不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系論文

　　1 引言

　　隨著全球氣候變暖和人類(lèi)生存環(huán)境的惡化，越來(lái)越多的國(guó)家通過(guò)節(jié)能減排來(lái)保護(hù)環(huán)境，能源政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響成為各國(guó)普遍關(guān)注的問(wèn)題。如果存在從能源消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，那么保護(hù)能源的節(jié)能政策將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響；相反，如果存在從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系或兩者沒(méi)有因果關(guān)系，那么節(jié)能政策可能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有或者有很小的影響。圍繞能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的實(shí)證檢驗(yàn)，但迄今為止沒(méi)有達(dá)成一致或令人信服的結(jié)論。本文嘗試從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度為實(shí)證結(jié)果的不一致給出一個(gè)較為合理的解釋。

　　歷史經(jīng)驗(yàn)表明，由于不同產(chǎn)業(yè)部門(mén)生產(chǎn)等量GDP所消耗的能源不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)能源消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有著重要影響。一般而言，第二產(chǎn)業(yè)單位增加值耗能要大大高于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。若經(jīng)濟(jì)中第二產(chǎn)業(yè)的比重較高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就會(huì)更多地依賴(lài)能源投入；反之，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源投入的依賴(lài)程度就會(huì)較弱。我國(guó)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在較大差異，如果把具有不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的省份劃分在一個(gè)區(qū)域，必然會(huì)影響回歸結(jié)果的顯著性或者低估回歸參數(shù)，得到不準(zhǔn)確的結(jié)論。因此，本文以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)我國(guó)28個(gè)省市自治區(qū)進(jìn)行劃分，研究不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。本文的劃分方法具有兩個(gè)優(yōu)點(diǎn)：一是相對(duì)于已有的國(guó)別研究，利用我國(guó)不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差別來(lái)研究?jī)烧哧P(guān)系，可以避免國(guó)家社會(huì)制度、經(jīng)濟(jì)體制以及宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)政策等方面的差異對(duì)兩者內(nèi)在依存關(guān)系的影響。二是相對(duì)于東、西、中地理位置的劃分，更具經(jīng)濟(jì)合理性，所得結(jié)論也可為我國(guó)各地區(qū)電力需求預(yù)測(cè)、能源政策以及區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整提供科學(xué)依據(jù)。

　　2 文獻(xiàn)綜述與研究方法

　　能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系存在著重要的政策涵義，因此學(xué)術(shù)界對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。

　　Ozturk（2010）[1]對(duì)這一領(lǐng)域的研究成果進(jìn)行了梳理，發(fā)現(xiàn)針對(duì)不同國(guó)家的實(shí)證結(jié)果不同，即使針對(duì)同一個(gè)國(guó)家，不同樣本區(qū)間的實(shí)證結(jié)果也不一致。如Kraft J和Kraft A（1978）[2]利用美國(guó)1947~1974年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)存在GNP（國(guó)民生產(chǎn)總值）到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系。然而，Akarca和Long（1980）[3]利用比Kraft J和Kraft A（1978）[2]更短的樣本區(qū)間時(shí)，卻發(fā)現(xiàn)兩者之間并不存在因果關(guān)系。但Ozturk并沒(méi)有給出引起差異的原因。本文認(rèn)為，也有可能是不同區(qū)間，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同所致，而這正是本文實(shí)證檢驗(yàn)的部分。

