1、山东省能源消费丶产业结构和经济发展关系实证研究2014 年 04 月事患锯晴管IApr.,2014 East China Economic Management (第 28 卷第 04 期)(VoI.28, No.04) DOI I 0.3969/j.issn.l 007-5097.20 L4.04.005 山东经济山东省能源消费、产业结构和经济发展关系实证研究张传平，高伟，赵亚楠(中国石油大学经济管理学院，山东青岛 266580) 摘要:文章基于 1980-2012 年统计数据，研究结果显示.山东省能源消费、产业结构和经济发展闯存在着长期均衡的协整关系，经济增长对产业结构存在着单向因采关系，
2、产业结构对能源消费也有单 1 句因果关系。产业结构对能源消费的短期和长期影响均大于经济发展对能源消费的影响。关键词:能源消费;产业结构;经济发展; 协整分析;因采关系检验中图分类号:F061.5; F424.1 文献标志码:A 文章编号7-5097(2014) 04-23-04 An Empirical Research on the Relationship among Energy Consumption, IndustriaJ Structure and Economic Development in Shandong Province ZHANG Chuan-ping, GAO Wei
3、, ZHAO Ya-nan (School 01 Ecollomics a.nd Ma.nagement, China Universit) 01 Pelrolell.lll, Qi 咱巾。266580，China.) Abstract: Based on the statistical dala from 1980 to 2012, Ihis paper applies co-integration analysis and Granger causality test to analyze energy consumption, industrial structure and econo
4、l1lic developmfnt time series in Shandong Provinre, and makes iOlpulse response aml variance decol1lposilion to examine dynal1lic ch 战 nges81ll0ng lhe seqllences. The results show Ihat there exisls a long-Ierm 巳 quilibriumof co-integration relation al1long energy conslllllplion, incluslrial slrllclu
5、re and eco?nOlllic developl1lent in Shandong Province. There is an lIniclirectional callsalily for econolllic growlh 10 inrlustrial strllctllre. Ihe industria1 slruclure also has a one-way causal relalionship on energy consul1lplion. The indllstrial slruclllre has a grealer impacl on energy consllll
6、lplion in bolh short lerlll and long lellll lhan econolllic r1evelopmenl. Keywords: energy conSlJl1lption; ind1l8rial slruclure; economic developrnenl; co-integration analysis; causality test 和第=之产业，最后是第一产业。郭志军 l 啃 I 中同的产业结构一、引言和 l 能源消费进行协整分析，发现能源消费受产业结构变化的罔内外关于能源消货与经济增长的关系已有很多研究，彤响，;11;巾二产业变动对能源消费影
7、响程度始大。怅意其研究结果也不尽相同。Kraft.J 和 KraftA11 研究美罔翔、孙涵 1;通过建立误差修正模型.检验了我同能源消费与 1947-1974 年能源消费和收入的因果关系时，发现了从经济产业结构?巴化之间的短期波动和 l 长期均衡关系，发现产业增长到能源消费的单项网果关系。Yang;对我国台湾一次能结构重型化对能源消费具有拉动作月 L 要控制能源消费就必源消费和绞济发展的关系研究中，得 H:能源消费和经济增氏须调整产业钻构，转变发展模式。之间存在着双向|大!果关系c 丁灿晚归 l 对 1953-2007 年中国能源述研究对能源消费、产业结构和经济发展关系进行消费和经济增长数据
