《制造業(yè)能源需求與行業(yè)增長的綜列協(xié)整分析》由會(huì)員分享，可在線閱讀，更多相關(guān)《制造業(yè)能源需求與行業(yè)增長的綜列協(xié)整分析（11頁珍藏版）》請(qǐng)?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、 聲 明 （1） 本稿件系作者的獨(dú)創(chuàng)性研究成果，不存在侵犯他人著作權(quán)的行為； （2） 本稿件專投《經(jīng)濟(jì)研究》，不存在一稿多投的行為； （3） 本稿件署名權(quán)屬于： 王少平1 楊繼生12 (1華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，430074，武漢) （2河南財(cái)經(jīng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)系，450002，鄭州） Wang Shaoping1 Yang Jisheng12 (1School of Economics，Huazhong University of Science & Technolog

2、y，430074，Wuhan) （2Department of Economics, Henan University of Finance and Economics, 450002, Zhengzhou） 簽名： 作者簡介 王少平：男， 1956年4月29日生，漢族，湖北武漢人，華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生導(dǎo)師。 楊繼生：男， 1970年12月13日生，漢族，河南尉氏人，華中科技大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)博士研究生，河南財(cái)經(jīng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)系講師。 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)

3、我國工業(yè)能源的綜列協(xié)整分析 王少平 楊繼生 （華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院, 430074） 摘要：本文以我國工業(yè)12個(gè)行業(yè)為橫截單元、以各行業(yè)1985－2002年的時(shí)序數(shù)據(jù)組成綜列（或稱面板）數(shù)據(jù)，建立我國工業(yè)能源消費(fèi)的綜列協(xié)整模型，應(yīng)用綜列單位根和綜列協(xié)整檢驗(yàn)以及完全修正的OLS估計(jì)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和估計(jì)，以研究我國工業(yè)各主要行業(yè)的能源消費(fèi)與行業(yè)增長的綜列協(xié)整關(guān)系，并基于綜列誤差校正模型考察短期動(dòng)態(tài)調(diào)整效應(yīng)。結(jié)果表明，我國工業(yè)各主要行業(yè)的能源消費(fèi)與行業(yè)增長和能源效率之間存在長期均衡，且長期均衡具有顯著的短期調(diào)整效應(yīng)?；?/p>

4、這一結(jié)論所揭示的各行業(yè)能源消費(fèi)特征，本文分析了我國工業(yè)的長期能源戰(zhàn)略和短期能源政策。 關(guān)鍵詞：能源消費(fèi) 行業(yè)增長 綜列協(xié)整 LM檢驗(yàn) 一、 引 言 我國經(jīng)濟(jì)增長已表現(xiàn)出對(duì)能源的高消費(fèi)和較強(qiáng)依賴的特點(diǎn)。2002年我國一次能源消費(fèi)總量占世界消費(fèi)總量的10.6%，僅次于美國，居世界第二位。但我國同時(shí)也是全球能源保有量最低的國家之一。能源短缺對(duì)經(jīng)濟(jì)增長已經(jīng)產(chǎn)生了負(fù)面影響，據(jù)估計(jì)，2003年電力短缺使浙江省的GDP增長率降低了0.7-1個(gè)百分點(diǎn) 林伯強(qiáng)，2004：《電力短缺、短期措施與長期戰(zhàn)略》，《經(jīng)濟(jì)研究》，年第3期。 。根據(jù)2

5、004年瑞士洛桑管理學(xué)院的《全球競(jìng)爭(zhēng)力年鑒》的指標(biāo)，2001年，中國GDP增長7.3%，但除掉能源消耗后的實(shí)際GDP凈增長率是5.79%；2000年的GDP增長8.0%，除去能源消耗后的實(shí)際GDP增幅7.16%，兩年比較，明顯看出中國的能源消費(fèi)處于快速增長狀態(tài)，中國經(jīng)濟(jì)對(duì)能源的依賴在增加2 經(jīng)濟(jì)參考報(bào)，2004年10月12日。j 。我國能源消費(fèi)彈性系數(shù)2002～2004年連續(xù)3年大于1，其中2003年高達(dá)1.66。從單位實(shí)際GDP (按匯率法計(jì)算,1995年價(jià))所消費(fèi)的能源看,2002 年,我國為0.86 千克油當(dāng)量/ 美元,比美國高出4.1倍,比英國高出6.2倍,比日本高出13.3倍,比澳

