高 涓，孫文基

（1.蘇州大學(xué)商學(xué)院，江蘇 蘇州 215006； 2.健雄職業(yè)技術(shù)學(xué)院，江蘇 蘇州 215400）

我國(guó)能源消費(fèi)分析及預(yù)測(cè)
——基于變結(jié)構(gòu)協(xié)整法

高 涓1，2，孫文基1

（1.蘇州大學(xué)商學(xué)院，江蘇 蘇州 215006； 2.健雄職業(yè)技術(shù)學(xué)院，江蘇 蘇州 215400）

隨著我國(guó)工業(yè)化與城市化水平不斷推進(jìn)，能源與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系日益密切，對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)性的研究是預(yù)測(cè)我國(guó)能源消費(fèi)及需求并制定和實(shí)施能源政策的重要依據(jù)，進(jìn)而影響我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行，因此具有十分重要的理論意義和實(shí)用價(jià)值。文章以變結(jié)構(gòu)協(xié)整的視角，設(shè)定虛擬變量，對(duì)1953-2011年的我國(guó)能源消費(fèi)總量與實(shí)際GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析，認(rèn)為1960年是結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，進(jìn)一步建立考慮突變點(diǎn)的回歸模型，并與不考慮變結(jié)構(gòu)的協(xié)整分析結(jié)論作對(duì)比，得出結(jié)論：我國(guó)能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而且考慮變結(jié)構(gòu)的協(xié)整分析結(jié)果優(yōu)于不考慮變結(jié)構(gòu)的分析結(jié)果。

能源消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；變結(jié)構(gòu)；虛擬變量

一、引言

我國(guó)是一個(gè)能源生產(chǎn)和消費(fèi)的大國(guó)。據(jù)2012年國(guó)家統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，2011年我國(guó)GDP為471564億元，較上年增長(zhǎng)9.2%；一次能源生產(chǎn)總量為31.8億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，較上年增長(zhǎng)7.0%；原煤35.2億噸，較上年增長(zhǎng)8.7%；原油2.04億噸，較上年增長(zhǎng)0.3%；天然氣1030.6億立方米，較上年增長(zhǎng)8.7%；全年發(fā)電量47000.7億千瓦小時(shí)，較上年增長(zhǎng)11.7%。盡管我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)勁，能源資源豐富，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式粗放，能源消耗高，2011年我國(guó)能源消費(fèi)總量34.8億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，較上年增長(zhǎng)7.0%，即使美國(guó)基本維持在2010年35.28億噸標(biāo)準(zhǔn)煤的水平，我國(guó)也沒有超過美國(guó)，但2011年全球能源消費(fèi)量增長(zhǎng)2.5%，我國(guó)成為世界上能源消費(fèi)增長(zhǎng)最快的國(guó)家。其中，煤炭消費(fèi)量增長(zhǎng)9.7%；原油消費(fèi)量增長(zhǎng)2.7%；天然氣消費(fèi)量增長(zhǎng)12.0%；電力消費(fèi)量增長(zhǎng)11.7%；全國(guó)萬(wàn)元國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值能耗為0.793噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，下降2.01%，作為“十二五”開局之年，距離2011年年初制定的3.5%的節(jié)能目標(biāo)有較大差距，2011年的能耗控制目標(biāo)并未達(dá)到預(yù)期。據(jù)國(guó)際貨幣基金組織估計(jì)，2011年，全球GDP為69.66萬(wàn)億美元，我國(guó)GDP為7.298萬(wàn)億美元，占全球的比重約為10.48%，而能源消費(fèi)增長(zhǎng)卻占到全球的71%，在主要原材料消費(fèi)中，鋼材消費(fèi)量8.4億噸，增長(zhǎng)9.0%；精煉銅消費(fèi)量786萬(wàn)噸，增長(zhǎng)5.2%；電解鋁消費(fèi)量 1724萬(wàn)噸，增長(zhǎng)12.1%；乙烯消費(fèi)量1528萬(wàn)噸，增長(zhǎng)7.5%；水泥消費(fèi)量20.7億噸，增長(zhǎng)11.2%。能源消耗高、環(huán)境污染大、能源利用效率低是我國(guó)目前不爭(zhēng)的事實(shí)[1]。

