張 寬 漆雁斌

(四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院 四川成都 611130)

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中國能源消費與服務業(yè)增長關(guān)系研究

張 寬 漆雁斌

(四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院 四川成都 611130)

服務業(yè)繁榮與否已經(jīng)成為評判經(jīng)濟發(fā)達程度的重要標志。因此，進一步深入探究服務業(yè)能源消耗和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進服務產(chǎn)業(yè)健康可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)文明建設具有重要意義。本文基于中國1980—2014年服務行業(yè)能源消費和經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)，應用協(xié)整理論、分位數(shù)回歸、Granger檢驗和時變參數(shù)模型對服務業(yè)具體行業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長之間關(guān)系進行了靜態(tài)和動態(tài)分析，并且在Tapio脫鉤評價模型框架內(nèi)，對樣本期內(nèi)服務業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長之間的脫鉤狀態(tài)進行了總體評價。研究表明：能源消費和服務業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期不斷變化的均衡非線性關(guān)系；在較高經(jīng)濟增長水平下，能源消費對經(jīng)濟增長的貢獻彈性比較小，不同服務行業(yè)在不同分位數(shù)水平下能源貢獻彈性差異明顯；能源消費和經(jīng)濟增長之間的Granger原因在不同服務行業(yè)不同；服務行業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長的脫鉤狀態(tài)雖然總體上都處于弱脫鉤狀態(tài)，但有從弱脫鉤狀態(tài)向擴張連結(jié)和擴張負脫鉤狀態(tài)轉(zhuǎn)移的趨勢?；谘芯拷Y(jié)論，本文提出了相應的對策建議。

服務業(yè)增長；能源消費；脫鉤；分位數(shù)回歸；時變參數(shù)模型

改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)歷了一個快速發(fā)展時期，與此同時，生態(tài)環(huán)境問題也日益嚴峻。促進產(chǎn)業(yè)節(jié)能減排和轉(zhuǎn)型升級，由傳統(tǒng)的要素投入驅(qū)動經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)變?yōu)榭沙掷m(xù)的創(chuàng)新驅(qū)動模式已經(jīng)成為當下社會各界的重點議題。

國外學者對能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了深入分析。然而受研究樣本本身異質(zhì)性和研究方法的影響，其主要研究結(jié)論有較大的出入。Payne(2009)和Ozturk(2010)基于能源消耗和經(jīng)濟增長因果關(guān)系檢驗的不同結(jié)果將其歸納為增長假說、節(jié)約假說、反饋假說和中性假說。增長假說的經(jīng)驗證據(jù)主要來自能源消耗是經(jīng)濟增長的單向原因假設檢驗，其認為能源消耗對經(jīng)濟發(fā)展具有重要促進作用，節(jié)能減排對當期經(jīng)濟發(fā)展具有不利影響。 Narayan(2008)以OECD國家為樣本的研究和Lean(2010)以東盟地區(qū)為樣本的分析結(jié)論均支持這一假說。節(jié)約假說認為經(jīng)濟增長并不依賴于能源，節(jié)能減排政策對經(jīng)濟影響不明顯，代表文獻主要有Kraft(1978)、Ghosh(2002)和Mehrara(2007)等人的文章，其研究樣本支持經(jīng)濟增長到能源消費的單向Granger原因。反饋假說認為能源消耗和經(jīng)濟增長之間互為因果關(guān)系，相互影響，而中性假說認為能源消耗和經(jīng)濟增長之間不存在因果關(guān)系，兩者互不影響或者影響不顯著。例如Cole(2000)根據(jù)美國、波蘭和英國的數(shù)據(jù)支持中性假說，而韓國數(shù)據(jù)則支持反饋假說。

