能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析研究①
——以我國各區(qū)域?yàn)槔?/h1>
2016-06-13 09:55:40中共湖南省委直屬機(jī)關(guān)黨校秦文展
中國商論 2016年13期
中共湖南省委直屬機(jī)關(guān)黨校 秦文展
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能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析研究①
——以我國各區(qū)域?yàn)槔?/p>
中共湖南省委直屬機(jī)關(guān)黨校秦文展
摘 要：本文分析了我國各區(qū)域能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，此種關(guān)系以動(dòng)態(tài)的方式表現(xiàn)出來。利用面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)方法，進(jìn)行了面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整檢驗(yàn)、面板模型估計(jì)、誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。
關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系區(qū)域我國
我國能源環(huán)境問題，從能源消費(fèi)的角度研究，我國的環(huán)境問題主要表現(xiàn)在煤炭開采運(yùn)輸污染、工業(yè)和生活燃煤造成的大氣污染和水污染，日益嚴(yán)重的車輛尾氣污染，溫室氣體排放導(dǎo)致的氣候變暖，以及農(nóng)村過度消耗生物質(zhì)能所引起的生態(tài)破壞等。其主要原因是由于：(1)我國的能源結(jié)構(gòu)以煤炭為主，能源消費(fèi)模式單一；(2)我國加大了對(duì)工業(yè)特別是重工業(yè)投資，工業(yè)基礎(chǔ)從無到有，從極端薄弱到不斷壯大；(3)我國的工業(yè)生產(chǎn)粗放型經(jīng)營(yíng)，采用的生產(chǎn)裝備落后、工業(yè)技術(shù)、工藝陳舊，導(dǎo)致能耗居高不下，能源利用效率低，因此造成嚴(yán)重的環(huán)境污染；(4)重煤炭產(chǎn)量，輕煤炭質(zhì)量，但洗選率低，利用率低，浪費(fèi)嚴(yán)重，硫煤居高不下，帶來嚴(yán)重的環(huán)境污染。
從區(qū)域分布看，我國能源生產(chǎn)主要分布在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的地區(qū)，東北地區(qū)是我國石油資源最豐富的地區(qū)，華北和西北地區(qū)也蘊(yùn)藏著豐富的石油資源，西北地區(qū)是我國天然氣資源最豐富的地區(qū)，東北和西南也有較大分布；2003年～2012年，我國一次能源生產(chǎn)總量和構(gòu)成中，一次能源生產(chǎn)總量是逐年呈上升的趨勢(shì)，我國的能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)以原煤為主，石油、水電次之，天然氣、核電等再次之，我國的能源結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化和調(diào)整。
從行業(yè)分布來看，2003年～2012年，折標(biāo)煤量上升速度的排列順序分別為：交通業(yè)＞其他行業(yè)＞建筑業(yè)＞工業(yè)＞批發(fā)零售業(yè)＞農(nóng)業(yè)；從能源生產(chǎn)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)上看，我國的能源結(jié)構(gòu)向好的方向發(fā)展，原油生產(chǎn)量的比重呈下降趨勢(shì)，水電、核電及其他能源從2007年以后，呈不斷上升趨勢(shì)，這是我國大力發(fā)展水電和核電的結(jié)果。近年來，我國在各河流水能豐富地區(qū)開發(fā)水電；同時(shí)有不少核電站擴(kuò)容和新的核電站建設(shè)；石油消費(fèi)量、原油消費(fèi)量、燃料油消費(fèi)量的變動(dòng)不穩(wěn)定，下降趨勢(shì)不明顯，電力消費(fèi)量變化也不穩(wěn)定。2008年以后能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨向于優(yōu)化；GDP增長(zhǎng)并不是完全靠能源消耗來實(shí)現(xiàn)的，而是通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)發(fā)展、管理水平等多方面共同作用的結(jié)果；我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸擺脫以前以消耗能源、破壞生態(tài)環(huán)境為代價(jià)的不良增長(zhǎng)方式，轉(zhuǎn)變?yōu)榈湍芎?、重環(huán)保的兩型社會(huì)發(fā)展。
1 面板單位根檢驗(yàn)
本文研究采用面板根數(shù)據(jù)理論中的LLC檢驗(yàn)和ISP檢驗(yàn)進(jìn)行分析和檢驗(yàn)，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，利用相關(guān)數(shù)學(xué)統(tǒng)計(jì)理論，進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)變量GDPC(人均GDP)、PCEC(人均能源消費(fèi)量)進(jìn)行LLC和ISP檢驗(yàn)。面板單位根檢驗(yàn)LLC模型為：
