示變量之間的短期因果關(guān)系。本文利用F檢驗，對系數矩陣γ和λ的顯著(zhù)性進(jìn)行檢驗。
表5給出了動(dòng)態(tài)誤差修正模型的檢驗結果。首先，分析關(guān)注各方程ECT的顯著(zhù)性。
ECT系數的大小表明各因變量在本期對前一時(shí)期偏離其長(cháng)期均衡水平修正的程度，其顯著(zhù)性說(shuō)明該變量關(guān)于長(cháng)期參數的弱外生性。如表5所示，從全國范圍來(lái)看，GDP不是弱外生的，即GDP會(huì )在t期對t-1期的偏離做出響應。但ELC是弱外生的，并不對t-1期的偏離做出響應�？梢�(jiàn)，從長(cháng)期來(lái)看，電力消費是GDP的Granger原因，但GDP卻不是電力消費的Granger原因。對于區域I、區域II和區域III來(lái)講，結果也是如此。但是，對于不同地區，短期因果關(guān)系卻不同。從全國范圍來(lái)看，F檢驗的結果表明電力消費是GDP增長(cháng)的短期Granger原因，但沒(méi)有證據表明GDP是電力消費的短期Granger原因。對于區域I,結果卻正好相反，這或許是因為區域I的第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較低，導致電力消費沒(méi)有成為GDP增長(cháng)的Granger原因，GDP的增長(cháng)卻拉動(dòng)了電力消費的增加。對于區域II,GDP和ELC互不存在短 期Granger因 果 關(guān) 系。對 于 區 域III,GDP和ELC互為短期Granger因果關(guān)系，這或許是因為區域III的第二產(chǎn)業(yè)增加值占比高，其GDP的電力消費彈性也相對較高造成的。
基于以上實(shí)證結果，本文得出如下結論：
�、購拈L(cháng)期來(lái)看，所有地區的電力消費與GDP均存在著(zhù)均衡關(guān)系，且電力消費是GDP的Granger原因。
�、诘诙a(chǎn)業(yè)增加值占比越高，GDP對電力消費的變化越敏感。例如，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比最高的區域III與第二產(chǎn)業(yè)增加值占比最低的區域I相比，GDP對電力消費的彈性系數要高18.6%.
�、蹚娜珖秶鷣�(lái)看，存在從電力消費到GDP的短期Granger因果關(guān)系，反之，卻并不成立。
�、軓膮^域來(lái)看，對于第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較低的地區，電力消費與GDP之間并不存在短期的Granger因果關(guān)系；對于第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較高的地區，卻存在雙向的因果關(guān)系�？梢�(jiàn)，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，電力消費與GDP增長(cháng)的關(guān)系越密切。
5 政策建議
本文利用我國1985~2012年的數據，以產(chǎn)業(yè)結構為標準對我國28個(gè)省市進(jìn)行區域劃分，研究了不同產(chǎn)業(yè)構成下電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系。實(shí)證結果表明產(chǎn)業(yè)結構對電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)的相互關(guān)系有著(zhù)重要影響。相關(guān)部門(mén)在制定能源政策時(shí)，不應采取一刀切的方式，而應充分考慮各地區能源消費與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的差異，進(jìn)行全面的調查和研究，制定符合各地區經(jīng)濟可持續發(fā)展的能源政策。
從全國范圍看，電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)之間存在長(cháng)期協(xié)整關(guān)系，且電力消費是經(jīng)濟增長(cháng)的Granger原因。因此，抑制電力消費會(huì )對經(jīng)濟增長(cháng)產(chǎn)生不利影響，短期或長(cháng)期的電力短缺可能造成GDP增長(cháng)的減緩。政府相關(guān)部門(mén)應該采取一些措施來(lái)應對電力短缺，一方面應增加電力投資，尤其是風(fēng)電、水電和核電等清潔能源的投資，另一方面應采取措施來(lái)提高電力能源的利用效率，比如推進(jìn)電價(jià)改革、限制高耗能產(chǎn)業(yè)項目的過(guò)分擴張、加快產(chǎn)業(yè)升級等。
從區域范圍看，各地區產(chǎn)業(yè)結構存在較大差異，電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)的因果關(guān)系也不相同。因此，要根據各地區的不同特點(diǎn)，制定差異化的能源政策。第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較高的地區，電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系更緊密。對于這些地區，采取不適當的節能政策會(huì )制約經(jīng)濟發(fā)展，應該加大產(chǎn)業(yè)結構調整力度，降低第二產(chǎn)業(yè)增加值的占比；而對第二產(chǎn)業(yè)增加值占比不高的地區，由于能源消費對經(jīng)濟增長(cháng)的短期影響并不顯著(zhù)，因此可以采取較為嚴厲的能源保護措施。但從長(cháng)期來(lái)看，還是應該采取提高能源利用效率的各項措施，促進(jìn)本地區經(jīng)濟的可持續發(fā)展。
【不同產(chǎn)業(yè)結構下電力消費與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系論文】相關(guān)文章：
經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的關(guān)系論文08-12
中國經(jīng)濟增長(cháng)的周期性研究06-19
低碳經(jīng)濟下培養高中生環(huán)保意識論文08-17
經(jīng)濟論文06-07
經(jīng)濟管理轉型下的科技創(chuàng )新意義探討論文07-02
經(jīng)濟新常態(tài)下深化社會(huì )保障體系改革論文04-07
經(jīng)濟法學(xué)論文10-19
經(jīng)濟學(xué)論文06-08
經(jīng)濟法論文05-16