改革開放以來中國能源效率影響因素的實證研究

改革開放以來中國能源效率影響因素的實證研究

改革開放以來，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值在過去30年中迅速增長，2007年gdp比去年增加了11.4%。在盤點所取得的輝煌業(yè)績時,我們發(fā)現(xiàn)高速的經(jīng)濟增長是以資源的高投入、高消耗以及環(huán)境的高污染為代價的。這種粗放式的經(jīng)濟增長后果是:能源浪費嚴(yán)重,環(huán)境污染惡化,能源對外依存度加大,這對我國經(jīng)濟與社會的可持續(xù)發(fā)展構(gòu)成威脅,解決這一問題的根本途徑就是提高能源效率。為此,我國政府在“十一五”發(fā)展規(guī)劃中提出:在優(yōu)化結(jié)構(gòu)、提高效益和降低消耗的基礎(chǔ)上,實現(xiàn)2010年中國單位GDP能源消耗比“十五”期末降低20%左右。然而,2006年單位GDP能耗僅下降了1.33%,未完成年均4.4%的節(jié)能目標(biāo)。因此,我們有必要深入分析能源效率與其影響因素之間的動態(tài)關(guān)系,為提高能源效率提供一些政策建議。能源效率是國內(nèi)外普遍關(guān)注的問題之一。Patterson指出,能源效率是一般化的術(shù)語,可以用多種數(shù)量上的指標(biāo)進(jìn)行測算,一般來說,能源效率是指用較少的能源生產(chǎn)同樣數(shù)量的服務(wù)或者有用的產(chǎn)出,問題是如何準(zhǔn)確地定義有用的產(chǎn)出和能源投入。李廉水又將能源經(jīng)濟效率分為能源強度和能源生產(chǎn)率,兩者互為倒數(shù)。史丹指出能源效率的含義非常寬廣,并從能源綜合效率、能源生產(chǎn)效率、能源消費效率三方面分析我國能源效率的變化趨勢與現(xiàn)狀。本文將能源綜合效率作為衡量我國能源效率指標(biāo),能源綜合效率是指能源要素的投入與經(jīng)濟產(chǎn)出比,一般用單位GDP能耗表示,其數(shù)值越大能源效率越低。國內(nèi)外關(guān)于能源效率及其影響因素之間的關(guān)系研究包括:王海建研究了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對能源強度下降的影響。齊志新、陳文穎認(rèn)為,技術(shù)進(jìn)步是我國能源效率提高的決定因素。李廉水把能源效率的提高歸結(jié)為兩類因素,一是能源從低生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè)流向高生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè),即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整;二是通過技術(shù)進(jìn)步提高能源利用效率。徐國泉、姜照華定性分析了技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和能源價格對能源效率的影響。余甫功以廣東為例,論證了能源結(jié)構(gòu)變化對能源效率的作用。Edenhofer和Jaeger研究了能源替代對能源效率提高的作用。Farla研究了荷蘭的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與能源效率變化的關(guān)系。Henryson以瑞典為樣本,研究了信息與提高能源消費效率的關(guān)系。董利指出,國內(nèi)已有研究存在的不足,表現(xiàn)在:能源效率是受多種因素綜合影響,而現(xiàn)有文獻(xiàn)是從不同的角度單獨分析考察某一因素對能源效率的影響,這不利于全面地把握轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟條件下我國能源效率變化及成因。迄今為止,國內(nèi)外學(xué)者還未對能源效率及其影響因素之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實證研究,本文將對此展開研究。1變量選擇和數(shù)據(jù)來源1.1煙臺市對gdp的降低經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化對能源效率的影響是顯而易見的。一般來說,第三產(chǎn)業(yè)能耗低,20世紀(jì)80年代,美國是通過提高第三產(chǎn)業(yè)的比例來降低單位GDP的能耗。本文將第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重作為能源效率的重要解釋變量,這是因為第三產(chǎn)業(yè)比重的提高是影響中國能源效率改善的關(guān)鍵因素,且中國正處于工業(yè)化中期,第三產(chǎn)業(yè)比重的上升幅度會加大。1.2單位產(chǎn)品節(jié)能技術(shù)技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響主要體現(xiàn)在兩方面:一方面,“硬”技術(shù)進(jìn)步(如科技創(chuàng)新)可以提高設(shè)備的工作效率,從而降低單位產(chǎn)品的能耗。