8、进行协整分析和网果检验，发现我罔存些分析，但由于地区差异存在，样本数据的选择也有所不在着从能源消费到经济增长的单项问果关系。王火根，.，基于同，使得能源消费、产业结构和经济发展关系的研究针对性中罔 30 省市而饭数据，句，能源可|人生产函数，研究中国经济不强，研究结论也有所不同。为此.本文针对山东省数据.增长与能源消费关系，发现能源消费是经济增长的单项运用协整理论和 Cra 吨 er 因果关系检验来分析山东省 f源消 Granger 因果关系。费、产业结构和经济发展间的影响关系 d目前关于产业结构和能源消费关系的研究均认为产业结构的变动影响狞能源消费。其中，路正南 l 哧句建了能源、消费与二、
9、实证研究方法概述产业结构回归方程，发现能源消费总 M 与产业结构相关性很(一)平稳性检验高，产业结构调整会直接影响能源消费。尹春华、顾蜻亮;运协路分析和 Grangel 因果关系分析都要求时间序列是平用灰色关联分析方法对他源消费和产业结构进行关联分析，稳序列，轩时间数据不平稳，很有可能会:I现;虚假问归;得:I第二产业的升|绎对能源消费影响最大，其次是生活用能现象 191 因此首先要进行数据平稳性检验。对于不平稳的变收稿日期 2013-11-08 基金项目:山东省社科规划项目(l3CJJZ04) 作者简介:张传平(1957-)，另，山东淄博人，教投，硕士生导师，研究方向:运筹学与计量经济学;高
10、伟(1991 斗，男，山东济南人，硕士研究生，研究方向:管理科学理论与应用;赵亚楠(1991-)，女，河南南阳人，硕士研究生，研究方向:管理科学理论与应用。-23 一2014 年 04 月 Apr.,2014 山东省能源消费、产业结构和经济发展关系实证研究(第 28 卷第 04 期)(Vo1.28, No.04) 量序列，则需通过取对数或差分处理，使随机变量序列满足来。1980-2012 年山东省实际 ET、IS 和 GDP 数据如表 l 所示。因果检验的平稳性要求1 叫。常用的平稳性检验方法有 DF 检为了增加数据的稳定性和消除异方差，使研究更具有实验、PP 检验和 ADF 检验法，本文采用
11、 ADF 方法。ADF 检验际意义，对町、IS 和 GDP 数据分别取对数 LET、LIS 和LG?一般通过如下三个模型完成:DP。取对数后其仍有趋势现象，为此对LET、LIS 和 LGDP 进, 、 ，行差分处理，差分处理后的时间序列图如图 1 所示，由图 1. 飞品，?.X，=x，-1+ZFzAXtJz 可看出三者变化趋势相近，走势较平稳，其可能存在着长期均衡关系。(2) ?.X，=a+Xr-1+ZFtAXzAt 表 11980-2012 年山东省 GDP，ET 和 IS 数据?.X，=川t+XJEFtAXsJEET (万吨 IS GDPI ET (万吨 IS GDP 年份(%) (万亿元
12、年份标准煤)标准煤)(%) (万亿元)公式(1)一切)分别为无常数项无时间趋势项、有常数项无 1980 6419.09 50.02 244.22 ; 1997 10446.83 48.15 786.10 1981 5634.03 44.84 273.83 il1998 11773.58 48.54 762.39 时间趋势项、有常数项有时间趋势项模型。1982 6872.39 42 280.68 1:1999 11 799.48 48.63 739.58 (二)协整检验 1983 5944.62 38.87 286.60 :12000 10717.47 49.95 746.14 20 世纪 80
13、 年代，恩格尔(Engle)和格兰杰(Granger)提出了 1984 6380.95 41.14 308.751 2001 11833.16 49.55 747.80 1985 5572.49 843.07 324.31 :! 2002 13970.23 50.46 747.94 协整理论。其基本思想是实际中很多时间序列是非平稳的，但 1986 5981.51 42.21 332.68 :12003 16588.25 53.69 775.20 是它们的线性组合却有可能是平稳序列，协整检验就是为了检 1987 6799.78 43.10 351.52 :j 2004 20121.54 56.4
14、4 835.47 验一组非平稳序列的线性组合是否具有长期的协整关系IIJ。如1988 7189.40 44.48 391 .38 J 2005 24161.95 57.40 888.28 1989 7537.37 44.80 435.67 ii 2006 26759.27 57.76 923.26 果一个序列非平稳，但其经过 n 次差分处理后变为平稳，则 1990 7798.17 42.08 483.22 ;2007 29176.59 56.91 951.41 称此变量为 n 阶单整序列，记为 l(n)。若各变量都是同阶单整 1991 8 036.01 41.20 505.1 7 ;12008
