高思靜

摘 要：隨著世界的進步，一味地追求經(jīng)濟的發(fā)展已不可取，而追求經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展必然要受到能源的限制。降低能源的消耗，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)模式從高消耗轉型資源節(jié)約的問題已迫在眉睫。本文選取河北省2005-2013年的年度數(shù)據(jù)，將河北省各城市的能源消費（單位為：萬噸標準煤）情況作為能源消耗變量，將各城市各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（單位為：億元）作為經(jīng)濟增長變量，根據(jù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的演變，制定能源消耗與經(jīng)濟增長之間的理論方程，利用面板數(shù)據(jù)的相關知識對河北省各城市能源消耗和經(jīng)濟增長情況進行實證分析。

關鍵詞：能源消費；經(jīng)濟增長；面板數(shù)據(jù)；平穩(wěn)性檢驗

引言：能源是經(jīng)濟發(fā)展過程中不可或缺的生產(chǎn)要素之一。作為經(jīng)濟增長不可或缺的投入要素，能源對經(jīng)濟發(fā)展起到?jīng)Q定性作用。于此同時，能源過渡消費所帶來的能源耗竭和環(huán)境問題，已經(jīng)成為21世紀人類發(fā)展的重大挑戰(zhàn)之一。因而，研究能源消費與經(jīng)濟增長的關系，探求二者之間的變化規(guī)律，具有重要的現(xiàn)實意義。因此有很多學者在這方面有過研究，比如丁煥峰、周月鵬（2010）應用面板數(shù)據(jù)對我國1953-2007的能源消費和經(jīng)濟增長的關系進行研究，表面它們之間有單項因果關系。陳德敏、張瑞等（2012）利用面板數(shù)據(jù)模型對1995-2009年中國29個省份的能源效率和經(jīng)濟增長的不同關系進行研究等等。

實證分析：

一、 面板數(shù)據(jù)模型平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗理論，分別對各城市各行業(yè)經(jīng)濟增長其一階差分和各城市能源消費情況，及其一階差分進行單位根檢驗，本文我們利用有相同單位根的LLC檢驗和不同單位根的IPS檢驗和ADF-Fisher檢驗，根據(jù)檢驗結果判斷向量之間是否具有面板單位根。檢驗結果請見表1所示：

表1中結果表明，在水平檢驗在5%的顯著水平下沒有完全拒絕原假設，接下來我們檢驗各個變量的一階差分形式。能源消費的一階差分與各行業(yè)經(jīng)濟增長的一階差分在5%的顯著水平下拒絕變量之間存在單位根，拒絕面板數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。根據(jù)如上結果表明能源消費和各行業(yè)的經(jīng)濟增長均為一階單整序列，記作

二、 面板數(shù)據(jù)模型協(xié)整檢驗

根據(jù)面單位根檢驗結果可以得出：各城市能源消費與各行業(yè)經(jīng)濟增長之間滿足一階單整，即，，，同階單整是協(xié)整性的必要條件，在利用單位根檢驗得到面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的前提下，對向量進行協(xié)整性檢驗。本文是利用Engle and Granger兩步檢驗法檢驗面板協(xié)整關系，具體方法主要有Pedroni檢驗和Kao檢驗。原假設：變量之間不存在協(xié)整關系。Eviews6.0得到如表2的結果所示，其中最優(yōu)滯后階數(shù)是根據(jù)AIC （赤池信息準則）判定，得到滯后階數(shù)為1。根據(jù)表2中結果顯示，除了統(tǒng)計量為Panel v-Statistic、Panel PP-Statistic的P值外，都支持協(xié)整關系，即表明11個城市的能源消費與各行業(yè)的經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系。

根據(jù)如上結果，只有在統(tǒng)計量為Panel v-Statistic、Panel PP-Statistic時，沒有通過協(xié)整檢驗，其余情況下均在5%的顯著水平上拒絕原假設，這種情況滿足整體拒絕原假設。對于河北省各城市來說，不同城市的，之間具有的長期、穩(wěn)定的關系也不同。

