張建偉 楊志明

(山東大學 經濟研究院，山東 濟南 250100；山東行政學院，山東 濟南 250014)

一、引言

伴隨著20世紀全球經濟快速發(fā)展而出現(xiàn)的能源緊缺問題日益加劇，人們逐漸認識到能源對于經濟發(fā)展和經濟增長的重要性，從而開始將能源作為約束條件納入到經濟增長的模型分析中(Nordhuas，1992)。中國經濟自改革開放以來，始終保持較快增長，同時由于增長方式粗放，經濟結構、產業(yè)結構的不合理，在經濟增長中過度消費能源，帶來了能源緊缺和環(huán)境污染等一系列問題。因此，如何提高能源的使用效率，維持中國經濟長期、較快的發(fā)展速度就成為當下中國政府的必然選擇。

能源是重要的生產要素投入，能源效率的改善對經濟增長的提高具有重要意義。理論上，能源效率從兩個方面影響經濟增長。一是增長效應，即隨著能源、生產領域的科技進步和規(guī)模效應的出現(xiàn)，影響到能源在生產中的與勞動和資本的相互替代，從而影響到經濟增長；二是結構變遷效應，即不同產業(yè)的能源效率差異導致能源在產業(yè)間流動，以使得資源有效配置，從而促進經濟增長。不過，現(xiàn)有的相關文獻比較多地從單一角度進行分析。①余江、葉林：《資源約束、結構變動與經濟增長》，《經濟評論》2008年第2期。如王迪、聶銳(2009)雖然看出技術進步和產業(yè)結構通過能源效率影響到經濟增長，但未能夠將兩種效應進行分離并研究其對經濟增長的作用。本研究擬著重考慮能源效率在產業(yè)間的產業(yè)結構效應，從靜態(tài)和動態(tài)兩個角度，分析能源效率的增長效應和結構變遷效應，并將其納入經濟增長模型中，運用計量方法討論其對經濟增長的作用，考察能源的產業(yè)間配置情況以及對經濟增長的影響，為當前資源稀缺和環(huán)境污染的中國產業(yè)結構調整提供有益的政策建議。

二、中國的能源效率分析

(一)能源效率及其分解

依據(jù)研究問題需要，能源效率具有不同的劃分方法，本研究從能源與產業(yè)結構視角出發(fā)將能源效率增長率劃分為三部分，即能源效率增長效應、靜態(tài)結構變遷效應和動態(tài)結構變遷效應，后兩者也稱結構變遷效應。本文利用Fabricant于1942年提出的“轉換份額法”，將該方法與研究能源效率的增長效應和結構變遷效應相結合，構造如下能源效率分解：

(1)

第t時期相對于基期(t=0)總產出能耗增長率是：

(2)

(二)1980-2009年間中國三次產業(yè)能源效率分析

運用1980-2009年中國有關能源數(shù)據(jù)，計算能源效率增長率及其分解指標，得到表1。

表1 轉換份額分析的結構變遷效應矩陣

說明：1.數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國能源統(tǒng)計年鑒》；2.能源消費數(shù)據(jù)經過能源折算標準系數(shù)處理；3.在分析時并未考慮居民能源消費。

根據(jù)表1，我們可以得到以下幾個結論。

第一，1981-2009年間，我國能源效率明顯提高，主要是二、三產業(yè)能源效率提高的結果，其中第二產業(yè)是影響的主導因素。具體表現(xiàn)為，依據(jù)轉換份額法計算的1980-2009年能源效率增長率是223.78%；行業(yè)能源效率增長率中第一產業(yè)貢獻率是負數(shù)(-3.67%)，第二、三產業(yè)貢獻率都是正數(shù)(73.09%、30.58%)，二、三產業(yè)對能源效率提高貢獻大于第一產業(yè)(1.64+0.68>0.08)，所以總能源效率增長率為正。其內在的含義：首先中國能源效率得到了大幅度提高，但相比其他發(fā)達國家而言，中國能源效率增長緩慢，仍存在較大增長空間，其原因在于工業(yè)化結構和能源消費結構，我國依靠粗放型和高耗能的工業(yè)化經濟結構模式發(fā)展，降低了能源效率增長水平；其次第一產業(yè)對能源效率增長貢獻率為負的根本原因在于第一產業(yè)生產總值增長率(284.26%)小于能源消費增長率(428.04%)，[注]具體公式略。第一產業(yè)生產總值增長率5270.51/1371.6-1；能源消費增長率260114/49260-1。造成這一現(xiàn)象的原因，一是農業(yè)附加值低、生產總值增長速度較慢，一是工業(yè)對能源消費增長迅速；再次能源效率改善和提高仍主要依托二、三產業(yè)，尤其第三產業(yè)能源效率仍然存在較強的增長空間。鑒于第三產業(yè)的能源具有消耗少產值高的特征，故應大力提高第三產業(yè)能源效率。