我國能源消費和經(jīng)濟增長關(guān)系的研究視角可以分為全國和區(qū)域兩個層面。在全國層面上，旺旭暉等(2007)根據(jù)中國1978—2005年能源消費和GDP數(shù)據(jù)、協(xié)整和Granger檢驗，認為能源消耗和經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，Granger原因只存在能源消費到經(jīng)濟增長，即支持增長假說。孫巍等(2014)基于Divisia指數(shù)法和Toda-Yamamota因果檢驗則認為中國能源消耗和經(jīng)濟增長之間互為因果關(guān)系，即符合反饋假說。但李小勝(2013)利用1997—2010年中國30個省份面板數(shù)據(jù)的VAR模型分析的結(jié)果表明，能源消費不是經(jīng)濟增長的原因，即中性假說的經(jīng)驗證據(jù)比較明顯。從區(qū)域研究層面來看，武紅等(2011)利用脫鉤模型測算了河北省1980—2009年的能源消費和經(jīng)濟增長之間的脫鉤程度。吳傳清(2014)在考察湖北1980—2010年度樣本后認為存在經(jīng)濟增長到能源消耗的單向Granger原因。郭軻(2015)根據(jù)京津冀地區(qū)樣本的研究結(jié)果支持反饋假說，即能源消耗和經(jīng)濟增長相互影響。在具體行業(yè)的能源消費和經(jīng)濟增長關(guān)系的考察中，李志國(2011)、王君華( 2015)等對農(nóng)業(yè)或者工業(yè)進行了考察。專門針對服務業(yè)能源消耗和經(jīng)濟增長的文獻較少，只有王凱(2013)對中國服務業(yè)經(jīng)濟增長和能源消費之間的耦合關(guān)系進行了分析，認為服務業(yè)經(jīng)濟增長是能源消費的單向Granger原因，脫鉤模型表明服務業(yè)的經(jīng)濟增長和能源消耗的脫鉤狀態(tài)總體上處于好轉(zhuǎn)狀態(tài)。但其研究的樣本區(qū)間只有16年，在樣本數(shù)量上說服力偏弱。關(guān)雪凌(2015)等對第三產(chǎn)業(yè)能源與經(jīng)濟增長脫鉤狀態(tài)進行了研究，其測算結(jié)果為弱脫鉤時間區(qū)間占多數(shù)，其次是擴張負脫鉤和擴張連結(jié)狀態(tài)。

從以上文獻看，經(jīng)濟學者對我國整體和區(qū)域上能源消費和經(jīng)濟增長關(guān)系進行了深入研究，但往往忽略了行業(yè)異質(zhì)性問題，對分行業(yè)的相關(guān)研究還有待進一步拓展。我國正處于發(fā)展轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐的加快以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重心從制造業(yè)向服務業(yè)轉(zhuǎn)型，資源與環(huán)境問題也勢必日漸凸顯。因此，進一步深入探究服務業(yè)能源消耗和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進服務產(chǎn)業(yè)健康可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)文明建設具有重要意義。

一、研究方法與數(shù)據(jù)說明

本文以1980—2014年服務業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)為樣本，主要研究服務業(yè)中兩個能源消費的主要子行業(yè)，一是交通運輸、倉儲及郵政業(yè)，二是批發(fā)、零售業(yè)和住宿、餐飲業(yè)，下文簡稱交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)。兩個行業(yè)的能源消費為實物單位，即萬噸標準煤。其行業(yè)增加值作為經(jīng)濟增長變量，單位為億元人民幣，為了剔除物價因素影響，用1980年為基期的GDP指數(shù)進行平減。在模型分析中，本文對處理后的數(shù)據(jù)沿用取對數(shù)的方法，分別用lntraffic和lnrepast代表交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)能源消費，用lntr_gdp和lnre_gdp代表其經(jīng)濟增長。

(一)分位數(shù)和OLS回歸

首先利用傳統(tǒng)的OLS回歸方法對能源消費和服務業(yè)經(jīng)濟增長之間關(guān)系進行估計，再利用分位數(shù)回歸考察在不同經(jīng)濟增長水平下，能源消費對服務業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻彈性變化。傳統(tǒng)的OLS回歸主要關(guān)注解釋變量的條件均值，沒有考慮到被解釋變量的均值分布狀況，且對擾動項有嚴格的假設條件。Koenker和Bassett(1978)提出了分位數(shù)回歸思想，對條件分布刻畫更加細致，假設條件進一步放松，估計量比OLS回歸更加穩(wěn)健有效。設置本文的計量回歸基本模型為：

yi=ci+βixi+εi

(1)

其中yi=(lntr_gdp,lnre_gdp)，xi=(lntriffic,lnrepast)

假設隨機變量Y的概率分布為F(y)=Prob(Y≤y),則Y的τ分位數(shù)滿足F(y)≥τ，即φ(τ)=inf{y∶F(y)≥τ},0<τ<1。定義一個分位數(shù)回歸模型：

