山东财政学院学报
JOURNALOFSHANDONGUNIVERSITYOFFINANCE
No．5Vol．115Sep2011
产业结构调整、能源消费与经济增长关系的实证研究金瑞庭
（复旦大学城市与区域发展研究中心，上海200433）
摘
要：基于产业结构、能源消费和经济增长的关系，选取1978－2008年的年度时间序列数据，
“修正”采用的新古典生产函数，在协整分析的基础之上，综合运用格兰杰因果关系检验和脉冲响应函数的研究方法，对中国的三次产业结构、能源消费与经济增长的关系进行了实证研究。结果显示：除了第二产业对能源需求产生压力之外，第三产业也表现出了对能源消费的增长势头。在此基础上，提出了简要的政策建议。
关键词：产业结构；能源消费；经济增长中图分类号：F264
文献标识码：A
文章编号：1008－2670（2011）05－0047－07
一、引言
改革开放30年以来，我国经济呈现出了前所未有的高速增长态势。1978年到2007年，我国国内生产总年均实际增长达到了9．8%，是同期世界经济年均增长率的3倍多。截至值由3645亿元增长到近25万亿元，
2010年底，我国经济总量已经超过日本，成为了世界第二大经济体。
而众所周知，能源是一个国家经济发展的命脉。在我国现代化的建设进程中，能源同样扮演着具有举足轻重的作用。能源战略的合理制定，关系到我国经济能否快速、稳定、健康发展；关系到我国能否顺利实现小康社会、和谐社会。现有的统计数据表明，我国目前的经济增长方式依旧是以第二产业（主要是工业）为主要增长极。以2009年为例，相对于第一、第三产业而言，第二产业对国民经济增长的贡献率达到了53%。不容我国目前的工业结构层次并不高，低水平的加工工业过快增长，而生产率提高较快和附加值较高的否认的是，
加工工业却增长缓慢。另外，在技术结构方面，技术创新和技术开发水平均较低，产业升级步伐并不能适应能源需求快速变化的需要。
“两高一资”（高耗能、总之，我国的经济增长方式依旧是以高污染和资源性）为特征的粗放型经济。这就必然导致我国对原煤、原油和天然气等自然资源强劲需求，进而使得经济增长和能源供需之间的矛盾日益加剧。要顺利实现我国经济快速增长的目标，必须要对我国目前的产业结构进行新一轮的调整，对能源供给短能源消费和经济增长之间的内在关系进缺的现状认真考虑和研究。本文的目的就是对我国目前的产业结构、
收稿日期：2011－06－11
作者简介：金瑞庭（1985－），男，浙江兰溪人，复旦大学城市与区域发展研究中心博士研究生，研究方向：人口、资源、环境与区域发展。
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重点考察不同产业间的经济增长和能源消费之间的内在逻辑，进而为我国转变经济增长方式，促行实证分析，
进产业结构优化，缓和能源供需矛盾及实现经济的可持续发展提供政策建议。
本文余下部分结构安排如下：第二部分简要综述相关文献。第三部分是本文对模型的构建以及数据和实证方法的说明。第四部分是分析和讨论模型实证结果。第五部分是简要的结论和政策建议。
二、文献综述
在已有的理论文献中，学者们多是从双变量模型或多变量模型的角度来研究能源消费和经济增长的关Kraft利用美国1947－1974的年度数据系，却鲜有将产业结构考虑到分析框架中。从国外的研究现状来看，GNP和能源消费之间具有单向的因果关系进行实证研究后发现，
［1］
。此后的Yu运用同样的研究方法，只是
［2］
将样本空间从1974年扩展至1979，却发现GNP和能源消费之间并不存在因果关系。在这之后，Erol对英
国、法国、意大利、德国、加拿大和日本等国30年间的GDP数据和能源消费数据进行了分析，结果显示不同国别之间的实证结论迥然不同。其中，加拿大的能源消费与GDP呈现出单向因果关系，而日本的GDP和能源消费却是双向的因果关系，英国、法国、意大利和德国四国却又是相反方向的因果关系
［3］
。Stern在Yu的研究
将Kraft的研究样本空间扩展到1990年，并且结合向量自回归模型（VAR）进行因果关系检验后发现：基础上，