　　在早期文獻(xiàn)中，學(xué)者們大多運(yùn)用對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性非常敏感的Granger和Sim因果關(guān)系檢驗(yàn)，但很多研究在沒(méi)有檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的情況下，直接使用時(shí)間序列的水平值進(jìn)行檢驗(yàn)，這種不科學(xué)的計(jì)量方法必然導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果的不可靠。近年來(lái)，隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，對(duì)這一問(wèn)題的研究出現(xiàn)了兩個(gè)主要趨勢(shì)：一是采用多變量模型，除了兩變量模型中的GDP和能源消費(fèi)變量外，還加入了資本、勞動(dòng)和二氧化碳排放等變量，如林伯強(qiáng)（2003）[4]、Ghali和El-Sakka（2004）[5]、Huang等（2008）[6]和Apergis等（2009）[7]等。二是采用面板協(xié)整檢驗(yàn)，利用多國(guó)數(shù)據(jù)或省級(jí)數(shù) 據(jù) 來(lái) 檢 驗(yàn) 能 源 消 費(fèi) 與 經(jīng) 濟(jì) 增 長(zhǎng) 的 關(guān) 系，如Lee（2005）[8]、Francis等（2007）[9]、Mehrara（2007）[10]等。采用多變量模型是因?yàn)槟茉聪�費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系受到多種因素的影響，因此在回歸中不能單純考慮能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩個(gè)變量，還要考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)等因素；采用面板數(shù)據(jù)是為了克服短期時(shí)間序列的缺陷以及小樣本所造成的影響，增加檢驗(yàn)的自由度。

　　近年來(lái)，也有很多學(xué)者對(duì)我國(guó)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究。

　　Zhang和Cheng（2009）[11]利用我國(guó)1960~2007年數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的結(jié) 果 表 明，我 國(guó) 經(jīng) 濟(jì) 存 在 從GDP到 能 源 消 費(fèi) 的 單 向 因 果 關(guān) 系。韓 智 勇 和 魏 一 鳴（2007）[12]的實(shí)證結(jié)果則表明兩者之間存在雙向因果關(guān)系，但不具有長(zhǎng)期協(xié)整性。吳巧生（2008）[13]利用我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)再次檢驗(yàn)了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)我國(guó)整體存在雙向因果關(guān)系，但東部地區(qū)只存在從能源消費(fèi)到GDP的單向因果關(guān)系，而西部地區(qū)只存在從GDP到能源消費(fèi)的單向因果關(guān)系。相對(duì)于能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證結(jié)果，電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究結(jié)果比較一致，大部分文獻(xiàn)認(rèn)為我國(guó)只存在電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向關(guān)系，如Shiu和Lam（2004）[14]、Yuan等（2007）[15]和Yuan等（2008）[16]等。林伯強(qiáng)（2003）[4]基于三要素生產(chǎn)函數(shù)檢驗(yàn)了電力需求與GDP的關(guān)系，結(jié)果表明我國(guó)電力需求和GDP之間存在長(zhǎng)期相互關(guān)系，而且從短期來(lái)看，顯著 地 存 在 電 力 消 費(fèi) 到GDP的 因 果 關(guān) 系。

　　Li等（2010）[17]將我國(guó)30個(gè)省份分為兩組進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)人均實(shí)際GDP和電力消費(fèi)之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。但是，由于劃分標(biāo)準(zhǔn)和檢驗(yàn)方法等諸多問(wèn)題，這方面研究還比較少。

　　與已有研究不同，本文利用我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，基于各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異，將其劃分為三個(gè)區(qū)域，并利用面板誤差修正模型檢驗(yàn)了不同區(qū)域電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系。為避免虛假回歸，本文首先檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，如果變量為平穩(wěn)序列，則直接建立VAR模型。如果變量為非平穩(wěn)序列，則檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則建立相應(yīng)的誤差修正模型；若變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，則需要經(jīng)過(guò)差分，得到平穩(wěn)序列后再建立VAR模型。總之，實(shí)證檢驗(yàn)各區(qū)域電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，大致需要三步：面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整檢驗(yàn)和面板因果關(guān)系檢驗(yàn)。

