影響中國能耗強度因素的實證分析

吳獻金，歐陽丹丹

(湖南大學 經濟與貿易學院，長沙 410079)

0 引言

能源是經濟發展的一個保障因素，國民經濟的持續和快速增長有賴于能源的供給和消費。隨著我國經濟的持續快速增長，能耗問題已成為影響中國可持續發展的主要因素，據有關數據顯示：我國的能源消耗強度遠遠高于世界平均水平，從單位實際GDP(按匯率法計算，1990年價)所消費的能源看，2006年，我國能源消耗強度為0.86千克油當量/美元，是美國的3.25倍，英國的5.17倍，日本的4.29倍，意大利的6.42倍。即使與一些發展中國家相比，我國的能源強度也較高。例如，我國的能源消耗強度是印度的1.59倍(根據《中國能源報告2007》提供數據計算)。過高的能源強度加劇了我國能源供需的不平衡狀況，能源短缺對經濟增長已經產生了嚴重的負面影響。[1]如何降低我國的能源消費量，是一個亟待解決的問題。

本文將采用回歸模型，根據我國1989～2007年的相關數據，對技術進步；能源價格；出口貿易；產業結構；經濟增長對我國能源消耗強度的影響作實證研究。

1 我國能源消耗強度影響因素

國民經濟能源消耗強度(以下稱能源消耗強度)是指國民經濟在生產中的單位能耗水平，即國民經濟生產單位產品的能源消耗量，反映國民經濟在生產中對能源的綜合利用效率，是經濟增長質量的一個重要指標。研究各因素對能源消耗強度的影響以指導宏觀調控提高能源利用的整體效率，對國民經濟可持續發展具有重大的意義。作為能源效率顯性指標的能源消耗強度受到多種因素的影響。從我國能源消耗強度的影響因素方面考慮，在緩解我國能源瓶頸問題時，本文認為影響我國能耗強度的因素應該優先考慮以下幾個方面：技術進步；能源價格；出口貿易；產業結構；經濟增長等。

2 數據的選擇、處理

考慮到數據的可得性，本文選取1989～2007期間的時間序列數據。我國國內生產總值、人均GDP、能源消費總量、進出口總額、勞動總人數以及工業品出廠價格指數燃料和動力價格購進指數均來自于各年《中國統計年鑒》；1985年物質資本存量來自張軍的中國省際物質資本存量估算:1952～2000。

（1）能源消費效率的指標：為保證因變量與大部分自變量的正相關，我們選取能耗強度的倒數能源生產率作為衡量能源消費效率的指標，用國內生產總值（單位：億元）與能源消費總量（單位：萬噸標準煤）的比值表示。

（2）技術進步的衡量指標采用全要素生產率表示。依據科布道格拉斯生產函數，產出（Y）由兩種物質投入決定，勞動（L）和資本（K）如下方程所示：

其中，Y代表產出，用GDP衡量，A表示全要素生產率（TFP），L和K分別表示勞動力（單位：萬人）和物質資本（單位：億元），α、β分別表示勞動力與物質資本的生產彈性,并且限制為規模報酬不變，即α+β=1。

將（1）式表示成全要素生產率（TFP）的函數為：

對（2）式兩邊同時取對數得：

本文對物質資本與勞動力的生產彈性分別取值為:α=0.5、β=0.5，各年物質資本存量數據以85年物質資本存量計算得出。

（3）產業結構：以第三產業增加值在國內生產總值中所占的比重來表示。

（4）出口貿易：以進出口總額與當年國內生產總值的比值表示。

（5）經濟增長：用我國1989-2007年人均GDP與2007年人均GDP比值表示。

（6）能源價格指數：本文中采用燃料、動力價格購進指數作為能源價格指數與工業品出廠價格總指數的比值表示，兩者都可以從歷年《中國統計年鑒》直接查到。價格指數均換算成以1988年為基年的定基指數。