面板根檢驗(yàn)IPS模型為：
利用公式(1)、(2)、(3)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。
表1 面板單位根LLC/ISP檢驗(yàn)結(jié)果
2 面板協(xié)整檢驗(yàn)
根據(jù)考和姜(2000)考慮的同質(zhì)面板模型：
建立我國人均GDP和人均能源消耗量之間關(guān)系的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>
利用考檢驗(yàn)和佩德羅尼檢驗(yàn)的檢驗(yàn)過程、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?5)及輔助回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。
從表2可以看出，通過人均GDP與人均能源消耗量指標(biāo)分析，在考檢驗(yàn)中，ADF的統(tǒng)計(jì)量值為-4.9912*(*表示在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè))，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0009，幾乎為零，根據(jù)原假設(shè)，分析兩者指標(biāo)之間是否存在協(xié)整關(guān)系，考檢驗(yàn)的結(jié)果是：從長(zhǎng)期來看，兩者之間存在協(xié)整關(guān)系；在佩德羅尼檢驗(yàn)中的統(tǒng)計(jì)量值為65.2291*，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0002的統(tǒng)計(jì)量值為-2.1746**(**表示在10%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè))，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0023，的統(tǒng)計(jì)量值為-2.7512*，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0005，的統(tǒng)計(jì)量值為-5.4321**，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0001。分析兩者指標(biāo)之間是否存在協(xié)整關(guān)系，考檢驗(yàn)的結(jié)果是：從長(zhǎng)期來看，兩者之間存在協(xié)整關(guān)系。
表2 考和佩德羅尼面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
3 面板模型估計(jì)
根據(jù)前面所用數(shù)理研究模型及論文研究需要，在此采用似不相關(guān)回歸法對(duì)人均GDP和人均能源消耗量的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，一般回歸式為：
豪斯曼檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：
在豪斯曼和泰勒中增加了2個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。設(shè)
檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：
巴爾塔吉(2005)指出，共同不可度量因素或不可觀測(cè)因素會(huì)對(duì)因變量產(chǎn)生影響，而不同對(duì)象又會(huì)產(chǎn)生不同結(jié)果，如此，在同一時(shí)期，應(yīng)該采用似不相關(guān)回歸模型進(jìn)行分析。
SUR模型形式為：
對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化以后，再利用豪斯曼檢驗(yàn)，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果見表3。
由表3可知，統(tǒng)計(jì)量值為0.00099，自由度為1，概率為0.9912。、檢驗(yàn)和檢驗(yàn)的計(jì)算方法已經(jīng)在前面闡述清楚。
(1)只考慮地區(qū)影響的模型估計(jì)結(jié)果。
表3 豪斯曼固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)影響檢驗(yàn)
表4 各省市區(qū)影響系數(shù)的估計(jì)結(jié)果
表4 各省市區(qū)影響系數(shù)的估計(jì)結(jié)果
區(qū)域區(qū)域有趨勢(shì) 無趨勢(shì) 有趨勢(shì) 無趨勢(shì)北京 0.1512 0.2091 河南 -0.1702 -0.1792天津 0.2987 0.3567 湖北 -0.1025 -0.0997河北 0.2701 0.2517 湖南 -0.5517 -0.5231山西 0.7015 0.7528 廣東 -0.6728 -0.5224內(nèi)蒙古 0.4299 0.4337 廣西 -0.4031 -0.4287遼寧 0.3250 0.3564 海南 -0.9971 -0.8997吉林 0.2271 0.2379 重慶 -0.3175 -0.3012黑龍江 0.2241 0.2678 四川 -0.2013 -0.2134上?！?.1799 0.2714 貴州 0.5031 0.4287江蘇 -0.3124 -0.3987 云南 -0.0975 -0.0781浙江 -0.2999 -0.3007 陜西 -0.0621 -0.1124安徽 -0.3458 -0.4103 甘肅 0.2037 0.2017福建 -0.5002 -0.5021 青?！?.6728 0.6017江西 -0.4499 -0.4672 寧夏 0.7121 0.6987山東 -0.1987 -0.1762 新疆 0.5001 0.4124
