區域經濟發展與能源消費間關系研究＊

尚 梅，李 強

(西安科技大學 管理學院，陜西 西安710054)

0 引 言

改革開放以來，中國經濟快速發展，成為世界上經濟增長速度最快的國家之一。然而，中國經濟發展走的是一條依靠高投入、高消耗實現高增長率的粗放型增長道路?；谶^去25 年(1981—2005)我國實現“能源消耗翻一翻，經濟總量翻兩翻”的經濟增長和能源消費狀況，國務院發展研究中心(DRC)和國家發展和改革委員會能源研究中心(ERI)于2000 年對中國2020 年的能源消費需求做了權威預測，即若按常規發展模式(普通增長情景)，預計2000—2020 年我國平均能源消費增長率將保持在4.8%，若采取節能減排措施(綠色增長情景)，平均能源消費增長率降低到3.3%.據統計資料分析，2001—2014 年我國GDP 年均增長率為7.08%，能源消費總量年均增長率為3.86%，即使近年在強制性節能減排的約束下，我國能源消費增長率仍然偏高，能源消費勢必成為未來經濟發展的瓶頸。實踐的需要推動了理論的發展，如何在保障經濟發展的同時節約能源成為國內外學者們關注的焦點。國外學者Paul S，Bhattacharya R(2004)實證印度1950 至1996 年能源消費與經濟增長間的關系，得出其間存在雙向因果關系的結論［1］。Lee CC(2005)對18 個發展中國家1975至2001 年的能源消費與GDP 的關系進行實證，發現存在從能源消費到GDP 間長期和短期單向因果關系，反之不然［2］。國內學者王火根等(2007)基于我國省域面板數據，利用空間面板回歸模型實證發現，我國各省能源消費與GDP 存在顯著的空間差異性［3］;于全輝和孟衛東(2008)運用面板數據實證中國東西部地區能源消費與經濟增長的關系，發現中國東西部地區能源消費與經濟增長之間的協整關系差異顯著［4］;陳首麗等(2010)借鑒協整分析技術，發現我國能源消費與GDP 間存在長期協整關系［5］。

專家學者從省域、地區及國家層面對經濟發展與能源消費間的關系進行了廣泛探討，但考慮到中國幅員遼闊，能源資源稟賦差異顯著，研究不同能源資源稟賦地區經濟發展與能源消費間關系的定量研究還沒有檢索到，這也是文中研究的契機。

1 研究方法

基于經濟發展及能源消費的相關統計數據，首先，借鑒聚類分析技術，以能源資源稟賦的高低為標準、對全國省域進行聚類;其次借鑒協整及因果關系分析技術研究不同能源資源稟賦區經濟發展與能源消費間的關系。

1.1 模型構建

面板數據是橫向截面數據與縱向時間序列綜合起來的一種數據類型，能充分挖掘樣本信息，適合用來研究我國不同能源資源稟賦區經濟增長與能源消費間的關系。雖然能源消費與經濟增長間關系是文中關注的焦點，但兩者之間關系可能會受其他變量的影響，文中借鑒Sachs 和Warner(1995)［6］、邵帥和齊中英(2008)［7］及范欣［8］等學者研究自然資源與經濟增長關系時所構建的模型，將勞動力、資本積累和技術進步作為控制變量加入模型中，構建如下面板數據回歸模型

其中 lnY，lnL，lnK，lnE 和lnJ 分別代表經濟發展、勞動力、資本積累、能源消費及技術進步水平，α，β，γ，ε 分別代表相應彈性系數，i 對應省份截面單位，t 代表年份，δ 為常數項，μ1隨機擾動項。

1.2 主要分析方法

1.2.1 面板協整理論

某些單個序列，其方差、均值或協方差可能隨時間變化表現出不平穩性，但數個序列同階差分線性組合的方差、均值或協方差卻可能表現出不隨時間變化的性質，即呈現平穩現象，這些同階線性組合平穩序列間就具有協整關系。檢驗面板數據間協整關系的方法有2 種，一是建立在E -G 兩步法基礎上的協整檢驗方法，包括Pedroni 協整檢驗和Kao 協整檢驗，二是在Johansen 跡統計量基礎上形成的Fisher 協整檢驗方法。

Pedroni 協整檢驗的基本思想是在E -G 兩步法基礎上構造檢驗統計量，并推導出基于殘差檢驗的漸近分布和臨界值，判斷變量間的協整關系。

Kao 于1999 年提出用DF 和ADF 單位根檢驗協整關系，其中ADF 檢驗法更常見。

20 世紀末，Maddala 和Wu 在Fisher1932 年提出的協整檢驗的基礎上，提出“合并個體截面檢驗統計量，得到整個面板的Fisher 檢驗統計量”。其基本思路是:假設πi為截面成員第i 個體協整檢驗的p 值，在面板協整的原假設下，構建漸近卡方統計量，與MacKinnon-Haug-Michelis 定義的p 值對比，可檢驗潛在的協整關系。