以上未說明變量均以1978年不變價格計算。

實證分析以分別代表技術進步、產業結構調整、對外貿易程度、能源價格指標和經濟發展水平的指標為自變量，以我國能耗強度的指標為因變量，重點研究我國能源消費效率的影響因素。各變量的統計描述見表1。

3 基本分析框架及模型

表1 變量統計描述

在本文的研究中，使用VIEWS統計軟件作實證分析工具，建立模型時以力求簡化為原則，所建立的模型都采取了較為簡單的二元或多元線性回歸的方式。

在綜合考慮上述因素后，利用文中上述的變量，本文建立如下能耗強度的線性函數關系數學模型:

其中，Y代表能耗強度，X1代表技術進步；X2代表產業結構；X3代表出口貿易；X4代表能源價格；X5代表經濟增長；β為系數；ε為隨機誤差項。

用普通最小二乘法對以上數據進行回歸，利用EVIEWS軟件分析得到方程式：

回歸結果如表2所示。

從回歸結果可看到，校正后R2=0.982838，說明模型的總體擬合水平顯著，但是解釋變量能源價格指數和人均GDP比值，在顯著水平0.1下，沒有通過T檢驗；并且解釋變量人均GDP比值的系數符號與實際的經濟意義相悖，與預期效果不相符合。說明此模型的一些解釋變量不合理，因此需要對模型進行修正。

表2 第一次回歸結果表

表3 逐一回歸解釋變量結果表

因此，結合計算因變量與解釋變量之間的簡單相關系數，我們逐個剔除不顯著的解釋變量進行回歸，結合經濟意義和統計檢驗選出擬合效果更好的線性回歸方程，整理如表3。

根據分析結果可以看出，在五個變量中，解釋變量人均GDP比值和能源價格指數與因變量相關系數較低，回歸結果不顯著。分析原因可能是由于目前我國對能源價格的管制，能源市場不健全，導致能源價格偏低，使能源價格無法反映真實的市場供求關系；經濟增長會影響能源消耗的總量，而對能源消費的效率影響并不大。

所以我們剔除經濟增長和能源價格這兩個因素，以剩下的三個變量再進行回歸，我們得到方程如下：

回歸結果如表4。

由估計結果可以看到，此模型的解釋能力相當高。首先，代表技術進步指標和產業結構調整指標的兩個解釋變量的t值在顯著性水平為1%的條件下，皆通過了檢驗；第二，模型的調整R值達到0.984404，說明此回歸方程總體擬合得非常好；第三，系數的符號具有預期特征，其它的檢驗指標結果也較好，都表明了此回歸方程結果可靠。結果表明：技術進步和產業結構調整能顯著提高能源利用效率，而對外貿易的增長對能源利用效率的提高有反向作用。

表4 第三次回歸結果表

諸多的理論和實證分析表明，對外開放能夠有效促進生產要素(勞動力、資本、能源等)利用效率的提高。然而此次回歸中解釋變量對外貿易的系數為負值，分析原因可能是：基于我國特殊的經濟背景，對外貿易對能源系統的作用并非簡單的單向作用即提高能源效率，其對能耗效率的影響是間接的、具有雙重效應的。一方面，對外貿易能帶來技術的溢出，促進技術水平的提高和產業結構的調整，其對能源效率的正向作用主要通過資本效應和溢出效應來影響技術、經濟結構等而影響能源效率；另一方面，對外貿易推動了中國制造業的迅猛發展，中國為世界市場大規模提供工業品的生產制造基地，在促進經濟的快速增長的同時也消耗了更多的能源。