虽然实证结论不支持能源消费对GDP的Granger因果关系，但如果对能源数据进行分类，则结果会恰恰相反。Stern将自己在1993年的研究又向前推进了一步，他使用单方程静态协整分析法以及多元动态协整分析法进行实证研究并发现：GDP与能源消费之间存在着长期均衡关系
［3］
。同年，John选取了印度、印度尼西亚、菲律
宾和泰国这四个亚洲发展中国家为研究样本。通过对这些国家能源消费量和GDP之间的因果关系的分析，认为菲律宾和泰国的能源消费与GDP之间存在双向的因果关系，而印度和印度尼西亚的能源消费对GDP有单向的因果关系
［4］
。George则采用希腊1960－1996年能源消费、GDP和CPI的数据，证明了以上三者之间存
［6］
［5］
在长期协整关系。其中，能源消费与GDP之间存在双向因果关系。Soytas着重研究了韩国、日本等G7国
家的能源消费和GDP之间的关系，发现以上国家间能源消费和GDP均存在着协整关系。
从国内的研究现状来看，较有代表性的是赵丽霞等的研究成果，其采用多变量的自回归方法，将能源作为新的变量引入C－D生产函数，建立了三变量的生产函数模型，结论是我国能源消费同经济增长存在着正相关的关系
［7］
。韩智勇等的研究采用中国1978－2000年的时间序列数据，分析了能源消费和GDP的关系，得
［8］
出的结论是两者之间存在着双向因果关系，但不存在长期协整性着协整关系
［9］
。周少甫等将能源细分为煤炭、石油、天
然气和水电，通过对GDP和能源消费总量、石油消费、天然气消费的协整检验，结果表明三组序列之间均存在
。而周杰琦等利用1953－2008年间的统计数据，采用非对称协整技术，同时基于供给和需求两
［10］
个视角进行了实证研究。结果发现，在长期内，中国能源消费与GDP存在着协整关系和双向因果关系。
综上所述，我们认为，不同文献建立的分析框架不同，样本数据的选取也会有差异，参数估计方法与假设检验方法也不尽相同，这些都有可能导致结论发生显著性差异。另一方面，我们看到，以上文献均没有细分三显然不能准确地反映现实经济次产业结构。如果我们的研究仅仅考察整个经济总量与能源消费之间的关系，
的运行情况。另外，在一些文献中，实证方法也存在着明显的不足。例如，在韩智勇等的论文中，样本采用的是年度GDP及能源消费总量的时间序列数据，而作者却没有对原始序列取对数，以减少异方差的影响。同样也没有对变量进行差分，以消除数据的非平稳性。因此，我们有理由怀疑结论的可靠性。
鉴于上述讨论，本文试图运用时间序列问题的规范分析方法，并将侧重点放在不同产业间的经济增长和能源消费之间的内在逻辑上，进而从长期、动态的角度来揭示我国经济增长与能源消费之间的发展规律。
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三、模型构建、数据说明和实证方法
（一）模型构建
严格意义上来说，现代经济增长理论起源于索罗（Solow）和斯旺（Swan）创立的新古典增长理论。进入20世纪80年代以后，由罗默（Romer）等新增长理论家进一步发展、深化，逐步形成了以动态一般均衡为主要研无论经济增长理论如何发展，其核心的内容还是生产函数的构建。究方法的现代增长理论。但是，
。这样一来，基于上述讨论，我们首先引入经典的总生产函数模型，然后加入能源消费这一“投入品”我“修正”L，E）的模型：Y=F（K，们就会得到
我们把（1）式具体化为C－D型：一步地，
Y=AKαLβEγ
lnY=lnA+αlnK+βlnL+γlnE
再者，我们引入时间维度，设定如下的模型用于实证分析：
lnYt=lnAt+αlnKt+βlnLt+γlnEt+μt
其中，α、β和γ分别表示各产业资本、劳动力和能源消费的产出弹性，而μt是随机误差项。
（4）（1）（2）（3）
Y代表的是各产业经济的产出，K、L和E分别是各产业投入的资本、其中，劳动力以及能源的消费量。进为了避免异方差，同时也为了实证研究的方便，我们对（2）式两边同时取自然对数：
（二）数据说明
本研究所涉及的变量和数据资料主要包括各产业的经济产出（这里采用各产业的国内生产总值）以及相应的投入资本、劳动力、能源消费共四个方面。我们选取1978－2008年各产业的数据作为计量分析的原始数将农、林、牧、渔业、水利业及农、林、牧、渔服务业作为第一产业，而将工业和据。根据我国对三次产业的规定，
