中国工业化进程中的能源消费变动——基于计量模型的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,变动论文,进程论文,模型论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
［中图分类号］F062.1 ［文献标识码］A ［文章编号］1006-480X(2005)04-0030-08
基于能源消费和经济增长、工业化的实际情况，本文试图从实证的角度分析这一问题，揭示工业化与能源消费的内在作用机理。
一、能源消费与经济增长的协整关系：中国与美国的比较
能源消费与经济增长密切相关。一般来说，就整个经济发展速度和发展水平来讲，一个国家或地区国民经济的增长速度同其能源消费增长速度都保持着正比例关系，即随着国民经济的发展，能源消费量也要相应增加，否则国民经济发展就要受到影响（赵媛，2001）。能源消费和GDP因果关系的研究是能源经济学领域研究的一个重要问题。其中，Kraft and Kraft早在1978年就发现了美国GNP与能源消费的单向Granger因果关系。然而，Akarca and Long(1980)指出，如果时间间隔改为2年，Kraft-Kraft的结论就值得怀疑。其他一些研究者利用不同的时间间隔和不同技术证实或反驳了Kraft-Kraft的结论(Abosedra and Baghestani,1989;Cheng,1995)。值得指出的是，在这个领域的大量研究中，不同的国家、同一国家不同的时间间隔，其结论亦不同。最近的大多数研究主要集中在一些国家能源消费和收入之间协整关系方面(Masih and Masih,1996;Glasure and Lee,1997)。Ugur and Ramazan(2003)通过对16个国家GDP与能源消费因果关系的再研究发现，在所有国家中，这两个系列水平值是不平稳的，但其一阶差分是平稳的。其中，有7个国家变量之间存在平稳线性协整关系。在土耳其、法国、德国和日本，能源消费与GDP之间的作用方向是能源消费促进经济增长。这显示，这些国家长期的能源节约可能损害经济增长；而在意大利和韩国，其因果关系则正好相反；在阿根廷，表现为双向因果关系。
1.美国能源消费与GDP的协整关系
美国能源消费与经济增长关系如图1。我们对1980-2001年各时期能源消费、GDP的时间序列数据进行对数处理，分别记为：LEC、LGDP。
我们采用ADF单位根检验方法来对变量进行平稳性检验，检验结果见表1。
由表1可知：两变量的ADF统计量小于临界值，所以LEC、LGDP的水平序列都是非平稳的，但它们的一阶差分序列iLEC及iLGDP均已平稳，其统计量分别为-5.268917、-4.590702，均超过了临界值，可以判定LEC、LGDP为一阶单整序列，满足协整检验前提，回归残差一阶的ADF检验结果见表2。
表1 ADF单位根检验结果
变量 ADF检验值 显著性水平 ADF临界值
LEC0.026524 1% -3.788030
LGDP -0.119573 5% -3.012363
10% -2.646119
表2 回归残差一阶的ADF检验结果
ADF检验值显著性水平 ADF临界值
-3.436719
1% -3.808546
5% -3.020686
10% -2.650413
表2表明：在5%的临界值下，LEC、LGDP之间存在明显的协整关系。能源消费与GDP之间的Granger因果关系检验结果如表3。
表3 Granger因果关系检验
原假设 F统计量
显著性水平
GDP不是引起能源消费的原因
6.80149 0.00790
能源消费不是引起GDP的原因
0.19629 0.82385
表3表明，GDP与能源消费之间存在着十分明显的单向因果关系，GDP的提高或降低必然引起能源消费水平的提高或降低。据此，可以建立回归方程：
LEC=8.833817+0.368506×LGDP
(35.17951)(19.40065)
=0.949544，调整后=0.947021,F=376.3851。DW统计量仅为0.83，与2还有较大的差距，说明回归模型残差项存在序列自相关问题。
在能源消费对GDP的原回归方程模型中添加AR(1)项，得到如表4所示的广义差分回归结果。
表4 美国能源消费对GDP的广义差分回归分析
由表4可知，DW统计值由原来的0.83上升到1.534929，圆满地消除了残差项的序列自相关，复相关系数也由原来的0.949544上升到0.975852，回归模型的F统计量为363.7002，呈现高度显著性。回归模型中的解释变量、常数项和AR(1)的t统计量也通过了显著性检验。由此，我们可以得到美国能源消费对GDP的广义差分回归模型：
