一直以來，世界各國的能源消費均以化石燃料為主，經(jīng)濟的持續(xù)增長需要依靠能源的高消費來維持，隨著人口的增長和工業(yè)化水平的不斷提高，這種不可再生能源的貯存量將不斷減少并且會變得越來越昂貴。同時，根據(jù)世界資源研究所（WRI）的報告可知，61.4%的溫室氣體排放來自于能源消費。因此，為了解決經(jīng)濟快速發(fā)展與環(huán)境不斷惡化之間的矛盾，必須從能源問題著手。探究能源消費背后的產(chǎn)業(yè)驅(qū)動因素，明晰能源消費的影響因素，不僅有利于相關(guān)部門更好地把握能源消費特征，制定合理可行的節(jié)能降耗政策，并且對于提高能源利用效率、減少不合理的能源消費、降低環(huán)境污染等都具有重要的現(xiàn)實意義。

　　摘要：構(gòu)建了遼寧省能源消費影響因素的VAR模型，并應(yīng)用遼寧省1978—2010年間的時間序列數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。結(jié)果表明，遼寧省能源消費與各類因素之間存在長期均衡的穩(wěn)定關(guān)系，其中，重工業(yè)比重的變動對能源消費的長期影響最為顯著，第三產(chǎn)業(yè)比重的調(diào)整對能源消費的短期波動具有顯著影響。從脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解中都可以看出，人口因素對能源消費的擾動與其他因素相比是最不顯著的。

　　關(guān)鍵詞：能源消費,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),向量自回歸模型

　　引言

　　遼寧省作為中國傳統(tǒng)的老工業(yè)基地，也是全國能源生產(chǎn)與消費大省，受重工業(yè)比重過高的影響，原油消費量一直居于全國第一位，焦炭、汽油、柴油等的消費量也位于全國前列。本文應(yīng)用遼寧省1978—2010年間的時間序列數(shù)據(jù)，建立一個非限制性向量自回歸模型來考察遼寧省能源消費與各影響因素之間的關(guān)系，并進行脈沖響應(yīng)分析和方差分解，進一步分析各影響因素的沖擊對遼寧省能源消費的響應(yīng)以及貢獻度，從長期均衡角度來考察各變量之間的動態(tài)變化規(guī)律，從短期波動角度分析各變量對能源消費總量的影響和作用。

　　一、文獻綜述

　　國外文獻對能源消費的研究較為豐富，Lise和Montfort（2007）運用Engle-Granger兩步法對土耳其1970—2003的數(shù)據(jù)分析顯示，土耳其的經(jīng)濟增長對能源消費具有一定的影響，反過來不成立。Apergis和Payne（2009）研究的是依據(jù)獨立國家聯(lián)合體中的11個國家的數(shù)據(jù)，運用多變量面板數(shù)據(jù)模型來探討能源消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，實際GDP、能源消費，固定總資本投資和勞動力之間的系數(shù)是正相關(guān)的，并且誤差修正模型揭示了短期存在能源消費到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，而在長期，二者具有雙向因果關(guān)系。

　　影響能源消費的因素不僅有GDP，人口數(shù)量、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)政策、能源價格等方面也是不可忽略的因素。國內(nèi)學(xué)者齊志新（2007）采用因素分解法，來分析中國工業(yè)結(jié)構(gòu)變化對能源消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)，重工業(yè)比重每增加1%，能源消費增加約866萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，說明輕重結(jié)構(gòu)的變化對能源強度的影響越來越重要。林伯強（2007）將GDP、煤炭價格、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、運輸成本作為解釋變量，分析了這些因素對煤炭消費的影響；此后，林伯強等（2011）利用投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分解法，分析了國內(nèi)消費、進出口貿(mào)易和技術(shù)進步對中國能源部門和非能源部門電力消費的影響。周建（2007）建立了向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析能源消費和經(jīng)濟增長、效率改進之間的作用機理。研究結(jié)果表明，在眾多影響能源消費的因素中，經(jīng)濟增長方式的改變和重工業(yè)比例在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的調(diào)整對能源消費的作用最為顯著。牟敦果（2012）運用時變參數(shù)向量自回歸方法研究了電力消費量、工業(yè)增加值和煤炭價格三者之間的互動影響，實證結(jié)果表明，工業(yè)增加值對電力消費具有顯著的促進作用。