6、大利亞高出4.7倍。即使與一些發(fā)展中國家相比,我國的單位產(chǎn)出能耗也較高。例如,我國比巴西高4.7倍,比印度高1.5倍3 施發(fā)啟,2005：《對(duì)我國能源消費(fèi)彈性系數(shù)變化及成因的初步分析》，《統(tǒng)計(jì)研究》第5期。 。由此可見,我國能源利用效率處于世界相對(duì)落后的水平。就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而言，工業(yè)的能源消費(fèi)占有很大的比重，而且高于其占GDP的比重。2002年我國工業(yè)占GDP的比重為44.2%，而能源消耗比重為68.9%。從能源使用效率和能源的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出效果看，工業(yè)部門的產(chǎn)值能耗最大，2002年為2.22萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤/億元。所以研究工業(yè)各主要行業(yè)能源消費(fèi)與增長的基本特點(diǎn),對(duì)于我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和能源發(fā)展的長期戰(zhàn)

7、略,以及制定有效的短期政策,都具有極為重要的現(xiàn)實(shí)意義。 現(xiàn)存文獻(xiàn)中大量的研究集中于運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整理論考察能源消費(fèi)與GDP的長期平衡關(guān)系或因果關(guān)系。如Cheng (1999)、Masih 和 Masih (1996)、 Asafu-Adjaye (2000)、McAvinchey和Yannopoulos (2003)分別對(duì)各研究對(duì)象的能源消費(fèi)和GDP進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，以考察能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整。對(duì)于我國能源需求與經(jīng)濟(jì)增長的研究，Youngho Chang和Jiang Chan（2003）通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)考察了國內(nèi)和國際油價(jià)波動(dòng)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的影響

8、。蔣金荷（2004）分析了我國的能源效率和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整；林伯強(qiáng)（2004）則通過協(xié)整分析考察了不同時(shí)期我國能源需求與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系；王海鵬等（2005）運(yùn)用協(xié)整理論和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)證研究了我國電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系。吳巧生等（2005）從中國工業(yè)化水平與能源密度的協(xié)整關(guān)系考察工業(yè)化水平與能源利用效率的關(guān)系。 但上述研究均是將標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整理論應(yīng)用于總量或單個(gè)橫截面單元（某個(gè)行業(yè)），這種研究框架無法反映我國工業(yè)各主要行業(yè)能源消費(fèi)的內(nèi)在結(jié)構(gòu)特點(diǎn)以及各行業(yè)能源消費(fèi)的相互關(guān)系。隨著綜列協(xié)整(panel cointegration)理論的發(fā)展，應(yīng)用這一理論研究能源正在形成新

9、的研究前沿，如Arqam和Hunt（2004）運(yùn)用綜列協(xié)整檢驗(yàn)考察了OECD的能源需求。之所以如此，是因?yàn)榫C列協(xié)整顯著擴(kuò)展了標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整的研究框架。 本文將我國工業(yè)各主要行業(yè)作為綜列模型的橫截面單元，估計(jì)和檢驗(yàn)我國工業(yè)能源消費(fèi)的綜列協(xié)整模型，以考察我國工業(yè)各主要行業(yè)能源消費(fèi)與行業(yè)增長間的長期均衡及其短期動(dòng)態(tài)調(diào)整，從而揭示各行業(yè)增長對(duì)能源的依賴性及其能源消費(fèi)的具體特征，基于此評(píng)價(jià)我國工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和長期能源戰(zhàn)略以及緩解能源短缺的短期措施。 二、我國工業(yè)能源消費(fèi)的綜列協(xié)整模型 我國工業(yè)各行業(yè)的增長較明顯地依賴于對(duì)能源的高消費(fèi)，而能源使用效率偏低應(yīng)是其主要原因，所以我國工業(yè)能源消費(fèi)模型需要引入能源效

10、率變量。通常所用的能源效率指標(biāo)是能源生產(chǎn)率（單位能耗的產(chǎn)值）。但本文所要研究的正是能源消費(fèi)與行業(yè)總產(chǎn)值的關(guān)系，為了解決內(nèi)生變量（由能源消費(fèi)和行業(yè)總產(chǎn)值決定的能源生產(chǎn)率）作為因變量所導(dǎo)致的估計(jì)的非一致性，我們以單位能源消耗的工業(yè)附加值作為能源生產(chǎn)率的替代變量，以度量能源使用效率。 我國1985年前后執(zhí)行的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)有較大差異，從而統(tǒng)計(jì)口徑有較大變化，所以，本文選取食品、紡織、石化、造紙、化學(xué)、醫(yī)藥、化纖、非金屬、黑色金屬、有色金屬、機(jī)電、電力煤氣及水供應(yīng)等12個(gè)重要能源消費(fèi)部門的能源消費(fèi)、行業(yè)總產(chǎn)值和能源效率的綜列數(shù)據(jù)（1985～2002年）作為樣本，研究能源消費(fèi)的收入彈性（由于采掘業(yè)主要是