(2)

則進行線性分位數(shù)回歸時，(2)式進一步轉(zhuǎn)化為求下列函數(shù);

(3)

在(3)式中，argminxiβ{·}表示函數(shù)取最小值時xiβ的取值，在不同的分數(shù)水平下，即τ在0到1之間變動時，將得到不同分位數(shù)回歸下的參數(shù)估計，刻畫出所有y在X上的條件分布。

(二)時變狀態(tài)空間模型

狀態(tài)空間模型常被用于估計不可觀測的時間變量，優(yōu)點在于將不可觀測變量并入可觀測模型，利用強有力的卡爾曼濾波來估計結(jié)果。其由信號方程和狀態(tài)方程組成，一般形式為：

信號方程：yt=c(1)+svtxt+μt

狀態(tài)方程：svt=c(2)+c(3)svt-1+εt

信號方程表示服務業(yè)能源消耗與經(jīng)濟增長之間的一般關(guān)系形式，sv為狀態(tài)向量，本文建立的是一維狀態(tài)空間向量。狀態(tài)向量具有最小維數(shù)，稱為最小實現(xiàn)，是一個好的狀態(tài)空間模型的基本準則。狀態(tài)方程中假設sv服從AR(1)模型，擾動項μt、εt相互獨立且服從均值為0、方差為常數(shù)的正態(tài)分布。

(三)Granger因果檢驗

Granger(1969)指出，Granger因果檢驗應該建立在平穩(wěn)時間序列基礎之上。在一些文獻中直接利用非平穩(wěn)序列進行檢驗，嚴格說來不符合Granger檢驗要求數(shù)據(jù)平穩(wěn)的條件。對于非平穩(wěn)具有協(xié)整關(guān)系的序列，可以通過Granger檢驗來考察變量間在時間上是否有先導—滯后關(guān)系，同時可從統(tǒng)計意義上給出這種關(guān)系是單向還是雙向的。Granger檢驗通常對下列模型進行雙變量回歸：

k為最大滯后階數(shù)，原假設為序列x(y)不是序列y(x)的格蘭杰原因，即β1=β2=…=βk=0。

(四)脫鉤指數(shù)

脫鉤理論被廣泛應用到經(jīng)濟學研究當中，通常用來衡量能源消費與經(jīng)濟增長之間的分異程度。方法較為成熟、應用最為廣泛的是OECD脫鉤指數(shù)因子和Tapio脫鉤模型，Tapio脫鉤模型相較于脫鉤因子具有統(tǒng)計指標不受統(tǒng)計量綱影響的優(yōu)勢，其測算結(jié)果對節(jié)能減排政策更具有參考價值。因此，本文在研究過程中選擇后者進行測算，其一般表達式為：

上式中De表示t年度的脫鉤指數(shù)，EP為環(huán)境壓力(Environmental Pressure)的縮寫，在實證中用年度該服務業(yè)行業(yè)的能源消耗(萬噸標準煤)表示，ED為經(jīng)濟驅(qū)動力(Economic Driving Force)縮寫，用該服務業(yè)行業(yè)增加值表示。根據(jù)Tapio(2005)、王凱(2013)、王君華(2015)等人的研究方法和測算指數(shù)將指標分為三大類八種脫鉤狀態(tài)，詳細評價指標見表1。

表1 Tapio脫鉤評價指標

二、實證分析

(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性及協(xié)整分析

由于在數(shù)據(jù)分析中使用了較長范圍的時間序列數(shù)據(jù)，在回歸建模前應對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗，以避免虛假回歸的問題。在時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗中常用ADF單位根檢驗方法。在協(xié)整檢驗中有適合雙變量檢驗基于殘差穩(wěn)定性的EG兩步法檢驗和適合多變量檢驗基于向量自回歸的多重協(xié)整檢驗，基于研究需要，本文選擇前者進行協(xié)整檢驗。計算及檢驗過程均是通過軟件Eviews8.0和EXCEL完成。

