吳獻(xiàn)金，歐陽(yáng)丹丹

(湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，長(zhǎng)沙 410079)

0 引言

能源是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)保障因素，國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)和快速增長(zhǎng)有賴于能源的供給和消費(fèi)。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長(zhǎng)，能耗問(wèn)題已成為影響中國(guó)可持續(xù)發(fā)展的主要因素，據(jù)有關(guān)數(shù)據(jù)顯示：我國(guó)的能源消耗強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于世界平均水平，從單位實(shí)際GDP(按匯率法計(jì)算，1990年價(jià))所消費(fèi)的能源看，2006年，我國(guó)能源消耗強(qiáng)度為0.86千克油當(dāng)量/美元，是美國(guó)的3.25倍，英國(guó)的5.17倍，日本的4.29倍，意大利的6.42倍。即使與一些發(fā)展中國(guó)家相比，我國(guó)的能源強(qiáng)度也較高。例如，我國(guó)的能源消耗強(qiáng)度是印度的1.59倍(根據(jù)《中國(guó)能源報(bào)告2007》提供數(shù)據(jù)計(jì)算)。過(guò)高的能源強(qiáng)度加劇了我國(guó)能源供需的不平衡狀況，能源短缺對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)已經(jīng)產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)面影響。[1]如何降低我國(guó)的能源消費(fèi)量，是一個(gè)亟待解決的問(wèn)題。

本文將采用回歸模型，根據(jù)我國(guó)1989～2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)技術(shù)進(jìn)步；能源價(jià)格；出口貿(mào)易；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)能源消耗強(qiáng)度的影響作實(shí)證研究。

1 我國(guó)能源消耗強(qiáng)度影響因素

國(guó)民經(jīng)濟(jì)能源消耗強(qiáng)度(以下稱能源消耗強(qiáng)度)是指國(guó)民經(jīng)濟(jì)在生產(chǎn)中的單位能耗水平，即國(guó)民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)單位產(chǎn)品的能源消耗量，反映國(guó)民經(jīng)濟(jì)在生產(chǎn)中對(duì)能源的綜合利用效率，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的一個(gè)重要指標(biāo)。研究各因素對(duì)能源消耗強(qiáng)度的影響以指導(dǎo)宏觀調(diào)控提高能源利用的整體效率，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重大的意義。作為能源效率顯性指標(biāo)的能源消耗強(qiáng)度受到多種因素的影響。從我國(guó)能源消耗強(qiáng)度的影響因素方面考慮，在緩解我國(guó)能源瓶頸問(wèn)題時(shí)，本文認(rèn)為影響我國(guó)能耗強(qiáng)度的因素應(yīng)該優(yōu)先考慮以下幾個(gè)方面：技術(shù)進(jìn)步；能源價(jià)格；出口貿(mào)易；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等。

2 數(shù)據(jù)的選擇、處理

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取1989～2007期間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均GDP、能源消費(fèi)總量、進(jìn)出口總額、勞動(dòng)總?cè)藬?shù)以及工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)燃料和動(dòng)力價(jià)格購(gòu)進(jìn)指數(shù)均來(lái)自于各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；1985年物質(zhì)資本存量來(lái)自張軍的中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算:1952～2000。

（1）能源消費(fèi)效率的指標(biāo)：為保證因變量與大部分自變量的正相關(guān)，我們選取能耗強(qiáng)度的倒數(shù)能源生產(chǎn)率作為衡量能源消費(fèi)效率的指標(biāo)，用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元）與能源消費(fèi)總量（單位：萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤）的比值表示。

（2）技術(shù)進(jìn)步的衡量指標(biāo)采用全要素生產(chǎn)率表示。依據(jù)科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，產(chǎn)出（Y）由兩種物質(zhì)投入決定，勞動(dòng)（L）和資本（K）如下方程所示：

其中，Y代表產(chǎn)出，用GDP衡量，A表示全要素生產(chǎn)率（TFP），L和K分別表示勞動(dòng)力（單位：萬(wàn)人）和物質(zhì)資本（單位：億元），α、β分別表示勞動(dòng)力與物質(zhì)資本的生產(chǎn)彈性,并且限制為規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β=1。

將（1）式表示成全要素生產(chǎn)率（TFP）的函數(shù)為：

對(duì)（2）式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)得：

本文對(duì)物質(zhì)資本與勞動(dòng)力的生產(chǎn)彈性分別取值為:α=0.5、β=0.5，各年物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)以85年物質(zhì)資本存量計(jì)算得出。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：以第三產(chǎn)業(yè)增加值在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重來(lái)表示。

（4）出口貿(mào)易：以進(jìn)出口總額與當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示。

（5）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：用我國(guó)1989-2007年人均GDP與2007年人均GDP比值表示。