經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，由于受到劇烈的外生沖擊，如金融危機(jī)、體制變化、自然災(zāi)害等，可能造成數(shù)據(jù)生成過程中變量系數(shù)的時(shí)變性問題，即DGP結(jié)構(gòu)突變，對(duì)變量之間的關(guān)系帶來(lái)階段性的影響。目前大多數(shù)學(xué)者在研究我國(guó)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系時(shí)，都只是在國(guó)外研究的模型及方法的基礎(chǔ)上，運(yùn)用我國(guó)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并未考慮DGP結(jié)構(gòu)突變問題，忽略了由于外生沖擊對(duì)數(shù)據(jù)序列的影響。而且以往文獻(xiàn)一般選取的樣本數(shù)據(jù)區(qū)間很小，一般不超過30年，造成因時(shí)間跨度過小而產(chǎn)生的研究誤差。因此，文章以變結(jié)構(gòu)協(xié)整的視角對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的量化進(jìn)行實(shí)證分析，選取樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為1953-2011年，為迄今相關(guān)文獻(xiàn)選取時(shí)間跨度最大的樣本數(shù)據(jù)。

二、變結(jié)構(gòu)協(xié)整理論模型

結(jié)構(gòu)協(xié)整根據(jù)模型結(jié)構(gòu)變化的原因不同可以分為參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整、部分協(xié)整和機(jī)理變化型協(xié)整。其中，參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整比較適用于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)或政策發(fā)生制度性變化的情況，即使某一點(diǎn)上的協(xié)整參數(shù)發(fā)生變化，也不會(huì)影響序列間協(xié)整關(guān)系存在，由于文章研究的是我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，所以選擇參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型[2]。標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整回歸的靜態(tài)模型為：

當(dāng)ut～I(xiàn)(0)時(shí)，稱xt，yt間存在變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系[3]，這也是變結(jié)構(gòu)模型存在的充分條件，其中α和β為參數(shù)。

引入虛擬變量，則

圖1 能源消費(fèi)總量變動(dòng)趨勢(shì)圖

圖2 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)趨勢(shì)圖

圖3 能源消費(fèi)總量和實(shí)際GDP增長(zhǎng)率圖(%)

φ∈(T0，T1)為結(jié)構(gòu)變化區(qū)間。

得到該結(jié)構(gòu)變化模型的一般形式[7]:

①當(dāng)λt=0和γ=0時(shí)，模型(3)就變?yōu)樗狡菩湍Ｐ?，其中α表示漂移以前的常?shù)項(xiàng)，δ表示漂移量；②當(dāng)γ=0時(shí)，模型(3)就變?yōu)樗节厔?shì)項(xiàng)漂移型模型，其中α表示漂移以前的常數(shù)項(xiàng)，δ表示漂移量。

如果變結(jié)構(gòu)點(diǎn)已知，可以采用單位根檢驗(yàn)對(duì)模型(3)進(jìn)行檢驗(yàn)，但是在實(shí)際的社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，無(wú)法預(yù)先確定變結(jié)構(gòu)點(diǎn)。因此，文章研究在未知變結(jié)構(gòu)點(diǎn)的情況下，做參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析。