表4說明我國2003年～2012年10年的能源消費(fèi)彈性系數(shù)，排在前三位的是：寧夏的值最大，值為0.7121，其次為山西值為0.7121，排第三的為貴州值為0.5031，這主要是由于寧夏的工業(yè)化進(jìn)程較快、城市化進(jìn)程加速，能耗較高的同時(shí)，人均GDP不高，投入與產(chǎn)出之間不相對(duì)稱，導(dǎo)致值在全國排名第一；而山西本來就是能源大省，尤其是煤炭產(chǎn)量相當(dāng)大，所以其值排第二；貴州地處偏遠(yuǎn)，能源結(jié)構(gòu)主要靠六盤水的煤炭作為支撐，同時(shí)，人均GDP不高，投入與產(chǎn)出之間不相匹配，所以其值在全國排名第三。排名倒數(shù)三名的分別是海南、廣東和湖南，海南的能源消費(fèi)彈性系數(shù)值為-0.9971，在全國排名倒數(shù)第一，這主要是海南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所導(dǎo)致，海南主要是旅游業(yè)、金融業(yè)為主，能源消耗量較少；廣東在全國排名倒數(shù)第二，雖然廣東工廠較多，但主要是以勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主，高能耗產(chǎn)業(yè)相對(duì)比重較小，同時(shí)人均GDP較高，投入與產(chǎn)出之間匹配性較高；而湖南為中部省份，加上能源結(jié)構(gòu)比較合理，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)比較平穩(wěn)，投入與產(chǎn)出比相對(duì)較大，因此，排名倒數(shù)第三。從表3還可以看出，有些經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，值比較小，而有些經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)值比較大，這主要與能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等不合理因素密切相關(guān)。
(2)既考慮地區(qū)影響又考慮時(shí)間影響的模型估計(jì)結(jié)果。
4 誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
經(jīng)濟(jì)變量之間存在著相互的影響關(guān)系，除了同期影響外，還會(huì)受到過去行為的影響。對(duì)兩個(gè)變量，輔助回歸方程組為：
目前，黃河流域年入河廢污水排放量約為43億t。石油化工、煤炭、造紙等行業(yè)的COD排放量占流域工業(yè)排放量的80%以上。流域內(nèi)工業(yè)廢水達(dá)標(biāo)排放率低，城市污水處理率低于全國平均水平。
表5 考慮時(shí)間序列的影響系數(shù)值估計(jì)結(jié)果
表5 考慮時(shí)間序列的影響系數(shù)值估計(jì)結(jié)果
年份 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 20120.0401 -0.0387 -0.0211 -0.0097 -0.0062 0.0334 0.1405 0.1456 0.2001 0.1989
模型中滯后期數(shù)根據(jù)AIC和BIC信息準(zhǔn)則來判定。原假設(shè)有：
對(duì)于同一樣本數(shù)據(jù)，受約束樣本回歸模型的殘差平方和不小于無約束樣本回歸模型的殘差平方和，意味著對(duì)模型施加約束條件會(huì)降低模型的解釋能力。
構(gòu)建檢驗(yàn)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：
歸于面板Granger因果檢驗(yàn)，一種是估計(jì)面板向量自回歸(PVAR)的固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，然后再利用沃爾德檢驗(yàn)的系數(shù)判斷Granger因果關(guān)系是否存在；另一種是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，該檢驗(yàn)是基于誤差修正模型基礎(chǔ)之上的。
赫瑞林異質(zhì)面板自回歸模型為：
馬西哈等根據(jù)面板誤差修正模型進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，模型為：
根據(jù)誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃湍Ｐ?16)建立模型，模型見公式(17)：
根據(jù)方程組(17)，采用誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行的面板因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。
表6 滯后一階面板VAR模型的殘差序列相關(guān)AB檢驗(yàn)結(jié)果
表7 ECM面板因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
5 結(jié)語
分析了我國各區(qū)域能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，此種關(guān)系以動(dòng)態(tài)方式表現(xiàn)出來。利用面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)方法，進(jìn)行了面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整檢驗(yàn)、面板模型估計(jì)、誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。