另一方面,“軟”技術(shù)進(jìn)步(如管理、制度等改進(jìn)與優(yōu)化)可以降低中間交易成本、減少中間能源損耗、提高資源配置效率,進(jìn)而降低單位產(chǎn)品的能耗。技術(shù)進(jìn)步的衡量一直是經(jīng)濟學(xué)界的難題,本文利用全要素生產(chǎn)率來代表技術(shù)進(jìn)步。1.3不同品種的能源投入對于石油和天然氣來說,煤炭的利用率較低,所以在同一產(chǎn)出水平下,不同品種的能源投入是不同的。因此,能源消費結(jié)構(gòu)的變化會對能源效率產(chǎn)生很大的影響。由于資源稟賦特性,我國的一次能源消費將繼續(xù)以煤炭為主。本文用煤炭在一次能源消費總量中的比重衡量能源結(jié)構(gòu)變化。1.4燃料市場價格能源價格是影響能源效率的一個重要因素。能源價格的上漲使得用戶所支付的成本不斷增加,這將導(dǎo)致用戶一方面節(jié)約用能,另一方面不斷尋求新技術(shù),充分提高能源效率。本文采用由國家統(tǒng)計局公布的礦物燃料價格指數(shù)來代表能源價格,因為燃料價格近似地反映了能源的供給成本。基于以上的討論,我國能源效率與其影響因素的關(guān)系可以用下式表示:EF=f(ES,T,CS,P)(1)式中EF表示能源效率,ES表示經(jīng)濟結(jié)構(gòu),T代表技術(shù)進(jìn)步,CS是能源消費結(jié)構(gòu),P代表能源價格。本文所用數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》(1978-2006)。其中GDP是消除價格影響因素的實際GDP且以1978年為基期,礦物燃料價格指數(shù)以1978=100為基期,全要素生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)來自文獻(xiàn)《中國全要素生產(chǎn)率估計:1978-2006年》。2模型擬合優(yōu)度檢驗改革開放以來,由于我國經(jīng)濟體制改革、能源政策調(diào)整、各種各樣外界沖擊等因素對能源效率產(chǎn)生了一定的影響,而用固定參數(shù)模型表現(xiàn)不出這些不可觀測變量對能源效率的影響。因此,本文利用狀態(tài)空間模型來研究能源效率的影響因素對其動態(tài)變化過程。為增強時間序列的平穩(wěn)性,對各變量取自然對數(shù)后的狀態(tài)空間模型如下:lnEF1=c(1)+sv1tlnESt+sv2tlnTt+sv3tlnCSt+sv4tlnPt+μt(2)sv1t=c(2)+sv1t-1+ε1t,sv2t=c(3)+sv2t-1+ε2t,sv3t=c(4)+sv3t-1+ε3t,sv4t=c(5)+sv4t-1+ε4t,(3)sv1t=c(2)+sv1t?1+ε1t,sv2t=c(3)+sv2t?1+ε2t,sv3t=c(4)+sv3t?1+ε3t,sv4t=c(5)+sv4t?1+ε4t,(3)其中εt,μt分別為隨機擾動項且相互獨立,各自滿足零均值、同方差的古典假設(shè)。將1978-2006年我國能源效率及其影響因素變量的數(shù)據(jù)代入上式,用卡爾曼濾波算法可估算出最后的狀態(tài)空間模型如下:lnEF1=4.10+sv1tlnESt+sv2tlnΤt+sv3tlnCSt+sv4lnΡt+μtsv1t=0.002+sv1t-1+ε1t,sv2t=-0.01+sv2t-1+ε2t,sv3t=0.014+sv3t-1+ε3t,sv4t=0.014+sv4t-1+ε4t,(4)lnEF1=4.10+sv1tlnESt+sv2tlnTt+sv3tlnCSt+sv4lnPt+μtsv1t=0.002+sv1t?1+ε1t,sv2t=?0.01+sv2t?1+ε2t,sv3t=0.014+sv3t?1+ε3t,sv4t=0.014+sv4t?1+ε4t,(4)檢驗結(jié)果表明,除經(jīng)濟結(jié)構(gòu)外,其它參數(shù)都是高度顯著的,且模型的擬合優(yōu)度較高。各變量的狀態(tài)參數(shù)均符合隨機游走形式,說明改革開放以來我國經(jīng)濟體制改革、能源政策調(diào)整、各種各樣外界沖擊等因素對能源效率產(chǎn)生了一定的影響。各狀態(tài)參數(shù)的變化軌跡如圖1-4所示。從圖1中可以看出,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對能源效率的彈性具有較大的波動性。1978-1981年的彈性系數(shù)sv1t由0.16下降到-0.84,1982年降至最低-0.87。由于1982年中共十二大明確提出節(jié)約能源、有效利用能源的戰(zhàn)略,因此,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化對能源效率的彈性影響較大。1983-2003年經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對能源效率的彈性系數(shù)sv1t基本維持在0.1左右,可見這期間提高第三產(chǎn)業(yè)的比重不會促進(jìn)能源效率的提高反而有反作用,這與韓智勇的研究結(jié)果相似。