三、實(shí)證分析過程

1.數(shù)據(jù)選取與分析

為了量化研究我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，選取能源消費(fèi)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值兩個(gè)變量為研究對(duì)象，分別記為EC和GDP。其中，1953-2004年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于 《新中國(guó) 55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2005-2011年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。變量EC為被解釋變量，變量GDP為解釋變量，EC為實(shí)物指標(biāo)，單位是萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。GDP為我國(guó)一年內(nèi)產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)價(jià)值，單位是億元人民幣，并根據(jù)名義GDP和可比價(jià)格計(jì)算的GDP指數(shù)，以1978年為基期進(jìn)行平減，計(jì)算實(shí)際GDP，記為RGDP。我國(guó)能源消費(fèi)總量變動(dòng)趨勢(shì)和折算后的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)趨勢(shì)分別如圖1和圖2所示。為了使模型的設(shè)定更合理并減少或消除潛在的異方差問題，文章對(duì)所有指數(shù)序列采取自然對(duì)數(shù)處理，分別為lnEC和lnRGDP。我國(guó)能源消費(fèi)總量和RGDP的增長(zhǎng)率關(guān)系如圖3所示。其中，PEC和PRGDP分別表示我國(guó)能源消費(fèi)增長(zhǎng)率和實(shí)際GDP增長(zhǎng)率。

1953-2011年我國(guó)能源消費(fèi)總量年均增速為8.34%，增長(zhǎng)勢(shì)頭強(qiáng)勁，在考察時(shí)間區(qū)間內(nèi)也出現(xiàn)過若干次波動(dòng)。其中，1953-1958年之間我國(guó)能源消費(fèi)總量出現(xiàn)一個(gè)波動(dòng)，原因在于1953-1958年，是我國(guó)第一個(gè)五年計(jì)劃，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式以蘇聯(lián)模式為主，大力發(fā)展高耗能產(chǎn)業(yè)，為粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。隨后我國(guó)又實(shí)施了“大躍進(jìn)”發(fā)展戰(zhàn)略，1958-1960年期間能源消費(fèi)總量出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，以環(huán)境、資源為代價(jià)換取經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，其中，1958年我國(guó)能源消費(fèi)增速為82%，是1953-2011年時(shí)間區(qū)間內(nèi)最高的一次。1958-1960年更為粗放型的增長(zhǎng)方式，使得我國(guó)能源資源無(wú)力支撐這種高消耗，1961-1963年我國(guó)的能源消費(fèi)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，其中以1961年的-32%為最低。此外1996-1967年經(jīng)濟(jì)社會(huì)處于非常狀態(tài)，能源消費(fèi)量下滑，但持續(xù)時(shí)間不長(zhǎng)。之后長(zhǎng)達(dá)40年我國(guó)能源消費(fèi)圍繞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上下波動(dòng)，大多數(shù)年間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快于能源消費(fèi)增長(zhǎng)，呈現(xiàn)良性發(fā)展態(tài)勢(shì)。

經(jīng)過上述分析可以看出，改革開放前，我國(guó)處于高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制之下，能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)頻繁，而且振幅較大，表明當(dāng)時(shí)資源配置與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)。1978年以后，我國(guó)能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)總量增速趨于平穩(wěn)，表明我國(guó)資源配置日趨合理，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行趨于平穩(wěn)健康。但在2003-2004年期間，我國(guó)由于大量重復(fù)性建設(shè)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失調(diào)等問題，能源消費(fèi)增速又明顯高于經(jīng)濟(jì)總量的增速，說(shuō)明此期間能源利用效率再次降低。

2.單位根平穩(wěn)檢驗(yàn)

根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)規(guī)則，利用Eview5.0軟件進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表1，可以看出我國(guó)能源消費(fèi)總量與實(shí)際GDP均為一階差分平穩(wěn)序列，即一階單整I (1)，說(shuō)明我國(guó)能源消費(fèi)總量與實(shí)際GDP序列不具有趨勢(shì)穩(wěn)定的特征，而經(jīng)過一階差分之后平穩(wěn)，再次表明我國(guó)能源消費(fèi)總量與實(shí)際GDP是單位根過程所生成，他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.協(xié)整檢驗(yàn)