　　3 數(shù)據(jù)說(shuō)明與區(qū)域劃分

　　3.1區(qū)域劃分

　　對(duì)各省市自治區(qū)如何進(jìn)行區(qū)域劃分是本文實(shí)證檢驗(yàn)的關(guān)鍵。由于資源稟賦條件和產(chǎn)業(yè)政策影響，我國(guó)各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在明顯差異。為檢驗(yàn)這種差異對(duì)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的影響，本文將依據(jù)各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)其進(jìn)行劃分。一般來(lái)講，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指一個(gè)國(guó)家或一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成及其相互關(guān)系。研究中可以從多個(gè)角度來(lái)衡量一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，比如產(chǎn)值結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)、相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率等。產(chǎn)值結(jié)構(gòu)（即三大產(chǎn)業(yè)增加值各占國(guó)民生產(chǎn)總值的比例）是研究中常用的一種方式。本文將依據(jù)各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比對(duì)我國(guó)28個(gè)省市（因數(shù)據(jù)所限，不包括西藏、重慶和海南省）進(jìn)行區(qū)域劃分。因?yàn)楸疚牟捎玫氖敲姘鍞?shù)據(jù)，不同時(shí)期各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比會(huì)略有不同，所以本文利用各省市1985~2012年第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的均值來(lái)衡量它們的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。雖然在此期間各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有一定的變化，但是總體而言沒(méi)有太大的變化。除北京和上海以外，在此期間其他省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的方差均小于0.005且大部分省市小于0.001.因此，本文認(rèn)為各省市第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的均值可以用于衡量它們?cè)谶@一時(shí)期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)�；�于此，本文將我國(guó)28個(gè)省市劃分為三個(gè)區(qū)域：第二產(chǎn)業(yè)增加值占比小于0.4（區(qū)域I）、第二產(chǎn)業(yè)增加值占比大于0.4小于0.5（區(qū)域II）和第二產(chǎn)業(yè)增加值占比大于0.5（區(qū)域III）。表1給出各區(qū)域所包含的省市。

　　3.2數(shù)據(jù)說(shuō)明

　　本文采用1985~2012年的年度數(shù)據(jù)，主要包括我國(guó)28個(gè)省市自治區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和電力消費(fèi)量（ELC），數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。本文采用電力消費(fèi)而非能源消費(fèi)的數(shù)據(jù)是基于以下兩個(gè)原因：一是因?yàn)橄啾让禾�、石油等一次能源的消費(fèi)數(shù)據(jù)，由計(jì)算機(jī)直接讀出的電力消費(fèi)數(shù)據(jù)更為準(zhǔn)確，二是因?yàn)殡娏ο�費(fèi)是中國(guó)能源消費(fèi)的主要方式。因此，使用電力消費(fèi)更能準(zhǔn)確反映能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)在聯(lián)系。GDP采用實(shí)際GDP數(shù)據(jù)，由名義GDP和以1978為基期的GDP平減指數(shù)計(jì)算得到①。所有變量均采用自然對(duì)數(shù)的形式。

　　4 實(shí)證分析結(jié)果

　　4.1面板單位根檢驗(yàn)

　　面板單位根檢驗(yàn)與普通時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)略有不同。假定面板數(shù)據(jù)的一階自回歸過(guò)程如下：yit =ρiyit-1+x′itδi+μit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，Ti（1）式中，xit表示模型中的外生變量，包括各截面的固定影響和時(shí)間趨勢(shì)。

　　N表示截面成員個(gè)數(shù)，Ti表示第i個(gè)截面成員的觀(guān)測(cè)時(shí)間長(zhǎng)度，參數(shù)ρi為自回歸系數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)μit滿(mǎn)足獨(dú)立同分布。如果|ρi|<1,則yit為平穩(wěn)序列，如果|ρi|≥1,則為非平穩(wěn)序列。依據(jù)對(duì)參數(shù)ρi的不同限制，面板單位根檢驗(yàn)分為兩大類(lèi)：一類(lèi)假設(shè)各截面序列具有一個(gè)相同的單位根，LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗(yàn)和Breitung檢驗(yàn)；另一類(lèi)假定各截面序列具有不同的單位根 過(guò) 程，如Im-Pesaran-Skin檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢 驗(yàn) 和Fisher-PP檢驗(yàn)。本文將利用LLC檢驗(yàn)、Im-Pesaran-Skin檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)，綜合判斷各區(qū)域電力消費(fèi)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性。

　　表2給出了不同區(qū)域各變量的水平值和一階差分的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)于所有區(qū)域，對(duì)數(shù)GDP和對(duì)數(shù)ELC的水平值在1%的水平下都不能拒絕原假設(shè)，即存在單位根，為非平穩(wěn)序列。但一階差分序列均拒絕了原假設(shè)，不存在單位根，表明對(duì)數(shù)GDP和對(duì)數(shù)ELC都是一階單整序列。