在表2中給出了相關(guān)變量的ADF平穩(wěn)性檢驗報告，可以看出四個時間變量原始序列均不能在相關(guān)臨界水平拒絕存在單位根的原假設，即原始序列為非平穩(wěn)序列。通過一階差分后，所有變量序列均由非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，在相關(guān)顯著水平拒絕存在單位根的原假設，即差分后的序列都為一階單整序列，符合協(xié)整關(guān)系檢驗的前提條件。進行EG協(xié)整檢驗的第一步對相關(guān)方程進行OLS回歸，分別對方程lntr_gdp=c(t)+β1lntraffic和lnre_gdp=c(r)+β2lnrepast進行OLS回歸，得到殘差e1和e2；第二步利用ADF方法檢驗殘差穩(wěn)定性，如果穩(wěn)定，則表明變量間的協(xié)整關(guān)系存在。在表1中給了對殘差不帶截距和趨勢項的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，其ADF絕對值均顯著大于5%水平臨界值，說明服務業(yè)中兩個子行業(yè)交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)的能源消耗和產(chǎn)業(yè)增長之間確實存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

表3中給出了兩個行業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系估計結(jié)果。模型(1)為交通郵政業(yè)能源消耗和經(jīng)濟增長之間協(xié)整關(guān)系估計系數(shù)，系數(shù)估計均通過了1%顯著性水平檢驗，模型擬合優(yōu)度達到0.95，F(xiàn)統(tǒng)計值也較大，但其D.W.值僅為0.19，說明回歸方程還存在嚴重自相關(guān)。模型(4)為批發(fā)餐飲業(yè)能源消耗和經(jīng)濟增長的協(xié)整估計報告，系數(shù)估計結(jié)果均在1%水平顯著，模型總體線性擬合性較為顯著，但D.W.值僅為0.61，自相關(guān)嚴重。對模型(1)和模型(4)用廣義差分法進行修正以消除自相關(guān)，分別得到模型(3)和模型(5)，兩個方程的D.W.值均在1.8以上，模型擬合優(yōu)度進一步提升，所有系數(shù)均在1%水平顯著，說明修正后的模型更能準確表達兩個行業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系。模型(3)中，lntraffic系數(shù)為1.19，即在交通郵政業(yè)每投入1個單位的能源將平均帶動1.19個單位的經(jīng)濟增長；在模型(4)中，批發(fā)餐飲業(yè)能源消費對經(jīng)濟增長的貢獻彈性系數(shù)為1.24，說明每一個單位標準煤投入將帶動該行業(yè)增加值增長1.24個單位。兩個行業(yè)OLS估計結(jié)果說明，長期來看，能源消耗對服務業(yè)增長具有正向影響，批發(fā)餐飲業(yè)能源消耗對增加值的貢獻彈性略微大于交通郵政業(yè)。

表3 服務業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系OLS估計結(jié)果

(二)分位數(shù)回歸分析

經(jīng)過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長之間均存在長期正向相關(guān)的均衡關(guān)系，OLS估計已給出了這種正向相關(guān)程度的系數(shù)估計。然而，均值回歸OLS方法難以刻畫解釋變量對整個被解釋變量條件分布的影響，也就是說OLS回歸不能夠刻畫服務行業(yè)不同增加值分布狀況下，能源消費對經(jīng)濟增長的影響。這時必須用到分位數(shù)回歸方法來加以考察。

