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不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下電力消費與經(jīng)濟增長的關系論文
1 引言
隨著全球氣候變暖和人類生存環(huán)境的惡化，越來越多的國家通過節(jié)能減排來保護環(huán)境，能源政策對經(jīng)濟增長的影響成為各國普遍關注的問題。如果存在從能源消費到經(jīng)濟增長的因果關系，那么保護能源的節(jié)能政策將會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響；相反，如果存在從經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關系或兩者沒有因果關系，那么節(jié)能政策可能對經(jīng)濟增長沒有或者有很小的影響。圍繞能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系，國內(nèi)外學者進行了大量的實證檢驗，但迄今為止沒有達成一致或令人信服的結(jié)論。本文嘗試從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度為實證結(jié)果的不一致給出一個較為合理的解釋。
歷史經(jīng)驗表明，由于不同產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)等量GDP所消耗的能源不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費和經(jīng)濟增長都有著重要影響。一般而言，第二產(chǎn)業(yè)單位增加值耗能要大大高于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。若經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)的比重較高，經(jīng)濟增長就會更多地依賴能源投入；反之，經(jīng)濟增長對能源投入的依賴程度就會較弱。我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在較大差異，如果把具有不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的省份劃分在一個區(qū)域，必然會影響回歸結(jié)果的顯著性或者低估回歸參數(shù)，得到不準確的結(jié)論。因此，本文以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為標準對我國28個省市自治區(qū)進行劃分，研究不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下能源消費與經(jīng)濟增長的關系。本文的劃分方法具有兩個優(yōu)點：一是相對于已有的國別研究，利用我國不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差別來研究兩者關系，可以避免國家社會制度、經(jīng)濟體制以及宏觀經(jīng)濟政策等方面的差異對兩者內(nèi)在依存關系的影響。二是相對于東、西、中地理位置的劃分，更具經(jīng)濟合理性，所得結(jié)論也可為我國各地區(qū)電力需求預測、能源政策以及區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整提供科學依據(jù)。
2 文獻綜述與研究方法
能源消費與經(jīng)濟增長的因果關系存在著重要的政策涵義，因此學術界對這一問題進行了大量的實證研究。
Ozturk（2010）[1]對這一領域的研究成果進行了梳理，發(fā)現(xiàn)針對不同國家的實證結(jié)果不同，即使針對同一個國家，不同樣本區(qū)間的實證結(jié)果也不一致。如Kraft J和Kraft A（1978）[2]利用美國1947~1974年的數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)存在GNP（國民生產(chǎn)總值）到能源消費的單向因果關系。然而，Akarca和Long（1980）[3]利用比Kraft J和Kraft A（1978）[2]更短的樣本區(qū)間時，卻發(fā)現(xiàn)兩者之間并不存在因果關系。但Ozturk并沒有給出引起差異的原因。本文認為，也有可能是不同區(qū)間，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同所致，而這正是本文實證檢驗的部分。
