遼寧產業結構與電力能源效率的協整分析

摘要：運用協整分析方法對遼寧產業結構與電力能源效率之間的關系進行研究，利用1986—2010年度數據進行協整檢驗并構建誤差修正模型。結果表明，電力能源效率與第一、二產業比重之間存在長期均衡關系，第一產業的變動對能源效率的效應為負，第二產業的變動對其效應為正；短期內，第一、二產業比重對電力能源效率的影響不明顯，并在此基礎上提出了遼寧能源發展的政策建議。

關鍵詞：產業結構；電力能源效率；協整分析；遼寧

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）27-0158-03

一、引言

隨著遼寧省經濟快速發展，能源消費日益增加，能源問題已成為制約經濟發展的瓶頸，尤其是電力能源。研究產業結構變化對電力能源效率的影響，為優化產業結構、預測能源消費、制定能源戰略，發展節能型經濟都有重大意義。近年來，國內學者對產業結構與能源之間的關系做了大量研究。史丹（2003）認為，產業結構變動與經濟增長互為因果，能源消費的變動不僅是由于經濟增長的拉動，而且也受產業結構的影響。徐博（2004）認為，第一產業和工業比重的變化是影響中國能源消耗總量變化的主要因素，電力將因結構的變動和經濟總水平的提高而成為中國的主要消費能源的結論。蔣金荷（2004）分析了提高能源效率和經濟結構調整的策略。郭志軍（2007）通過對能源消費與三次產業結構的時間序列進行分析，發現從長期看，第一產業的變動對能源消費的效應為負，第二產業和第三產業的變動對其效應為正[1]。徐剛（2010）運用協整理論構建了中國能源需求的長期均衡模型，發現在1978—2008年間，能源需求與經濟增長、產業結構、城鎮化以及能源價格存在長期均衡關系。

因此，本文運用協整理論對遼寧產業結構與電力能源效率之間存在的關系進行分析。研究遼寧產業結構與電力能源效率之間存在的關系，從調整產業結構角度出發為提高遼寧省電力能源效率提供針對性的政策建議。

二、協整分析

（一）數據來源及處理

本文選取自變量為第一產業占GDP的比重G1、第二產業占GDP的比重G2和第三產業占GDP的比重G3；選取因變量為電力能源效率（元/千瓦小時）EF進行協整分析。其中，能源效率為電力消費量與GDP之比，即單位電力能耗創造的GDP。本文各指標選取年份為1986—2010年，并將各年GDP用GDP平減指數換算成2000年的不變價格計算的實際GDP，樣本數據來自各年度的《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》或根據其數據整理所得。

（二）平穩性檢驗

多數經濟變量的時序序列隨時間的變化而變化，不再平穩。因此，在建立模型之間，應對其平穩性進行檢驗。為消除時間序列中存在的異方差現象，對各指標取對數處理，分別記為LnEF、LnG1、LnG2、LnG3。根據相關指標在時序圖中的變化趨勢，采用ADF單位根檢驗法檢驗數據的時間序列特征，滯后階數通過AIC定階準則確定，檢驗結果（見下頁表1）。

從平穩性檢驗結果看出，原始水平下，變量LnG3通過了10%顯著性水平下的ADF單位根檢驗，為平穩序列；變量LnG1在5%顯著水平下平穩；變量LnEF和LnG2的ADF值均大于臨界值，都具有單位根，因此都是非平穩的。變量LnEF、LnG1、LnG2一階差分后，它們的ADF值均小于臨界值，即一階差分序列均不具有單位根，因此它們的一階差分序列是平穩序列，都是一階單整序列。變量LnG3是0階單整序列與其余變量不能構造協整方程，因此，在下文協整檢驗和誤差修正模型中將不再討論變量LnG3。

（三）協整檢驗

對于多變量間協整關系的檢驗，由于Johansen法不僅能檢驗變量之間是否存在協整關系，而且可準確定出協整向量個數。因此，本文采用Johansen協整檢驗方法，由AIC準則法確定的最佳滯后期為3，假定原數據無確定趨勢，協整方程有截距，協整檢驗結果。

跡檢驗統計量法和最大特征值統計量法得到的結果一致，上述變量存在協整關系，長期均衡方程可以表示為：

LnEF=13.61961LnG2-3.812079LnG1-43.81253 （1）

（4.66814） （1.69237）

方程（1）表明，電力能源效率與第一產業比重之間存在負相關，也就是當第一產業比重增加1%，相應的能源效率降低3.81%；電力能源效率與第二產業比重之間存在正相關，也就是當第二產業比重增加1%，相應的能源效率增加13.62%。