面板協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果是：所有統(tǒng)計(jì)量都拒絕了原來假設(shè)，即人均GDP與人均能源消耗量之間不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，也就是說考檢驗(yàn)的結(jié)果是：從長(zhǎng)期來看，人均GDP與人均能源消耗量關(guān)系密切，它們之間有協(xié)整關(guān)系。
面板模型估計(jì)的結(jié)果是：由于地區(qū)不同，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗量具有明顯的影響，也就是兩者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，也就是地區(qū)效應(yīng)是明顯存在的。能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.7012，也就說明在其他條件不變的情況下，全國人均GDP上升1%，能源消耗增加0.7012%。既考慮地區(qū)影響又考慮時(shí)間影響的模型估計(jì)中，隨著時(shí)間的推移，由于地區(qū)不同，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗量具有明顯的影響，也就是兩者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.6828，比只考慮地區(qū)影響的0.7012低，說明隨著時(shí)間的推移，能源消費(fèi)彈性系數(shù)會(huì)減少，也就說明：在其他條件不變的情況下，全國人均GDP上升1%，能源消耗增加0.6828%。
參考文獻(xiàn)
［1］ 李志宏.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的一個(gè)簡(jiǎn)明蒙特卡洛實(shí)驗(yàn)框架［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006（7）.
中圖分類號(hào)：F206
文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
文章編號(hào)：2096-0298（2016）05（a）-174-05
基金項(xiàng)目：①湖南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目的階段性成果(14YBA 380)；湖南省情與決策咨詢研究課題的階段性成果(2015BZZ115)。
作者簡(jiǎn)介：秦文展(1973-)，男，漢族，湖南桂陽人，中共湖南省委直屬機(jī)關(guān)黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室教授，博士，主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)方面的研究。
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摘 要：本文分析了我國各區(qū)域能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，此種關(guān)系以動(dòng)態(tài)的方式表現(xiàn)出來。利用面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)方法，進(jìn)行了面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整檢驗(yàn)、面板模型估計(jì)、誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。
關(guān)鍵詞：能源消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系區(qū)域我國
我國能源環(huán)境問題，從能源消費(fèi)的角度研究，我國的環(huán)境問題主要表現(xiàn)在煤炭開采運(yùn)輸污染、工業(yè)和生活燃煤造成的大氣污染和水污染，日益嚴(yán)重的車輛尾氣污染，溫室氣體排放導(dǎo)致的氣候變暖，以及農(nóng)村過度消耗生物質(zhì)能所引起的生態(tài)破壞等。其主要原因是由于：(1)我國的能源結(jié)構(gòu)以煤炭為主，能源消費(fèi)模式單一；(2)我國加大了對(duì)工業(yè)特別是重工業(yè)投資，工業(yè)基礎(chǔ)從無到有，從極端薄弱到不斷壯大；(3)我國的工業(yè)生產(chǎn)粗放型經(jīng)營(yíng)，采用的生產(chǎn)裝備落后、工業(yè)技術(shù)、工藝陳舊，導(dǎo)致能耗居高不下，能源利用效率低，因此造成嚴(yán)重的環(huán)境污染；(4)重煤炭產(chǎn)量，輕煤炭質(zhì)量，但洗選率低，利用率低，浪費(fèi)嚴(yán)重，硫煤居高不下，帶來嚴(yán)重的環(huán)境污染。
從區(qū)域分布看，我國能源生產(chǎn)主要分布在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的地區(qū)，東北地區(qū)是我國石油資源最豐富的地區(qū)，華北和西北地區(qū)也蘊(yùn)藏著豐富的石油資源，西北地區(qū)是我國天然氣資源最豐富的地區(qū)，東北和西南也有較大分布；2003年～2012年，我國一次能源生產(chǎn)總量和構(gòu)成中，一次能源生產(chǎn)總量是逐年呈上升的趨勢(shì)，我國的能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)以原煤為主，石油、水電次之，天然氣、核電等再次之，我國的能源結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化和調(diào)整。