在早期文獻中，學者們大多運用對時間序列平穩(wěn)性非常敏感的Granger和Sim因果關系檢驗，但很多研究在沒有檢驗時間序列平穩(wěn)性的情況下，直接使用時間序列的水平值進行檢驗，這種不科學的計量方法必然導致實證結(jié)果的不可靠。近年來，隨著計量經(jīng)濟學的發(fā)展，對這一問題的研究出現(xiàn)了兩個主要趨勢：一是采用多變量模型，除了兩變量模型中的GDP和能源消費變量外，還加入了資本、勞動和二氧化碳排放等變量，如林伯強（2003）[4]、Ghali和El-Sakka（2004）[5]、Huang等（2008）[6]和Apergis等（2009）[7]等。二是采用面板協(xié)整檢驗，利用多國數(shù)據(jù)或省級數(shù) 據(jù) 來 檢 驗 能 源 消 費 與 經(jīng) 濟 增 長 的 關 系，如Lee（2005）[8]、Francis等（2007）[9]、Mehrara（2007）[10]等。采用多變量模型是因為能源消費與經(jīng)濟增長之間的關系受到多種因素的影響，因此在回歸中不能單純考慮能源消費與經(jīng)濟增長兩個變量，還要考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等因素；采用面板數(shù)據(jù)是為了克服短期時間序列的缺陷以及小樣本所造成的影響，增加檢驗的自由度。
近年來，也有很多學者對我國能源消費與經(jīng)濟增長的關系進行研究。
Zhang和Cheng（2009）[11]利用我國1960~2007年數(shù)據(jù)進行研究的結(jié) 果 表 明，我 國 經(jīng) 濟 存 在 從GDP到 能 源 消 費 的 單 向 因 果 關 系。韓 智 勇 和 魏 一 鳴（2007）[12]的實證結(jié)果則表明兩者之間存在雙向因果關系，但不具有長期協(xié)整性。吳巧生（2008）[13]利用我國省際面板數(shù)據(jù)再次檢驗了能源消費與經(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)我國整體存在雙向因果關系，但東部地區(qū)只存在從能源消費到GDP的單向因果關系，而西部地區(qū)只存在從GDP到能源消費的單向因果關系。相對于能源消費與經(jīng)濟增長關系的實證結(jié)果，電力消費與經(jīng)濟增長關系的研究結(jié)果比較一致，大部分文獻認為我國只存在電力消費到經(jīng)濟增長的單向關系，如Shiu和Lam（2004）[14]、Yuan等（2007）[15]和Yuan等（2008）[16]等。林伯強（2003）[4]基于三要素生產(chǎn)函數(shù)檢驗了電力需求與GDP的關系，結(jié)果表明我國電力需求和GDP之間存在長期相互關系，而且從短期來看，顯著 地 存 在 電 力 消 費 到GDP的 因 果 關 系。
Li等（2010）[17]將我國30個省份分為兩組進行分析發(fā)現(xiàn)人均實際GDP和電力消費之間存在長期的協(xié)整關系。但是，由于劃分標準和檢驗方法等諸多問題，這方面研究還比較少。
與已有研究不同，本文利用我國省際面板數(shù)據(jù)，基于各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異，將其劃分為三個區(qū)域，并利用面板誤差修正模型檢驗了不同區(qū)域電力消費與經(jīng)濟增長的因果關系。為避免虛假回歸，本文首先檢驗變量的平穩(wěn)性，如果變量為平穩(wěn)序列，則直接建立VAR模型。如果變量為非平穩(wěn)序列，則檢驗變量之間是否具有協(xié)整關系，若變量之間存在協(xié)整關系，則建立相應的誤差修正模型；若變量之間不存在協(xié)整關系，則需要經(jīng)過差分，得到平穩(wěn)序列后再建立VAR模型�？傊�，實證檢驗各區(qū)域電力消費與經(jīng)濟增長之間的因果關系，大致需要三步：面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗和面板因果關系檢驗。
3 數(shù)據(jù)說明與區(qū)域劃分
3.1區(qū)域劃分
對各省市自治區(qū)如何進行區(qū)域劃分是本文實證檢驗的關鍵。由于資源稟賦條件和產(chǎn)業(yè)政策影響，我國各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在明顯差異。為檢驗這種差異對電力消費與經(jīng)濟增長關系的影響，本文將依據(jù)各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對其進行劃分。一般來講，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指一個國家或一個地區(qū)經(jīng)濟中產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成及其相互關系。研究中可以從多個角度來衡量一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，比如產(chǎn)值結(jié)構(gòu)、勞動力結(jié)構(gòu)、相對勞動生產(chǎn)率等。產(chǎn)值結(jié)構(gòu)（即三大產(chǎn)業(yè)增加值各占國民生產(chǎn)總值的比例）是研究中常用的一種方式。本文將依據(jù)各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比對我國28個省市（因數(shù)據(jù)所限，不包括西藏、重慶和海南�。┻M行區(qū)域劃分。因為本文采用的是面板數(shù)據(jù)，不同時期各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比會略有不同，所以本文利用各省市1985~2012年第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的均值來衡量它們的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。