為了確保模型的真實性，我們對模型進行檢驗。

（1）異方差檢驗。

隨機誤差項包含眾多因素對因變量的影響，如果其中某一個或多個因素隨著自變量觀測值的變化而對因變量產生不同的影響，往往會導致異方差性。

我們采用懷特檢驗發來檢驗此回歸方程。利用EVIEWS進行WHITE檢驗，如果OBS*R值大于顯著性水平就是同方差的，反之就是有異方差.如表5。

由表2可以看出，OBS*R的P值為0.2414，其相伴概率為24%，不可以拒絕零架設。所以，此回歸方程不存在異方差。

表5 懷特檢驗結果

（2）序列相關性檢驗。

由表1可以看出，此回歸方程的D.W.值為1.846727。查表得，在1%的顯著性水平下，樣本觀測值不存在正或負的自相關。

（3）協整分析。

為避免對非平穩的時間序列進行回歸將導致謬誤回歸（spurious regression）現象。我們再對變量技術進步、產業結構、對外貿易與能源生產率進行協整分析。

首先，對變量能源生產率、技術進步、產業結構和對外貿易采用ADF檢驗，結果如表6。

由表6可以看出，對于變量能源生產率、技術進步、產業結構和對外貿易來說，其原序列的ADF檢驗值都未通過平穩性檢驗，說明這些變量都是非平穩性序列。而它們的一階差分在5%的顯著性水平下，都通過了平穩性檢驗。因此，能源生產率、技術進步、產業結構和對外貿易都是一階單整序列，滿足協整前提。

表6 各變量單位根檢驗結果

對能源生產率和技術進步、產業結構、對外貿易進行協整分析，發現它們在1%的顯著性水平下存在協整關系，標準化后的協整方程如下，括號內為標準差：

可以看出，技術進步和產業結構的系數為正，而對外貿易的系數為負，和前文OLS回歸的結果相同。得到結論為：技術進步和產業結構調整與能源生產率有正向協整關系，而對外貿易與能源生產率有負向協整關系。

（4）GRANGER因果檢驗。

上文分析表明序列能源生產率和技術進步、產業結構、對外貿易存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系？為此，本文利用EVIEWS5.1采用Granger因果檢驗法展開分析，在使用格蘭杰檢驗時,首先要確定滯后階數,使用赤池信息準則(AIC)來確定，結果見表7。

從表7可以看出，在5%的顯著性水平下技術進步是能源生產率的格蘭杰原因，在10%的顯著性水平下產業結構是能源生產率的格蘭杰原因。然而對外貿易不是能源生產率的格蘭杰原因，證明了前文對外貿易是通過溢出效應間接對能源生產率產生影響的猜測。

表7

4 結果分析

在本文中，我們使用統計軟件VIEWS5.1，首先進行第一步多元回歸，得到的結果與經濟事實不符，且部分解釋變量不顯著。在找到原因后，逐步剔除不顯著解釋變量后得到的擬合效果較好的方程。為了確保模型的真實性，我們又對模型進行異方差檢驗和序列相關性檢驗，最后再通過協整分析、脈沖分析和格蘭杰因果檢驗，得到技術進步和產業結構調整此兩項指標對能源消費效率有顯著影響，對外貿易對能源利用效率有間接影響的結論：

（1）技術進步和產業結構調整與能耗消費效率之間存在顯著的正相關關系，即技術進步和產業結構調整可以使能耗強度降低。

（2）對外貿易雖然對能源強度并沒有直接的作用，但其通過資本效應影響經濟增長，通過資本效應和溢出效應影響我國的技術水平、產業結構等各個方面，進而對能源強度產生影響。

（3）經濟增長和能源價格不是影響我國能源生產率的主要原因。我國目前的能源價格體制并不能有效地運轉，并不能很好的對能源強度進行調節。

[1]Simon,Levine.Energy Efficiency in China:Accomplishments and Challenges[J].Energy Policy,1998,26(11).

[2]Karen,Jefferson,Liu,Tao.What is Driving China's Decline in Energy Intensity[J].Resource and Energy Economics,2003,（26）.

[3]汪濤,吳獻金.我國能耗強度影響因素的實證分析[D].湖南大學，國際貿易學碩士論文,2009.

[4]史丹.轉軌時期我國能源瓶頸緩解的影響因素分析[J].中國工業經濟,1998,(10).

[5]莊貴陽.“十一五”期間能源強度下降20%目標約束下我國的能源需求及政策措施[J].經濟研究參考,2006,(77).

[6]王玉潛.能源強度變動的因素分析方法及其應用[J].數量經濟技術經濟研究,2003,(8).