　　綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對能源消費的研究方法和角度都在不斷深入，越來越多的因素被考慮到研究范圍內(nèi)。本文在借鑒以往研究的基礎(chǔ)之上，綜合考察了遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值、人口總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)結(jié)構(gòu)對遼寧省能源消費的影響。

　　二、變量選取與模型設(shè)定

　　目前，關(guān)于能源消費的影響因素有很多研究，本文結(jié)合現(xiàn)有文獻，選取以下4個變量作為解釋變量，來考察其對能源消費的長期和短期影響。

　�。ㄒ唬┙�(jīng)濟總量

　　大量的經(jīng)驗研究表明，經(jīng)濟總量和能源消費量之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟總量一般用國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量。本文去除了價格因素的影響，均以1978年為基期。

　�。ǘ�）人口數(shù)量

　　能源消費可以分為生產(chǎn)消費和生活消費兩方面，人口數(shù)量對生活能源消費量起決定性作用。近年來，隨著社會的進步和生活水平的提高，生活能源消費總量穩(wěn)定增長，人均能耗也存在著一定的上升趨勢，但并不明顯。因此，本文僅考慮了人口數(shù)量對生活能源消費的影響。

　　（三）服務(wù)業(yè)比重

　　產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響能源消費的另一個重要因素，總體來看，服務(wù)業(yè)能源消費水平普遍較低，因此，增加服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重對于降低能源消費總量具有促進作用。本文應(yīng)用服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重來描述區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，假定服務(wù)業(yè)比重與能源消費之間具有負(fù)向關(guān)系。

　�。ㄋ模┲毓�業(yè)比重

　　經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化，尤其是能源消費量較大的重工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對能源消費產(chǎn)生較大的影響。本文應(yīng)用重工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重代表工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化，將其作為能源消費的一個解釋變量。

　�。ㄎ澹┠Ｐ驮O(shè)定

　　根據(jù)以往文獻，本文將遼寧省能源消費函數(shù)表示為：

　�。�2.1）

　　為消除數(shù)據(jù)的劇烈變動和異方差性，對模型各變量進行對數(shù)處理，可以得到能源消費方程為：

　　（2.2）上式的最大優(yōu)點是區(qū)分了絕對量和相對量對能源消費的不同影響。

　　三、遼寧省能源消費的長期均衡

　　（一）VAR模型建立

　　基于所選取的變量，本文構(gòu)建不含外生變量的非限制VAR模型：

　�。�3.1）

　　式中：；

　　為擾動列向量；是系數(shù)矩陣；p是滯后階數(shù)。

　　一般情況下，VAR模型中的變量必須具有平穩(wěn)性，因此首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗。

　　檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗，本文使用經(jīng)改進的DF-GLS檢驗，原假設(shè)為時間序列是非平穩(wěn)的，備擇假設(shè)是平穩(wěn)的。檢驗結(jié)果如表3.1所示：原時間序列在10%的顯著性水平下均無法通過DF-GLS檢驗，即時間序列為非平穩(wěn)的，而對這些變量進行一階差分之后，檢驗統(tǒng)計量值都小于5%檢驗水平下的臨界值，因此差分序列不包含單位根，從而表明序列是平穩(wěn)序列，具有一階單整性。

　�。ǘ�）長期均衡檢驗結(jié)果

　　協(xié)整檢驗要求協(xié)整變量必須具有相同的單整階數(shù)，從單位根檢驗結(jié)果可以看出，5個變量都是一階單整，滿足單整的條件，因此，本文VAR模型中的變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

　　從Max-Eigen統(tǒng)計量檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下拒絕了0個協(xié)整方程的原假設(shè)，只存在唯一的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程為：