11、能源供應(yīng)部門，所以沒有將其引入考察范圍），其中，能源消費(fèi)量以標(biāo)準(zhǔn)煤計(jì)量，單位為萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤。由于各行業(yè)的產(chǎn)值是以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的（1985年的工業(yè)總產(chǎn)值是以1980年不變價(jià)計(jì)算的），所以需要進(jìn)行價(jià)格調(diào)整。各行業(yè)的名義產(chǎn)值分別按歷年“分行業(yè)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)”換算為1985年不變價(jià)格的產(chǎn)值。其中，黑色金屬和有色金屬行業(yè)按冶金工業(yè)價(jià)格指數(shù)換算，化纖和醫(yī)藥行業(yè)按化學(xué)工業(yè)價(jià)格換算，電力、蒸汽、熱水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)按電力工業(yè)價(jià)格指數(shù)換算，機(jī)械、電氣、電子設(shè)備制造業(yè)按機(jī)械工業(yè)價(jià)格指數(shù)換算(樣本數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1985～2004年)。 分別以、表示第個(gè)行業(yè)第期的能源消費(fèi)量（單位：萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）與實(shí)際工業(yè)總

12、產(chǎn)值（1985年不變價(jià)，單位：億元），以表示該行業(yè)同期的能源使用效率（單位：億元/萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤），則我國的工業(yè)各主要行業(yè)的能源需求綜列模型表述為： ； (1) 其中度量了第個(gè)行業(yè)能源需求的收入彈性；度量了行業(yè)性質(zhì)所決定的對(duì)能源的靜態(tài)依賴性；則反映該行業(yè)能源效率動(dòng)態(tài)變化對(duì)行業(yè)增長的影響。 令，，則模型(1)可表示為： (2) 由于、和均取決于行業(yè)特征，而各行業(yè)能源消費(fèi)的特征是不同的，所以綜列模型(2)具有異質(zhì)性（heterogeneous）。 三、 估計(jì)與檢驗(yàn)

13、 對(duì)模型(2)進(jìn)行綜列協(xié)整檢驗(yàn)并估計(jì)其綜列協(xié)整向量，首先要求模型中各變量的數(shù)據(jù)是由綜列單位根過程所生成的，所以我們需要首先對(duì)綜列變量、、進(jìn)行綜列單位根檢驗(yàn)。 (一)綜列單位根檢驗(yàn) 所謂綜列單位根檢驗(yàn)是指將綜列變量各橫截面序列作為一個(gè)整體進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文應(yīng)用Im、Persaran和Shin（2003）的統(tǒng)計(jì)量實(shí)現(xiàn)綜列單位根檢驗(yàn)，其思路為：對(duì)綜列變量（如）的每個(gè)橫截面單元（每個(gè)行業(yè)）分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn) (3) 記為（3）中的t統(tǒng)計(jì)量，對(duì)虛擬假設(shè)（所有截面單元均存在單位根），相對(duì)于備選假設(shè)（至少一個(gè)序列平穩(wěn)）， ；，；在服從零均值、有限互異方

14、差的正態(tài)分布假定下， 綜列單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其漸進(jìn)分布為： (4) 其中：為各截面單元的平均值。，分別為相應(yīng)設(shè)定下的均值和方差。 IPS通過Monte Carlo仿真計(jì)算了、時(shí)二者的仿真估計(jì)結(jié)果（IPS（2002）表3）。 對(duì)我國工業(yè)的12個(gè)行業(yè)的能源消費(fèi)(y)、工業(yè)總產(chǎn)值x和能源效率z等綜列變量分別進(jìn)行IPS檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。 表1：綜列單位根檢驗(yàn)結(jié)果 綜列數(shù)據(jù) y △y x △x z △z 檢驗(yàn) 0.1413 -11.722 3.4262 -10.258 3.6721 -12.117 p值 0.556

15、2 4.9E-32 0.9997 4.1E-25 0.9999 4.3E-34 結(jié)論 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 注：檢驗(yàn)形式設(shè)定為：含截距不含趨勢(shì)項(xiàng)。 構(gòu)成能源消費(fèi)綜列模型的3個(gè)變量的綜列數(shù)據(jù)基于水平值的檢驗(yàn)的下尾單側(cè)p值均大于50％，不能拒絕存在綜列單位根的原假設(shè)；而其一階差分?jǐn)?shù)據(jù)的檢驗(yàn)的下尾單側(cè)p值均近似為0，高度顯著地拒絕原假設(shè)。所以，結(jié)合水平值和一階差分?jǐn)?shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)論為，3個(gè)綜列數(shù)據(jù)均為I(1)過程。這一結(jié)論不僅刻畫了我國工業(yè)行業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、能源消費(fèi)和能源使用效率的非平穩(wěn)特征，也是下述綜列協(xié)整檢驗(yàn)與估計(jì)的基礎(chǔ)。 （二）完全修正的最小二乘估計(jì)（