△LEC(1981-2001)=5.590912+0.395627△LGDP+[AR(1)=0.424637]
模型自变量的回归系数为0.39627，说明GDP水平(△LGDP)每提高1%，能源消费水平(△LEC)相应地提高约0.4%。
2.中国能源消费与GDP的协整关系
我们对1978-2002年中国各时期能源消费、GDP的时间序列数据进行对数处理，分别记为：LECC、LGDPC。从它们的ADF单位根检验结果看，两变量水平序列非平稳，但其二阶差分序列已平稳，说明LECC、LGDPC为二阶单整序列，满足协整检验前提。在5%的临界值下，LECC、LGDPC之间存在明显的协整关系。通过Granger因果关系检验，“GDP不是引起能源消费的原因”原假设的显著性水平为0.05712,LECC、LGDPC之间存在着明显的单向因果关系。中国能源消费对GDP的广义差分回归分析结果如表5，其广义差分回归模型为：
△LECC(1979-2002)=6.96+0.493△LGDPC+[AR(1)=1.69]+[AR(2)=-0.96]
表5 中国能源消费对GDP的广义差分回归分析
模型自变量的回归系数为0.493，说明GDP水平(△LGDPC)每提高1%，能源消费水平(△LECC)相应地提高约0.5%。
与美国对比可以看出，中国能源消费与GDP具有较为相似的关系，GDP增长是能源消费增长的原因，但美国的情况更为显著。考虑到能源消费的变动不仅受经济增长的拉动，而且也受经济结构、能源消费结构、市场环境的影响，这可能是造成这种差异的主要原因。
二、中国能源消费的基本特征
中国正处在工业化过程中，经济社会发展对能源的依赖比发达国家大得多。2001年，全国终端用户支出的能源费用达1.25万亿元，占GDP的13%，而美国仅占7%。2003年，中国一次商品能源消费量为16.78亿吨标准煤，居世界第2位，其中煤炭占67.1%，石油占22.7%，天然气占2.8%，水电占7.4%，人均能源消费量为1300公斤标准煤，大约相当于美国的9%，世界平均值的50%，全国城乡居民生活年用电量为156.3千瓦，约为美国的3%。1980-2003年，中国GDP年均增长9.5%，而一次能源平均增长仅为5.2%。1980-2000年单位产值能耗下降64%，年均节能率达4.6%，同期内经合组织国家单位产值能耗平均下降20%。改革开放以来，中国能源利用效率的改进非常显著，1978-2003年，按GDP指数计算的GDP增长率，先稳步上升到1984年的15.18%这一高峰，然后经过大的波动，到1990年接近低谷为3.83%，接着又提高到1992年的14.2%，再逐步下降到1999年7.1%，2000以来增长相对平稳，在7%-9%范围内波动，经济增长经历了两个相对完整的“中长”周期，并保持了相对较高的增长率。同期能源消费也经历了一个快速增长，1995年达高峰，然后逐步回落的过程（1996-1999年），从2000年开始又快速回升，2003年更是达到13.2%。这一时期，能源消费与GDP增长之间的关系变化很大。1989年、2002年、2003年的能源消费弹性系数超过1，但其他年份都没有超过6.6%。
能源消费一般包括两个部分，一部分是由生产技术水平所决定的，它一般与经济增长的关系在短期内不会发生较大变化；另一部分是由管理水平、市场环境、产业结构等因素决定的能源消耗水平，即体制性因素决定的能源消费水平，它可变性较大，是引起能源消费增长与经济增长关系不稳定的主要原因。工业化过程实际就是结构转换过程，由于不同产业的能耗指数差别较大，产业结构变化与产业内生产率变化必将对能源消费产生影响，产业结构的优化尤其是第三产业比重的提高以及能源消费生产效率的提高是影响中国能源利用效率改善的关键因素。从上述中国能源消费与经济增长的协整关系的国际比较也可以看出产业结构等变动对能源消费影响的显著性。
三、中国工业化与能源效率的协整关系
为了简化，这里我们选取单位GDP能源消费即能源密度作为能源效率的衡量指标，记为：EGDP。对工业化水平的衡量，目前主要包括四种方法：一是用工业产值（增加值）比重；二是用非农产业占GDP的比重；三是用工业就业比重；四是非农产业的就业比重。尽管在国外诸多的经济学论著中其衡量指标不统一、不一致，但由于大多数国家的产值结构与就业结构的转变具有内在联系，工业比重与非农产业比重的变化趋势也比较一致，不同指标的使用没有产生太大的矛盾。众所周知，自1978年中国改革开放以来，中国的工业化进程的直接表现就是农业剩余劳动力向非农产业快速转移，基于这种考虑，在以下的分析中我们也将采用非农产业的就业比重来衡量中国的工业化水平，记为：IND。