（6）能源價(jià)格指數(shù)：本文中采用燃料、動(dòng)力價(jià)格購(gòu)進(jìn)指數(shù)作為能源價(jià)格指數(shù)與工業(yè)品出廠價(jià)格總指數(shù)的比值表示，兩者都可以從歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》直接查到。價(jià)格指數(shù)均換算成以1988年為基年的定基指數(shù)。

以上未說(shuō)明變量均以1978年不變價(jià)格計(jì)算。

實(shí)證分析以分別代表技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、對(duì)外貿(mào)易程度、能源價(jià)格指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)為自變量，以我國(guó)能耗強(qiáng)度的指標(biāo)為因變量，重點(diǎn)研究我國(guó)能源消費(fèi)效率的影響因素。各變量的統(tǒng)計(jì)描述見(jiàn)表1。

3 基本分析框架及模型

表1 變量統(tǒng)計(jì)描述

在本文的研究中，使用VIEWS統(tǒng)計(jì)軟件作實(shí)證分析工具，建立模型時(shí)以力求簡(jiǎn)化為原則，所建立的模型都采取了較為簡(jiǎn)單的二元或多元線性回歸的方式。

在綜合考慮上述因素后，利用文中上述的變量，本文建立如下能耗強(qiáng)度的線性函數(shù)關(guān)系數(shù)學(xué)模型:

其中，Y代表能耗強(qiáng)度，X1代表技術(shù)進(jìn)步；X2代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；X3代表出口貿(mào)易；X4代表能源價(jià)格；X5代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；β為系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

用普通最小二乘法對(duì)以上數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，利用EVIEWS軟件分析得到方程式：

回歸結(jié)果如表2所示。

從回歸結(jié)果可看到，校正后R2=0.982838，說(shuō)明模型的總體擬合水平顯著，但是解釋變量能源價(jià)格指數(shù)和人均GDP比值，在顯著水平0.1下，沒(méi)有通過(guò)T檢驗(yàn)；并且解釋變量人均GDP比值的系數(shù)符號(hào)與實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義相悖，與預(yù)期效果不相符合。說(shuō)明此模型的一些解釋變量不合理，因此需要對(duì)模型進(jìn)行修正。

表2 第一次回歸結(jié)果表

表3 逐一回歸解釋變量結(jié)果表

因此，結(jié)合計(jì)算因變量與解釋變量之間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)，我們逐個(gè)剔除不顯著的解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)選出擬合效果更好的線性回歸方程，整理如表3。

根據(jù)分析結(jié)果可以看出，在五個(gè)變量中，解釋變量人均GDP比值和能源價(jià)格指數(shù)與因變量相關(guān)系數(shù)較低，回歸結(jié)果不顯著。分析原因可能是由于目前我國(guó)對(duì)能源價(jià)格的管制，能源市場(chǎng)不健全，導(dǎo)致能源價(jià)格偏低，使能源價(jià)格無(wú)法反映真實(shí)的市場(chǎng)供求關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)影響能源消耗的總量，而對(duì)能源消費(fèi)的效率影響并不大。

所以我們剔除經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源價(jià)格這兩個(gè)因素，以剩下的三個(gè)變量再進(jìn)行回歸，我們得到方程如下：

回歸結(jié)果如表4。

由估計(jì)結(jié)果可以看到，此模型的解釋能力相當(dāng)高。首先，代表技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指標(biāo)的兩個(gè)解釋變量的t值在顯著性水平為1%的條件下，皆通過(guò)了檢驗(yàn)；第二，模型的調(diào)整R值達(dá)到0.984404，說(shuō)明此回歸方程總體擬合得非常好；第三，系數(shù)的符號(hào)具有預(yù)期特征，其它的檢驗(yàn)指標(biāo)結(jié)果也較好，都表明了此回歸方程結(jié)果可靠。結(jié)果表明：技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能顯著提高能源利用效率，而對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)對(duì)能源利用效率的提高有反向作用。

表4 第三次回歸結(jié)果表

諸多的理論和實(shí)證分析表明，對(duì)外開放能夠有效促進(jìn)生產(chǎn)要素(勞動(dòng)力、資本、能源等)利用效率的提高。然而此次回歸中解釋變量對(duì)外貿(mào)易的系數(shù)為負(fù)值，分析原因可能是：基于我國(guó)特殊的經(jīng)濟(jì)背景，對(duì)外貿(mào)易對(duì)能源系統(tǒng)的作用并非簡(jiǎn)單的單向作用即提高能源效率，其對(duì)能耗效率的影響是間接的、具有雙重效應(yīng)的。一方面，對(duì)外貿(mào)易能帶來(lái)技術(shù)的溢出，促進(jìn)技術(shù)水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，其對(duì)能源效率的正向作用主要通過(guò)資本效應(yīng)和溢出效應(yīng)來(lái)影響技術(shù)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等而影響能源效率；另一方面，對(duì)外貿(mào)易推動(dòng)了中國(guó)制造業(yè)的迅猛發(fā)展，中國(guó)為世界市場(chǎng)大規(guī)模提供工業(yè)品的生產(chǎn)制造基地，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)的同時(shí)也消耗了更多的能源。