16、FMOLS）和LM綜列協(xié)整檢驗(yàn) 對(duì)模型(2)的綜列協(xié)整檢驗(yàn)就是對(duì)綜列殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即是否為。Philips（1986）從理論上證明，長期相關(guān)的存在會(huì)導(dǎo)致OLS估計(jì)是有偏的，基于OLS估計(jì)的殘差所進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)就缺乏可靠性。Philips和Hansen（1990）提出了完全修正的最小二乘估計(jì)（FMOLS）,以實(shí)現(xiàn)協(xié)整向量估計(jì)的一致性。McCoskey和 Kao（1998）提出了基于FMOLS估計(jì)的殘差、以存在協(xié)整關(guān)系為原假設(shè)的LM檢驗(yàn)。因此本文對(duì)模型（2）進(jìn)行FMOLS估計(jì)，基于FMOLS殘差進(jìn)行LM綜列協(xié)整檢驗(yàn)。LM檢驗(yàn)的基本思路為：對(duì)所有截面單元，令，，則模型（2）可表示為：

17、 ，， 其中：。對(duì)進(jìn)行迭代，有： (5) 若，則擾動(dòng)沒有累積的隨機(jī)趨勢(shì)，，即之間存在協(xié)整關(guān)系，否則，即不存在綜列協(xié)整。所以LM檢驗(yàn)的原假設(shè)為，備選假設(shè)為。顯然實(shí)現(xiàn)這一檢驗(yàn)的關(guān)鍵是（5）的估計(jì)的一致性，本文應(yīng)用FMOLS估計(jì)。為此記，則的長期方差矩陣及其分解定義為： ， 令，， 則FMOLS估計(jì)量為： (6) 其中：為向量， 為元素全為1的向量；；。 基于FMOLS殘差的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為： (7) 其中：，，為的一致估計(jì)。

18、假定自身不存在協(xié)整關(guān)系，且以及存在p,使得時(shí)存在，則LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量有如下漸進(jìn)分布： (8) 其中：，，為標(biāo)準(zhǔn)布朗運(yùn)動(dòng)。顯然這種期望和方差只能通過大量重復(fù)的仿真試驗(yàn)得到。 由FMOLS的殘差、校正因子、以及仿真試驗(yàn)得到的和計(jì)算LM統(tǒng)計(jì)量，并依正態(tài)分布計(jì)算其上尾的p值，以此檢驗(yàn)綜列協(xié)整原假設(shè)。如果接受原假設(shè)，則FMOLS估計(jì)即為綜列協(xié)整估計(jì)：。 （三）我國能源消費(fèi)模型的FMOLS估計(jì)和綜列協(xié)整檢驗(yàn)及其結(jié)果的分析 根據(jù)變量、、的綜列數(shù)據(jù)對(duì)模型(2)進(jìn)行FMOLS估計(jì),其過程可以概述為:①對(duì)模型(2)進(jìn)行OLS估計(jì)，得到的殘差記為，定義

19、 ②對(duì)和，利用Barlett核權(quán)函數(shù)（本文將窗寬的滯后長度設(shè)定為5）對(duì)其長期方差－協(xié)方差矩陣進(jìn)行非參數(shù)調(diào)整，得到和的一致估計(jì)，進(jìn)而得到FMOLS估計(jì)所需參數(shù)、和。③對(duì)被解釋變量進(jìn)行校正，即，④依（6）對(duì)模型（2）進(jìn)行FMOLS估計(jì)，得到： （9） 其中協(xié)整向量估計(jì)結(jié)果見表2。 由（8）式可知，需要進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化以得到弱收斂于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，而其期望和方差只能通過大量重復(fù)的仿真試驗(yàn)得到。所以我們首先要通過仿真試驗(yàn)計(jì)算當(dāng)、解釋變量個(gè)數(shù)為2時(shí)的和。實(shí)現(xiàn)這種仿

20、真試驗(yàn)的設(shè)計(jì)思路為：基于模型(5)，令，在均勻分布[0，10]上隨機(jī)生成，由[0,2]上的均勻分布隨機(jī)生成二元解釋變量的系數(shù)和，由均值為0、方差為1、協(xié)方差為0 的3維正態(tài)分布隨機(jī)生成和（二維），從而模擬生成具有協(xié)整關(guān)系的3變量系統(tǒng)，其中。對(duì)仿真數(shù)據(jù)進(jìn)行FMOLS估計(jì)，基于估計(jì)的殘差計(jì)算統(tǒng)計(jì)量的值。大量重復(fù)此仿真過程，由統(tǒng)計(jì)量的樣本均值和方差作為和在小樣本下的估計(jì)值（McCoskey和 Kao，1998，附錄C）。本文由10，000次重復(fù)的Monte Carlo仿真試驗(yàn)所得到的結(jié)果為：當(dāng)解釋變量個(gè)數(shù)為2、時(shí)，＝0.1249，＝0.003884。 對(duì)變量、、的樣本數(shù)據(jù)基于模型(2)進(jìn)行FMOL