雖然在此期間各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有一定的變化，但是總體而言沒有太大的變化。除北京和上海以外，在此期間其他省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的方差均小于0.005且大部分省市小于0.001.因此，本文認為各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的均值可以用于衡量它們在這一時期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。基于此，本文將我國28個省市劃分為三個區(qū)域：第二產(chǎn)業(yè)增加值占比小于0.4（區(qū)域I）、第二產(chǎn)業(yè)增加值占比大于0.4小于0.5（區(qū)域II）和第二產(chǎn)業(yè)增加值占比大于0.5（區(qū)域III）。表1給出各區(qū)域所包含的省市。
3.2數(shù)據(jù)說明
本文采用1985~2012年的年度數(shù)據(jù)，主要包括我國28個省市自治區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和電力消費量（ELC），數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒。本文采用電力消費而非能源消費的數(shù)據(jù)是基于以下兩個原因：一是因為相比煤炭、石油等一次能源的消費數(shù)據(jù)，由計算機直接讀出的電力消費數(shù)據(jù)更為準確，二是因為電力消費是中國能源消費的主要方式。因此，使用電力消費更能準確反映能源消費與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在聯(lián)系。GDP采用實際GDP數(shù)據(jù)，由名義GDP和以1978為基期的GDP平減指數(shù)計算得到①。所有變量均采用自然對數(shù)的形式。
4 實證分析結(jié)果
4.1面板單位根檢驗
面板單位根檢驗與普通時間序列單位根檢驗略有不同。假定面板數(shù)據(jù)的一階自回歸過程如下：yit =ρiyit-1+x′itδi+μit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，Ti（1）式中，xit表示模型中的外生變量，包括各截面的固定影響和時間趨勢。
N表示截面成員個數(shù)，Ti表示第i個截面成員的觀測時間長度，參數(shù)ρi為自回歸系數(shù)，隨機誤差項μit滿足獨立同分布。如果|ρi|<1,則yit為平穩(wěn)序列，如果|ρi|≥1,則為非平穩(wěn)序列。依據(jù)對參數(shù)ρi的不同限制，面板單位根檢驗分為兩大類：一類假設各截面序列具有一個相同的單位根，LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗和Breitung檢驗；另一類假定各截面序列具有不同的單位根 過 程，如Im-Pesaran-Skin檢驗、Fisher-ADF檢 驗 和Fisher-PP檢驗。本文將利用LLC檢驗、Im-Pesaran-Skin檢驗和Fisher-ADF檢驗，綜合判斷各區(qū)域電力消費及經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性。
表2給出了不同區(qū)域各變量的水平值和一階差分的單位根檢驗結(jié)果。對于所有區(qū)域，對數(shù)GDP和對數(shù)ELC的水平值在1%的水平下都不能拒絕原假設，即存在單位根，為非平穩(wěn)序列。但一階差分序列均拒絕了原假設，不存在單位根，表明對數(shù)GDP和對數(shù)ELC都是一階單整序列。
4.2面板協(xié)整檢驗
由于面板序列為非平穩(wěn)序列，因此需要進一步作協(xié)整檢驗。
Pedroni（1999）提出了基于Engle和Grange兩步法的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法，該方法利用協(xié)整方程回歸殘差構(gòu)造的七個統(tǒng)計量來檢驗變量之間的協(xié)整關系。就本文而言，可考慮以下回歸方程：lnGDPit=αi+θit+βilnELCit+εit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，T（2）lnGDPit表示第個省市第t期實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)，lnELCit則表示第個省市第t期電力消費量的對數(shù)。
αi和θi分別表示每個省市的個體效應和趨勢效應，βi為協(xié)整參數(shù)。由EG兩步法可知，若上式殘差序列為非平穩(wěn)序列，則變量之間不存在協(xié)整關系，相反，則存在協(xié)整關系。
