鄧瑜

摘 要：能源是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源動(dòng)力。我國(guó)以消耗大量能源為代價(jià)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，既影響了能源安全，也使生態(tài)環(huán)境不斷惡化。我國(guó)中部各?。ㄉ轿魇　⒑幽鲜?、安徽省、湖北省、湖南省、江西?。╇m然地理位置相近，但在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)以及資源稟賦等方面存在一定的差異。利用變異系數(shù)指標(biāo)來(lái)分析中部地區(qū)的外商直接投資（FDI）和能源效率存在的區(qū)域差異，進(jìn)而研究能源效率和FDI之間的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：外商直接投資;能源強(qiáng)度;變異系數(shù)

文章編號(hào)：1004-7026（2019）17-0041-03? ? ? ? ?中國(guó)圖書分類號(hào)：F127 ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

能源是人類社會(huì)生存的物質(zhì)基礎(chǔ)，是國(guó)家的重要戰(zhàn)略資源。提高能源效率是減少對(duì)能源依賴的重要途徑之一。中部地區(qū)人口眾多，以第二產(chǎn)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和以煤炭消耗為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)，造成了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)多依賴能源，而能源利用效率不高，同時(shí)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后和自主研發(fā)投入規(guī)模小，進(jìn)一步阻礙了中部地區(qū)能源效率的提升[1-2]。從國(guó)際視角，探討中部地區(qū)FDI與能源強(qiáng)度的關(guān)系，對(duì)于提高中部地區(qū)能源利用效率，完成節(jié)能減排目標(biāo)，緩解能源消耗帶來(lái)的環(huán)境壓力，具有非常重要的意義。

1? 中部地區(qū)外商直接投資發(fā)展?fàn)顩r

改革開(kāi)放40年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步快速發(fā)展，技術(shù)水平快速提高。FDI成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要基礎(chǔ)，為我國(guó)帶來(lái)了大量資金、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)。2010年，河南省利用外資達(dá)到了422.87億元，居中部6省之首。而山西省最少，為102.22億元，比河南省少了320多億元。1996—2003年，中部6省利用外資額上升較慢;而2004年—2010年，除了山西省，其他5省在利用外資方面快速上升。主要是因?yàn)殡S著對(duì)外開(kāi)放水平的進(jìn)一步提高，地方政府出臺(tái)了相關(guān)的引資政策，同時(shí)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)也吸引了外部投資。在2008年以后，河南省FDI快速發(fā)展，超過(guò)湖南省成為中部地區(qū)引進(jìn)外資的“第一省”?？梢?jiàn)，中部6省FDI之間存在一定的差異。

2? 中部地區(qū)能源強(qiáng)度概況

我國(guó)地大物博，資源稟賦、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在差異，決定了各地區(qū)之間在利用能源效率方面也存在一定差異。2011年全國(guó)單位GDP能耗為0.793 t標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，與2010年相比降低了2.01%。就中部6省而言，單位GDP能耗最高的是山西省，其值為1.762 t標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元，即在中部6省中，山西省能源利用效率最低。單位GDP能耗最低的是江西省，其值為0.651 t標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元。由此可見(jiàn)，中部6省之間在能源利用方面也存在很大的差異。另外，由于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是以工業(yè)為主，也是能源消耗的主要產(chǎn)業(yè)。在中部6省中，萬(wàn)元工業(yè)增加值能耗下降幅度最大的省份是安徽省，下降了9.54%;下降幅度最小的省份是山西省，下降了5.82%。

3? 中部地區(qū)FDI和能源強(qiáng)度的區(qū)域差異研究

3.1? 中部地區(qū)FDI和能源強(qiáng)度變異系數(shù)

3.1.1? 變異系數(shù)介紹

變異系數(shù)是衡量資料中各觀測(cè)值變異程度的統(tǒng)計(jì)量，是標(biāo)準(zhǔn)差除以均值得到的數(shù)值。變異系數(shù)的主要作用是消除了由于單位和均值不同造成的資料變異程度比較的影響[3]。變異系數(shù)的計(jì)算公式為：變異系數(shù)=標(biāo)準(zhǔn)偏差÷平均值。

3.1.2? FDI和能源強(qiáng)度變異系數(shù)計(jì)算

樣本期內(nèi)中部各省FDI總額的美元價(jià)，以各年人民幣對(duì)美元中間匯率折算為人民幣計(jì)價(jià)。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和FDI都轉(zhuǎn)變成以2000年不變價(jià)，能源強(qiáng)度（EI）是能源消費(fèi)總量除以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（2000年不變價(jià)），數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。應(yīng)用變異系數(shù)計(jì)算公式分別得出FDI和能源強(qiáng)度歷年的變異系數(shù)，其變化趨勢(shì)如圖1所示。

某類指標(biāo)的變異系數(shù)越大，表明該類指標(biāo)在地區(qū)間差距越大。結(jié)合圖1可知，中部6省的能源強(qiáng)度變異系數(shù)有輕微的下降趨勢(shì)，在一定程度上說(shuō)明了中部地區(qū)間的能源利用效率差異在變小，即6個(gè)省份的能源利用程度在接近;中部地區(qū)的FDI變異系數(shù)波動(dòng)較為劇烈，但整體上明顯降低，說(shuō)明隨著改革開(kāi)放的不斷深入，中部地區(qū)開(kāi)始重視吸引外資，積極承接?xùn)|部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，在利用外資方面差距在逐年不斷減小。因此，F(xiàn)DI變異系數(shù)和能源強(qiáng)度變異系數(shù)同時(shí)下降，在某種程度上說(shuō)明二者的變化趨勢(shì)具有一致性[4-5]。

