李春發(fā)，譚洪玲，王瀾穎，李 勇

(天津理工大學(xué)管理學(xué)院，天津 300384)

近年來(lái)，隨著天津市經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大和能源消耗持續(xù)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和約束能源消耗增長(zhǎng)的矛盾日益突出。2009年天津市能源消耗總量達(dá)5 847萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，是2000年能源消耗總量的2.2倍，年均增長(zhǎng)率達(dá)13.5%。2009年天津市的能源生產(chǎn)總量為3 471.63萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，其中原油生產(chǎn)量約占94.52%，天然氣生產(chǎn)量約占5.48%。發(fā)電、供熱和燃燒用煤完全依靠從外省調(diào)入，能源對(duì)外依存度較高。伴隨能源消耗量的大幅增長(zhǎng)，天津市經(jīng)濟(jì)也迅猛發(fā)展。2009年天津市全市生產(chǎn)總值達(dá)7 521.85億元，是2000年國(guó)民生產(chǎn)總值的4.4倍，年均增長(zhǎng)率達(dá)37%。圖1為天津1978—2009年能源消耗量和相應(yīng)的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。從天津市三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，2009年第一產(chǎn)業(yè)完成增加值128.85億元;第二產(chǎn)業(yè)完成增加值3 987.84億元;第三產(chǎn)業(yè)完成增加值3 405.16億元，三次產(chǎn)業(yè)比例為2∶53∶45。

2011年是天津市“十二五”規(guī)劃的開局之年，按照“十二五”期間單位GDP能耗降低20%的節(jié)能目標(biāo)，天津市節(jié)能降耗的形勢(shì)嚴(yán)峻。如何優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，解決社會(huì)發(fā)展和約束能源消耗增長(zhǎng)的矛盾是天津市面臨的緊迫問(wèn)題。筆者從歷年天津市能源消耗、國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展?fàn)顩r入手，研究能源消耗總量與經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展水平及三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平之間的長(zhǎng)期和短期均衡關(guān)系，力圖從降低能源消耗的角度，為天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整提供參考。

圖1 天津1978—2009年萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤能源消耗量與產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值

1 能源消耗與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)研究

1978年，KRAFT等[1]在研究中首次發(fā)現(xiàn)美國(guó)GDP與能源消耗之間具有因果關(guān)系。此后，協(xié)整理論逐漸被應(yīng)用到能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究中。YU和CHOI[2]運(yùn)用因果關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，韓國(guó)存在從GDP到能源消耗的單向Granger因果關(guān)系，菲律賓存在從能源消耗到 GDP的單向Granger因果關(guān)系，而英國(guó)、美國(guó)和波蘭，其GDP與能源消耗間卻不存在顯著的因果關(guān)系。NACHANE運(yùn)用協(xié)整分析和向量誤差修正模型對(duì)11個(gè)發(fā)展中國(guó)家和5個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，研究得出這16個(gè)國(guó)家的能源消耗與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。MASIH等[3]利用多變量的協(xié)整分析方法和向量誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)我國(guó)臺(tái)灣地區(qū)1955—1990年的能源消耗、價(jià)格水平與真實(shí)收入之間存在協(xié)整關(guān)系，并且能源消耗與真實(shí)收入之間還存在雙向的Granger因果關(guān)系。

自格蘭杰因首創(chuàng)協(xié)整理論而獲得2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)之后，國(guó)內(nèi)大量介紹或應(yīng)用協(xié)整理論的文獻(xiàn)涌現(xiàn)出來(lái)。林伯強(qiáng)[4]基于協(xié)整理論和誤差修正模型研究發(fā)現(xiàn)GDP、資本和人力資本與電力消耗之間存在協(xié)整關(guān)系。韓智勇[5]等對(duì)1978—2000年中國(guó)能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后得出:中國(guó)能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向的Granger因果關(guān)系，但不具有長(zhǎng)期的協(xié)整性。馬宏偉[6]等檢驗(yàn)了1978—2006年我國(guó)能源消耗總量與國(guó)民生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的協(xié)整性和Granger因果關(guān)系，并建立向量誤差修正模型。于全輝[7]等運(yùn)用面板數(shù)據(jù)構(gòu)建能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析模型，其研究認(rèn)為:中國(guó)東西部地區(qū)能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系表現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異，東部地區(qū)能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系比西部地區(qū)更為密切。閆笑非和杜秀芳[8]認(rèn)為:從短期來(lái)看，能源消耗量變化對(duì)我國(guó)第一、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)的影響各不相同。從長(zhǎng)期來(lái)看，能源消耗對(duì)我國(guó)第一、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)具有同向拉動(dòng)作用。吳巧生和成金華[9]對(duì)比分析了美國(guó)與中國(guó)能源的消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系，認(rèn)為中國(guó)、美國(guó)的GDP增長(zhǎng)均是能源消耗增長(zhǎng)的原因，但美國(guó)比中國(guó)的因果關(guān)系更為顯著。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源消耗之間的關(guān)系進(jìn)行了大量理論和實(shí)證研究。已有研究主要是基于對(duì)國(guó)家層面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，對(duì)具體地區(qū)進(jìn)行深入研究較少。由于不同省份和地區(qū)在發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消耗上存在較大差異[10]，因此，深入到省份和地區(qū)對(duì)能源消耗與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系進(jìn)行研究很有必要。筆者基于歷年天津市能源消耗與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建相關(guān)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)能源消耗與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的變動(dòng)關(guān)系進(jìn)行深入分析。