15、 30569.93 56.97 1019.2 1992 8190.30 45.49 524.26 1. 2009 32420.23 55.80 995.60 的，则可以进行协整分析。E-G 两步法造用于两变量间的 1993 8102.66 48.94 549.36 :i 2010 36299.64 54.20 1024.45 协整分析，而多变量分析经常使用 Johansen 协整检验法，也 1994 9163.30 49.20 655.87 i: 2011 38507.29 52.90 1070.19 称 J 一 J 检验法。本文拟分析山东省能源消费、经济增长和产 1995 10132.78
16、47.56 741.46 j 2012 40035.78 51.46 1 179.93 1996110448.92147.321 786.01 业结构变量，故采用 Johansen 法进行协整检验。(三)Granger 因果关系检验 0.25 一-DLET 一呻DLlS-一DLGDP 如果序列间存在着长期均衡的协整关系，则可以进一步 0.20 运用 Granger 因果关系检验序列间因果关系是否存在及其影 0.15 响的方向。Granger 因果关系检验实质上是检验一个变量的滞0.10 后变量是否可以引入到其他变量的方程中，如果一个变量会 0.05 受到其他变量的滞后影响，我们就称他们具有 G
17、ranger 因果 0.00 1121 关系 0Granger因果关系检验需要构建以下检验方程-0.05-0.10 (4) Yr=2 叽 t 十各 Y，_j+Ut-0.15 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 图 1LET，LGDP 和 LlS 时间序列圈一阶差分Xt=元 X-i+ .L; jY ,j +v, (5) (二)平稳性检验 Granger因果关系可以通过 F 统计量来判断，如果 F 统计运用 Eviews6.0 对 LET、LIS和 LGDP 及其一阶差分序列进量大于相应显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，得到变量行 ADF 单位根检验。平稳性检验
18、结果如表 2 所示。问存在格兰杰因果关系的结论。三、山东省能源消费、经济增长和产业结构关表 2LET, LlS 和LGDP 单位根检验结果系实证分析各显著性水平下的临界值检验类型 ADF 变量平稳性(一)数据获取与处理(C,T,KJ 检验值 1% 5% 10% 本文选取 1980-2012 年山东省能源消费、经济增长和产 LET (C,T,O) 1.5455 -3.6617 -2.9604 -2.6192 不平稳业结构数据进行分析。能源消费总量用 ET 表示，单位为万 D(LET) (C,T,Ol -5.8954 -3.6702 -2.9640 -2.6210 平稳吨标准煤;由于第二产业在山东
19、省产业结构中始终占据较高 LlS (O,T,Ol 0.1973 -2.6417 -1.9521 -1.6104 不平稳比例，因此用第二产业比例 IS(%)来表示产业结构;经济 D(LlS) (O,T,O) -4.1076 -2.6443 -1.9525 -1.6102 平稳增长用地区生产总值(GDP)来衡量，单位为亿元人民币。LGDP (C,T,O) -2.0437 -3.6617 -2.9604 -2.6192 不平稳 GDP 和 IS 数据均来自于山东统计年鉴 。另外，为了真实 D(LGDP) (C,T,O) -3.2913 -3.6702 -2.9640 -2.6210 平稳反映经济发展
20、状况，消除价格因素影响，需根据 GDP 指数将 GDP 统计数据换算为 1980 年不变价格的实际 GDPo 注:D(LET)表示一阶差分 c、T、K 分别代表检验中是 1995-2012 年间的 ET 数据来自于山东统计年鉴.否带有常数项、时间趋势项及滞后阶数;滞后阶数根据 SIC1980-1994 年间的 ET 数据是由能源消费增长系数计算得和 AIC 准则确定。-24 一2014 年 04 月 Apr.,2014 山东省能源消费、产业结构和经济发展关系实证研究(第 28 卷第 04 期)(Vo1.28, No.04) 表 2 结果显示，序列 LET、LIS 和LGDP 都是非平稳的，表
21、4 向量误差修正模型估计结果但其一阶差分序列检验值均在 5%的水平下小于其临界值，误差修正 D(LNET) 。(LNGDP)D(LNIS) 说明LET、LIS 和 LGDP 经过差分后变成平稳序列，均为一阶-0.002736 0.01272 0.03739 CointEq1 (0.0243) (0.01469) (0.00993) 单整序列。0.089218 0.04896 0.130527 (三)协整检验 D(LNET(-1) (0.18581) (0.11232) (0.07594) 运用 Johansen 协整检验法对 1980-20 口年山东省能源消 0.192 0.045804 0.