第二，1981-2009年間，我國能源效率提高的主要動力來源于能源效率的增長效應，而結構變遷效應，即產業(yè)部門結構變動對能源效率增長影響較小，且具有抑制作用。具體地說，僅能源效率的增長效應數(shù)值為正(2.38)，靜態(tài)和動態(tài)結構變遷效應都是負數(shù)(-0.08和-0.21)，表現(xiàn)出“結構負利”特征，由于2.38>0.08+0.21，所以總能源效率增長率是正。能源效率增長率更大程度上取決于產業(yè)內部技術效率變化、技術進步和規(guī)模經濟等因素，而不是來自于產業(yè)間能源合理配置。在解釋“結構負利”原因的文獻中，干春暉、鄭若谷(2009)認為造成“結構負利”的根本原因在于生產要素在產業(yè)間的流動性問題。若表現(xiàn)為“結構紅利”，則表明流動性具有較強靈活性，與產業(yè)結構較容易匹配，結構變遷效應得以顯現(xiàn)。[注]干春暉、鄭若谷：《改革開放以來產業(yè)結構演進與生產率增長研究》，《中國工業(yè)經濟》2009年第2期。他們運用轉換份額法分解研究還發(fā)現(xiàn)，勞動力因跨區(qū)域流動性漸強而產生“結構紅利”，資本因存在政策性限制流動而產生“結構負利”，但此效應逐漸減弱。本文側重分析能源要素在產業(yè)間的流動，因為能源作為生產要素投入，其流動性會受到企業(yè)、行業(yè)和區(qū)域的限制。比如，企業(yè)對資源的可接近程度、行業(yè)能源壟斷現(xiàn)象和區(qū)域資源供求不協(xié)調等都會阻礙能源在產業(yè)間的流動，并導致能源消費產業(yè)間的調整存在“結構負利”現(xiàn)象。

表2 部門能源效率、消費比例與結構變遷效應

第三，1981-2009年間，我國能源效率增長效應、動態(tài)和靜態(tài)結構變遷效應對不同產業(yè)的能源效率增長具有不同的作用效果，對能源效率增長率的影響程度依次減弱。值得注意的是，第一產業(yè)的能源增長效率對能源效率增長具有積極作用(0.57)，而結構變遷效應具有消極作用(-0.23，-0.43)。表明用于第一產業(yè)的能源比例較基期有所降低，也就是說，用于該行業(yè)的能源轉移給其他行業(yè)，同時技術進步、規(guī)模效應對該產業(yè)能源效率提高的貢獻低于因能源效率不同而導致的能源在產業(yè)間轉移對能源效率提高的貢獻，從而該產業(yè)能源效率是負增長。二、三產業(yè)的能源效率分解的三種效應對其提高均具有積極影響，不僅技術進步等促進了能源效率的提高，而且兩個產業(yè)也是能源消費產業(yè)調整的受益者。由表2，第二產業(yè)能源效率無論橫向還是縱向均是絕對下降，其能源消耗份額卻略有上升，而能源效率相對上升的第一產業(yè)所消費能源比例卻有所下降。能源流動的規(guī)則是由能源效率低的部門向能效較高的部門流動，而通過上述分析可以看出，我國能源消費卻向能源低的第二產業(yè)流入，表明能源于產業(yè)間的配置是以犧牲能源效率為代價的，并不符合要素流動規(guī)律。

第四，1981-2009年間，我國能源效率增長不斷提高，變化趨勢是“先上升，再下降，后上升”的特征，轉折點分別發(fā)生在2001年和2005年，同時能源效率提高程度呈逐漸放緩趨勢。1981-2000年，中國工業(yè)化進入起步階段，以勞動密集型為主的輕工業(yè)占有較高比重；2001-2005年，能源和原材料消耗高的行業(yè)不斷擴張，并逐漸向重工業(yè)轉移，二者比重由55:45(1998年)上升到65:35(2004年)。之后，隨著重工業(yè)所造成的環(huán)境問題日益嚴重，實行“又好又快”的發(fā)展策略，能源效率又有所回升。在各時期內，能源效率增長率分解中的增長效應對能源效率增長具有促進作用增強，與能源效率增長率變動趨勢一致，結構效應具有抑制作用，且在0至0.5之間波動，表現(xiàn)為“結構負利”。

第五，在各時期內，行業(yè)能源效率有呈現(xiàn)不同的變化趨勢，其分解的各個效應對能源效率增長因時間不同而具有大小不同的貢獻。具體來講，產業(yè)增長效應均有所提升，第一產業(yè)結構變遷效應對能源效率增長率的負向作用明顯增強，第二產業(yè)保持不變，第三產業(yè)提高較為明顯。表明結構變遷效應負作用逐年擴大，而增長效應掩蓋了結構變化的負效應。