21、S估計(jì)，基于估計(jì)殘差所得的統(tǒng)計(jì)值為：，標(biāo)準(zhǔn)化后的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為： ＝0.8014 依其漸進(jìn)分布――標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，計(jì)算的上尾單側(cè)p值為0.2115，故接受變量和、間存在綜列協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。由此我們可以得出結(jié)論，模型(9)即為我國工業(yè)各行業(yè)能源消費(fèi)的綜列協(xié)整模型，它刻畫了我國工業(yè)各行業(yè)能源消費(fèi)與增長、能源使用效率之間的長期均衡。 表2：綜列協(xié)整向量的FMOLS估計(jì)結(jié)果 i 行業(yè) 1 食品和飲料及煙草業(yè) 2.567（5.560） 0.811（11.98） -3.011（-9.607） 2 紡織業(yè) 3.834（3.603） 0.

22、645（3.995） -4.596（-4.190） 3 造紙及紙制品業(yè) 3.935（11.51） 0.717（9.892） -11.71（-6.512） 4 電力蒸汽熱水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè) 2.864（3.979） 1.114（10.36） -26.76（-7.269） 5 石油加工業(yè)及煉焦業(yè) 8.802（9.069） 0.107（0.745） -31.42（-12.67） 6 化學(xué)工業(yè) 4.313（14.79） 0.817（17.16） -25.13（-11.55） 7 醫(yī)藥工業(yè) 1.655（4.680） 0.958（13.72） -3.883（-

23、10.07） 8 化學(xué)纖維工業(yè) 3.295（19.38） 0.781（25.79） -9.995（-8.838） 9 非金屬礦物制品業(yè) 6.032（15.10） 0.575（7.990） -23.63（-5.911） 10 黑色金屬冶煉加工業(yè) 4.243（9.330） 0.891 (13.18) -41.62（-6.707） 11 有色金屬冶煉加工業(yè) 2.761（7.838） 1.010 (15.48) -26.65（-6.514） 12 機(jī)械、電氣、電子制造業(yè) 6.287（15.06） 0.286（5.112） -0.755（-3.920）

24、 注：括號(hào)內(nèi)為系數(shù)估計(jì)量的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值。 在估計(jì)的協(xié)整向量中，反映了由行業(yè)性質(zhì)所決定的對(duì)能源的靜態(tài)依賴性，是對(duì)該行業(yè)能源需求的靜態(tài)度量。其中石油加工業(yè)及煉焦業(yè)對(duì)能源的靜態(tài)依賴性最強(qiáng)（=8.802），其次分別為非金屬礦物制品業(yè)、機(jī)械、電氣、電子制造業(yè)，醫(yī)藥行業(yè)對(duì)能源的靜態(tài)依賴性最低（=1.655）。進(jìn)一步,能源消費(fèi)的收入彈性和能源效率系數(shù)則是行業(yè)能源需求的動(dòng)態(tài)度量。由FMOLS估計(jì)的結(jié)果可知：①電力蒸汽熱水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、有色金屬冶煉壓延加工業(yè)的能源消費(fèi)的收入彈性分別達(dá)到1.11和1.01，能源消費(fèi)需求的增長率超過或約等于工業(yè)總產(chǎn)值的實(shí)際增長率，說明這兩個(gè)行業(yè)對(duì)能源具有高度的依賴性。但同時(shí)這兩個(gè)行

25、業(yè)的能源效率的系數(shù)估計(jì)也最大，說明這兩個(gè)行業(yè)提高能源效率1個(gè)單位將降低能源消費(fèi)分別為26.8%和26.7%。②黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)的能源效率系數(shù)具有最大的絕對(duì)值（41.62）、同時(shí)具有較大的收入彈性（0.89）,說明盡管該行業(yè)的增長對(duì)能源的依賴性較強(qiáng)，但其能源使用效率的提高對(duì)降低能源需求的作用也最明顯。同樣，化學(xué)工業(yè)也具有相似的特點(diǎn)。③石油加工業(yè)及煉焦業(yè)和機(jī)械的能源消費(fèi)具有最小的收入彈性（0.11），但這是僅就自身能源消耗而言，因?yàn)槭图庸I(yè)及煉焦業(yè)是以能源為原材料，而且其能源使用效率的提高對(duì)降低能源需求的作用非常顯著（=31.42）。機(jī)械、電氣、電子制造業(yè)的發(fā)展對(duì)能源的依賴性較低（能源消費(fèi)

