摘要：本文以我國六個(gè)主要行業(yè)1996—2009年的能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長的面板數(shù)據(jù)為研究基礎(chǔ)，討論了能源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，建立了固定效應(yīng)變系數(shù)模型；得出了各個(gè)行業(yè)單位能源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長不同的拉動(dòng)作用，其中其他行業(yè)和建筑業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用最大，而農(nóng)林牧漁業(yè)和交通運(yùn)儲(chǔ)倉庫和郵電通信業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用最小。
　　關(guān)鍵詞：能源消耗 經(jīng)濟(jì)增長 單位能耗GDP
　　一、引言及文獻(xiàn)綜述
　　改革開放三十多年來，中國經(jīng)濟(jì)得到了持續(xù)、全面迅猛的發(fā)展。2010年，中國GDP超越日本，成為“世界第二”。中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，伴隨著能源的大量消耗。英國石油（BP）的《世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，2010年，中國超過美國成為世界上最大的能源消費(fèi)國，中國的能源消費(fèi)量占全球的20.3%，超過了美國19%的全球比重。能源的大量消耗造成了一系列的環(huán)境問題，從而抑制了經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長以及人民的生活質(zhì)量的提高。為了保持經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)、可持續(xù)發(fā)展，提高人民的生活質(zhì)量，國家提出了調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式等一系列措施。本文通過對(duì)基于行業(yè)下的能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長的研究，提出相應(yīng)的行業(yè)發(fā)展及能源有效利用政策，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
　　關(guān)于能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究，國內(nèi)外學(xué)者研究的相對(duì)較多，但是國內(nèi)外學(xué)者的研究主要傾向于它們之間的格蘭杰因果關(guān)系的研究。在國外，J.R.Moroney①探討GNP與能源消耗的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的國家，人均能源消耗的增加不會(huì)帶來人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的同比增長；Yang、Glasure和Chang②③等也對(duì)此問題進(jìn)行過研究。在國內(nèi)，郭怡④通過對(duì)福建省1978—2007年能源消耗總量EC和GDP進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明，二者是單向因果關(guān)系；徐小斌、李傳昭、徐錦繡、徐小鳳⑤基于中國東西部地區(qū)的省級(jí)面板數(shù)（1986—2005年）分析，得出了中國東部地區(qū)能源與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系較之西部地區(qū)更為密切的結(jié)論；肖濤、張宗益⑥以我國1990—2008年的能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，得出了無論是長期還是短期，能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系都存在從能源消耗到經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系的結(jié)論。
　　綜上所述，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，存在著能源消耗到經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系。本文在此基礎(chǔ)上，以中國六個(gè)主要行業(yè)1996—2009年能源消耗與經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用固定效應(yīng)變系數(shù)模型，得出各個(gè)行業(yè)單位能源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長不同的拉動(dòng)作用，這對(duì)于我國合理調(diào)整行業(yè)結(jié)構(gòu)，保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展有重要的指導(dǎo)作用。
　　二、模型選擇與數(shù)據(jù)來源
　�。ㄒ唬┠Ｐ偷倪x擇
　　面板數(shù)據(jù)模型分為混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型，為了確定采用哪種模型，常用協(xié)變分析進(jìn)行檢驗(yàn)，即主要檢驗(yàn)兩個(gè)假設(shè)。
　　假設(shè)1：截距和斜率在不同的截面樣本點(diǎn)上和時(shí)間上都相同。
　　H1∶yit=α+xitβ+μit（1）
　　假設(shè)2：斜率在不同的截面樣本點(diǎn)上和時(shí)間上都相同，但截距不相同。