22、194044 D(LNET(-2) 费、产业结构和经济发展的协整关系进行检验，检验结果见(0.15675) (0.09476) (0.06406) 表 3。-0.227738 0.528436 -0.198906 D(LNGDP(-1) (0.3518) (0.21266) (0.14378) 表 3Johansen 协整检验结果 -0.213483 -0.168158 -0.166069 D(LNGDP(-2) 特征根迹检验极大特征根检验假定的CE(0.34393) (0.2079) (0.14056) 特征值数量-0.228669 0.136152 趋势统计量 5%临界值 l0.56959
23、2 趋势统计量 5%临界值 D(LNIS(-1 ) (0.38939) (0.23538) (0.15914) None* 0.6172 34.2738 29.7971 ! 28.8051 21.1316 1.134249 0.303755 -0.014334 AtlT 飞 ost10.1646 5.4687 15.49471 5.3967 14.2646 D(LNIS(-2) (0.39632) (0.23957) (0.16198) Atmost2 0.0024 0.072 0 3.841 5 r 0.072 0 3.841 5 0.060892 0.022518 0.002165 注*表
24、示在 5%的水平上拒绝原假设。C (0.02416) (0.01461 ) (0.00987) R-squared 0.481 3 0.397509 0.593321 由表 3 可知，特征根迹检验和极大特征根检验都在 5%的 F 统计值 2.783692 1.979331 4.376834 显著性水平下拒绝没有协整向量的原假设，即系统内存在一对数似然值 40.64038 55.23791 66.58892 个协整关系，故由协整检验可得山东省能源消费、产业结构 AIC -2.251061 -3.257787 -4.040615 和经济发展之间存在着长期均衡关系，协整方程式为:SC 匕旦 7387
25、6-2.880602 -3.66343 LET =-4.7743+0.635 7LGDP +2.6012LIS (6) 注:括号内为标准误差，滞后期为 2。协整方程反应各变量间的长期稳定关系。LGDP 对 LET 在构造的 VEC 模型中，能源消费的可决系数为 0.4813，的弹性系数为 0.6357，LIS 对 LET 的弹性系数为 2.12，说说明经济增长和产业结构的短期变动及其长期均衡可以解释明 GDP 每增加 1%，能源消费将增加 0.6357%，产业结构近 50%的能源需求变动，误差修正系数为-0.27，说明短期(第二产业比例)每增加 1%，能源消费将增加 2.6012%。由内能源消
26、费将会以 0.27%的比例对下一期能源消费的增长产此可见，产业结构对能源消费的长期影响大于 GDP 对能源消生负面影响。该误差修正模型揭示了序列间短期被动对长期费的影响。从长期性来看，对于山东省，产业结构的优化调均衡关系的影响。整对节能降耗作用远大于 GDP 对能源消费的拉动作用，节能(四)Granger 因果关系检验降耗(还有关联的碳减排等)应该从调整产业结构方面寻找为了确定山东省能源消费、产业结构和经济发展间是否突破口。存在因果关系以及影响的方向，需要对皿 T、LIS 和 LGDP 序GDP 和产业结构对能源消费的短期影响情况可以通过构列进行 Granger 因果关系检验。Granger
27、因果关系检验结果如建 VEC 向量误差修正模型来反映，通过EVIEWS6.0 得到的向表 5 所列。量误差修正模型估计结果如表 4 所列。表5Granger 因果关系检验结果 Null Hypothesis Obs F-Statistic Prob. 结果LET does not Granger Cause LGDP 32 0.45762 0.6380 接受 LGDP does not Granger Cause LET 32 0.57071 0.572 3 接受 2.36467 0.1147 接受 LlS does not Granger Cause LGDP 32 LGDP does no