表4給出了在0.2～0.8分位數(shù)水平下交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)能源消費對行業(yè)增加值的貢獻彈性變化。從交通郵政業(yè)(lntraffic)能源消費貢獻彈性系數(shù)隨分位數(shù)水平變化的趨勢來看，隨著分位數(shù)水平上升(0.2→0.5→0.8)，能源消費對經(jīng)濟增長貢獻彈性有逐步減弱的趨勢(1.29→1.27→1.01)。這表明，交通郵政業(yè)能源消費對經(jīng)濟增長的影響程度在經(jīng)濟發(fā)展水平較低階段較大，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平上升，能源消費對增加值的影響有逐步減弱的趨勢。在改革開放初期，交通郵政業(yè)特別是商貿(mào)物流業(yè)開始蓬勃發(fā)展，當時影響經(jīng)濟增長的其他要素，比如人力資本、技術(shù)、管理等，還處于一個較為低級的階段，而能源消費對增加值的貢獻彈性則處于較高水平。隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的確立，宏觀經(jīng)濟大環(huán)境各要素條件逐步改善，要素投入比例不斷優(yōu)化，因而在經(jīng)濟發(fā)展較高階段，交通郵政業(yè)能源消費彈性逐步回歸到正常水平。對批發(fā)餐飲業(yè)的分位數(shù)回歸系數(shù)估計顯示，系數(shù)隨著分位數(shù)水平提升呈現(xiàn)先升后降的趨勢，能源消費貢獻彈性最大值(1.36)出現(xiàn)在0.5分位數(shù)水平。這可能是因為1978年實行對外開放以來，中國經(jīng)歷了一個經(jīng)濟增長的黃金時期，經(jīng)濟高速發(fā)展，有力地提升了國內(nèi)消費水平，這對批發(fā)餐飲業(yè)形成了巨大的需求拉升作用。批發(fā)餐飲業(yè)由于其行業(yè)弱偏好技術(shù)的性質(zhì)，在相當長一段時間能源大量消費有力地促進了行業(yè)增長。隨著可持續(xù)發(fā)展觀念落實，我國相繼出臺了各類環(huán)境保護法規(guī)，這對批發(fā)餐飲業(yè)在較高經(jīng)濟發(fā)展水平提升能源利用效率或者尋求其他替代要素形成倒逼機制，能源消費對行業(yè)增加值貢獻彈性回歸至較為穩(wěn)定的狀態(tài)。

表4 不同分位數(shù)水平的分位數(shù)估計報告

(三)時變參數(shù)狀態(tài)空間模型參數(shù)估計

近年來，隨著對外開放水平不斷提升，各種各樣的外界沖擊、經(jīng)濟政策變化和技術(shù)進步等因素的影響逐步增強，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)隨之發(fā)生了顯著變化。傳統(tǒng)固定參數(shù)模型雖然能從總體上估計能源消費對經(jīng)濟增長的平均影響程度，但難以刻畫和表現(xiàn)這種經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化。因此本文使用時變參數(shù)模型進一步分析能源消耗和服務業(yè)增長之間的長期動態(tài)非線性關(guān)系，根據(jù)比較時變系數(shù)在不同分布下得出的模型檢驗結(jié)果，最終將狀態(tài)方程形式設置為帶漂移項的隨機游走分布形式。表5分別給出了交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)的變參數(shù)模型形式。

表5 能源消費與服務業(yè)增長關(guān)系的狀態(tài)空間模型

圖1 服務業(yè)能源消費與增加值之間動態(tài)關(guān)系軌跡

我們利用卡爾曼濾波經(jīng)過循環(huán)迭代后估計出了狀態(tài)向量svr和svt，見圖1。交通郵政業(yè)的狀態(tài)向量svt在樣本期的波動區(qū)間為1.04～1.12，也就是說每增加100單位萬噸標準煤的能源投入將拉動行業(yè)增加值104億～112億元；1980—2012年批發(fā)餐飲業(yè)狀態(tài)向量在1.20～1.32之間波動，表明每增加1個單位萬噸標準煤能源投入，對行業(yè)經(jīng)濟的貢獻彈性為1.20～1.32。svt和svr在樣本期內(nèi)均值分別為1.10和1.26，與OLS估計結(jié)果相近，這證實了變參數(shù)近似于樣本區(qū)間固定參數(shù)均值，說明本文變參數(shù)模型估計結(jié)果是有效的。

從svt和svr的總體波動趨勢來看，不同時期能源消費對服務業(yè)增長的貢獻彈性不斷發(fā)生變化，兩者關(guān)系呈現(xiàn)非線性特征。兩者在1992年以前波動較為顯著，1992年以后波動較為平緩，這可能是1980—1992年中國在經(jīng)濟體制上由計劃經(jīng)濟逐步轉(zhuǎn)變?yōu)樯鐣髁x市場經(jīng)濟，在此期間服務業(yè)能源貢獻彈性受其他因素沖擊影響較大；到1992年左右，社會主義市場經(jīng)濟體制逐步確立，能源對服務業(yè)的貢獻彈性逐步穩(wěn)定且有一定下降趨勢。再從svt和svr波動大小來看，批發(fā)餐飲業(yè)的能源貢獻彈性較交通郵政業(yè)大。總之，服務業(yè)中交通郵政業(yè)、批發(fā)餐飲業(yè)的能源消費和行業(yè)增加值之間保持長期不斷變化的非線性均衡關(guān)系，變參數(shù)模型的能源貢獻彈性均值與固定參數(shù)模型估計結(jié)果趨同。