主要原因是產(chǎn)業(yè)間的正效應(yīng)小于產(chǎn)業(yè)內(nèi)能源效率下降的負(fù)效應(yīng)。近年來經(jīng)濟的增長主要依靠高耗能行業(yè)和高能耗附加值產(chǎn)品的出口拉動的,這表明產(chǎn)業(yè)內(nèi)能源的配置是無效率的。2004-2006年sv1t又變?yōu)樨?fù)數(shù),可見提升第三產(chǎn)業(yè)的比重對能源效率的提高具有一定的拉動作用,其主要原因是各項節(jié)能措施的實施和節(jié)能技術(shù)的推廣,行業(yè)內(nèi)的能源配置效率較高,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對能源效率的總效應(yīng)為正。從圖2中可以看出技術(shù)進(jìn)步對能源效率的提高具有巨大的拉動作用。從技術(shù)進(jìn)步對能源效率的彈性系數(shù)來看,1978-2006年所有數(shù)據(jù)都為負(fù)數(shù),這說明技術(shù)進(jìn)步能夠降低單位GDP能耗,單位GDP能耗的降低也就是能源效率的提高。技術(shù)進(jìn)步對能源效率的彈性系數(shù)sv2t波動性較大,在1978年出現(xiàn)了最高值-0.35,隨后又有幾次升降,到2006年降低最低值-0.59。總體來看sv2t是呈下降趨勢的,其主要原因是改革開放以來,我國經(jīng)濟發(fā)展水平較低、經(jīng)濟體制和制度不夠完善、能源技術(shù)水平較低,技術(shù)進(jìn)步所帶來的節(jié)能成果不能被完全釋放出來。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平的加速、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化、管理水平的不斷提升以及對外開放程度的加深,技術(shù)進(jìn)步所帶來的效應(yīng)更好地滲透到國民經(jīng)濟的各個部分,從而對能源效率的提高起到一個巨大的拉動作用。同時,也發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步對能源效率的提升空間還很大,并沒有出現(xiàn)拐點。從圖3可以看出消費結(jié)構(gòu)對能源效率的彈性系數(shù),1978-2006年sv3t為正數(shù),這說明煤炭消費比重的上升對能源效率的提升起到抑制作用。1987年彈性系數(shù)sv3t僅為0.04,但在1981年開始出現(xiàn)一個跳躍式的上升,增至3.10以上,到1983年達(dá)到最大值3.39。這是由于改革開放以來,我國經(jīng)濟增長方式一直以高投入、高消耗為主,使得能源特別是煤炭被大量消耗掉。正是基于這樣的背景下,中共十二大才明確提出了節(jié)約能源、有效利用能源的戰(zhàn)略。1984-1996年彈性系數(shù)sv3t基本穩(wěn)定在0.5左右。這是因我國經(jīng)濟體制和制度已逐步完善、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷得到優(yōu)化、能源技術(shù)不斷取得進(jìn)步,所以煤炭比重的提升對能源效率提高的抑制作用要弱一些。而在1998-2006年彈性系數(shù)sv3t又突然升至1.9左右,出現(xiàn)這一現(xiàn)象的主要原因是受東南亞金融危機,我國政府為了保持經(jīng)濟的持續(xù)增長而擴大了基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè),煤炭比重的提升對能源效率的抑制作用又較上期有所增強。從圖4可以看出除了1979-1982年、1983-1984年能源價格對能源效率的彈性系數(shù)sv4t影響較大外,其它年度相對比較平穩(wěn)。1979年彈性系數(shù)sv4t為0.05,而到1982年突然下跌到最低值-5.24,之后在1983-1984年又出現(xiàn)一次幅度較小的波動。之所以這樣,是因為改革開放以來,我國能源利用率較低,能源消耗非常大,且此期間經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、技術(shù)進(jìn)步、能源消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化等因素對提高能源效率的貢獻(xiàn)較小,只有能源價格的上升才能促進(jìn)能源效率的提高,因此,這兩階段的彈性系數(shù)sv4t由正變負(fù)。1985-2006年彈性系數(shù)sv4t一直徘徊在0.1-0.2左右,說明提高能源價格并不能促進(jìn)能源效率的提升反而有抑制作用。這是因為1985年以來我國經(jīng)濟發(fā)展速度加快、居民生活水平快速提升,特別是近年來我國政府對基礎(chǔ)設(shè)施投入的加大、高耗能行業(yè)的扶持以及出口貿(mào)易的鼓勵,由此造成了能源的過渡消耗,使得單位GDP的能耗加大。因此,能源效率的價格彈性系數(shù)為正值。