三、 hausman檢驗

表3中第一部分給出的是Hausman檢驗結果。Hausman統(tǒng)計量的整體值是31.529，相對應的整體概率是0.000，說明檢驗結果拒絕隨機效應模型的原假設，故應建立固定效應模型。圖中第二部分給出的是Hausman檢驗中間結果比較。fixed代表個體固定效應模型對參數(shù)的估計，random代表隨機效應模型對參數(shù)的估計，var（diff）是相對應的參數(shù)估計的分布方差的差。

綜上所述，該模型存在固定效應，故應建立固定效應回歸模型。

四、 模型設定

（1）首先對系數(shù)和截距均不變的模型進行假設檢驗

根據(jù)上式得到： > = 1.666，所以拒絕模型為截距和系數(shù)都不變的假設，參數(shù)存在顯著性差異。

（2）進而對變截距模型進行假設檢驗

根據(jù)上式得到： > = 1.718，所以拒絕模型為截距和系數(shù)都不變的假設，參數(shù)存在顯著性差異，即模型為變系數(shù)模型，變系數(shù)模型則反映了河北省內(nèi)各城市能源生產(chǎn)彈性和經(jīng)濟對能源的產(chǎn)出效率存在差異。根據(jù)模型設定檢驗中得到本文面板數(shù)據(jù)模型為變系數(shù)、變截距模型，并結合協(xié)整檢驗中考慮到的不同城市之間具有不同的協(xié)整向量，得到的協(xié)整關系式為：

對各城市進行回歸分析，得到不同城市的協(xié)整回歸方程，回歸系數(shù)如表5所示。

表5中結果表明，回歸系數(shù)顯著不為0，F(xiàn)統(tǒng)計量較大（P值顯著）。調(diào)整后的樣本決定系數(shù)達0.995，說明模型的擬合優(yōu)度較高。從回歸結果來看，河北省內(nèi)11個城市能源消費具有明顯差異。其中，第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)彈性系數(shù)最高的是張家口，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)彈性系數(shù)最高的是廊坊，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)彈性系數(shù)最高的也是張家口。當各城市能源消耗每增加1萬噸標準煤時，對應第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值增長量為億元、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增長量為億元、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增長量為億元。同樣，當三個產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值各增加1億元時，能源消耗增加值為++萬噸標準煤。

結論：

通過對河北省2005-2012年各城市能源消費與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)組成的面板數(shù)據(jù)進行面板單位根檢驗、協(xié)整檢驗，綜合分析我省能源消費與各產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值情況，我們一共得到如下結論：

（1）我省的能源消費與各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)組成的面板數(shù)據(jù)模型中，向量之間具有平穩(wěn)性，在此基礎上進行協(xié)整檢驗，得到兩者之間存在長期協(xié)整關系。說明能源消費與各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的比例關系，如果有偏離平衡位置時，那也只是暫時的，最終都會恢復到原來的均衡位置。

（2）能源消費與各產(chǎn)業(yè)內(nèi)的因果關系。一是從短期時間看，能源消費對第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長具有單向因果關系，即能源消費的增加能促進經(jīng)濟的增長，反之能源消費減少，生產(chǎn)總值也會隨之減少，而第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長對能源消耗情況沒有顯著影響；能源消費與第二產(chǎn)業(yè)間具有雙向因果關系，說明能源消費促進經(jīng)濟增長，同時經(jīng)濟增長也能促進能源消費；能源消費與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在反向因果關系，即第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長對能源消費有存進作用，而能源消費情況不會對第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長造成負面影響。從長期角度來看，能源消費與第一產(chǎn)業(yè)之間不存在因果關系，即兩者之間的相互聯(lián)系比較弱。存在從第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關系，存在從第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長到能源消費的單向因果關系。

參考文獻：

[1]丁煥峰，周月鵬.能源消費與經(jīng)濟增長關系——基于中國1953-2007年的實證研究[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2010，7： 71-77.

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[3]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2009.

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