　�。�3.2）

　　方程中ecm代表誤差修正項。結(jié)果表明，在1978-2010年間，遼寧省的能源消費總量與地區(qū)生產(chǎn)總值、人口數(shù)量、服務(wù)業(yè)比重、重工業(yè)比重之間均存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。從長期來看，能源消費對的彈性系數(shù)為0.556，經(jīng)濟增長對遼寧省的能源消費總量有著正向拉動作用；能源消費對人口數(shù)量的彈性系數(shù)為0.897，說明人口數(shù)量對能源消費總量也有正向影響；服務(wù)業(yè)比重對能源消費具有負(fù)向作用，服務(wù)業(yè)比重每提高1個百分點，能源消費會降低0.798%；重工業(yè)比重對能源消費的影響系數(shù)最大，可見在長期重工業(yè)是影響遼寧省能源消費的最重要因素。

　　四、遼寧省能源消費的短期波動

　�。ㄒ唬┫蛄空`差修正模型

　　由于變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以根據(jù)回歸分布滯后模型導(dǎo)出誤差修正模型（VEC）。VEC可以顯示出能源消費與各影響因素之間的短期動態(tài)調(diào)整過程，反映當(dāng)變量受到外界沖擊偏離長期均衡狀態(tài)時，系統(tǒng)如何在下一期使變量重新回到長期均衡狀態(tài)。

　　根據(jù)向量誤差修正模型的輸出結(jié)果，可以寫出誤差修正模型的估計結(jié)果：

　　（4.1）

　　從模型估計結(jié)果中可以看出，在短期，遼寧省能源消費滯后一期對自身的影響顯著為正，說明當(dāng)期能源消費總量受前一期能源消費的影響較大；經(jīng)濟總量、工業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)均為正，說明經(jīng)濟總量的增加和重工業(yè)比重的增加能夠促進能源消費總量的提高，人口數(shù)量對能源消費具有正向影響，影響程度比較小，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源消費具有負(fù)向影響，說明服務(wù)業(yè)比重的提升能夠降低能源消費總量。從方程中各變量的系數(shù)可以看出，在其他變量不變的情況下，人口數(shù)量每增加1%，能源消費總量增加0.39個百分點；經(jīng)濟增量每增加1%，能源消費增加0.88個百分點；重工業(yè)比重每提高1%，能源消費總量增加0.97個百分點；服務(wù)業(yè)比重每提高1%，能源消費總量下降2.46個百分點。由此可見，在短期，經(jīng)濟總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)結(jié)構(gòu)是遼寧省能源消費總量增長的主要推動因素。方程中項是誤差修正項，其系數(shù)的大小可以反映出遼寧省能源消費在短期波動中偏離長期均衡的調(diào)整力度，方程中誤差修正項系數(shù)的估計值為-0.24，說明短期中影響遼寧省能源消費總量變化的因素在偏離長期均衡狀態(tài)時，能夠以0.24的速度回到均衡狀態(tài)。

　�。ǘ�）脈沖響應(yīng)函數(shù)

　　脈沖響應(yīng)函數(shù)可以用來分析VAR模型中隨機擾動項對各內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響。下面分別給lnener、lnGDP、lnpop、stru、ind一個單位的正沖擊，可以得到關(guān)于遼寧省能源消費總量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，見圖1。

　　從圖1可以看出，在當(dāng)期給經(jīng)濟總量一個正的沖擊之后，能源消費總量立即對擾動作出了響應(yīng)，在第2期對擾動所做出的響應(yīng)達到最大（約為0.06）。這表明，當(dāng)經(jīng)濟增長受到外部沖擊后，經(jīng)市場作用傳遞給能源行業(yè)，并給能源行業(yè)帶來正向的沖擊；當(dāng)給一個正的沖擊之后，始終沒有做出較大響應(yīng)，這表明人口因素對能源消費的沖擊不顯著，雖然隨著生活質(zhì)量的提高，居民對汽車、家電等的需求增加，但與其他因素相比，生活能源消費對能源消費的影響依舊較��；當(dāng)給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一個正向沖擊之后發(fā)現(xiàn)，傳遞給的是負(fù)向的作用，在第2期對能源消費有最大的負(fù)向作用，達到-0.01，然后開始圍繞0值上下波動；當(dāng)給一個正向沖擊時，對擾動所做出的響應(yīng)在第2期達到0.004，其后逐步下降到0，從第5期開始逐漸提高并趨于穩(wěn)定。