　　4.2面板協(xié)整檢驗(yàn)

　　由于面板序列為非平穩(wěn)序列，因此需要進(jìn)一步作協(xié)整檢驗(yàn)。

　　Pedroni（1999）提出了基于Engle和Grange兩步法的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法，該方法利用協(xié)整方程回歸殘差構(gòu)造的七個(gè)統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。就本文而言，可考慮以下回歸方程：lnGDPit=αi+θit+βilnELCit+εit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，T（2）lnGDPit表示第個(gè)省市第t期實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)，lnELCit則表示第個(gè)省市第t期電力消費(fèi)量的對(duì)數(shù)。

　　αi和θi分別表示每個(gè)省市的個(gè)體效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)，βi為協(xié)整參數(shù)。由EG兩步法可知，若上式殘差序列為非平穩(wěn)序列，則變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，相反，則存在協(xié)整關(guān)系。

　　在對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)，Pedroni將具體的原假設(shè)和備擇假設(shè)分為兩大類(lèi)：一類(lèi)為維度內(nèi)（within-dimen-sion）檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)同質(zhì)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系，包括面板方 差率統(tǒng)計(jì)量（Panel v-Statistic）、面板ρ統(tǒng)計(jì)量（Panelrho-Statistic）、面板PP統(tǒng)計(jì)量（Panel PP-Statistic）和面板t統(tǒng)計(jì)量（Panel ADF-Statistic）；另一類(lèi)為維度間（be-tween-dimension）檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系，包括組間ρ統(tǒng)計(jì)量（Group rho-Statistic）、組間PP統(tǒng)計(jì)量 （Group PP-Statistic）和 組 間ADF統(tǒng) 計(jì) 量 （GroupADF-Statistic）。Kao面板協(xié)整檢驗(yàn)與Pedroni檢驗(yàn)方法基本相同，不同之處是Kao檢驗(yàn)在第一階段將毀歸方程設(shè)定為每一個(gè)截面?zhèn)�體有不同的截距項(xiàng)和相同的系數(shù)。表3報(bào)告了兩種檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果。

　　如表3所示，在5%的顯著水平下，對(duì)于所有區(qū)域，Kao檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)量都顯著。這表明不管是全國(guó)還是各區(qū)域，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和電力消費(fèi)之間都存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

　　Pedroni檢驗(yàn)的七個(gè)統(tǒng)計(jì)量并不完全顯著。在這種情況下，應(yīng)依據(jù)哪個(gè)統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果，Pedroni（2004）給出了結(jié)論：對(duì)于小樣本面板數(shù)據(jù)，小 樣 本 面 板 數(shù) 據(jù)，GroupADF統(tǒng)計(jì)量和Panel ADF統(tǒng)計(jì)量相對(duì)比較穩(wěn)定。因此，本文主要關(guān)注這兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果。如表3顯示，在10%的顯著水平下，所有區(qū)域的Group ADF統(tǒng)計(jì)量和Panel ADF統(tǒng)計(jì)量都拒絕了原假設(shè)，表明所有區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和電力消費(fèi)之間都存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