（1981到2010历建筑业作为第二产业，其他的作为第三产业。本研究所涉及的数据来源于《中国统计年鉴》）、《中国能源统计年鉴》（1987，1990，1992，1998，2001，2004，2008，2009），《中国固定资产投资统计年鉴》年
（中国计划出版社），《新中国六十年统计资料汇编》（中国统计出版社），《新中国60年》（中国统计出版社）。
（三）实证方法
“伪回归”我们为了避免分析模型出现的情况，首先利用扩充的迪基－福勒法（ADF单位根检验法）来分别检验变量是否具有平稳的性质。ADF单位根检验基于模型：Yt=α+βt+γYt－1+∑αiΔYt－i+εt。其中，εt表
i=1P
示白噪声。检验结果由ADF值与麦金农（Mackinnon）临界值相比较决定，而的最优滞后期是由赤池（Akaike）的AIC准则决定。如果变量在水平上是非平稳的，我们可以采用计量方法（例如差分）将其处理成平稳的序列。协整概念的提出对于用非平稳变量来建立计量经济模型，进而检验这些变量之间的长期均衡关系具有非常重要的意义。本文采用基于回归残差的方法（也称单一方程的EG两步法）来对协整性进行检验。具体来说，第一步，用OlS做协整回归，得到残差序列et。第二步，检验et的平稳性。若et是平稳的，则原时间序列反之，则不是协整的。我们若得出变量之间存在协整关系，便可以用Granger因果关系检验法是协整的，
（Grangercausalitytests）来进一步分析。Granger因果关系检验法的实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量的方程中。如果一个变量会受到其他变量的滞后影响，我们就称他们具有Granger因果关系。另外，向量自回归（VAR）模型是基于系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值函数构造的非结构化的多方程模型。该模型一般用于预测相关时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态冲击。脉冲响应函数（IRF）能够描述一个内生变量对误差冲击的反应。也就是说，在随机误差项上施加一个标准差大小的信息冲击后，其会通过VAR模型的动态结构对内生变量的当期值和未来值产生影响，由此我们可
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以来判断变量间的动态关系。
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四、实证检验结果与分析
（一）单位根检验
我们利用Eviews6．0软件来进行单位根检验（以下分析均采用此软件），进而判断相关变量的平稳性。对于lnY2和我们分别用lnY1，取对数后的三次产业经济产出，
lnY3表示。lnK1，lnK2，lnK3，lnL1，lnL2，lnL3以及lnE1，lnE2，lnE3分别表示取对数后的三次产业资本、劳动力投入和能源消费。由图1的趋势图可以看出，水平变量的各个序列的对数并没有表现出平稳性。
我们直观的判断可以通过检验ADF值得到确认（如表1所示），比较原序列的ADF值和麦金农（Mackinnon）临界值，发现原序列均是非平稳的。而对于非平稳变量，我们采用差分的方法来处理，下表中的ΔlnY1、ΔlnY2、
图1
水平变量趋势图
ΔlnY3、ΔlnK1、ΔlnK2、ΔlnK3、ΔlnL1、ΔlnL2、ΔlnL3、ΔlnE1、ΔlnE2、ΔlnE3分别表示的是相关变量取一阶差分以后的值。单位根检验表明：模型中的时间序列变量在相应的显著性水平下（主要是1%显著性水平）都是一阶单如表1所示。整的，
表1
变量
lnY1ΔlnY1lnY2ΔlnY2lnY3ΔlnY3lnK1ΔlnK1lnK2ΔlnK2lnK3ΔlnK3lnL1ΔlnL1lnL2ΔlnL2lnL3ΔlnL3lnE1ΔlnE1lnE2ΔlnE2lnE3ΔlnE3
我国三次产业经济产出，资本、劳动力投入和能源消费的单位根检验结果
检验类型