28、t Granger Cause LlS 32 4.09479 0.0290 拒绝 LlS does not Granger Cause LET 32 5.22713 0.0127 拒绝 LET does not Granger Cause LlS 32 2.39499 0.1118 接受由表 5 可知，在 10%的水平下，拒绝 LGDP 不是 LIS 的(五)脉冲反应和方差分解 Granger 原因假设，并且拒绝 LIS 不是 LET 的 Granger 原因假脉冲响应函数和方差分解都可以反映序列的动态变化特设，即说明 1980-2011 年山东省的经济发展对产业结构存在征。其中，脉冲响应函数
29、是用以反映在扰动项加上一个单位着单向的因果关系，产业结构对能源消费有单向的因果关标准差的新息冲击所导致的对内生变量当前值和未来值的影系 o 这反映出山东省经济发展可以促进产业结构的优化调响间，方差分解可以分析冲击对各序列变化的影响程度。基整，同时由于第二产业是能源消费的重要组成部分，产业结于构建的 VEC 方程的估计，运用 EVIEWS6.0画出滞后 20 期构的变动也会影响到能源消费情况的变动。的脉冲响应图和方差分解图，分别如图 2 和图 3 所示。-25 一2014 年 04 月 Apr.,2014 山东省能源消费、产业结构和经济发展关系实证研究(第 28 卷第 04 期)(Vo1.28,
30、No.04) nu0nu8nuu6nnuu4 和经济增长对能源消费均产生影响，但产业结构的影响力要一-LET-I.!JDP-LlS 远大于经济发展的贡献率，说明优化产业结构是提高能源利用效率的有效途径。基于以上结论，山东省要实现经济和能源的可持续发展，可从以下几个方面入手:nvnn句 u，unnuun u -nuq(1)要调整优化产业结构。各产业对能源消费的依赖性不同，通过产业结构的合理调整，降低能源消费需求大的第， 二产业所占比例，同时注重提高农业现代化水平，促进工业 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 结构优化升级，突出发展现代服务业，转变经济发展方式，从而缓解能源消费压力
31、，实现长期可持续发展。固 2 脉冲晌应圈 100 (2)要大力推进节能技术创新。经济发展拉动了能漉消一-LET 一一 LGDP 一一 LlS 费，经济发展带来的负面影响也是不可忽视的，解决能源效 80 率低下、环境污染严重等问题已势在必行。经济发展的同时 60 也应大力推进节能技术创新，加快技术创新速度，利用先进的节能技术提高能源利用效率，减少能源消耗。另外，制定 40 单位能提限额标准并严格执行，监督促使企业进行节能技术改造。加大政策扶持力度。一方面要;开源通过引进 2i/一一二-外资和技术，加大研发投入，加强国际交流与合作。另一方 0; 12; 1;4; 16; 18; 20 面要; 节流
32、在补贴、价格等政策上给予优惠，鼓励企业固 3 万差分解固进行节能生产，形成节能循环。同时加强源头控制，严格控从脉冲响应图中可以很直观地看出，能源消费对其自身制市场准入门槛，遏制高耗能行业过快增长。标准差扰动具有正向效应，第 4 期达到最大值 0.08，随后缓慢(3)要提高全民节能减排的意识和动力。控制能摞消费总量离不开全社会的共同努力，形成节约资源、减少污染、减少，波动幅度不大。能源消费对产业结构的标准差扰动在保护环境的社会理念也是当务之急。第 5 期达到正效应最大值 0.063，随后逐渐减少。这是由于第二产业能越需求高，其比例的提高会带动能源消费量增加，参考文献:但同时为了实现经济的可持续发