26、的收入彈性0.29），它的能源效率系數(shù)絕對(duì)值也最?。?.76），說明能源效率變化對(duì)該行業(yè)的作用相對(duì)較弱，行業(yè)增長對(duì)能源的需求基本保持穩(wěn)定。④非金屬礦物制品業(yè)能源消費(fèi)的收入彈性較低（0.58），而能源效率系數(shù)絕對(duì)值較大（23.63），說明該行業(yè)進(jìn)行節(jié)能改造、提高能源使用效率具有重要的意義。⑤醫(yī)藥工業(yè)和食品、飲料、煙草制造業(yè)能源消費(fèi)具有較高的收入彈性，分別為0.96和0.81；能源效率系數(shù)具有較小的絕對(duì)值，分別為3.88和3.01。說明這兩個(gè)行業(yè)的發(fā)展對(duì)能源的依賴性較高，提高能源使用效率的作用也相對(duì)較弱,行業(yè)發(fā)展對(duì)能源的需求也較為穩(wěn)定。⑥造紙及紙制品業(yè)、化學(xué)纖維工業(yè)、紡織業(yè)能源消費(fèi)的收入彈性和能源

27、效率系數(shù)在各行業(yè)中處于中等水平,說明這些行業(yè)發(fā)展對(duì)能源有一定的依賴性，而且提高能源使用效率的效應(yīng)不明顯。上述結(jié)論所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義為,我國長期的能源戰(zhàn)略和結(jié)構(gòu)調(diào)整應(yīng)以對(duì)能源靜態(tài)依賴性較強(qiáng)、能源收入彈性較高、能源效率提高對(duì)減少能源消費(fèi)的作用相對(duì)較弱的行業(yè)為重點(diǎn)調(diào)整對(duì)象和以節(jié)能為取向的技術(shù)改造對(duì)象，如石油加工業(yè)及煉焦業(yè)、有色金屬冶煉加工業(yè)、機(jī)械類制造業(yè)等行業(yè)，以弱化我國工業(yè)各主要行業(yè)對(duì)能源的依賴性和高消費(fèi),推動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。 （四）我國能源消費(fèi)的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整 模型（9）揭示了我國工業(yè)各行業(yè)增長與能源消費(fèi)和能源使用效率之間的長期均衡關(guān)系，度量了我國能源消費(fèi)的行業(yè)特征，為我國長期的能源政策和產(chǎn)

28、業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了依據(jù)。進(jìn)一步，我們以綜列誤差校正模型（PECM）考察我國能源消費(fèi)的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整。由于綜列協(xié)整的平穩(wěn)性,所以 PECM中的變量都是平穩(wěn)的,故我們以O(shè)LS估計(jì)如下的PECM模型,以考察能源消費(fèi)與行業(yè)增長的長期均衡所產(chǎn)生的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整效應(yīng)。 （10） 其估計(jì)結(jié)果見表3。其中為模型（9）FMOLS估計(jì)的綜列殘差，為短期調(diào)整效應(yīng)（誤差校正系數(shù)），它反映上一期對(duì)平衡關(guān)系的偏離在本期所得到的修正。 從表3可以看出， 各行業(yè)短期調(diào)整系數(shù)不僅具有正確的符號(hào)，并且均在5％的水平上顯著（只有食品工業(yè)在10%的水平上顯著）。根據(jù)Granger表述定理，PECM的估計(jì)結(jié)果

29、印證了上述綜列協(xié)整關(guān)系的存在。另一方面，與反映長期均衡關(guān)系的協(xié)整向量不同，和反映行業(yè)總產(chǎn)值和能源效率短期變化對(duì)能源消費(fèi)的短期影響。估計(jì)結(jié)果顯示，各行業(yè)增長的短期變化對(duì)能源消費(fèi)的增長具有顯著的正向影響，其中以有色金屬冶煉壓延加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、化學(xué)纖維工業(yè)、黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)短期增長變化所導(dǎo)致的能源消費(fèi)的短期增長變化最明顯，分別為1.124、1.209、1.012和0.979；能源使用效率的提高則對(duì)能源消費(fèi)增長具有較顯著的抑制作用，其中短期內(nèi)能源使用效率的提高對(duì)黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、有色金屬冶煉壓延加工業(yè)等行業(yè)具有顯著的節(jié)能效應(yīng), 分別為-49.60、-41.95和-30.32。特

30、別是我國能源消費(fèi)的長期均衡的短期調(diào)整效應(yīng)顯著, 如紡織業(yè)、化學(xué)工業(yè)、化纖工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、機(jī)電制造業(yè)對(duì)長期均衡的偏離均可在下一期得到約100％左右的校正，誤差糾正系數(shù)最低的是食品、飲料、煙草制造業(yè)（-0.406），其均衡偏差在下一期也有約40％糾正，其余大部分行業(yè)對(duì)均衡偏差的修正均在70％～80％之間。短期調(diào)整效應(yīng)的顯著性印證了我國能源消費(fèi)與增長的長期均衡，進(jìn)一步，以上基于PECM的結(jié)論所隱含的經(jīng)濟(jì)學(xué)和政策意義為，短期內(nèi)，對(duì)黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、有色金屬冶煉壓延加工業(yè)等行業(yè)進(jìn)行旨在降低能源消費(fèi)的技術(shù)更新和改造并給予相應(yīng)的資金和稅收支持，能夠顯著地減少其能源消