(三)中國地區(qū)能源效率分析

1.在整個分析期間內，我國各省份的能源效率升降變化的差異較大。比較區(qū)域能源效率增長率結果發(fā)現(xiàn)，在1995-2009年間僅有青海、寧夏和海南三個省份能源效率略有下降，其余省份的能源效率都發(fā)生了不同程度的提高，而且能源效率增長率高的地區(qū)多集中于東北老工業(yè)基地以及個別東部沿海地區(qū)和少數(shù)幾個中西部省份。分區(qū)域來看，東、中、西部三個地區(qū)能源效率增長率分別是0.92、1.07和0.50，西部地區(qū)未能達到全國平均水平(0.78)。隨著經濟發(fā)展水平的提高和環(huán)境約束政策的要求，東部和中部地區(qū)更具有能源效率改善的動力，而西部地區(qū)能源富集，降低能源強度的激勵不足，拉低了能源效率的總體水平。

2.在整個分析期間內，我國各省份的能源增長效應、結構變遷效應(靜態(tài)和動態(tài))基本上都促進了各省份的能源效率的增長，并且省際差異比較大，三者對能源效率增長差異的相對貢獻大小依次遞減(絕大多數(shù))。具體來說，除海南和青海以外，能源增長效應對全國其他省份的能源效率提高具有積極作用；結構變遷效應對東、中部地區(qū)能源效率改進具有促進作用，對中部和東部部分地區(qū)有抑制作用。分區(qū)域來看，東、中、西部三個區(qū)域能源增長效應和結構變遷效應的比重分別是0.90:0.10、0.91:0.09和1.00:0.005。三個區(qū)域均以增長效應為主要提高能源效率的動力，東部和中部地區(qū)結構效應較西部地區(qū)貢獻大，尤其是東部地區(qū)，這或許是由于兩個區(qū)域迫切需要能源轉型，一定程度上帶動了能源效率的提高。我國各省份的能源效率增長效應、動態(tài)和靜態(tài)結構變遷效應對不同產業(yè)的能源效率增長的貢獻情況更加復雜，不同區(qū)域具有不同的實際情況。

三、能源效率對中國經濟增長影響的實證研究

通過能源效率增長率分解可以看出，能源增長效應和能源結構變遷效應存在明顯差異，以下考察能源效率增長效應和結構變遷效應對經濟增長的影響。

(一)模型設定

生產函數(shù)的基本表達：

Y=AKαHβEγ

(3)

其中，Y表示產出水平，常數(shù)A表示技術發(fā)展水平，K表示物質資本，H表示人力資本，E表示能源消耗；α、β和γ分別代表物質資本、人力資本和能源消耗的產出彈性。

對(3)式變型，然后進行對數(shù)化并差分處理：

(4)

建立計量回歸模型：

yit=αkit+βlit+λepit+δt+ηi+μit

(5)

其中，i和t分別表示省份(市或自治區(qū))和時間，y表示國內生產總值增長率，k表示物質資本存量增長率，l表示人力資本增長率，ep表示能源效率增長率，μ表示隨機擾動項。

(二)變量選取及數(shù)據(jù)說明

經濟增長率：y選取實際GDP增長率作為衡量指標。利用各地區(qū)名義GDP以1995年為基期調整為實際GDP(億元)。

能源效率增長率：以實際GDP與能源消費總量比率(萬元/萬噸)為基礎計算其增長率ep。

物質資本存量增長率：借鑒單豪杰(2008)估算的資本存量數(shù)據(jù)(億元)，[注]單豪杰：《中國資本存量K的再估算：1952-2006》，《數(shù)量經濟技術經濟研究》2008年第10期。以此為基礎計算資本存量增長率k。

人力資本增長率：采用全社會職工工資總額作為勞動力的存量(億元)，以1995年為基期，運用職工工資指數(shù)進行平減，據(jù)此獲得其增長率l。

實證樣本選取1996-2009年除西藏外的30個內地省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)進行分析，其中重慶和四川數(shù)據(jù)進行合并。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》等，部分數(shù)據(jù)經計算整理而得到。

(三)計量回歸結果分析

本研究考慮使用檢驗殘差項序列相關的ADF單位法進行檢驗，以防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。限于篇幅，沒有報告單位根檢驗的結果；同時我們所選取的數(shù)據(jù)為經濟增長率等變量，均為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，能夠保證結果的可靠性。表3報告了以1996-2009年各地區(qū)為研究對象的能源效率增長率以及其分解指標與經濟增長率關系的回歸結果。模型1報告了僅考慮能源效率增長率與經濟增長率兩變量的關系。為了進一步考察能源效率增長的結構與經濟增長率的關系，將分解指標進行回歸得到模型2。解釋經濟增長因素中，勞動和資本是其重要的投入要素，依據(jù)理論推導，勞動、資本和能源共同納入到增長模型中進行回歸，得到模型3。對于整個研究區(qū)間(1996-2009年)的回歸結果，僅考慮能源效率增長率及其分解指標與經濟增長率之間的關系，并未顯現(xiàn)出較強的相關性(顯著性較弱)，考慮添加物質資本和人力資本存量增長率兩個控制變量，模型2中能源效率增長率分解的增長效應和結構變遷效應對經濟增長率的貢獻是正，只是回歸結果并不顯著。