　　基于上述分析，為避免變量的內(nèi)生性或誤差項(xiàng)的相關(guān)性，本文利用FMOLS模型（group-mean panel FMOLS）來(lái)估計(jì)各省市的長(zhǎng)期協(xié)整系數(shù)。簡(jiǎn)單來(lái)講，面板協(xié)整系數(shù)可由下式得到：^β*GFM= N-1∑Ni=1^β*FM,i^β*GFM面板協(xié)整參數(shù)，^β*FM,i則表示第i個(gè)單方程FMOLS估計(jì)。相應(yīng)的T統(tǒng)計(jì)量則為t^β*GFM= N-0.5∑Ni=1t^β*FM,i,t^β*FM,i為第i個(gè)單方程FMOLS估計(jì)的T統(tǒng)計(jì)量。由于各變量均取了對(duì)數(shù)，因此，回歸系數(shù)即為彈性系數(shù)。根據(jù)FMOLS的估計(jì) 結(jié) 果，我 國(guó)GDP的 電 力 消 費(fèi) 彈 性 大 于1,為1.1548,即電力消費(fèi)每增加1%,GDP將增長(zhǎng)1.1548%.地區(qū)I、地區(qū)II和地區(qū)III GDP的電力消費(fèi)彈性分別為1.0869、1.148和1.3105,均大于1,且隨著第二產(chǎn)業(yè)增加值占比的提高，彈性系數(shù)也在不斷增加，表明第二產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，GDP對(duì)電力消費(fèi)的變化越敏感。同時(shí)，本文也發(fā)現(xiàn)，對(duì)于我國(guó)的一些不發(fā)達(dá)地區(qū)，如青海、寧夏、貴州、內(nèi)蒙古等地，GDP對(duì)電力消費(fèi)的彈性系數(shù)小于1,表明這些省份的GDP增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)的變化并不是很敏感。

　　4.3因果關(guān)系檢驗(yàn)---面板誤差修正模型

　　Granger因果關(guān)系是指增加變量X的過(guò)去信息來(lái)預(yù)測(cè)Y比不增加時(shí)預(yù)測(cè)得更好。協(xié)整檢驗(yàn)只能驗(yàn)證變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，但并不能表明變量之間的因果關(guān)系。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)兩變量之間的長(zhǎng)期及短期因果關(guān)系，本文通過(guò)誤差修正機(jī)制，建立了如下的面板誤差修正模型：ΔlnGDPit=α1i+∑qk=1φ1kΔlnGDPit-k+∑qk=1γ1kΔlnELCit-k+λ1ECTit-1+ω1itΔlnELCit=α2i+∑qk=1φ2kΔlnELCit-k+∑qk=1γ2kΔlnGDPit-k+λ2ECTit-1+ω2it（3）Δ表示差分算子；q表示滯后階數(shù)，由1IC信息準(zhǔn)則確定；ω2it為滿(mǎn)足標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)的誤差項(xiàng)。

　　ECTit-1表示誤差修正項(xiàng)向量，由方程（2）得到。系數(shù)矩陣λ表明變量之間的長(zhǎng)期因果關(guān)系，反映了變量之間偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度。系數(shù)矩陣γ表示變量之間的短期因果關(guān)系。本文利用F檢驗(yàn)，對(duì)系數(shù)矩陣γ和λ的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。

　　表5給出了動(dòng)態(tài)誤差修正模型的檢驗(yàn)結(jié)果。首先，分析關(guān)注各方程ECT的顯著性。

　　ECT系數(shù)的大小表明各因變量在本期對(duì)前一時(shí)期偏離其長(zhǎng)期均衡水平修正的程度，其顯著性說(shuō)明該變量關(guān)于長(zhǎng)期參數(shù)的弱外生性。如表5所示，從全國(guó)范圍來(lái)看，GDP不是弱外生的，即GDP會(huì)在t期對(duì)t-1期的偏離做出響應(yīng)。但ELC是弱外生的，并不對(duì)t-1期的偏離做出響應(yīng)�？梢�(jiàn)，從長(zhǎng)期來(lái)看，電力消費(fèi)是GDP的Granger原因，但GDP卻不是電力消費(fèi)的Granger原因。對(duì)于區(qū)域I、區(qū)域II和區(qū)域III來(lái)講，結(jié)果也是如此。但是，對(duì)于不同地區(qū)，短期因果關(guān)系卻不同。從全國(guó)范圍來(lái)看，F(xiàn)檢驗(yàn)的結(jié)果表明電力消費(fèi)是GDP增長(zhǎng)的短期Granger原因，但沒(méi)有證據(jù)表明GDP是電力消費(fèi)的短期Granger原因。對(duì)于區(qū)域I,結(jié)果卻正好相反，這或許是因?yàn)閰^(qū)域I的第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較低，導(dǎo)致電力消費(fèi)沒(méi)有成為GDP增長(zhǎng)的Granger原因，GDP的增長(zhǎng)卻拉動(dòng)了電力消費(fèi)的增加。對(duì)于區(qū)域II,GDP和ELC互不存在短 期Granger因 果 關(guān) 系。對(duì) 于 區(qū) 域III,GDP和ELC互為短期Granger因果關(guān)系，這或許是因?yàn)閰^(qū)域III的第二產(chǎn)業(yè)增加值占比高，其GDP的電力消費(fèi)彈性也相對(duì)較高造成的。