不带漂移项和趋势项
带漂移项
带漂移项和趋势项
带漂移项
不带漂移项和趋势项
带漂移项带漂移项
带漂移项和趋势项不带漂移项和趋势项
带漂移项
带漂移项和趋势项
带漂移项
不带漂移项和趋势项
带漂移项
不带漂移项和趋势项
带漂移项带漂移项
带漂移项和趋势项带漂移项和趋势项
带漂移项
带漂移项和趋势项
带漂移项
不带漂移项和趋势项带漂移项和趋势项
滞后阶数
111111111111111111111111
显著性水平（临界值）1%（－2．6471）5%（－2．9678）1%（－4．3098）10%（－2．6251）1%（－2．6471）5%（－2．9678）1%（－3．6702）1%（－4．3098）1%（－2．6443）1%（－3．6793）1%（－4．3098）1%（－3．6793）1%（－2．6471）5%（－2．9678）1%（－2．6443）1%（－3．6793）5%（－2．9640）1%（－4．3098）1%（－4．2967）1%（－3．6793）1%（－4．3240）10%（－2．6230）1%（－2．6443）1%（－4．3098）
ADF检验值2．7222
＊
－3．5452＊－3．4633－2．9646*2．7135
＊
－3．5971＊2．4611
＊＊
－6．1150＊4．7712
＊＊
－4．0106＊－3．2345
＊＊
－4．3616＊0．1206
＊
－3．3521＊5．2910
＊＊
－4．4907＊－2．7662
＊＊
－5．5731＊－1．9356
＊＊
－5．4953＊－3．2216－2．8930*5．8264
＊＊
－5．3347＊
5%和1%显著性水平上拒绝有单位根的原假设。注：*、＊＊、＊＊＊分别表示在10%、
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（二）协整检验
根据上述的讨论，我们知道模型中的经济变量都具有一阶单整的性质。接下来，我们可以对模型分别采结果如表2所示。用EG两步法进行协整检验，
表2
产业第一产业第二产业第三产业
我国三次产业经济产出，资本、劳动力投入和能源消费的残差序列协整检验结果ADF检验值
＊
－3．3609＊＊
－2．5397＊＊
－3．2260＊
检验类型带漂移项不带漂移项和趋势项
带漂移项
滞后阶数
1
11
显著性水平（临界值）5%（－2．9678）5%（－1．9534）5%（－2．9640）
注：（1）＊＊分别表示在5%显著性水平上拒绝有单位根的原假设；（2）用于协整检验的ADF值使用专用的临界值表，满足
－1－2
T表示的是样本容量。计算公式为：C（α）=φ∞+φ1T+φ2T，其中，
从协整结果可以看出，三次产业的残差序列的ADF值均小于5%显著性水平下的麦金农临界值。由此，我们得知，三次产业的残差序列均是平稳序列，服从I（0）单整过程。这也就表明模型中的三次产业经济产出，资本、劳动力投入和能源消费之间分别存在着长期的协整关系。
（三）格兰杰因果关系检验
我们知道，协整检验并不能说明变量之间的因果关系。也就是说，我们无法判断，三次产业经济产出，资“需求跟进”“供给引导”本、劳动力投入和能源消费之间到底是还是的？基于此，我们引入格兰杰因果关系检验法，结果如表3所示。
表3
产业
我国三次产业经济产出，资本、劳动力投入和能源消费的格兰杰因果关系检验结果原假设
LnK1不是LnY1的格兰杰原因LnY1不是LnK1的格兰杰原因LnL1不是LnY1的格兰杰原因LnY1不是LnL1的格兰杰原因LnE1不是LnY1的格兰杰原因LnY1不是LnE1的格兰杰原因LnK2不是LnY1的格兰杰原因LnY2不是LnK2的格兰杰原因
第二产业
LnL2不是LnY2的格兰杰原因LnY2不是LnL2的格兰杰原因LnE2不是LnY2的格兰杰原因LnY2不是LnE2的格兰杰原因LnK3不是LnY3的格兰杰原因LnY3不是LnK3的格兰杰原因
第三产业
LnL3不是LnY3的格兰杰原因LnY3不是LnL3的格兰杰原因LnE3不是LnY3的格兰杰原因LnY3不是LnE3的格兰杰原因
样本数292929292929303030303030303030303030
滞后阶数
2