2 能源消耗與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h2>

2.1 變量的選取和數(shù)據(jù)的來(lái)源

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性及科學(xué)性原則，筆者選取1978—2009年天津市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、三次產(chǎn)業(yè)相應(yīng)的生產(chǎn)總值(單位:億元人民幣)和能源消耗總量(單位:萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤)作為樣本數(shù)據(jù)。其中歷年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值以1978年的不變價(jià)格計(jì)算實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于相關(guān)年份的《天津統(tǒng)計(jì)年鑒》。同時(shí)，為了減少時(shí)間序列的異方差性，將原始數(shù)據(jù)中的總量指標(biāo)全部進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理，并用LECt表示t年的能源消耗總量，用LGDPit表示t年第i產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，用DLECt和DLGDPit分別表示t年能源消耗總量和第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的一階差分。

2.2 變量的單位根檢驗(yàn)

當(dāng)時(shí)間序列為非平穩(wěn)時(shí)，一般會(huì)導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象，因此在建立模型之前必須對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。單位根檢驗(yàn)是判斷變量是否平穩(wěn)的常用方法。筆者選用ADF法對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到各變量序列的平穩(wěn)性分析結(jié)果，如表1所示。

表1 各變量序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果(ADF檢驗(yàn))

通過(guò)ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，經(jīng)過(guò)一階差分后序列 DLEC、DLGDP、DLGDP1、DLGDP2、DLGDP3 均拒絕存在單位根的假設(shè)，即為平穩(wěn)序列，故變量序列LEC、LGDP、LGDP1、LGDP2、LGDP3 均為一階單整序列。

2.3 變量間的協(xié)整性分析

盡管兩個(gè)或兩個(gè)以上的變量序列為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但它們的線性組合卻可能呈現(xiàn)出穩(wěn)定性，那么這兩個(gè)變量之間便存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。ENGLE和GRANGER首先提出了變量之間的協(xié)整關(guān)系，并提出E－G兩步法用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系。

(1)用普通最小二乘法估計(jì)變量之間的協(xié)整回歸方程。筆者先估計(jì)能源消耗總量分別與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的協(xié)整回歸方程，其估計(jì)結(jié)果如下:

(2)檢驗(yàn)第(1)步得到的各協(xié)整回歸方程中的殘差序列的平穩(wěn)性。經(jīng)過(guò)ADF檢驗(yàn)其殘差序列若是平穩(wěn)的，則說(shuō)明變量之間存在協(xié)整關(guān)系;若是非平穩(wěn)的，則說(shuō)明變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。經(jīng)檢驗(yàn)可得變量之間的協(xié)整關(guān)系如表2所示。

表2 各時(shí)間序列協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果

從協(xié)整分析結(jié)果可知，能源消耗總量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值均存在協(xié)整關(guān)系。且從以上協(xié)整方程式(1)～式(4)可得出能源消耗總量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的長(zhǎng)期關(guān)系。由式(1)可知，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP每增長(zhǎng)1%，能源消耗總量LEC增長(zhǎng)0.180 220%;相應(yīng)的，當(dāng)LGDP1每增長(zhǎng)1%時(shí)，LEC增長(zhǎng)0.194 058%;LGDP2每增長(zhǎng)1%，LEC增長(zhǎng)0.202 446%;LGDP3每增長(zhǎng)1%，LEC增長(zhǎng)0.147 262%?？梢钥闯?，在三次產(chǎn)業(yè)增加值相同的情況下，第二產(chǎn)業(yè)耗費(fèi)的能源量最多，而第三產(chǎn)業(yè)耗費(fèi)的能源量最少。

2.4 變量間的誤差修正模型

誤差修正模型(error correction model，ECM)的基本形式是由DAVIDSON等于1978年提出的，該模型的分析也可稱之為短期分析。由Granger定理可知，一組具有協(xié)整關(guān)系表達(dá)的向量一定具有誤差修正模型的表達(dá)形式。因此，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步建立變量間的誤差修正模型，研究變量間的短期動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)期均衡特征。筆者首先對(duì)能源消耗EC和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP建立加入一階滯后變量的誤差修正模型:

由一階誤差修正模型式(5)可知，所有估計(jì)量均通過(guò)了T檢驗(yàn)。且模型的擬合效果R2很高，DW=2.106 129距離2很近，說(shuō)明各變量不存在自相關(guān)，故一階誤差修正模型合理。