3.2? 中部地區(qū)FDI和能源強(qiáng)度變異系數(shù)關(guān)系的實(shí)證分析

以變異系數(shù)為基礎(chǔ)，利用計(jì)量方法來(lái)確定FDI和能源強(qiáng)度之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系和因果關(guān)系。

3.2.1? 單位根檢驗(yàn)

在實(shí)證建模分析中，將能源強(qiáng)度變異系數(shù)用字母EICV表示，F(xiàn)DI總額變異系數(shù)用字母FDICV表示。①考慮到異方差可能產(chǎn)生的影響，直接對(duì)EICV和FDICV取對(duì)數(shù)。將取過(guò)對(duì)數(shù)的EICV，記為L(zhǎng)EICV;將取過(guò)對(duì)數(shù)的FDICV，記為L(zhǎng)FDICV。②進(jìn)行一階差分，LEICV的差分記為△LEICV;LFDICV的差分記為△LFDICV。③利用Augmented Dickey Fuller（ADF）方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，考察時(shí)間序列是否平穩(wěn)。LEICV、LFDICV、△LEICV、△LFDICV的單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

ADF檢驗(yàn)的判斷標(biāo)準(zhǔn)為：在原假設(shè)存在單位根的情況下，ADF統(tǒng)計(jì)量是負(fù)值，且絕對(duì)值大于臨界值，表示該時(shí)間序列是平穩(wěn)的。表1中的檢驗(yàn)值顯示：①能源強(qiáng)度變異系數(shù)和FDI變異系數(shù)的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值小于ADF臨界值的絕對(duì)值，所以兩者都是不平穩(wěn)的。②能源強(qiáng)度變異系數(shù)和FDI變異系數(shù)的一階差分的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值大于ADF臨界值的絕對(duì)值，可以說(shuō)明兩者的一階差分是平穩(wěn)的，并且可以得出LEICV和LFDICV都是一階單整I（1）序列的結(jié)論。③△LEICV和△LFDICV序列通過(guò)了單位根檢驗(yàn)且具備同階單整，這為后續(xù)兩變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系作進(jìn)一步檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)。

3.2.2? 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整的基本思想認(rèn)為，盡管兩個(gè)或者兩個(gè)以上的變量中每個(gè)都是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢(shì)項(xiàng)的影響，使該組合成為一個(gè)平穩(wěn)的變量。協(xié)整理論為兩個(gè)或兩個(gè)以上非平穩(wěn)變量之間尋找均衡關(guān)系，以及用存在的協(xié)整關(guān)系變量建立動(dòng)態(tài)模型奠定了理論基礎(chǔ)。由上文中的單位根檢驗(yàn)，得到了LEICV和LIMCV序列都是一階平穩(wěn)的結(jié)論，因此采用E-G（Engle-Granger）兩步檢驗(yàn)法。建立回歸方程;對(duì)回歸方程中的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

LEICV=-1.146 3+0.113 2LFDICV? ? ? （1）

（-22.917 1）? （1.908 4）

調(diào)整后的R²=0.813，D.W=1.236。

由表2可知，e序列在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定e平穩(wěn)序列，即e～I(xiàn)（0）。上述結(jié)果表明：LEICV和LFDICV之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.2.3? 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可以得出能源強(qiáng)度變異系數(shù)序列和外商直接投資（FDI）變異系數(shù)序列之間存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論，但并不能判斷出兩者在波動(dòng)中是因果關(guān)系還是互為因果關(guān)系，同樣，若為因果關(guān)系，“誰(shuí)為因，誰(shuí)為果”也還需要進(jìn)一步考證。用格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)LEICV和LFDICV進(jìn)行檢驗(yàn)，探究在能源強(qiáng)度和FDI的長(zhǎng)期均衡關(guān)系中，是能源強(qiáng)度變異系數(shù)引起外商直接投資變異系數(shù)的變動(dòng)，還是外商直接投資變異系數(shù)引起能源強(qiáng)度變異系數(shù)的變動(dòng)。分別取滯后期為1和滯后期為2，對(duì)LEICV和LIMCV進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3可以看出，在滯后期為1時(shí)，對(duì)于LFDICV不是LEICV格蘭杰原因的原假設(shè)，在95%的置信水平下，拒絕了原假設(shè)，可以認(rèn)為L(zhǎng)FDICV是LEICV格蘭杰原因。而在滯后期為2時(shí)，LIMCV和LEICV都不是互為格蘭杰因果關(guān)系。因此，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以得出如下結(jié)論：外商直接投資與能源強(qiáng)度之間存在單向的因果關(guān)系，且LFDICV是LEICV的格蘭杰原因。究其原因，分析認(rèn)為是在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，外商直接投資推動(dòng)了中部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步，從而降低了能源強(qiáng)度，提高了能源利用效率。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉鳳朝，潘雄鋒，徐國(guó)泉.基于結(jié)構(gòu)份額與效率份額的中國(guó)能源消費(fèi)強(qiáng)度研究[J].資源科學(xué)，2007（4）：2-6.

[2]劉暢，崔艷紅.中國(guó)能源消耗強(qiáng)度區(qū)域差異的動(dòng)態(tài)關(guān)系比較研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008（4）：34-43.

[3]葉素云，葉振宇.FDI對(duì)我國(guó)地區(qū)能源強(qiáng)度影響的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2010（9）：90-95.

[4]孫浦陽(yáng)，武力超，陳思陽(yáng).外商直接投資與能源消費(fèi)強(qiáng)度非線性關(guān)系探究[J].財(cái)經(jīng)研究，2011（8）：79-90.

[5]蘇素，王波志.FDI與中國(guó)省際能源消費(fèi)強(qiáng)度間關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（10）：66-71.