(四)Granger原因檢驗

上文EG檢驗已經(jīng)表明，交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)行業(yè)增長與能源消費之間具有協(xié)整關(guān)系。接著我們分別對兩個行業(yè)能源消費和增加值進一步進行Granger因果關(guān)系檢驗。由于Granger因果檢驗對滯后期數(shù)較為敏感，不同滯后期可能得出的結(jié)果不同，因此我們分別給出了滯后2—4期的Granger檢驗結(jié)果，見表6。在表6中，滯后2—4期的檢驗結(jié)果完全一致，說明檢驗結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性和有效性。在交通郵政業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長的因果關(guān)系原假設檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量均小于相應臨界水平值，概率P值也非顯著，因此交通郵政業(yè)能源消費與行業(yè)增加值之間Granger因果關(guān)系不顯著，這與中性假說相符合。而批發(fā)餐飲業(yè)檢驗結(jié)果表明，在批發(fā)餐飲業(yè)只存在能源消費到經(jīng)濟增長的單向Granger原因，檢驗結(jié)論更加支持增長假說。

表6 服務業(yè)行業(yè)增長與能源消費的因果關(guān)系檢驗

(五)Tapio脫鉤指數(shù)測算

對樣本數(shù)據(jù)進行處理和測算后，在樣本期內(nèi)發(fā)現(xiàn)沒有△EP和△ED同時為負的狀態(tài)，因此測算結(jié)果中沒有負脫鉤大類中的弱負脫鉤、連結(jié)大類中的衰退連結(jié)和脫鉤大類中的衰退脫鉤。

從表7中可以看出，交通郵政業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長脫鉤狀態(tài)只有在1995年能源消費量增加，但行業(yè)增加值下降時，處于負脫鉤中的強負脫鉤狀態(tài)。因為沒有年份出現(xiàn)能源消費下降而行業(yè)增長值上升的情況，屬于脫鉤中的強脫鉤狀態(tài)樣本分布量為0。在交通郵政業(yè)，首先是占樣本量42.8%的年份都處于脫鉤中的弱脫鉤狀態(tài)，在這些年份中能源消費和行業(yè)增加值絕對量都逐年上升，但行業(yè)增加值增長速度快于能源消費量增長速度；其次占比25.7%的年份處于負脫鉤中的擴張負脫鉤狀態(tài)，交通郵政業(yè)行業(yè)經(jīng)濟增長速度低于能源消費增長速度；最后還有25.7%樣本數(shù)處于連結(jié)中的擴張連結(jié)狀態(tài)，即能源消費和經(jīng)濟增長在速度上相對持平。批發(fā)餐飲業(yè)脫鉤評價結(jié)果中，樣本期內(nèi)主要處于脫鉤中弱脫鉤狀態(tài)的樣本占比達到34.3%，接著是31.4%的樣本量處于連結(jié)中的擴張連結(jié)狀態(tài)，11.4%的樣本量處于負脫鉤中的擴張負脫鉤狀態(tài)，最后還有5個年度處于強負脫鉤狀態(tài)，2個年度處于強脫鉤狀態(tài)。

從樣本所處脫鉤狀態(tài)年度分布來看，交通郵政業(yè)2001年以前除個別年份外，幾乎都處于弱脫鉤狀態(tài)，經(jīng)濟增長速度相對能源消費量增加速度較快，相比來說處于一種比較好的狀態(tài)。從2002年起，除2007年外，其余年份不是處于擴張連結(jié)狀態(tài)，就是處于擴張負脫鉤狀態(tài)，且處于擴張負脫鉤的樣本比例更大，這種高耗能發(fā)展模式下經(jīng)濟增長速度與能源消費增加速度持平甚至更低的趨勢應該引起重視。再看批發(fā)餐飲業(yè)，2000年以來，除2003年和2004年外，能源消費和行業(yè)增加值脫鉤狀態(tài)均處于弱脫鉤和擴張連結(jié)狀態(tài)，其有向擴張連結(jié)狀態(tài)轉(zhuǎn)移的趨勢，如2009年、2011年、2012年和2014年均處于擴張連結(jié)狀態(tài)，這種趨勢下應該著重注意防止脫鉤狀態(tài)向擴張負脫鉤狀態(tài)轉(zhuǎn)移。