31、費(fèi)量。 表3：PECM的估計(jì)結(jié)果 i 行業(yè) 1 食品和飲料及煙草業(yè) 0.583（4.219） -2.689（-5.740） -0.406（-1.446） 2 紡織業(yè) 0.769（2.610） -6.110（-3.268） -0.987（-2.037） 3 造紙及紙制品業(yè) 0.933（3.943） -16.06（-6.111） -0.757（-2.706） 4 電力蒸汽熱水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè) 0.365（0.513） -29.34（-12.36） -0.724（-3.067） 5 石油加工業(yè)及煉焦業(yè) 0.566（2.427） -2

32、9.21（-10.21） -0.794（-3.345） 6 化學(xué)工業(yè) 1.209（9.594） -41.95（-13.92） -1.135（-5.715） 7 醫(yī)藥工業(yè) 0.797（3.398） -5.473（-9.451） -0.832（-4.377） 8 化學(xué)纖維工業(yè) 1.012（6.009） -12.61（-13.06） -1.083（-4.106） 9 非金屬礦物制品業(yè) 0.845（3.517） -37.56（-4.620） -1.079 (-2.194) 10 黑色金屬冶煉加工業(yè) 0.979（4.956） -49.60 (-7.140

33、) -0.748 (-3.396) 11 有色金屬冶煉加工業(yè) 1.124（1.853） -30.32 (-4.343) -0.802（-1.769） 12 機(jī)械、電氣、電子制造業(yè) 0.250（2.150） -1.128（-2.956） -0.905（-2.368） 注：括號(hào)內(nèi)為系數(shù)估計(jì)量的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值。 四、結(jié) 論 本文通過綜列單位根和綜列協(xié)整檢驗(yàn)與估計(jì)，研究了我國工業(yè)各主要行業(yè)能源消費(fèi)的基本特征，其結(jié)論為：我國工業(yè)12個(gè)主要行業(yè)的能源消費(fèi)與行業(yè)增長、能源使用效率間存在著長期均衡關(guān)系（綜列協(xié)整），大多數(shù)行業(yè)對(duì)能源具有高消費(fèi)和強(qiáng)依賴的特點(diǎn)。從靜態(tài)依賴性看，石油

34、加工業(yè)及煉焦業(yè)、機(jī)械、電氣、電子制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)等行業(yè)都具有能源高消費(fèi)的特點(diǎn)；從動(dòng)態(tài)發(fā)展的角度而言，電力蒸汽熱水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、有色金屬冶煉壓延加工業(yè)等行業(yè)的發(fā)展都對(duì)能源具有強(qiáng)依賴的特點(diǎn)；就能源使用效率的效應(yīng)而言，黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)、石油加工業(yè)及煉焦業(yè)、電力蒸汽熱水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、有色金屬冶煉壓延加工業(yè)等行業(yè)能源使用效率的提高對(duì)降低能源消耗的效果最為顯著。進(jìn)一步,能源消費(fèi)的長期均衡具有顯著的短期調(diào)整效應(yīng)，如有色金屬冶煉壓延加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、化學(xué)纖維工業(yè)等行業(yè)的能源需求對(duì)短期內(nèi)行業(yè)增長變化的反應(yīng)最為顯著；能源使用效率的提高對(duì)黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、有色金屬冶煉壓延加工業(yè)等行業(yè)迅速降

35、低能源消耗效果最明顯。 上述結(jié)論的現(xiàn)實(shí)意義在于：就我國長期能源政策和產(chǎn)業(yè)政策而言，本文的結(jié)論對(duì)于準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)各行業(yè)能源消費(fèi)隨行業(yè)發(fā)展的增長趨勢(shì)、合理規(guī)劃能源開發(fā)和能源供給以及結(jié)構(gòu)調(diào)整具有顯著的現(xiàn)實(shí)意義。進(jìn)一步，本文的結(jié)論基本準(zhǔn)確地刻畫了各行業(yè)能源需求的特點(diǎn)，基于此，本文建議，對(duì)于能源靜態(tài)依賴性較強(qiáng)和收入彈性較高的行業(yè)進(jìn)行適度調(diào)整和技術(shù)改造，特別應(yīng)重點(diǎn)支持和鼓勵(lì)有助于提高能源使用效率的技術(shù)創(chuàng)新和更新改造投資，尤其是對(duì)那些提高能源使用效率在長期能顯著降低能源消耗并且短期調(diào)整效應(yīng)顯著的行業(yè)，如黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)、石油加工業(yè)及煉焦業(yè)、電力蒸汽熱水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、有色金屬冶煉壓延加工業(yè)等，以弱化我國工業(yè)各