文章采用EG兩步法檢驗(yàn)我國(guó)能源消費(fèi)總量與實(shí)際GDP之間可能存在的協(xié)整關(guān)系。

第一步，建立最小二乘回歸模型：

ADR=0.9307，AIC=0.3827，D.W.=0.1089，t統(tǒng)計(jì)量通過1%顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量=765.5910，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量P值=0.0000。

第二步，對(duì)模型生成的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)如表2：

表2 殘差單根檢驗(yàn)

由表2可以看出殘差序列是平穩(wěn)序列，則表明我國(guó)能源消費(fèi)總量與實(shí)際GDP之間的協(xié)整關(guān)系存在。

4.變結(jié)構(gòu)模型建立及分析

由于外生性沖擊很容易影響數(shù)據(jù)生成過程中的時(shí)變性問題，于是，文章考慮變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析。首先進(jìn)行突變點(diǎn)的確定，考察以下lnECt和lnRGDPt的曲線圖，如圖4。

圖4 lnECt和lnRGDPt的曲線圖

通過觀察lnECt和lnRGDPt的曲線圖以及能源消費(fèi)總量和實(shí)際GDP增長(zhǎng)率圖，發(fā)現(xiàn)1960年為有可能的突變點(diǎn)。因?yàn)?958年我國(guó)實(shí)施“大躍進(jìn)”發(fā)展戰(zhàn)略，粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式導(dǎo)致能源需求急劇增加，能源消費(fèi)總量從1957年的9644萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，增加到1958年的17599萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，1960年更是猛增到30188萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，1961年又銳減到20390萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤。此外，1959年大慶油田出油，在1963年就累計(jì)產(chǎn)油1千萬(wàn)噸，對(duì)優(yōu)化我國(guó)以煤炭為主的單一能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)起著重要作用，可以說(shuō)，1960年一部分的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)來(lái)自于高效率的能源替代低效率的能源[4]。于是，文章對(duì)1960年再進(jìn)行鄒檢驗(yàn)，結(jié)果如表3。

表3 突變點(diǎn)的鄒檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可以看出，觀察值1960處的概率值高度顯著，可以視為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。為將突變點(diǎn)考慮進(jìn)模型中，根據(jù)模型(2)引進(jìn)虛擬變量，，建立如下回歸模型：

ADR2=0.9597，AIC=-0.0914，D.W.=0.3107，t統(tǒng)計(jì)量通過1%顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量=436.5461，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量P值=0.0001。對(duì)模型(5)生成的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如表4。

表4 殘差單根檢驗(yàn)

從模型(5)形式看，我國(guó)能源消費(fèi)總量與實(shí)際GDP的變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系在1953-2011年期間的表現(xiàn)形式為水平漂移型協(xié)整關(guān)系，也即發(fā)生均值突變。用Eviews5.0得到的殘差、實(shí)際值、擬合值結(jié)果如圖5、圖6所示，與未考慮突變點(diǎn)的協(xié)整回歸相比較，不難發(fā)現(xiàn)它們之間在模型的截距、斜率以及時(shí)間趨勢(shì)都存在較大的差異，模型(4)未考慮其他任何的影響，單一用數(shù)據(jù)說(shuō)話，屬于靜態(tài)模型，而一般經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)模型，由于政治制度和經(jīng)濟(jì)體制改革等原因，不是一成不變的。尤其是在我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，靜態(tài)的經(jīng)濟(jì)模型難以解釋經(jīng)濟(jì)關(guān)系和結(jié)構(gòu)變化，而變結(jié)構(gòu)模型，作為一種體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部長(zhǎng)期均衡關(guān)系的研究方法能夠很好地反映經(jīng)濟(jì)關(guān)系和其結(jié)構(gòu)變化。通過選取1960年為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，建立變結(jié)構(gòu)模型(5)，并與未考慮結(jié)構(gòu)突變的模型(4)比較發(fā)現(xiàn)（如圖5、圖6所示），擬合程度有很大的改善，說(shuō)明考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的模型對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)及需求有很好的預(yù)測(cè)分析能力，為相關(guān)部門提供決策依據(jù)具有一定的實(shí)用價(jià)值。