33、展，需要促使粗放型经济向 1 J Kraft J, Kraft A. On the relationship between energy and 密集节约型经济的转变，产业结构的优化调整可以提高能源 GNPJJ. Energy Development, 1978(3) :401403. 利用效率，减少能摞浪费。能源消费对经济增长的标准差扰2JYang H Y. A note on the causal relationship between energy 动反应为第 5 期达到最大负效应-0.7，随后从第 7 期开始转 and GDP in Taiwan JJ. Energy Econom
34、ics, 20，22(3) : 309-317. 变为正效应并呈上升趋势。山东省作为经济大省，其能源、利3J 丁灿峰，周月鹏.能源消费与经济增长关系一一-基于中国用效率不高的现状促使政府制定政策降低能耗，提高能效，1953-27 年的实证研究JJ.工业技术经济，2010(7):能源消费增长的速度相对于经济增长速度来说稍微缓慢，因 71-61. 此经济发展扰动会对能源消费产生一个短期的负效应。4J王火根，沈力生.中国经济增长与能源消费关系研究一一方差分解图反映了山东省经济增长和产业结构对能源消基于中国 30 省市面板数据的实证检验JJ.统计与决策，2008(3): 125-128. 费变化的影响
35、程度。从图 3 可以看出，不考虑能漉消费对其5 J 路正南.产业结构调整对我国能源消费影响的实证分析自身的影响，GDP 对能源消费的贡献率水平较低，而产业结JJ.数量经济技术经济研究，1999(12):53-55. 构对能漉消费的贡献率最高达到了 30%的水平，产业结构对6J 尹春华，顾培亮.我国产业结构的调整与能源消费的灰色能源消费的影响水平远大子 GDP 对能源消费的贡献率，这与关联分析JJ.天津大学学报，2003(1):104-107.协整分析得到的结构一致。结合脉冲反应分析，可知山东省7J 郭志军，李飞，草 4.中国产业结构变动对能源消费影响的协整分析JJ.工业技术经济，2007(11
36、) :97-101. 产业结构的优化调整对于减少能耗、提高能效的长期影响会8J 张意翔，孙涵.我国能源消费误差修丘模型研究-一一基于不断增强。产此结构重型化视角的实证分析JJ.中国人口资源与环四、结论与建议境，2008(1): 74-78. 本文结论如下:9 J Lizeth Garcia-Belmonte. Spurious Regression and lurking variables JJ. Statistics Probability Letters,2011 (12): (1)山东省能源消费和经济发展、产业结构间存在着长 24-2010. 期协整关系。从长期均衡来看，产业结构对能源
37、消费的弹性 lOJ 耿杰，任国炜.河北省通货膨胀与经济增长之间的关系探系数明显大于经济发展对能源结构的弹性系数。究JJ.中国商界，2010(4):202-203. (2)通过 VEC 误差修正模型发现，山东省经济增长和产11 J 何立华，许永祥.山东省能源消费与经济增长关系实证研业结构的短期变动及其长期均衡可以解释近 50%的能源需求究JJ.科学技术与工程，2012(1):238-242.12J 金瑞庭.产业结构调整、能源消费与经济增长关系的实证变动。误差修正项系数为负值，符合负向修正机制。研究JJ.山东财经学院学报，2011(5) :47-60. (3) Granger 因果关系检验结果显示，山东省经济增长对13J 霍宗杰，周彩云.我国经济增长、能源结构与能源消费关产业结构存在着单向的因果关系，产业结构对能由、消费也具系的实证分析JJ.当代经济管理，2015(5):10-14.有单向因果关系。责任编辑:欧世平(4)通过脉冲响应和方差分解的测算，山东省产业结构-26 一