3元結(jié)構(gòu)var模型以上研究的是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、能源消費結(jié)構(gòu)和能源價格對能源效率的單向動態(tài)變化過程,下面我們使用向量誤差修正模型(VEC)分析這五個變量之間的長期均衡和短期波動關(guān)系,并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解模型就能源效率與其影響因素之間的動態(tài)影響作進(jìn)一步分析。由于能源效率、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、能源消費結(jié)構(gòu)和能源價格之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)性可以通過各自沖擊的交互影響體現(xiàn)出來,為此,我們建立五元結(jié)構(gòu)VAR模型:Yt=A0+B1Yt-1+B2t-2+…+BpYt-p+μt(5)其中,Yt=(LEFt,LESt,LTt,LCSt,LPt),μt為擾動向量,A0為常數(shù)向量,A1,A2,…Ap為參數(shù)矩陣,p為滯后期,LEFt、LESt、LTt、LCSt和LPt為取自然對數(shù)后的各變量。根據(jù)Jonansen于1958年提出的估計方法,如果VAR模型的內(nèi)生變量都含有單位根,當(dāng)這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系時,可將上述模型修改為向量誤差修正模型:DYt=A0+ΠYt-p+p-1∑i=1ΓiDYt-i+μt(6)DYt=A0+ΠYt?p+∑i=1p?1ΓiDYt?i+μt(6)其中,DYt表示Yt的差分,Γi=-Ι+p∑i=1Bi(i=1,2,?,p-1),Π=-Ι+p∑i=1Bi,ΠYt-pΓi=?I+∑i=1pBi(i=1,2,?,p?1),Π=?I+∑i=1pBi,ΠYt?p即為誤差修正項(ECM),表示各變量之間長期的穩(wěn)定變化關(guān)系。3.1adf和pp檢驗和kpss平穩(wěn)性檢驗常用的單位根檢驗方法有ADF檢驗、PP檢驗和KPSS檢驗,由于ADF檢驗和PP檢驗對小樣本數(shù)據(jù)可能缺乏效力,而KPSS平穩(wěn)性檢驗在選擇較低的滯后截斷參數(shù)時,對小樣本較為有效。因此,本文以KPSS統(tǒng)計量判斷數(shù)據(jù)平穩(wěn)性,表1顯示五個時間序列都是一階單整的。3.2多變量協(xié)整檢驗本文在向量自回歸模型結(jié)果的基礎(chǔ)上,采用Johansen和Juselius一起提出的基于回歸系數(shù)的多變量協(xié)整檢驗。首先,綜合考慮LR統(tǒng)計量、赤池信息準(zhǔn)則、施瓦茨準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則進(jìn)行選取,然后進(jìn)行模型的檢驗,直到找到理想的模型。經(jīng)過反復(fù)檢驗確定滯后期為2,結(jié)果見表2。由此可以看出,在5%的顯著水平下,變量之間存在2個協(xié)整變量關(guān)系。3.3能源價格對能源效率的彈性以上分析說明能源效率、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、能源消費結(jié)構(gòu)、能源價格之間存在長期的均衡關(guān)系,但我們無法了解到這些變量的短期動態(tài)關(guān)系,誤差修正模型可以解決這個問題,模型估計結(jié)果見表3。由表3可以看出,能源效率與其影響因素之間具有長期均衡關(guān)系。從長期來看,能源效率對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的彈性為0.37,說明第三產(chǎn)業(yè)比重的上升對能源效率的提高沒有拉動作用;能源效率對技術(shù)進(jìn)步的彈性為-0.84,由此可以看出技術(shù)進(jìn)步對能源效率的影響較大,技術(shù)進(jìn)步每提高一個百分點,就能使能源效率提高0.84百分點;能源效率對能源消費結(jié)構(gòu)的彈性為1.52,這說明煤炭比重提高一個百分點則導(dǎo)致能源效率降低1.52個百分點,可見我國一次能源消耗過度地依賴煤炭,能源消費結(jié)構(gòu)很不合理。能源價格對能源效率的彈性為-0.13,表明能源價格的提高也能促使能源效率的小幅度提高,我們應(yīng)進(jìn)一步完善能源價格形成機制,充分發(fā)揮能源價格的節(jié)能功效。從短期來看,能源效率的波動來自兩方面:一方面它受到自變量短期波動的影響,滯后一期的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、能源消費結(jié)構(gòu)、能源價格對能源效率短期波動的影響系數(shù)分別為-0.10、0.06、0.75、-0.09,由此可以發(fā)現(xiàn)能源消費結(jié)構(gòu)對能源效率波動性影響很大;另一方面它又取決于誤差修正項,誤差修正項反映了變量在短期波動中偏離它們長期均衡關(guān)系的程度,其系數(shù)大小反映短期波動對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值-0.15來看,當(dāng)短期波動偏離長期均衡時,系統(tǒng)將以-0.15的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。