1.2.2 面板數據回歸分析

若確定變量間存在面板協整關系，就可以用最小二乘法對面板數據進行回歸，回歸前首先要就變量間適用個體固定效應模型還是隨機效應模型進行判斷。Eviews 給出的判斷方法是Hausman檢驗法。Hausman 檢驗的原假設是個體效應與回歸變量無關，因此當Hausman 檢驗值對應的P 值遠大于0.05 時，應拒絕原假設，構建隨機效應模型。反之，則接受原假設，構建個體固定效應模型。

1.2.3 格蘭杰因果關系分析

格蘭杰因果關系主要用來分析2 個時間序列間的因果關系，即分析當期變量Y 在多大程度上能被X 及其滯后值所解釋，若X 對預測Y 有幫助，則X 就是Y 的格蘭杰因。面板因果關系檢驗常伴隨著協整檢驗，二者相互補充。對于面板數據，一般構造RSSR 受約束回歸及RSSU 無約束回歸的Wald 統計量，進行Granger 因果關系檢驗。由于因果關系檢驗對滯后期很敏感，因此在檢驗各變量間因果關系時應通過AIC 或者SC 準則確定最合適的滯后階數。

2 實證分析

2.1 數據收集與處理

根據研究目的及統計資料的可得性，文中收集1985—2014 年間我國各省份經濟發展、勞動、資本、技術進步、能源生產及消費量的統計數據［9-10］，其中，用于聚類的一次能源生產消費比用當年能源生產量與消費量比率量化，經濟發展用GDP 量化(Y，單位:億元)，勞動用全社會從業人員數量化(L，單位:萬人)，資本用全社會資本存量量化(K，單位:億元)，技術進步用全社會技術市場交易額量化(J，單位:億元)，能源消費用全社會能源消費總量量化(E，單位:萬噸標煤)，以1984 年固定資本形成總額比折舊率(按全國統一折舊率10.96%)再加上1985 年固定資產形成總額作為1985 年的資本存量，以1985 年為基期，用固定資產形成價格指數進行平減，得到1985—2014 年各省的資本存量數據;考慮到通貨膨脹的影響，與貨幣有關的變量以1985 年為基期，用當年城鎮居民消費價格指數進行平減;為減小異方差的影響，對所收集數據取自然對數，即用lnY，lnL，lnK，lnJ 和lnE 分別表示經濟發展、勞動、資本、技術進步及能源消費總量的自然對數［11-13］。

2.2 能源資源稟賦視角下國內省份聚類分析

廣義的能源資源稟賦指能源資源存儲量。能源生產與消費，特別是能源生產與能源資源稟賦密切相關，考慮到文中以能源消費與經濟發展間關系為關注焦點，因此以一次能源生產消費比作為能源資源稟賦的替代量，定義資源稟賦視角下我國31 個省(直轄市)聚類的標準［14-15］。聚類分析法包括系統聚類法、K—均值聚類法和兩步聚類法。其中K—均值聚類法和兩步聚類法適用于大樣本聚類，而系統聚類法適用于小樣本聚類?？紤]本研究樣本的特征，選用系統聚類法中的組間聚類法。該法采用合并2 類后使所有對應項之間平均距離最小的原理聚類。借鑒SPASS 的聚類分析功能，聚類數量定為3，分別定義為資源富有型、資源自給型及資源匱乏型地區。聚類分析及有效性評估結果見表1.

表1 聚類分析及有效性評估結果Tab.1 Result of clustering analysis and validity evaluation

由表1 知，3 個群集中一次能源生產與消費比差異比較明顯，其均值從一類到三類呈增長趨勢，分別為0.373 2，0.967 9 和1.667 4，分別對應資源匱乏型、自給型和富有型地區。各群集樣本標準差分別為0.211 9，0.128 1 和0.284 9，均較小，說明各群集數據比較集中，都向某個根節點靠攏，即聚類結果可靠。

2.3 不同能源資源稟賦地區經濟發展與能源消

費間關系實證分析

根據經濟理論及學者們的研究成果［16-19］，文中假設不同能源資源稟賦區能源消費與經濟增長間存在不同的協整關系。根據上文構建的模型(式(1))，基于1985—2014 年間我國各省份經濟發展、勞動、資本、技術進步及能源生產及消費量的統計數據，研究不同能源資源稟賦區經濟發展與能源消費間的協整及因果關系。在進行面板協整分析前，首先要對各變量的平穩性進行檢驗，即單位根檢驗。

2.3.1 單位根檢驗

協整關系要求被檢驗的兩個或多個變量具有相同的單整階數，因此在檢驗變量間的協整關系之前，文中首先采用ADF 檢驗法進行變量序列的單位根檢驗，結果見表2.