由于具有一階滯后項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)分布形式為:

經(jīng)恒等變形整理后可得:

該形式即為誤差修正模型的標(biāo)準(zhǔn)形式，其中Yt－1－ β0/(1 － β3) － [(β1+ β2)/(1 － β3)]Xt－1若與協(xié)整回歸方程式(1)相同，則它就是t－1時(shí)期的非均衡誤差，即誤差修正模型的修正項(xiàng)ecm。因此，變量Y的短期變化取決于變量X的短期變化和上一期的偏離均衡的程度，t時(shí)期Y的值對(duì)前期的非均衡程度做出了一定的修正。

一般地，誤差修正模型可寫成:

將式(5)能源消耗與經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展水平之間的誤差修正模型轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)形式，即:

在式(8)誤差修正模型的標(biāo)準(zhǔn)形式中，0.610 956(LEC －6.560 146 －0.164 323LGDP)t－1為誤差修正項(xiàng)，若t－1時(shí)刻LEC大于其長(zhǎng)期均衡解6.560 146+0.164 323LGDP，則ecm為負(fù)，△LECt將減小;若 t－1時(shí)刻 LEC小于其長(zhǎng)期均衡解6.560 146+0.164 323LGDP，則ecm為正，△LECt將增大。這符合反向修正機(jī)制，體現(xiàn)了如何將短期波動(dòng)狀態(tài)調(diào)整到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)即能源消耗與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)節(jié)系數(shù)為0.610 956，即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)以0.610 956的力度對(duì)短期波動(dòng)進(jìn)行調(diào)整，回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

同理，可得出能源消耗量與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)之間的誤差修正模型，如式(9)～式(11)所示:

能源消耗總量與三次產(chǎn)業(yè)的短期內(nèi)非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)拉近的力度分別為0.764 980、0.537 718、0.553 717。

2.5 變量間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確定變量間的因果關(guān)系，需對(duì)變量間進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。一般地，變量X與Y之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，需要對(duì)以下兩個(gè)回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

無(wú)約束條件回歸方程為:

有約束條件回歸方程為:

記式(12)的殘差平方和為RSS1，式(13)的殘差平方和為RSS0，構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量為:

其中:n為樣本觀察值個(gè)數(shù);k為式(12)中解釋變量個(gè)數(shù);m為X的滯后期數(shù)。F統(tǒng)計(jì)量服從F[m，n－(k+1)]分布。若F檢驗(yàn)值大于標(biāo)準(zhǔn)F分布的臨界值，說(shuō)明X的變化是Y變化的原因。通過(guò)對(duì)天津市能源消耗量與產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的因果關(guān)系分析，可得如表3所示結(jié)果。

從表3可知，LEC不是LGDP的Granger原因的概率為0.147 1，即LEC是LGDP原因;而LGDP不是LEC的Granger原因的概率為0.975 0，說(shuō)明能源消耗量LEC與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP之間存在單向Granger因果關(guān)系，能源的高消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的推動(dòng)作用。LEC與LGDP1和LGDP3之間不存在顯著的因果關(guān)系，說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與能源消耗之間不存在明顯的因果關(guān)系。LEC與LGDP2之間存在單向Granger因果關(guān)系，LEC是LGDP2的原因，說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與能源的高消耗密不可分。

表3 天津市能源消耗量與產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3 結(jié)論

通過(guò)協(xié)整分析可知，天津市整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和各產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平均與能源消耗量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。由協(xié)整回歸方程可知:第二產(chǎn)業(yè)對(duì)能源消耗的影響系數(shù)最大，其次為第一產(chǎn)業(yè)，而第三產(chǎn)業(yè)對(duì)能源消耗的影響系數(shù)最小。說(shuō)明大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)不會(huì)帶來(lái)能源消耗的迅速增長(zhǎng)，因此天津市應(yīng)加大力度發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。通過(guò)因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，能源消耗量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在單向Granger因果關(guān)系，而第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)與能源消耗之間的因果關(guān)系并不明顯。第二產(chǎn)業(yè)與能源消耗之間只存在從能源消耗到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系，即第二產(chǎn)業(yè)是能源依賴型產(chǎn)業(yè)。

天津作為我國(guó)北方最大的沿海工業(yè)城市，由于其特殊地理位置、資源稟賦和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，第一產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占比例很低，第二產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占的比例始終保持在50%以上，遠(yuǎn)大于第三產(chǎn)業(yè)。2009年天津市第二產(chǎn)業(yè)的萬(wàn)元GDP能耗是第三產(chǎn)業(yè)萬(wàn)元GDP能耗的3.5倍。因此，“十二五”期間為進(jìn)一步降低GDP能耗，天津市必須重視和挖掘其結(jié)構(gòu)節(jié)能潛力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，發(fā)展科技含量高、附加值大、能耗小的新型工業(yè)。從資源密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，逐漸減少高能耗產(chǎn)業(yè)的比例，提高能源使用效率，緩解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗的依賴。

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