3.4能源價格與能源效率協(xié)整分析只是說明變量間是否存在長期均衡關(guān)系,并沒有表現(xiàn)出一個變量的變動對整個系統(tǒng)的擾動,以及各變量對這些擾動的綜合反應(yīng)。而脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的就是在擾動項上加上一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)前和未來值所帶來的影響。本文以VAR模型為基礎(chǔ),對各變量之間的系統(tǒng)關(guān)系進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析(見圖5)。從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化的沖擊所引起的能源效率變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可以看出,當(dāng)期經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化的一個正沖擊給能源效率帶來負(fù)面影響,并一直持續(xù)到第5期,之后變?yōu)檎嬗绊懺诘?0期達(dá)到最大。這說明經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化受外部條件的某一正沖擊后,能源效率的變化規(guī)律是先降后升。我國目前產(chǎn)業(yè)內(nèi)部能源效率與其它國家相比較低,產(chǎn)業(yè)間優(yōu)化升級所來的正效應(yīng)小于產(chǎn)業(yè)內(nèi)部能耗較高的負(fù)效應(yīng),所以前幾期經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化的正沖擊會給能源效率帶來負(fù)面影響。只有產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的能源效率提高到一定程度時,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化的正沖擊才會促進(jìn)能源效率的提高。從技術(shù)進(jìn)步的沖擊所引起的能源效率變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可以看出,技術(shù)進(jìn)步的一個正沖擊會給能源效率帶來負(fù)面的沖擊,但在第4期后又變成正面的沖擊,且幅度由大逐漸變小。技術(shù)進(jìn)步是通過整個國民經(jīng)濟體系和市場機制傳導(dǎo)到各生產(chǎn)部門并對其產(chǎn)生作用的,所以技術(shù)進(jìn)步對促進(jìn)能源效率的提升有時間滯后性。我國經(jīng)濟是建立在一個市場程度不高、機制和體制不健全、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、管理水平低下、技術(shù)落后的基礎(chǔ)之上的,因此在初期,技術(shù)進(jìn)步對能源效率的提升空間很大,但隨著經(jīng)濟體制改革的深入,技術(shù)進(jìn)步所發(fā)揮的作用會逐漸減小。從能源消費結(jié)構(gòu)變化的沖擊所引起的能源效率變化的脈沖響應(yīng)圖可以看出,本期給能源消費結(jié)構(gòu)變化一個正沖擊會給能源效率帶來負(fù)面影響,并且此影響一直持續(xù)到第5期,之后才對能源效率的提升起拉動作用。我國的資源稟賦特性決定我國現(xiàn)階段和未來一段時間內(nèi),一次能源消耗仍以煤炭為主。一方面,煤炭的利用率要低于石油和天然氣,當(dāng)給能源消費結(jié)構(gòu)變化一個正沖擊時,前幾期能源效率會下降;另一方面,煤炭的價格又遠(yuǎn)低于石油和天然氣,當(dāng)我們推廣煤化油、煤化氣、煤化電力以及清潔高效燃煤技術(shù)后,同樣資源條件下GDP會增加而消耗會減少,所以后期能源效率會上升。從能源價格變化的沖擊所引起的能源效率變化的脈沖響應(yīng)圖可以看出,當(dāng)在本期給能源價格一個正沖擊后,能源效率在前5期內(nèi)迅速上升并在第6期達(dá)到最大,隨后開始下降。這說明能源價格的正向沖擊對能源效率的提高具有顯著的拉動作用,并且這一顯著促進(jìn)作用具有持續(xù)效應(yīng)。而本文第三部分分析顯示1985-2006年能源價格提高對能源效率的提升有小幅度的抑制作用,這說明這期間我國能源價格受政府管制比較嚴(yán)重,能源價格沒有真實地反映資源的稀缺性和社會成本,其作為優(yōu)化資源配置的有效手段也沒有發(fā)揮出來。為此,我們必須進(jìn)一步完善能源價格形成機制,使