表2 面板數據單位根檢驗Tab.2 Test of panal data unit root

從表2 得知，各變量的原始序列都不平穩，但其一階差分序列在5%顯著性水平下平穩，即各變量一階單整，可以進行后續的協整分析。

2.3.2 協整分析

1)協整檢驗。由表2 知，不同能源資源稟賦地區經濟發展及能源消費的差分序列一階單整，故可以進行面板協整分析。面板協整檢驗方法主要有Kao 檢驗、Pedron 檢驗及Fisher 聯合跡統計量檢驗，其中Kao 和Pedron 方法常用來檢驗協整關系是否存在，而Fisher 聯合跡統計量檢驗可判斷潛在的協整關系的個數。由于篇幅所限，文中僅列舉Kao 檢驗和Fisher 聯合跡統計量檢驗的結果。協整檢驗時，根據AIC 準則，選取AIC 值最小時的滯后階數2。檢驗結果見表3.

從Kao 檢驗結果知，拒絕原假設犯錯誤的概率為零，即不同能源資源稟賦區各要素間存在協整關系，從Fisher 聯合跡統計量檢驗結果知，三類地區各變量間均存在至少兩個協整關系，甄別出符合經濟理論的協整關系是研究的重點之一。

2)協整關系的甄別——面板數據回歸。從表3 知，資源富有型、自給型及匱乏型地區能源消費、勞動力、資本存量、技術進步和經濟發展間均存在協整關系。因此，可用最小二乘法對面板數據進行回歸，回歸前首先要就各能源資源稟賦區適用個體固定效應模型還是隨機效應模型進行判斷［20-21］。Eviews 給出的判斷結果見表4.

表3 三類地區協整檢驗結果Tab.3 Result of co-integration test of three regions

表4 三類地區Hausman 檢驗結果表Tab.4 Result of Hausman test of three regions

從表4 知，資源富有型和匱乏型地區Hausman檢驗P 值均大于0.05，接受原假設，應構建隨機效應模型，而資源自給型地區拒絕原假設，應構建個體固定效應模型。據之構建相應的面板數據模型進行回歸分析，結果見式(2)～(4)，括號內數字為t-統計量的值。殘差平穩性檢驗結果見表5.

資源富有型地區

資源自給型地區:

資源匱乏型地區

表5 3 類地區回歸模型殘差單位根檢驗Tab.5 Test of unit root of three regions residual

從回歸結果看，各解釋變量t -統計量的值都大于5%置信水平下的臨界值，即解釋變量的系數顯著不為零，R2值也非常高，分別為0.975，0.993和0.964，說明回歸結果理想。同時從表5 殘差檢驗結果知，在5%的顯著性水平下，3 類地區殘差均沒有單位根，及3 類地區殘差是平穩的，印證了回歸模型的可靠性。

2.3.3 格蘭杰因果檢驗

從式(2)～(4)知，不同能源資源稟賦區經濟發展與能源消費及諸控制變量間存在協整關系，能源消費與經濟發展間是否存在因果關系是文中關注的另一個觀點。借鑒面板數據因果關系檢驗方法，依據AIC 準則，確定格蘭杰因果檢驗最合適的滯后階數為2.檢驗結果見表6.

表6 三類地區能源消費與經濟發展間格蘭杰因果檢驗結果Tab.6 Result of Granger causality test of three regions

由表6 知，在5%的置信水平下，在資源富有型地區，能源消費與經濟增長互為格蘭杰因;在資源自給型及資源匱乏型地區，存在經濟增長到能源消費的單向格蘭杰因。

3 結 論

1)從協整分析結果知，在文中所聚類的能源資源富有型、自給型及匱乏型地區，能源消費與經濟增長間均存在長期協整關系，即長期來看，在能源資源富有型地區，能源消費增長1%能帶動經濟增長0.15%;在能源資源自給型地區，能源消費增長1%能帶動經濟增長0.41%;在能源資源匱乏型地區，能源消費每增長1% 能帶動經濟增長0.43%，實證了我國不同地區資源稟賦性對經濟增長與能源消費關系的影響存在差異這一假設。

2)從格蘭杰因果關系分析知，在資源富有型地區，能源消費與經濟增長互為格蘭杰因;在資源自給型地區，經濟增長是能源消費的單向格蘭杰因;在資源匱乏型地區，經濟增長是能源消費的單向格蘭杰因。

3)在構建能源消費與經濟發展關系的模型時，還引入了勞動、資本及技術進步3 個控制變量，從實證結果知，不同能源資源稟賦地區勞動及資本投入都與經濟發展正相關，且單位勞動及資本投入對經濟增長的貢獻力度從資源富有型地區到資源匱乏型地區呈依次遞減的趨勢。同時從式(2)～(4)知，能源資源匱乏型地區技術進步對經濟增長有促進作用，而在富有型和自給型地區技術進步對經濟增長有抑制作用，實證了在能源資源富有型和自給型地區能源消費對技術進步有擠出效應。

4)通過理論及實證分析，提出以下建議:在資源富有型地區，節能降耗的重點應放在優化產業結構及提高能源使用效率上;在資源自給型地區可以推行節能減排政策，不會顯著抑制該地區經濟發展;在資源匱乏型地區，節能減排的重點應放在學習西方國家的先進經驗，繼續優化產業結構及提高能源使用效率上。

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