　　H2∶yit=αi+xitβ+μit（2）
　　檢驗(yàn)假設(shè)1的統(tǒng)計(jì)量為：
　　■（3）
　　檢驗(yàn)假設(shè)2的統(tǒng)計(jì)量為：
　　■ （4）
　　其中S1為變系數(shù)模型的殘差平方和，S2為變截距模型殘差平方和，S3為無個(gè)體影響模型殘差平方和。若接受假設(shè)1，則采用混合模型；若拒絕，則需要檢驗(yàn)假設(shè)2，若接受假設(shè)2，則采用變截距模型，若再拒絕，則采用變系數(shù)模型。
　　情形2和情形3又分為固定影響和隨機(jī)影響兩種，這時(shí)需要通過Hausman檢驗(yàn)來確定采用哪種形式。豪斯曼檢驗(yàn)的原假設(shè)和備擇假設(shè)是：
　　H3：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量無關(guān)（個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型）
　　H4：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)（個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型）
　　如果接受H3，則需建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型；反之，則需建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型。
　　考慮到對(duì)數(shù)化不僅不會(huì)改變變量間的固有關(guān)系，而且還能消除序列中存在的異方差，結(jié)合面板數(shù)據(jù)的一般形式，本文建立GDP與能源消耗量（EC）之間的雙對(duì)數(shù)模型：
　　lnGDPit=α+αi*+βiln（ECit）+uit （5）
　　式（5）中，GDPit代表第i個(gè)行業(yè)第t年的生產(chǎn)總值；ECit代表第i個(gè)行業(yè)第t年的能源消耗量。α為六個(gè)行業(yè)的平均自發(fā)GDP，αi*為第i個(gè)行業(yè)自發(fā)GDP對(duì)平均自發(fā)GDP的偏離，βi代表線性趨勢(shì)項(xiàng)的系數(shù)，即第i個(gè)行業(yè)單位能耗的GDP，uit代表隨機(jī)干擾項(xiàng)。
　　（二）數(shù)據(jù)來源與處理
　　本文選取我國六大行業(yè)1996—2009年的數(shù)據(jù)為研究數(shù)據(jù)，其中六大行業(yè)分別為：農(nóng)林牧漁業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運(yùn)輸倉庫和郵電通信業(yè)、批發(fā)與零售貿(mào)易與餐飲業(yè)、其他行業(yè)，其中其他行業(yè)包括：金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等行業(yè)。為了研究的方便，依次用代碼：NLMY、GY、JZ、JY、PLC、QT代替。行業(yè)的GDP數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒—2010》，所采用的單位是億元；行業(yè)的能源消耗量數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒—2009》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒—2010》，所采用的單位是萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，用字母EC表示。
　　為了提高模型的有效性，需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)六大行業(yè)1996—2009年GDP與EC分別取對(duì)數(shù)、一階差分、二階差分后的檢驗(yàn)結(jié)果如下表1。
　　由表1知六大行業(yè)的GDP、能源消耗取對(duì)數(shù)的數(shù)據(jù)及一階差分后的數(shù)據(jù)均不平穩(wěn)，而二階差分后的數(shù)據(jù)均平穩(wěn)，因此LN（GDP）、LN（EC）均為二階單整，滿足協(xié)整研究的前提條件。然后還需要對(duì)LN（GDP）與LN（EC）進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，以確定它們之間的長期均衡關(guān)系，本文采用Kao協(xié)整檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如下表2。
　　檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了非協(xié)整的原假設(shè)，說明GDP與能源消耗存在長期的均衡關(guān)系。
　　三、實(shí)證結(jié)果
　　運(yùn)用EVIEWS 7.0軟件，對(duì)模型（5）進(jìn)行估計(jì)，得出混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型的殘差平方和S1=0.9000，S2=1.1576，S3=36.4314，再由式（3）、（4）可得出統(tǒng)計(jì)量F1=284.2512，F(xiàn)2=4.1216，且F2>F0.05（10，72），F(xiàn)1>F0.05（5，72），因此應(yīng)建立變系數(shù)模型。而Hausman統(tǒng)計(jì)量的值是36.600607，對(duì)應(yīng)的概率為0.0000，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。綜上，本文應(yīng)建立固效應(yīng)變系數(shù)模型，估計(jì)結(jié)果下如表3：

相關(guān)熱詞搜索：實(shí)證 經(jīng)濟(jì)增長 能源消耗 分析