（四）Granger因果關系檢驗

除了發現電力能源效率與第一、二產業比重之間的長期均衡關系之外，分析清楚電力能源效率與第一、二產業比重之間的因果關系，對于制定相應的能源發展策略也至關重要。本文通過Granger因果關系分析方法來檢驗各變量之間的因果關系，分別建立LnEF與LnG1、LnEF與LnG2的分析模型，檢驗結果（見表3）。

檢驗結果表明，在10%的顯著水平下，LnEF和LnG1具有雙向Granger原因；在5%的顯著水平下，LnG2是LnEF的單向Granger原因。

（五）構建向量誤差修正模型（VEC）

確定了長期協整關系后，為進一步分析第一二產業比重變動對電力能源效率產生的影響，建立向量誤差修正模型，用以反映各變量之間短期波動的相互影響。由AIC準則法確定的最佳滯后期為3，假定原數據沒有確定趨勢，協整方程有截距，短期修正方程可以表示為：D（LnEFt）=0.049978ECMt-1-0.655081D（LnEFt-1）-0.371745 D（LnEFt-2）-0.586198 D（LnEFt-3）-0.117667 D（LnG1t-1） -0.152596 D（LnG1t-2）+1.442700 D （LnG2t-1）+ 0.491126 D （LnG2t-2）+ 1.374639 D （LnG2t-3）+vt

R2=0.597821；AIC=-3.199457；SC=-2.702065；Loglikeli-

hood=43.59430；F=1.816775

模型中現存變量的系數通過t檢驗都是顯著的（a=0.25），變量D（LnG1t-3）由于不顯著已剔除。可以看出，可決系數0.597821擬合優度一般、對數似然函數值較大，AIC值和SC值比較小、及t檢驗顯著性水平較低，說明VEC模型解釋能力一般。同時，誤差修正項系數通過了顯著性檢驗且為正，不存在反向修正機制，在短期內，第一、二產業比重對電力能源效率的影響不明顯。

三、結論及建議

本文通過ADF平穩性檢驗、Johansen協整檢驗、Granger因果關系檢驗和構建VEC模型主要分析了遼寧產業結構對電力消耗效率的影響。基于上述分析，提出以下結論及建議：（1）通過協整分析得出第一、二產業比重和電力能源消耗指標之間存在長期的穩定關系，遼寧電力能源效率與第一產業比重構成反向變動，與第二產業比重構成同向變動。從產業結構的角度說，為在“十二五”期間持續提高遼寧電力能源利用效率的目標，本文認為應合理調整產業結構和行業結構，大力發展第二產業，隨著第二產業在GDP中的比重不斷增加，會促使遼寧電力能源利用效率提高。遼寧省是現代化水平較高的區域之一，正在步入工業化后期，預計將在“十二五”末期完成從農業經濟向工業經濟、農業社會向工業社會、農業文明向工業文明轉變過程的第一次現代化進程。這意味這在今后很長一段時間內，加快工業化步伐仍是遼寧著重發展的目標，這與遼寧建立先進裝備制造業基地的產業結構調整一致。2010年遼寧工業比重已達到54.1%，今后這個比重會持續提高，加快對第二產業內部結構的調整是提高電力能源使用效率的關鍵，應大力發展高附加值、耗能低的產業、淘汰高耗能的陳舊設備、積極推廣應用新型節能技術，大幅度降低能耗高同時污染嚴重的企業。（2）通過向量誤差修正模型可知，短期內產業結構的調整對遼寧電力能源效率的影響不顯著，說明遼寧產業結構變動的電力能源效率效應存在滯后性，短時間內難以通過調整產業結構來提高能源效率，電力能源效率的提高需要長期的產業結構調整來實現。因此，要提高電力能源效率，遼寧應建立相應的節能減排機制，循序漸進的促進產業結構的調整，以實現電力能源的合理消耗。（3）遼寧電力能源效率是第一產業比重的成因，第一產業比重也是電力能源效率的成因，即電力能源效率與第一產業比重互為因果關系；第二產業比重是電力能源效率的成因。隨著遼寧農業現代化水平的提高，第一產業的電能消費持續增加，促進了電能消費；同時，農村電網的逐步完善也為第一產業電能消費提供了保障。在打造遼寧先進裝備制造業基地的過程中，工業增長顯著，工業用電在電能消費中的比重也逐步加大2010年達到1 087億千瓦時，電力已成為工業生產的主要動力來源。因此，要提高電力能源效率，必須優化產業結構，加強市場體系建設，讓市場自發調節高能耗行業的市場價格，大力調整第二產業結構，發展環保產業和低能耗、高附加值的產業，降低高能耗比重，促進產品結構和技術結構向低能耗轉變，以實現遼寧經濟的低能耗可持續發展。