就樣本容量分布趨勢來看，交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)能源消耗和行業(yè)增加值脫鉤狀態(tài)趨勢大體相同，主要都集中在弱脫鉤狀態(tài)，其次是擴張連結(jié)和擴張負脫鉤狀態(tài)，這與關(guān)雪凌(2015)的研究結(jié)果相類似。

表7 服務業(yè)能源消耗與經(jīng)濟增長脫鉤模型評價結(jié)果

三、結(jié)論與啟示

服務業(yè)是國民經(jīng)濟的重要組成部分，作為經(jīng)濟增長主要動力之一，其發(fā)展水平是經(jīng)濟發(fā)達程度的重要標志。在資源環(huán)境硬約束下，節(jié)能減排政策在工業(yè)行業(yè)得到有效實施，然而服務業(yè)能源消費整體上還處于粗放模式。厘清服務業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系對促進服務業(yè)健康可持續(xù)發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義?；诖?，本文對我國1980—2014年服務行業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長之間關(guān)系進行了深入分析，得出以下結(jié)論和啟示。

第一，1980—2014年全樣本OLS估計和協(xié)整分析結(jié)果表明，能源消費和服務業(yè)經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)的長期均衡關(guān)系。能源投入每增長1個單位對交通郵政業(yè)和批發(fā)餐飲業(yè)的增加值平均貢獻約1.19和1.24個單位。這說明應該高度重視服務業(yè)能源消費問題，在制定服務業(yè)能源政策時應該重視物流與消費領(lǐng)域的節(jié)能減排。分位數(shù)系數(shù)估計結(jié)果說明，在不同經(jīng)濟發(fā)展水平，能源對經(jīng)濟增長貢獻彈性顯著不同，能源消費對交通郵政業(yè)增長貢獻彈性隨著分位數(shù)水平上升而下降，能源消費對批發(fā)餐飲業(yè)增長貢獻彈性在中位數(shù)水平最高，兩端較小。這說明現(xiàn)階段在服務業(yè)落實節(jié)能減排政策，雖然會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定影響，但這種影響正隨著其他要素投入增加而減小。因此，可以通過提升能源效率和優(yōu)化能源等要素投入結(jié)構(gòu)來減弱這種影響。

第二，時變參數(shù)模型刻畫了服務業(yè)能源消費和經(jīng)濟增長之間的動態(tài)非線性關(guān)系。這種非線性關(guān)系表明在不同時期其他因素對能源貢獻彈性具有顯著影響。Granger因果檢驗表明，交通郵政業(yè)能源消費和行業(yè)增長之間因果關(guān)系不顯著，而批發(fā)餐飲業(yè)存在能源消費到經(jīng)濟增長單向Granger原因。這說明對于交通郵政業(yè)而言，無論是經(jīng)濟增長波動還是能源消費波動，兩者的相互影響在統(tǒng)計意義至少表現(xiàn)不明顯，而在批發(fā)餐飲業(yè)能源投入能迅速促進其增長。因此，應該注意應對節(jié)能減排對消費領(lǐng)域帶來的不利影響。

第三，Tapio脫鉤評價結(jié)果表明，服務業(yè)能源消費與經(jīng)濟增長之間的依賴程度有逐步加劇的趨勢。評價結(jié)果表明雖然二者多數(shù)年份處于弱脫鉤狀態(tài)，但有向擴張連結(jié)和擴張負脫鉤狀態(tài)轉(zhuǎn)移的趨勢。因此，應該從戰(zhàn)略高度上重視這種變化趨勢，積極落實服務業(yè)的節(jié)能減排措施。

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[責任編輯 楊 瑜]

2016-06-10

國家社會科學基金一般項目(14XGL003)；四川省教育廳人文社會科學重點項目(13sa0126)；四川省區(qū)域和國別重點研究基地四川農(nóng)業(yè)大學德國研究中心2014年度資助項目(ZDF1406)。

張寬(1989—)，男，碩士研究生，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學。

簡介：漆雁斌(1967—)，男，教授，博士，博士生導師，研究方向為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。

F424

A

2095-1124(2016)04-0050-09