对1978-2002年EGDP、IND时间序列数据进行对数处理，记为：LEGDP、LIND。从它们的ADF单位根检验结果看，两变量水平序列非平稳，但其二阶差分序列已平稳，说明LEGDP、LIND为二阶单整序列，满足协整检验前提。在1%的临界值下，LEGDP、LIND之间存在明显的协整关系。中国能源密度对工业化的广义差分分析结果如表6，其广义差分回归模型为：
△LEGDP(1979-2002)=2.65-0.33△LIND+[AR(1)=1.67]+(AR(2)=-0.68)
模型自变量的回归系数为-0.33，说明工业化水平(△LIND)每提高1%，能源密度(△LEGDP)相应地降低0.33%。
表6 中国能源密度对工业化的回归结果
四、人文发展差异与能源需求
从对发展概念的理解和人文需求的分析看，人文发展的内涵可以从“权”和“限”两个方面来认识（潘家华，2002）。关于发展权或发展权益，主要表现在人文发展具有方向性和人文发展潜力的可实现性。关于人文发展的“限”，主要有几个方面的含义。一是生物学意义上的“限”，包括上限和下限。营养需求、生理成熟、生物寿命等方面，在给定的技术经济水平下，存在一个绝对量的上限，不可能无限扩张；另一方面，生物人的生存，必然需要一定数量的营养、医疗、住房和衣物等保障，因而有一个绝对量的低限值，例如，一些国家或地区划定的贫困线。二是物理意义上的上限或约束。人文发展需要物质基础，而人类所赖以生存的地球是有限的。实际上，人文发展的“权”和“限”也不是孤立的。不论是人文发展的“权益”还是“潜力”，均不可能是无限的。一方面，不同个体、社区、国家有一个“权益制衡”关系，使人文发展的基本权益能得到基本保障；另一方面，一旦人文发展的潜力得到基本实现，生物上的物理扩张，不仅是不可能的而且也是没有意义的。“限”也有明确的权益内涵，反映人类个体发育和成熟的基本需求的物理量限，实际上也是人文发展的一个基本权益。外在的物理约束，表明资源的稀缺性，但这种稀缺不应该成为忽略或剥夺弱势社会个体或群体基本发展权益的原因。
人文发展的潜力并不必然随着时间的延伸而呈线性无限递增，而是在一定的技术经济条件下，趋近于一个常数值。同样，能源消费也有一个量的约束。这个量的约束表现在两个方面：能源消费需求随着人文发展潜力的实现而趋于一个较低的水平。就人文发展潜力的需求来看，人均能源消费经历了一个低收入、低消费，继而随着收入提高而能源需求增加，到高收入低能源消费的过程（见图2、3），图2、3中所展示的人均GDP与人均能源消费的关系以及各国能源消费与人均GDP的关系均表现出一种明显的环境库兹涅茨曲线格局，1995-2002年随着世界人均收入差异的扩大，人均GDP与人均能源消费关系曲线的曲率明显提高。这表明，尽管高收入国家国民的发展潜力已经得到较为充分的实现，但尚存在发达国家利用现有优势对发展中国家的发展权利实施剥夺的趋势。
由于人文发展的差异，发展中国家人均能源消费明显低于发达国家水平。而人文发展权利的实现，需要一定的包括能源在内的资源消费保障。因此，发展中国家为了其人文发展潜力的实现，必须要占用一定量的共享资源，这是发展中国家发展权利的一部分，必须要争取，防止发达国家利用现有优势，对发展中国家的发展权利实施剥夺。同时，需求与公平对发展中国家也提供了强有力的依据，必须允许发展中国家使用一定量的自然资源（包括共享资源）实施其发展目标。当然，环境库茨涅茨曲线的转变模式也并非是一成不变的，发展中国家可以借鉴和利用发达国家的经验、技术来节约能源，可以使这种倒U型曲线变“扁平”。并且，发展中国家由于搞清了经济发展与能源—环境之间协调的关系，可以促使能源承载力的提高。
图2 1995年人均能源消费与人均GDP分布
注：MBtu为百万英热。
资料来源：作者根据www.eia.doe.gov中数据分析整理。
图3 2002年世界人均能源消费与人均GDP分布
资料来源：作者根据www.eia,doe.gov中数据分析整理。
图4是中国1952-2002年人均电力消费与人均GDP分布图。从图4可以看出，由于中国处在工业化阶段，人文发展仍处于较低水平，尚有很大的能源需求空间来实现人的发展潜力。由于社会分摊成本和基本生存的需要，以及经济制度的转型，中国人均能源消费可能会随着人均收入的提高而提高，并在一定时期内还会高于世界人均水平。但随着工业化进程的加快会促进能源密度的下降，与发达国家的差距会越来越少（见图5），经济增长对能源的依赖逐渐降低，以较低的能源消费实现较快的经济增长。