在對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗時，Pedroni將具體的原假設和備擇假設分為兩大類：一類為維度內(nèi)（within-dimen-sion）檢驗，主要檢驗同質(zhì)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關系，包括面板方 差率統(tǒng)計量（Panel v-Statistic）、面板ρ統(tǒng)計量（Panelrho-Statistic）、面板PP統(tǒng)計量（Panel PP-Statistic）和面板t統(tǒng)計量（Panel ADF-Statistic）；另一類為維度間（be-tween-dimension）檢驗，主要檢驗異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關系，包括組間ρ統(tǒng)計量（Group rho-Statistic）、組間PP統(tǒng)計量 （Group PP-Statistic）和 組 間ADF統(tǒng) 計 量 （GroupADF-Statistic）。Kao面板協(xié)整檢驗與Pedroni檢驗方法基本相同，不同之處是Kao檢驗在第一階段將毀歸方程設定為每一個截面?zhèn)�體有不同的截距項和相同的系數(shù)。表3報告了兩種檢驗方法的檢驗結(jié)果。
如表3所示，在5%的顯著水平下，對于所有區(qū)域，Kao檢驗的T統(tǒng)計量都顯著。這表明不管是全國還是各區(qū)域，經(jīng)濟增長和電力消費之間都存在長期協(xié)整關系。
Pedroni檢驗的七個統(tǒng)計量并不完全顯著。在這種情況下，應依據(jù)哪個統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果，Pedroni（2004）給出了結(jié)論：對于小樣本面板數(shù)據(jù)，小 樣 本 面 板 數(shù) 據(jù)，GroupADF統(tǒng)計量和Panel ADF統(tǒng)計量相對比較穩(wěn)定。因此，本文主要關注這兩個統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果。如表3顯示，在10%的顯著水平下，所有區(qū)域的Group ADF統(tǒng)計量和Panel ADF統(tǒng)計量都拒絕了原假設，表明所有區(qū)域的經(jīng)濟增長和電力消費之間都存在長期協(xié)整關系。
基于上述分析，為避免變量的內(nèi)生性或誤差項的相關性，本文利用FMOLS模型（group-mean panel FMOLS）來估計各省市的長期協(xié)整系數(shù)。簡單來講，面板協(xié)整系數(shù)可由下式得到：^β*GFM= N-1∑Ni=1^β*FM,i^β*GFM面板協(xié)整參數(shù)，^β*FM,i則表示第i個單方程FMOLS估計。相應的T統(tǒng)計量則為t^β*GFM= N-0.5∑Ni=1t^β*FM,i,t^β*FM,i為第i個單方程FMOLS估計的T統(tǒng)計量。由于各變量均取了對數(shù)，因此，回歸系數(shù)即為彈性系數(shù)。根據(jù)FMOLS的估計 結(jié) 果，我 國GDP的 電 力 消 費 彈 性 大 于1,為1.1548,即電力消費每增加1%,GDP將增長1.1548%.地區(qū)I、地區(qū)II和地區(qū)III GDP的電力消費彈性分別為1.0869、1.148和1.3105,均大于1,且隨著第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的提高，彈性系數(shù)也在不斷增加，表明第二產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，GDP對電力消費的變化越敏感。同時，本文也發(fā)現(xiàn)，對于我國的一些不發(fā)達地區(qū)，如青海、寧夏、貴州、內(nèi)蒙古等地，GDP對電力消費的彈性系數(shù)小于1,表明這些省份的GDP增長對電力消費的變化并不是很敏感。
4.3因果關系檢驗---面板誤差修正模型
Granger因果關系是指增加變量X的過去信息來預測Y比不增加時預測得更好。協(xié)整檢驗只能驗證變量之間是否存在協(xié)整關系，但并不能表明變量之間的因果關系。為了進一步檢驗兩變量之間的長期及短期因果關系，本文通過誤差修正機制，建立了如下的面板誤差修正模型：ΔlnGDPit=α1i+∑qk=1φ1kΔlnGDPit-k+∑qk=1γ1kΔlnELCit-k+λ1ECTit-1+ω1itΔlnELCit=α2i+∑qk=1φ2kΔlnELCit-k+∑qk=1γ2kΔlnGDPit-k+λ2ECTit-1+ω2it（3）Δ表示差分算子；q表示滯后階數(shù)，由1IC信息準則確定；ω2it為滿足標準假設的誤差項。
ECTit-1表示誤差修正項向量，由方程（2）得到。系數(shù)矩陣λ表明變量之間的長期因果關系，反映了變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度。系數(shù)矩陣γ表示變量之間的短期因果關系。本文利用F檢驗，對系數(shù)矩陣γ和λ的顯著性進行檢驗。
表5給出了動態(tài)誤差修正模型的檢驗結(jié)果。首先，分析關注各方程ECT的顯著性。