從行業(yè)分布來看，2003年～2012年，折標(biāo)煤量上升速度的排列順序分別為：交通業(yè)＞其他行業(yè)＞建筑業(yè)＞工業(yè)＞批發(fā)零售業(yè)＞農(nóng)業(yè)；從能源生產(chǎn)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)上看，我國的能源結(jié)構(gòu)向好的方向發(fā)展，原油生產(chǎn)量的比重呈下降趨勢(shì)，水電、核電及其他能源從2007年以后，呈不斷上升趨勢(shì)，這是我國大力發(fā)展水電和核電的結(jié)果。近年來，我國在各河流水能豐富地區(qū)開發(fā)水電；同時(shí)有不少核電站擴(kuò)容和新的核電站建設(shè)；石油消費(fèi)量、原油消費(fèi)量、燃料油消費(fèi)量的變動(dòng)不穩(wěn)定，下降趨勢(shì)不明顯，電力消費(fèi)量變化也不穩(wěn)定。2008年以后能源生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨向于優(yōu)化；GDP增長(zhǎng)并不是完全靠能源消耗來實(shí)現(xiàn)的，而是通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)發(fā)展、管理水平等多方面共同作用的結(jié)果；我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸擺脫以前以消耗能源、破壞生態(tài)環(huán)境為代價(jià)的不良增長(zhǎng)方式，轉(zhuǎn)變?yōu)榈湍芎?、重環(huán)保的兩型社會(huì)發(fā)展。
1 面板單位根檢驗(yàn)
本文研究采用面板根數(shù)據(jù)理論中的LLC檢驗(yàn)和ISP檢驗(yàn)進(jìn)行分析和檢驗(yàn)，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，利用相關(guān)數(shù)學(xué)統(tǒng)計(jì)理論，進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)變量GDPC(人均GDP)、PCEC(人均能源消費(fèi)量)進(jìn)行LLC和ISP檢驗(yàn)。面板單位根檢驗(yàn)LLC模型為：
面板根檢驗(yàn)IPS模型為：
利用公式(1)、(2)、(3)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。
表1 面板單位根LLC/ISP檢驗(yàn)結(jié)果
2 面板協(xié)整檢驗(yàn)
根據(jù)考和姜(2000)考慮的同質(zhì)面板模型：
建立我國人均GDP和人均能源消耗量之間關(guān)系的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>
利用考檢驗(yàn)和佩德羅尼檢驗(yàn)的檢驗(yàn)過程、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?5)及輔助回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。
從表2可以看出，通過人均GDP與人均能源消耗量指標(biāo)分析，在考檢驗(yàn)中，ADF的統(tǒng)計(jì)量值為-4.9912*(*表示在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè))，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0009，幾乎為零，根據(jù)原假設(shè)，分析兩者指標(biāo)之間是否存在協(xié)整關(guān)系，考檢驗(yàn)的結(jié)果是：從長(zhǎng)期來看，兩者之間存在協(xié)整關(guān)系；在佩德羅尼檢驗(yàn)中的統(tǒng)計(jì)量值為65.2291*，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0002的統(tǒng)計(jì)量值為-2.1746**(**表示在10%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè))，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0023，的統(tǒng)計(jì)量值為-2.7512*，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0005，的統(tǒng)計(jì)量值為-5.4321**，統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0001。分析兩者指標(biāo)之間是否存在協(xié)整關(guān)系，考檢驗(yàn)的結(jié)果是：從長(zhǎng)期來看，兩者之間存在協(xié)整關(guān)系。
表2 考和佩德羅尼面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
3 面板模型估計(jì)
根據(jù)前面所用數(shù)理研究模型及論文研究需要，在此采用似不相關(guān)回歸法對(duì)人均GDP和人均能源消耗量的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，一般回歸式為：
豪斯曼檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：
在豪斯曼和泰勒中增加了2個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。設(shè)
檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：
巴爾塔吉(2005)指出，共同不可度量因素或不可觀測(cè)因素會(huì)對(duì)因變量產(chǎn)生影響，而不同對(duì)象又會(huì)產(chǎn)生不同結(jié)果，如此，在同一時(shí)期，應(yīng)該采用似不相關(guān)回歸模型進(jìn)行分析。
SUR模型形式為：
對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化以后，再利用豪斯曼檢驗(yàn)，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果見表3。
由表3可知，統(tǒng)計(jì)量值為0.00099，自由度為1，概率為0.9912。、檢驗(yàn)和檢驗(yàn)的計(jì)算方法已經(jīng)在前面闡述清楚。
(1)只考慮地區(qū)影響的模型估計(jì)結(jié)果。
表3 豪斯曼固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)影響檢驗(yàn)
表4 各省市區(qū)影響系數(shù)的估計(jì)結(jié)果
表4 各省市區(qū)影響系數(shù)的估計(jì)結(jié)果
區(qū)域區(qū)域有趨勢(shì) 無趨勢(shì) 有趨勢(shì) 無趨勢(shì)北京 0.1512 0.2091 河南 -0.1702 -0.1792天津 0.2987 0.3567 湖北 -0.1025 -0.0997河北 0.2701 0.2517 湖南 -0.5517 -0.5231山西 0.7015 0.7528 廣東 -0.6728 -0.5224內(nèi)蒙古 0.4299 0.4337 廣西 -0.4031 -0.4287遼寧 0.3250 0.3564 海南 -0.9971 -0.8997吉林 0.2271 0.2379 重慶 -0.3175 -0.3012黑龍江 0.2241 0.2678 四川 -0.2013 -0.2134上?！?.1799 0.2714 貴州 0.5031 0.4287江蘇 -0.3124 -0.3987 云南 -0.0975 -0.0781浙江 -0.2999 -0.3007 陜西 -0.0621 -0.1124安徽 -0.3458 -0.4103 甘肅 0.2037 0.2017福建 -0.5002 -0.5021 青?！?.6728 0.6017江西 -0.4499 -0.4672 寧夏 0.7121 0.6987山東 -0.1987 -0.1762 新疆 0.5001 0.4124
表4說明我國2003年～2012年10年的能源消費(fèi)彈性系數(shù)，排在前三位的是：寧夏的值最大，值為0.7121，其次為山西值為0.7121，排第三的為貴州值為0.5031，這主要是由于寧夏的工業(yè)化進(jìn)程較快、城市化進(jìn)程加速，能耗較高的同時(shí)，人均GDP不高，投入與產(chǎn)出之間不相對(duì)稱，導(dǎo)致值在全國排名第一；而山西本來就是能源大省，尤其是煤炭產(chǎn)量相當(dāng)大，所以其值排第二；貴州地處偏遠(yuǎn)，能源結(jié)構(gòu)主要靠六盤水的煤炭作為支撐，同時(shí)，人均GDP不高，投入與產(chǎn)出之間不相匹配，所以其值在全國排名第三。排名倒數(shù)三名的分別是海南、廣東和湖南，海南的能源消費(fèi)彈性系數(shù)值為-0.9971，在全國排名倒數(shù)第一，這主要是海南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所導(dǎo)致，海南主要是旅游業(yè)、金融業(yè)為主，能源消耗量較少；廣東在全國排名倒數(shù)第二，雖然廣東工廠較多，但主要是以勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主，高能耗產(chǎn)業(yè)相對(duì)比重較小，同時(shí)人均GDP較高，投入與產(chǎn)出之間匹配性較高；而湖南為中部省份，加上能源結(jié)構(gòu)比較合理，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)比較平穩(wěn)，投入與產(chǎn)出比相對(duì)較大，因此，排名倒數(shù)第三。從表3還可以看出，有些經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，值比較小，而有些經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)值比較大，這主要與能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等不合理因素密切相關(guān)。
(2)既考慮地區(qū)影響又考慮時(shí)間影響的模型估計(jì)結(jié)果。
4 誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
經(jīng)濟(jì)變量之間存在著相互的影響關(guān)系，除了同期影響外，還會(huì)受到過去行為的影響。對(duì)兩個(gè)變量，輔助回歸方程組為：
目前，黃河流域年入河廢污水排放量約為43億t。石油化工、煤炭、造紙等行業(yè)的COD排放量占流域工業(yè)排放量的80%以上。流域內(nèi)工業(yè)廢水達(dá)標(biāo)排放率低，城市污水處理率低于全國平均水平。
表5 考慮時(shí)間序列的影響系數(shù)值估計(jì)結(jié)果
表5 考慮時(shí)間序列的影響系數(shù)值估計(jì)結(jié)果
年份 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 20120.0401 -0.0387 -0.0211 -0.0097 -0.0062 0.0334 0.1405 0.1456 0.2001 0.1989