四、結(jié)論

變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析是反映經(jīng)濟(jì)關(guān)系和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化，體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部長(zhǎng)期均衡關(guān)系的研究方法。尤其是我國(guó)處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，經(jīng)濟(jì)模型對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)體制變化敏感度高，很容易受到影響。在未考慮結(jié)構(gòu)突變的情況下，我國(guó)能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列是單位根過程生成的，而不是趨勢(shì)穩(wěn)定生成的。為了更準(zhǔn)確及時(shí)地反映經(jīng)濟(jì)問題，文章引入虛擬變量，運(yùn)用EG協(xié)整分析方法，對(duì)1953-2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析，得出我國(guó)能源消費(fèi)總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，任何一個(gè)外生沖擊都會(huì)對(duì)其產(chǎn)生持久的影響，變結(jié)構(gòu)模型表明經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)總量將增長(zhǎng)0.8071個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)，考慮結(jié)構(gòu)突變因素的效果明顯好于不考慮結(jié)構(gòu)突變因素的效果，說(shuō)明變結(jié)構(gòu)模型對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)具有很好的預(yù)測(cè)能力，對(duì)準(zhǔn)確預(yù)測(cè)我國(guó)能源消費(fèi)及需求，為相關(guān)部門提供決策依據(jù)，具有一定的實(shí)用價(jià)值。在未來(lái)我國(guó)能源消費(fèi)量預(yù)測(cè)方面，由于我國(guó)調(diào)低了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)期，加上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變和結(jié)構(gòu)調(diào)整，未來(lái)能源消費(fèi)的增長(zhǎng)勢(shì)必將趨緩。當(dāng)然由于新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的提出，可能給能源消費(fèi)帶來(lái)新的動(dòng)力，從而使得能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在一個(gè)較長(zhǎng)時(shí)間仍然維持較強(qiáng)關(guān)聯(lián)性。

圖5 未考慮突變點(diǎn)的擬合效果

圖6 考慮突變點(diǎn)的擬合效果

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[4]Jorgenson DW.The role of energy in productivity growth[J].American Economic Review，1984(2)：26-30.

（責(zé)任編輯：WDY）

Analysis and Arediction of China's Energy Consumption——Structure with a Variable Structure Cointegration Perspective

GAO Juan1，2，SUN Wen-ji1
（1.Soochow University，Suzhou Jiangsu 215006，China；2.Chien Shiung Institute of Technology，Suzhou Jiangsu 215400，China）

As our country industrialization and urbanization advancing，the relationship between energy and economy is increasingly close，the study of correlation between energy consumption and economic growth can forecast energy consumption and demand in our country，which is important basis for formulating and implementing energy policy， further more affecting the smooth running of our macro economy.So it is of vital theoretical significance and practical value.In a variable structure cointegration perspective，setting virtual variable is to analyse the data of the total energy consumption in our country and real GDP with variable structure cointegration from 1953 to 2011and put forward 1960 is a structure mutation point.Further more，the article establishes regression model taking mutation point into consideration，in contrast with variable structure threw out.Fanaly this paper draws the conclusion that the total energy consumption in our country and real GDP have strong relevance in china. There is a long-term equilibrium relationship between them and considering the results of variable structure cointegration analysis is better than not considering variable structure analysis.

Energy consumption；Economic growth；Variable structure；Virtual variable

F061.2

A

1004-292X（2014）06-0015-04

2014-01-22

江蘇省科技廳軟科學(xué)（2012）基金項(xiàng)目。

高 涓 (1981-)，女，山西太原人，博士研究生，研究方向：財(cái)政理論和政策；

孫文基 (1963-)，男，江蘇揚(yáng)州人，博士生導(dǎo)師，主要從事財(cái)政理論與政策研究。