22222111111111111
F统计值3．11534．56102．75180．64211．49341．55639．25340．00277．48760．09705．43670．03971．51620．948013．95413．91313．91310．0083
P值0．06270．02090．08400．53500．24460．23150．00520．96010．01080．75790．02740．84370．22880．33890．00090．05820．05820．9280
第一产业
注：（1）由于格兰杰因果检验的任何一种检验结果都与滞后长度的选择有关，根据AIC和SC准则选取滞后阶数，原则是AIC和SC的值越小越好。笔者经过反复检验，确定各变量进行Granger因果检验的滞后阶数，反映在表中；（2）根据题意，笔者只列出模型相关的统计量。
因果关系检验表明：在10%的置信度下，第一产业中的经济产出和相应的资本投入互为格兰杰因果关系；劳动力投入是经济产出的格兰杰原因，而经济产出不是劳动力投入的格兰杰原因；经济产出和能源消费之
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而经济产出不是资本间没有相互的格兰杰因果关系。第二产业中的相应资本投入是经济产出的格兰杰原因，
投入的格兰杰原因；类似地，劳动力投入和能源消费也是经济产出的单向格兰杰原因。第三产业中的经济产出和相应的资本投入之间没有相互的格兰杰因果关系；但是相应的劳动力投入和经济产出却有着相互的格兰杰因果关系；而能源消费是第三产业经济产出的单向格兰杰原因。
（四）脉冲响应分析
为了进一步分析模型中各变量之间的动态关系，我们采用VAR模型进行脉冲响应分析，结果如下图所图中横轴表示冲击作用的滞后时间，纵轴表示因变量对扰动项一个标准差冲击的响应程度。实线示。其中，
是脉冲响应函数值，虚线为两倍标准的置信带。
图2各产业经济产出与能源消费的脉冲响应路径
首先，我们来考察第一产业的经济产出与能源消费量之间的一个标准差冲击的动态响应过程。从脉冲响应过程可以看出，短期内，能源消费量的增加对第一产业经济产出不利，表现为持续的负效应。但是，第一产业经济产出对能源消费却具有正效应，虽然其影响程度较小。容易理解，我国第一产业的经济产出主要还是来自资本和劳动力要素的投入，能源发挥的作用较小。其次，我们来考察第二产业的经济产出与能源消费量之间的一个标准差冲击的动态响应过程。从脉冲响应过程可以看出，在持续较长的时间内，能源消费量的增52
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表现为持续的正效应。第二产业的经济产出对能源的消费量同样表现为持久加能促进第二产业的经济产出，
“两高一资”的正效应。容易理解，目前我国的经济增长方式仍然属于的粗放型发展方式，第二产业的发展对能源有较强的依赖性。最后，我们来考察第三产业的经济产出与能源消费量之间的一个标准差冲击的动态响应过程。从脉冲响应过程可以看出，能源消费量的增加对第三产业的经济产出表现为持续的正效应。无独有偶，第三产业的发展对能源消费的增长也表现稳定的正效应。也就是说，第三产业的经济产出对能源消费的积极作用已经得到了发挥。
五、结论和政策建议
（一）结论
第一，根据协整检验：三次产业的经济产出，资本、劳动力投入和能源消费之间分别存在着长期的协整关系。第二，根据格兰杰因果关系检验：第一产业的经济产出与能源消费之间没有相互的格兰杰因果关系；第二产业的能源消费与经济产出之间存在着单向的格兰杰因果关系；第三产业的能源消费与经济产出之间也存在着单向的格兰杰因果关系。
第三，脉冲响应分析：从动态的角度进一步支持了格兰杰因果关系检验所展示出的三次产业发展与其能源消费之间的关系。
（二）政策建议