36、主要行業(yè)對(duì)能源的高消費(fèi),推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。 另一方面，基于短期調(diào)整效應(yīng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)學(xué)和政策意義為, 為緩解能源短缺對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響,在短期內(nèi)，應(yīng)對(duì)那些能源效率提高在短期內(nèi)能顯著降低能源消費(fèi)、能源需求的收入彈性較小、短期調(diào)整效應(yīng)顯著的行業(yè)給予政策支持，如石油加工業(yè)及煉焦業(yè)、化學(xué)行業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)和造紙及紙制品業(yè)等行業(yè)，以期短期內(nèi)能產(chǎn)生減少能源消費(fèi)而增長得以維持的效應(yīng)。 由于我國工業(yè)各主要行業(yè)能源消費(fèi)的統(tǒng)計(jì)口徑較寬，從這個(gè)意義上說，將本文的結(jié)論應(yīng)用于某些更為具體的行業(yè)也許不精確，但我們認(rèn)為，基于現(xiàn)行的統(tǒng)計(jì)口徑，本文的結(jié)論應(yīng)揭示了我國工業(yè)各主要行業(yè)能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的主要特征。

37、參考文獻(xiàn)： 王少平,2003：《宏觀計(jì)量的若干前沿理論與應(yīng)用》, 天津， 南開大學(xué)出版社。 蔣金荷,2004：《提高能源效率與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的策略分析》,《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》第10期。 林伯強(qiáng)，2004：《電力短缺、短期措施與長期戰(zhàn)略》,《經(jīng)濟(jì)研究》第3期。 王海鵬、田澎、 靳萍，2005：《中國能源消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長間協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系的實(shí)證研究——以電力行業(yè)為例》，《生產(chǎn)力研究》第3期。 吳巧生、成金華、王華，2005：《中國工業(yè)化進(jìn)程中的能源消費(fèi)變動(dòng)——基于計(jì)量模型的實(shí)證分析》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》第4期。 Frank J. Atkins and S. M. Tayyebi Jaz

38、ayeri（2004），A Literature Review of Demand Studies in World Oil Markets，Discussion Paper 2004-07, University of Calgary, Alberta, Canada. Chang Youngho and Jiang Chan (2003), Oil price fluctuations and China economy, Energy policy[J], 31(11):1151-1165. Im,K., Pesaran, M. and Shin, Y. (2002), Testin

39、g for unit roots in heterogeneous panels. Mimeographed. McCoskey, S. and Kao, C. (1998), A residual-based test of the null cointegration in panel data. Econometric Reviews 17, 57-84. Kao, C. (1999), Spurious regression and residual-based tests for cointegration in panel data. Journal of Econometr

40、ics 90, 1-44. Phillps, P. C. B. and Hansen. B. E. (1990), Statistical inference in instrumental variables regression with I(1) processes, Review of Economic Studies 57.99-125. Phillps, P. C. B.(1986), Understanding spurious regressions in econometrics, Journal of Econometrics, 33.311-340. Arqam A

41、-R and L. C. Hunt (2004). Panel unit roots and cointegration: evidence for OECD energy demand. Discussion Paper. 6Th IAEE European Conference. Long-run Energy Strategy and Short-run Energy Policies for Chinese Industries --Based on Panel Cointegration Testing for Energy Demand of 12 industri

42、es Abstract: This paper constructs the panel energy consumption model and defines the panel data for energy consumption and growth as well as energy efficiency for 12 Chinese industries. Applying the panel unit root t-bar test by IPS, we have concluded that the panel data is generated by panel un

43、it root process, furthermore, this paper estimates the model with FMOLS and tests panel cointegration among three panel variables which describe the model with LM test proposed by McCoskey and Kao. The results shows that there is a panel cointegration relationship among the three panel variables, wh

44、ich characterizes the energy consumption of the 12 industries, and PECM indicates a significant short run adjustment from the panel cointegration, which implies the existence of the panel cointegration again. The conclusions and their implication in this paper can be taken as reference evidence for

45、making long-run energy strategy and short-run energy policies of China. Keywords: Energy consumption, Growth of industry, Panel cointegration, LM test. JEL Classification: C230 L600 Q430 王少平：男，華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生導(dǎo)師。 聯(lián)系方式：電話：。 通訊地址：（430074）武漢市華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 Email： 楊繼生：男，華中科技大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)博士研究生，河南財(cái)經(jīng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)系講師。 聯(lián)系方式：電話：0， 。 通訊地址：（450002）鄭州市河南財(cái)經(jīng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)系 Email：