图4 中国1952-2002年人均电力消费与人均GDP分布
资料来源：作者根据历年中国统计年鉴数据整理。
图5 中、美、日三国能源密度比较（Btu／美元，1995年价格）
注：Btu为英热。
资料来源：www.eia.doe.gov
五、市场经济对能源消费的影响：一个基于面板数据的分析
市场经济对能源消费的影响主要体现在两个方面：一是改进企业内部的能源利用效率；二是改善能源的配置效率（史丹，2002）。在市场机制作用下，企业必须关注能源投入与收益的关系，关注能源的配置与利用效率，关注技术创新，从而使企业内部的能源利用效率提高；在市场机制作用下，能源要素流向投入产出高的地区，使能源要素配置区域合理，从整体上改善中国能源利用效率。这里基于2002年中国各地区的电力消费分布、市场化数据，从另一个侧面分析市场经济对能源消费的影响。
自改革开放以来，中国总体的市场化程度越来越高，这是毋庸置疑的。但市场化进程的衡量指标却一直存在争议。国际上通行的指标是经济自由指数，它在全球范围内对不同国家和地区的经济自由度进行打分、排序。在中国，围绕中国经济市场化的程度问题，近年来也进行了初步研究。但由于研究的目的不同，在对市场化进行测度方面，选取的指标存在差异。目前比较系统的县NERI指数（即国民经济研究所测度市场化的指数），它包括五个方面的内容：①政府与市场的关系；②非国有经济的发展；③要素市场的发育程度；④产品市场的发育程度；⑤市场中介组织发育和法律法制环境（樊纲等，2004）。与其他指数相比，NERI指数更一般地考察了一国的市场化程度。北师大指数（即由外经贸部进出口贸易局与北京师范大学经济与资源管理研究所合作测度市场化的指数）的基本内容包括：政府行为规范化、经济主体自由化、生产要素市场化、金融参数合理化、贸易环境公平化，其大的方面与NERI指数一致，但它更侧重于从公平贸易角度对外宣称中国是个市场经济国家。本文采用NERI指数，分析了2002年中国各地区市场化指数与单位GDP电力消费的关系（见图6），其相关系数为-0.55，相关性较弱。但从图6可以看出，市场化程度越高，其单位GDP电力消费就越低。
图6 市场化进程与单位GDP电力消费变动
资料来源：作者根据中国统计年鉴(2003)、中国经济改革研究基金会国民经济研究所(2004)有关数据整理。
六、主要研究结论
中国已经成为世界第二大能源消费国，无论从能源经济效率和能源技术效率比较还是从所处阶段及能源结构特征分析，中国的能源效率偏低，节能潜力巨大。与美国对比，中国能源消费增长与经济增长具有较为相似的关系，具有单向因果关系，即GDP增长是能源消费增长的原因，但美国的情况更为显著。中国1953-2002年GDP增长1%，带动能源消费增长约0.5%，而美国1981-2001年期间GDP增长1%，带动能源消费增长约0.4%。考虑到能源消费的变动不仅受经济增长的拉动，而且也受经济结构、能源消费结构、市场环境的影响，这可能是造成这种差异的原因。用非农产业就业比重测定的中国工业化水平与能源密度的协整关系表明，中国工业化水平提高1%，能源密度下降0.33%，工业化水平的提高从长期来看是有利于提高能源效率的。工业结构的调整与优化，是中国工业化现代化建设的一项重要内容，随着中国工业化进程的加快，这必将导致其需求侧能源效率的进一步提高，从而降低经济社会发展对能源的依赖程度。
从人文发展的角度来看，1995-2002年随着世界人均收入差异的扩大，人均GDP与人均能源消费关系曲线的曲率明显提高，尽管高收入国家国民的发展潜力已经得到较为充分的实现，但尚存在发达国家利用现有优势对发展中国家的发展权利实施剥夺的趋势。由于中国处在工业化阶段，人文发展仍处于较低水平，尚有很大的能源需求空间，来实现人的发展潜力。考虑到社会分摊成本和基本生存的需要，以及经济制度的转型，中国人均能源消费可能会随着人均收入的提高而提高，并在一定时期内还会高于世界人均水平。但随着工业化、市场化进程的加快会促进能源密度的下降，与发达国家的差距会越来越小，经济增长对能源的依赖逐渐降低，从而以较低的能源消费实现较快的经济增长。面板数据也证明了市场化程度越高，能源利用效率就越高，能源密度就越低。
［收稿日期］2005-03-06
标签：能源消费论文; 协整关系论文; 中国人均gdp论文; 发展中国家论文; 经济增长论文; 实证分析论文; 经济论文;