為了確保模型的真實(shí)性，我們對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

（1）異方差檢驗(yàn)。

隨機(jī)誤差項(xiàng)包含眾多因素對(duì)因變量的影響，如果其中某一個(gè)或多個(gè)因素隨著自變量觀測(cè)值的變化而對(duì)因變量產(chǎn)生不同的影響，往往會(huì)導(dǎo)致異方差性。

我們采用懷特檢驗(yàn)發(fā)來(lái)檢驗(yàn)此回歸方程。利用EVIEWS進(jìn)行WHITE檢驗(yàn)，如果OBS*R值大于顯著性水平就是同方差的，反之就是有異方差.如表5。

由表2可以看出，OBS*R的P值為0.2414，其相伴概率為24%，不可以拒絕零架設(shè)。所以，此回歸方程不存在異方差。

表5 懷特檢驗(yàn)結(jié)果

（2）序列相關(guān)性檢驗(yàn)。

由表1可以看出，此回歸方程的D.W.值為1.846727。查表得，在1%的顯著性水平下，樣本觀測(cè)值不存在正或負(fù)的自相關(guān)。

（3）協(xié)整分析。

為避免對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸將導(dǎo)致謬誤回歸（spurious regression）現(xiàn)象。我們?cè)賹?duì)變量技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易與能源生產(chǎn)率進(jìn)行協(xié)整分析。

首先，對(duì)變量能源生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對(duì)外貿(mào)易采用ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表6。

由表6可以看出，對(duì)于變量能源生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對(duì)外貿(mào)易來(lái)說(shuō)，其原序列的ADF檢驗(yàn)值都未通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明這些變量都是非平穩(wěn)性序列。而它們的一階差分在5%的顯著性水平下，都通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，能源生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對(duì)外貿(mào)易都是一階單整序列，滿足協(xié)整前提。

表6 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)能源生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易進(jìn)行協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)它們?cè)?%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程如下，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差：

可以看出，技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)為正，而對(duì)外貿(mào)易的系數(shù)為負(fù)，和前文OLS回歸的結(jié)果相同。得到結(jié)論為：技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與能源生產(chǎn)率有正向協(xié)整關(guān)系，而對(duì)外貿(mào)易與能源生產(chǎn)率有負(fù)向協(xié)整關(guān)系。

（4）GRANGER因果檢驗(yàn)。

上文分析表明序列能源生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系？為此，本文利用EVIEWS5.1采用Granger因果檢驗(yàn)法展開分析，在使用格蘭杰檢驗(yàn)時(shí),首先要確定滯后階數(shù),使用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)來(lái)確定，結(jié)果見(jiàn)表7。

從表7可以看出，在5%的顯著性水平下技術(shù)進(jìn)步是能源生產(chǎn)率的格蘭杰原因，在10%的顯著性水平下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是能源生產(chǎn)率的格蘭杰原因。然而對(duì)外貿(mào)易不是能源生產(chǎn)率的格蘭杰原因，證明了前文對(duì)外貿(mào)易是通過(guò)溢出效應(yīng)間接對(duì)能源生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的猜測(cè)。

表7

4 結(jié)果分析

在本文中，我們使用統(tǒng)計(jì)軟件VIEWS5.1，首先進(jìn)行第一步多元回歸，得到的結(jié)果與經(jīng)濟(jì)事實(shí)不符，且部分解釋變量不顯著。在找到原因后，逐步剔除不顯著解釋變量后得到的擬合效果較好的方程。為了確保模型的真實(shí)性，我們又對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)和序列相關(guān)性檢驗(yàn)，最后再通過(guò)協(xié)整分析、脈沖分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整此兩項(xiàng)指標(biāo)對(duì)能源消費(fèi)效率有顯著影響，對(duì)外貿(mào)易對(duì)能源利用效率有間接影響的結(jié)論：

（1）技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與能耗消費(fèi)效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以使能耗強(qiáng)度降低。

（2）對(duì)外貿(mào)易雖然對(duì)能源強(qiáng)度并沒(méi)有直接的作用，但其通過(guò)資本效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，通過(guò)資本效應(yīng)和溢出效應(yīng)影響我國(guó)的技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等各個(gè)方面，進(jìn)而對(duì)能源強(qiáng)度產(chǎn)生影響。

（3）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和能源價(jià)格不是影響我國(guó)能源生產(chǎn)率的主要原因。我國(guó)目前的能源價(jià)格體制并不能有效地運(yùn)轉(zhuǎn)，并不能很好的對(duì)能源強(qiáng)度進(jìn)行調(diào)節(jié)。

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