　　（三）方差分解

　　脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中內(nèi)生變量受到?jīng)_擊之后給其他變量帶來的影響，方差分解則是通過分析結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變動的影響程度，來進一步考察不同沖擊的重要性。本文只考慮各變量沖擊對能源消費的貢獻度。下圖為各變量對能源消費的方差分解圖。橫軸表示滯后期間數(shù)（單位：年度），縱軸表示各因素的貢獻度（單位：%）。表2給出了各變量對能源消費的方差分解結(jié)果。從表2可以看出，經(jīng)濟總量對能源消費總量的貢獻度最大，從第4期開始，經(jīng)濟總量的貢獻已經(jīng)超過能源消費總量自身擾動所引起的變化，隨著時間的推移，經(jīng)濟總量對能源消費的擾動影響逐期增加，在第10期達到了最大值，高達67.29%。表明遼寧省能源消費預(yù)測方差的67.29%可以由經(jīng)濟增長的水平變動來解釋。這種現(xiàn)象契合了本文前面的理論論述，解釋了伴隨經(jīng)濟的快速增長，能源消費總量大幅提升的原因。重工業(yè)比重對能源消費的貢獻程度小于經(jīng)濟增長，位于第二，這體現(xiàn)了遼寧省老工業(yè)基地的產(chǎn)業(yè)特點。排在第三位的是服務(wù)業(yè)比重，在第二年達到了2.31%，隨后逐年上升。近幾年，隨著國家產(chǎn)業(yè)政策的實施，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度越來越大，第三產(chǎn)業(yè)比例的大幅度上升降低了能源消費量。人口數(shù)量對能源消費的貢獻度很小，表明生活能源消費占能源消費總量的比例依舊很小，人均生活能源受制度變遷等因素的影響較大。

　　五、結(jié)論

　　本文通過對遼寧省能源消費與其影響因素之間關(guān)系的分析，揭示了遼寧省能源消費的基本特征。主要結(jié)論為：從長期看，遼寧省能源消費與經(jīng)濟總量、人口數(shù)量、服務(wù)業(yè)比重、重工業(yè)比重存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，重工業(yè)比重對能源消費的作用最顯著。從短期波動看，當(dāng)系統(tǒng)受到外界沖擊時，服務(wù)業(yè)比重的變化是使系統(tǒng)從短期向長期回調(diào)最有力的因素；生活能源對能源消費的正向影響比生產(chǎn)能源要小得多，雖然隨著生活水平的提高，生活用能的空間增大了，生活能源受其他因素的影響較大。近年來，遼寧省能源出現(xiàn)了供需不均衡的現(xiàn)象。2010年，遼寧省從省外和以進口方式凈調(diào)入能源量達到13242.97萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，約占當(dāng)年能源消費總量的66.7%。長此以往，遼寧省能源消費對外依賴度將越來越高。因此，建議省政府在財政預(yù)算中增加一部分能源專項基金，加強可再生能源技術(shù)的開發(fā)和引進，對水能、風(fēng)能、太陽能的開發(fā)利用等進行補貼等。這樣，一方面能夠解決遼寧省未來的能源消費問題，另一方面能夠減輕環(huán)境污染，符合國家新型工業(yè)化道路的發(fā)展要求。

　　長期以來，遼寧省的經(jīng)濟發(fā)展模式形成了以第二產(chǎn)業(yè)（尤其是重工業(yè)）為主體的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，這就決定了工業(yè)是遼寧省能源消費的主要部門（2010年，工業(yè)耗能增長率高達12.97%）。而服務(wù)業(yè)的優(yōu)勢是消費自然資源較少，并且可為農(nóng)業(yè)和工業(yè)的持續(xù)發(fā)展起到助推作用。與全國平均水平相比，遼寧省的服務(wù)業(yè)比重也相對偏低，應(yīng)該進一步限制各類高耗能、高污染產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，淘汰能源消費高的落后企業(yè)，加快服務(wù)業(yè)發(fā)展，結(jié)合遼寧省的實際情況，尤其應(yīng)該加快生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的快速發(fā)展。

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