ECT系數(shù)的大小表明各因變量在本期對前一時期偏離其長期均衡水平修正的程度，其顯著性說明該變量關于長期參數(shù)的弱外生性。如表5所示，從全國范圍來看，GDP不是弱外生的，即GDP會在t期對t-1期的偏離做出響應。但ELC是弱外生的，并不對t-1期的偏離做出響應。可見，從長期來看，電力消費是GDP的Granger原因，但GDP卻不是電力消費的Granger原因。對于區(qū)域I、區(qū)域II和區(qū)域III來講，結(jié)果也是如此。但是，對于不同地區(qū)，短期因果關系卻不同。從全國范圍來看，F(xiàn)檢驗的結(jié)果表明電力消費是GDP增長的短期Granger原因，但沒有證據(jù)表明GDP是電力消費的短期Granger原因。對于區(qū)域I,結(jié)果卻正好相反，這或許是因為區(qū)域I的第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較低，導致電力消費沒有成為GDP增長的Granger原因，GDP的增長卻拉動了電力消費的增加。對于區(qū)域II,GDP和ELC互不存在短 期Granger因 果 關 系。對 于 區(qū) 域III,GDP和ELC互為短期Granger因果關系，這或許是因為區(qū)域III的第二產(chǎn)業(yè)增加值占比高，其GDP的電力消費彈性也相對較高造成的。
基于以上實證結(jié)果，本文得出如下結(jié)論：
�、購拈L期來看，所有地區(qū)的電力消費與GDP均存在著均衡關系，且電力消費是GDP的Granger原因。
②第二產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，GDP對電力消費的變化越敏感。例如，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比最高的區(qū)域III與第二產(chǎn)業(yè)增加值占比最低的區(qū)域I相比，GDP對電力消費的彈性系數(shù)要高18.6%.
�、蹚娜珖秶鷣砜矗嬖趶碾娏οM到GDP的短期Granger因果關系，反之，卻并不成立。
�、軓膮^(qū)域來看，對于第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較低的地區(qū)，電力消費與GDP之間并不存在短期的Granger因果關系；對于第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較高的地區(qū)，卻存在雙向的因果關系�？梢�，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，電力消費與GDP增長的關系越密切。
5 政策建議
本文利用我國1985~2012年的數(shù)據(jù)，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為標準對我國28個省市進行區(qū)域劃分，研究了不同產(chǎn)業(yè)構(gòu)成下電力消費與經(jīng)濟增長的關系。實證結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對電力消費與經(jīng)濟增長的相互關系有著重要影響。相關部門在制定能源政策時，不應采取一刀切的方式，而應充分考慮各地區(qū)能源消費與經(jīng)濟增長關系的差異，進行全面的調(diào)查和研究，制定符合各地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的能源政策。
從全國范圍看，電力消費與經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關系，且電力消費是經(jīng)濟增長的Granger原因。因此，抑制電力消費會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響，短期或長期的電力短缺可能造成GDP增長的減緩。政府相關部門應該采取一些措施來應對電力短缺，一方面應增加電力投資，尤其是風電、水電和核電等清潔能源的投資，另一方面應采取措施來提高電力能源的利用效率，比如推進電價改革、限制高耗能產(chǎn)業(yè)項目的過分擴張、加快產(chǎn)業(yè)升級等。
從區(qū)域范圍看，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在較大差異，電力消費與經(jīng)濟增長的因果關系也不相同。因此，要根據(jù)各地區(qū)的不同特點，制定差異化的能源政策。第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較高的地區(qū)，電力消費與經(jīng)濟增長的關系更緊密。對于這些地區(qū)，采取不適當?shù)墓?jié)能政策會制約經(jīng)濟發(fā)展，應該加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，降低第二產(chǎn)業(yè)增加值的占比；而對第二產(chǎn)業(yè)增加值占比不高的地區(qū)，由于能源消費對經(jīng)濟增長的短期影響并不顯著，因此可以采取較為嚴厲的能源保護措施。但從長期來看，還是應該采取提高能源利用效率的各項措施，促進本地區(qū)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。
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