模型中滯后期數(shù)根據(jù)AIC和BIC信息準(zhǔn)則來判定。原假設(shè)有：
對(duì)于同一樣本數(shù)據(jù)，受約束樣本回歸模型的殘差平方和不小于無約束樣本回歸模型的殘差平方和，意味著對(duì)模型施加約束條件會(huì)降低模型的解釋能力。
構(gòu)建檢驗(yàn)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：
歸于面板Granger因果檢驗(yàn)，一種是估計(jì)面板向量自回歸(PVAR)的固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，然后再利用沃爾德檢驗(yàn)的系數(shù)判斷Granger因果關(guān)系是否存在；另一種是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，該檢驗(yàn)是基于誤差修正模型基礎(chǔ)之上的。
赫瑞林異質(zhì)面板自回歸模型為：
馬西哈等根據(jù)面板誤差修正模型進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，模型為：
根據(jù)誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃湍Ｐ?16)建立模型，模型見公式(17)：
根據(jù)方程組(17)，采用誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行的面板因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。
表6 滯后一階面板VAR模型的殘差序列相關(guān)AB檢驗(yàn)結(jié)果
表7 ECM面板因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
5 結(jié)語
分析了我國各區(qū)域能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，此種關(guān)系以動(dòng)態(tài)方式表現(xiàn)出來。利用面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)方法，進(jìn)行了面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整檢驗(yàn)、面板模型估計(jì)、誤差修正和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。
面板協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果是：所有統(tǒng)計(jì)量都拒絕了原來假設(shè)，即人均GDP與人均能源消耗量之間不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，也就是說考檢驗(yàn)的結(jié)果是：從長(zhǎng)期來看，人均GDP與人均能源消耗量關(guān)系密切，它們之間有協(xié)整關(guān)系。
面板模型估計(jì)的結(jié)果是：由于地區(qū)不同，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗量具有明顯的影響，也就是兩者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，也就是地區(qū)效應(yīng)是明顯存在的。能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.7012，也就說明在其他條件不變的情況下，全國人均GDP上升1%，能源消耗增加0.7012%。既考慮地區(qū)影響又考慮時(shí)間影響的模型估計(jì)中，隨著時(shí)間的推移，由于地區(qū)不同，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源消耗量具有明顯的影響，也就是兩者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.6828，比只考慮地區(qū)影響的0.7012低，說明隨著時(shí)間的推移，能源消費(fèi)彈性系數(shù)會(huì)減少，也就說明：在其他條件不變的情況下，全國人均GDP上升1%，能源消耗增加0.6828%。
參考文獻(xiàn)
［1］ 李志宏.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的一個(gè)簡(jiǎn)明蒙特卡洛實(shí)驗(yàn)框架［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006（7）.
中圖分類號(hào)：F206
文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
文章編號(hào)：2096-0298（2016）05（a）-174-05
基金項(xiàng)目：①湖南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目的階段性成果(14YBA 380)；湖南省情與決策咨詢研究課題的階段性成果(2015BZZ115)。
作者簡(jiǎn)介：秦文展(1973-)，男，漢族，湖南桂陽人，中共湖南省委直屬機(jī)關(guān)黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研室教授，博士，主要從事資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)方面的研究。
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