基于以上分析，我们给出一些相关的政策建议。第一，要进一步优化我国的产业结构，强化集约型的经济增长方式。前面的实证已经表明，伴随着我国第三产业的发展，能源的消费量在第三产业也逐渐呈现出上升的趋势。因此，我们在着力调整第二产业结构的同时，也要重视在第三产业中发展清洁能源技术，并鼓励产业，制度和技术的创新。第二，大力推进“节能减排”发展绿色经济。着重点要放在淘汰落后的生产能力方面。另外，要提高全民的节能减排意识和能力，提倡崇尚节约、科学文明的生活方式，形成节约资源、减少污染、保护环境的社会风气。第三，完善政绩考核制度。关键是要创新考评思路，健全指标体系。重点是要把环境保护、社会发展、生活质量、幸福指数等纳入政绩考评指标体系，进而更加重视保障和改善民生。参考文献：
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ADiscussionoftheDevelopmentStrategyofChina＇sDomesticAutoBrands
DUChun-xia
（SchoolofBusinessAdministration，ShandongUniversityofFinanceandEconomics，Jinan250014，China）Abstract：Inrecentyearswiththearrivalofeconomiccrisis，theglobalcarmarkethasgreatlychanged．Inthissituation，ourdomesticautobrandsnotonlyfacebigchallenges，butalsomoreopportunities．OnthebasisoftheSWOTanalysisoftheself-ownedautobrandsinChina，thedevelopmentstrategyofChina＇sdomesticautobrandsisputforwardintermsofmarket，technology，brandandservice，etc．
Keywords：self-ownedbrand；autoband；SWOTanalysis；developmentstrategy；automobileindustry
（责任编辑
李秀荣）
櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏（上接第53页）
AnEmpiricalStudyontheIndustrialStructureAdjustment，
EnergyConsumptionandEconomicDevelopment
JINRui-ting
（ResearchCenterforUrbanandRegionalDevelopment，FudanUniversity，Shanghai200415，China）Abstract：BasedonthemodifiedNeo－classicproductionfunction，theyearlytimeserialdatafrom1978to2008，applyingGrangerCausalityTestandimpulseresponsefunctionanalysis，thispaperinvestigatestherelation-shipamongindustrystructure，energyconsumptionandeconomicdevelopmentinChinathroughCointegrationAnaly-sis．Theresultsshowthatnotonlythesecondindustryengenderspressureofenergydemand，thethirdindustryalsomanifestsatendencyofenergyconsumptionincrease．Finally，somebriefpolicysuggestionsaregivenconcerningthethemeofthepaper．
Keywords：industrystructure；energyconsumption；economicdevelopment
（责任编辑
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刘小平）
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