　　基于以上實(shí)證結(jié)果，本文得出如下結(jié)論：

　�、�?gòu)拈L(zhǎng)期來(lái)看，所有地區(qū)的電力消費(fèi)與GDP均存在著均衡關(guān)系，且電力消費(fèi)是GDP的Granger原因。

　�、诘诙�產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，GDP對(duì)電力消費(fèi)的變化越敏感。例如，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比最高的區(qū)域III與第二產(chǎn)業(yè)增加值占比最低的區(qū)域I相比，GDP對(duì)電力消費(fèi)的彈性系數(shù)要高18.6%.

　�、蹚娜珖�(guó)范圍來(lái)看，存在從電力消費(fèi)到GDP的短期Granger因果關(guān)系，反之，卻并不成立。

　�、軓膮^(qū)域來(lái)看，對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較低的地區(qū)，電力消費(fèi)與GDP之間并不存在短期的Granger因果關(guān)系；對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較高的地區(qū)，卻存在雙向的因果關(guān)系�？梢�(jiàn)，第二產(chǎn)業(yè)增加值占比越高，電力消費(fèi)與GDP增長(zhǎng)的關(guān)系越密切。

　　5 政策建議

　　本文利用我國(guó)1985~2012年的數(shù)據(jù)，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)我國(guó)28個(gè)省市進(jìn)行區(qū)域劃分，研究了不同產(chǎn)業(yè)構(gòu)成下電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系有著重要影響。相關(guān)部門(mén)在制定能源政策時(shí)，不應(yīng)采取一刀切的方式，而應(yīng)充分考慮各地區(qū)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的差異，進(jìn)行全面的調(diào)查和研究，制定符合各地區(qū)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的能源政策。

　　從全國(guó)范圍看，電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，且電力消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。因此，抑制電力消費(fèi)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不利影響，短期或長(zhǎng)期的電力短缺可能造成GDP增長(zhǎng)的減緩。政府相關(guān)部門(mén)應(yīng)該采取一些措施來(lái)應(yīng)對(duì)電力短缺，一方面應(yīng)增加電力投資，尤其是風(fēng)電、水電和核電等清潔能源的投資，另一方面應(yīng)采取措施來(lái)提高電力能源的利用效率，比如推進(jìn)電價(jià)改革、限制高耗能產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目的過(guò)分?jǐn)U張、加快產(chǎn)業(yè)升級(jí)等。

　　從區(qū)域范圍看，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在較大差異，電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系也不相同。因此，要根據(jù)各地區(qū)的不同特點(diǎn)，制定差異化的能源政策。第二產(chǎn)業(yè)增加值占比較高的地區(qū)，電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系更緊密。對(duì)于這些地區(qū)，采取不適當(dāng)?shù)墓?jié)能政策會(huì)制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展，應(yīng)該加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，降低第二產(chǎn)業(yè)增加值的占比；而對(duì)第二產(chǎn)業(yè)增加值占比不高的地區(qū)，由于能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期影響并不顯著，因此可以采取較為嚴(yán)厲的能源保護(hù)措施。但從長(zhǎng)期來(lái)看，還是應(yīng)該采取提高能源利用效率的各項(xiàng)措施，促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

【不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系論文】相關(guān)文章：

能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系分析論文10-08

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)況論文10-09

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析10-26

低碳消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)探討論文10-10

河南民間投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究論文10-12

能源利用效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的關(guān)系10-26

電子商務(wù)與宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析論文10-08

資源性供給緊約束條件下的消費(fèi)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展論文10-12

農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系分析論文10-08

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村金融發(fā)展關(guān)系論文10-08