表3 模型回歸結果

說明：括號中是穩(wěn)健標準差，***、**、*、&分別表示1%、5%、10%、15%以下的顯著性水平；1994-2004年模型2未使用穩(wěn)健標準形式；1996-2009年模型1為保證標準誤差較小，未采取穩(wěn)健形式，與穩(wěn)健形式回歸系數(shù)基本一致。Hansman檢驗括號中是其伴隨概率，RE表示隨機效應模型，F(xiàn)E表示固定效應模型。

考慮到中國能源消費具有階段性特征，尤其是中國政府從2005年開始先后提出了多項促使能源消費結構和產業(yè)結構進行調整的政策，因此本研究以2005年為分界點進行階段性回歸。第一階段(1996-2004年)，能源效率增長對經濟增長率貢獻性回歸結果不顯著，但能源效率增長率結構變遷效應對經濟增長的貢獻顯著為正。第二階段(2005-2009年)，能源效率增長對經濟增長率貢獻相對前一階段較強，體現(xiàn)在這一階段主要以增長效應貢獻為主。綜合兩階段來看，能源效率增長率對經濟增長率貢獻逐漸增強，主要體現(xiàn)在增長效應，而結構變遷效應對經濟增長率貢獻逐漸減弱甚至出現(xiàn)抑制作用。值得一提的是，對于總體樣本回歸添加時間變量進行分析時，能源兩種效應均對GDP增長率具有正的影響。

四、結論和政策建議

本研究利用Fabricant提出的“轉換份額法”將1996-2009年中國及其各地區(qū)能源效率增長率指標分解為增長效應和結構變遷效應(靜態(tài)和動態(tài)結構變遷)，并將其納入生產函數(shù)模型進行分析，實證研究了在能源效率提高的情形下，增長效應和結構變遷效應是否有利于經濟增長。主要結論：1.從全國能源效率增長分解來看，能源效率的增長效應對其提高具有重要意義，并在一定程度上抵消了產業(yè)結構變動的反向作用；從產業(yè)結構演變角度分析，在以重工業(yè)為主的中國，工業(yè)能源效率的提高起到了決定性作用，掩蓋了農業(yè)能源效率為負的事實。2.省級能源效率增長分解表明，我國各省份能源效率升降變化的差異較大；除海南和青海以外，增長效應對全國其他省份能源效率提高具有積極作用；結構變遷效應對東、中部地區(qū)能源效率改進具有促進作用，對中部和東部部分地區(qū)有抑制作用。3.總能源效率提高對經濟增長率作用呈現(xiàn)階段性變化，其結果僅在2005-2009年間是顯著的；而在不同的時間區(qū)間內，能源效率的增長效應和結構變遷效應對經濟增長率具有促進作用，在1996-2004年間主要體現(xiàn)在結構變遷效應，2005-2009年間則主要體現(xiàn)在增長效應。相應的政策建議：第一，加強能源消費在產業(yè)間的合理分配，協(xié)調產業(yè)與能源的關系。從能源效率增長分解指標來看，增長效應較大，結構變遷效應是負的；從能源效率分解指標對經濟增長率的影響來看，其系數(shù)并未顯著或顯著為負，這表明我國能源結構效應還未顯現(xiàn)。因此，除了依賴技術進步等作用以外，應充分利用產業(yè)結構調整在特定經濟階段能夠有效降低總體能源強度的積極作用，全方位地走能源節(jié)約型社會之路。第二，增強能源于行業(yè)間的流動性。能源因企業(yè)對資源可接近程度、行業(yè)能源壟斷現(xiàn)象和區(qū)域資源供求不協(xié)調等原因而表現(xiàn)為流動性較弱。面對結構效應無法釋放的情況，從三方面入手解決能源流動問題迫在眉睫。第三，著重降低工業(yè)的能源強度。實證結果表明，我國工業(yè)的能源強度較高，并且第二產業(yè)對能源效率貢獻最高，因此降低工業(yè)能源強度有助于總體能源效率的提高。第四，縮小能源效率區(qū)域差距，促進區(qū)域能源利用平衡發(fā)展。我國地域遼闊，地區(qū)之間經濟水平差異較大，應認真分析各地區(qū)所處經濟發(fā)展階段。